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【摘 要】 基于我国农业类上市公司的经营现状和成长性水平，文章通过我国农业类上市公司的面板数据模型对其成长性展开研究，发现我国农产品价格对农业类上市公司存在非常明显的正相关关系；同时财税政策的拟合优度好于农产品价格，说明我国当前农产品价格对盈利能力的影响受到了极大的抑制，而公司治理和部门特征没有得到检验。
【关键词】 农业； 农业类上市公司； 成长性； 面板数据
一、引言
从发展农业和农村经济的角度来看，农业上市公司能够对我国的农业市场化以及农业产业结构升级产生重要的促进作用。但是实际上我国农业上市公司在经济建设中并未起到对农业、农产品市场和农业产业化方面预期的带动作用，其盈利能力整体上一直处于较低的水平，在我国近年来大力实施的农村经济政策和我国经济持续快速发展背景下，这无疑是一个谜。为此，我们决定从农业上市公司盈利视角展开其发展状况的研究。
盈利能力评价始于西方，它主要经历了四个不同的发展阶段：第一个是观察性的盈利能力评价阶段，第二个是统计性的盈利能力评价阶段，第三个是财务性的盈利能力评价阶段，第四个是战略性的盈利能力评价阶段。米勒和莫迪里亚尼于20世纪50年代第一次提出了MM资本结构理论，这也是学界首次运用科学、严谨的方法对资本结构和企业价值之间的关系进行研究。
在国内，也有大量学者对我国企业盈利能力进行了调查和研究（王振蓉和李宝仁，2003；张继袖，2004；贾宗武，2004；汤青，2005等），较多的研究结论显示公司规模、资本结构、股权结构以及公司风险等方面对公司盈利能力具有重要影响，并通过经验数据进行了实证检验。目前理论界对农业上市公司的定义有不同的认定，同时我国证监会对公司性质的认定也有不同的模式①，我们采用我国证监会对公司性质的认定模式进行公司性质的确认。而在盈利能力方面，较多学者认为我国农业类上市公司的业绩受到扶持政策的影响非常大，并且对扶持政策具有很强的依赖性，与此同时，政策扶持为农业类上市公司带来的经济效益不断增多，在其经营业绩中所占的比重不断增大，政策扶持已经变成支撑农业类上市公司实现良好业绩的一个不可或缺的重要因素（汤新华，2003；姜凌，2003等）。然而，即便政府不断加大对农业类上市公司的政策扶持力度，农业类上市公司总体盈利水平依然呈现下降的趋势。因此，相关学者建议从公司多元化经营、提高运营能力（梁宇鹏和许彪，2002）和强化战略运营（刘秀琴等，2003）等方面加强公司的盈利能力。
综上可知，我国农业类上市公司的确存在较为公认的盈利能力问题。然而现有文献中，较多从国家财税政策方面着手进行分析和解释，并且从国内现实来看，财税对其盈利能力水平的确具有非常重要的意义。然而国内农产品价格尤其是大众型农产品价格的定价模式是基于国家计划为主市场为辅的现状，农产品价格对于农业上市公司企业盈利能力的影响没有得到充分的重视。从普通公司的盈利能力影响因素来看，产品或者服务价格与市场占有率对其具有明显作用。因此，目前的文献抛弃产品价格因素也即我国农产品定价机制来研究其盈利能力具有明显的不足和缺憾。而笔者将从农产品定价机制下的农产品价格因素对农业上市公司盈利能力展开研究，同时结合财税政策进行对比分析，以希望进一步揭开我国农业上市公司盈利能力之谜。
二、研究设计
（一）假说的提出
1.农产品市场价格假说
自从改革开放以来，我国逐渐建立起具有中国特色的市场经济体制，目前绝大多数商品价格已经实行市场定价机制。然而，在农产品价格改革方面，目前我国以大米、小麦为主要的关乎国计民生的商品价格依然实行国家计划为主导，市场引导为辅助的定价方式。导致我国大米和小麦等大众型农产品价格和市场脱轨，与国际市场价格更是相差甚远，这种模式不仅影响到我国农民的收益，也在很大程度上对我国农业上市公司的盈利造成重要影响。
虽然，保持物价的稳定对于我国经济发展具有非常重要的作用，但是对于农业上市公司而言，农产品价格更关乎其盈利能力。在目前我国农业上市公司中，虽然分布范围非常广泛，但是几乎都与农业相关产业非常相关。从我国农产品价格走势和我国CPI近年来的走势（图1）可以看出，我国农产品价格总体上波动幅度比CPI大，同时紧紧围绕CPI指数上下波动，这与我国CPI指数的统计口径有很大的关系，同时CPI考虑了包括农产品价格因素的其他物价因素，因此，CPI走势更趋于稳定。同时，从CPI的峰值情况来看，每当CPI处于峰值的时候，ADI指数就会快速回调并处于下降通道，比如2007年2月份、2007年10月份、2008年3月份当CPI处于峰值时，可以明显地发现ADI指数也即（农产品价格指数）就处于快速回调和下降阶段。这间接说明当我国农产品价格受到国家宏观调控的影响是非常明显的。
因此，对于以农业为主要经营业务的农业上市公司而言，农产品价格对其经营的盈利影响应该会是非常明显的，为此，在我国以国家调控为基础的农产品价格背景下，我们提出如下假设：
假设H1：农产品市场价格对我国农业上市公司盈利具有正相关关系。
2.农业补贴假说
在我国，扶持政策左右着农业类上市公司的业绩，而且农业类上市公司对扶持政策具有很强的依赖性，与此同时，随着政策扶持为农业类上市公司带来的经济效益不断增多，这些经济效益在农业上市公司的经营业绩中所占的比例不断增大，政策扶持慢慢成为支撑农业类上市公司获得良好业绩的一个不可或缺的重要因素。可是，即使政府不断加大对农业类上市公司的投入，不断加大对其的政策扶持力度，然而农业类上市公司的总体盈利水平还是呈现出下降趋势。何广文（2010）通过统计分析法发现所得税优惠政策以及补贴收入优惠政策等相关优惠政策确实是给农业类上市公司的净利润产生了促进作用。
收入补贴是政府为促进农业上市公司的发展而制定的重要优惠政策，收入补贴作为一种直接的支持手段，能够有效地实现上市公司的利润的提升，这个指标的信息能够在农业上市公司所披露的年报中获得。按照农业上市公司年报的会计报表中所披露出来的信息，可以将收入补贴的主要来源分为三种：第一种是补偿性收入，例如市政建设补偿以及动迁补偿等；第二种是特殊行业或特殊项目的补贴，例如环保治理补贴等；第三种是地方政府直接拨付的财政资金，用来缓解上市公司遇到的资金困难问题。此外，还有一项是先征所得税后再返还的补贴。同时，自2005年以来，由于我国国家财政持续超过预期的高收入，因此国家利用财政对农村进行反哺力度越来越强和明显，而其中以化肥、农药、种子等方式实施的补贴政策逐渐开始实施。而农业上市公司也必然获得相关的补贴，进而提高农业上市公司盈利水平。为此，我们提出假设如下假设：
假设H2：国家财政补贴对农业上市公司盈利水平正相关。
3.税收假说
农业上市公司所取得的补贴扶持政策主要有两个方面：税收补贴和收入补贴。从税收补贴政策方面来看，主要包括增值税减免、所得税减免、出口退税以及其他的税收政策，其中所得税减免可以说是农业上市公司所获得的最为重要的扶持政策。本文选择所得税减免优惠政策作为政府扶助农业上市公司的税收补贴代表。按照企业所得税的相关管理条例，只要是我国境内的企业都一定得交纳企业所得税，企业所得税的税率是25%，只有小部分行业和地区，又或者是一些外资企业才能缴交低于33%的所得税。我们将按照上市公司发布的年报得出企业所交的实际所得税率，然后再对企业获得的优惠税率进行计算。根据近年来的相关数据显示，农业上市公司各年所得税在利润总额中所占的比重呈下降趋势，所得税优惠政策对净利润的贡献率已经达到了25%，所得税减免显然对上市公司的净利润带来了非常大的影响。综上所述，我们提出如下假设：
假设H3：税收补贴与农业上市公司的公司盈利正相关。
（二）变量设计与数据说明
1.被解释变量
当前，对于上市公司盈利水平的实证研究文献中，对于盈利水平变量的度量选择较多，有的选择ROE，有的选择EPS。在文献分析基础上，针对我国农业上市公司盈利水平变量的度量方面，我们采用每股收益率（YS，yield stock）来作为我国农业上市公司盈利水平的替代变量。
2.解释变量
（1）农产品价格变量
当前国内文献的实证研究中，物价指数对于宏观经济的影响方面的研究中，多以CPI、FDI以及ADI作为替代变量进行实证分析与研究。在本文的研究中，考虑到我国农业上市公司分布的广泛性以及不同区域还存在的物价水平不同等方面的原因与影响，我们采用我国农产品价格指数作为我国农业上市公司主营产品――农产品价格的替代变量。
（2）财税补贴变量
对于财税补贴变量的替代值，我们采用农业上市公司收入补贴和税收补贴加总作为该变量的替代变量，用ETS表示。其中农业收入补贴和税收补贴的数值定义如下：
农业收入补贴，收入补贴的度量。这个指标可以在农业上市公司的年报中直接得以反映，我们把这个指标数据当作我国农业上市公司收入补贴的替代值。
农业税收补贴，税收补贴的度量。这个指标用来表示农业上市公司受政府税收补贴支持的力度，其中所得税收入支持在税收补贴中所占的比重最大，因此我们采取对所得税收入支持来衡量农业上市公司的税收补贴，当作是回归分析中的替代值。
3.控制变量
公司规模变量（SIZE）：由于公司总资产反映了公司所具有物质资本实力，因此我们设置公司规模控制变量，并用公司总资产的自然对数作为替代变量；同时为了更为全面地考察我国农业上市公司的盈利水平的影响，我们设置了国家经济发展水平（用GDP发展速度作为替代变量）；专营化程度（FA）：选取其主营业务利润率来衡量。计算公式为主营业务利润与主营业务收入的比值；农业部门特征（ADC）：农业上市公司除了经营主业，还会实施多元化经营，从其他行业所获得的投资收益与主营业务的收益是有一定差异的。参照冷建飞（2007）的替代变量方法，我们选择农业上市公司主营业务收入在总资产中所占的比例作为农业上市公司部门特征的替代变量。公司治理水平（GOV）：我们选择上市公司独立董事数量作为其治理水平的替代变量；股权结构变量（FSV）：我们选择前五大股东持股比例当作股权结构的替代变量。
（三）实证模型构建
综上分析，我们构建了如下检验回归模型：
YSit=α0+β1APIit+β2FAit+β3SIZEit+β4GDPit+β5ADCit
+β6GOVit+β7FSPit+μi+εit （1）
YSit=α0+β1ETSit+β2FAit+β3SIZEit+β4GDPit+β5ADCit
+β6GOVit+β7FSPit+μi+εit （2）
在上述模型中，α0是截距；βi（i=1，2，…，7）是模型回归系数；ε是随机变量，代表的是影响公司盈利的各项因素。其中i（i=1，2，…，N）表示第i家农业上市公司；t（t=1，2，…，T）表示第t个时间序列观察值；μi表示第i个单位的个体效应。
两个模型依次用于检验农产品价格和财税等情况。通过对样本数据进行模型选择，本研究拟对模型进行F检验和Hausman检验，确定模型后再对面板数据进行分析。
三、实证结果分析
（一）数据描述性分析
收益和产品价格、公司规模、专营化程度各变量的描述性统计如表1所示。从表1中我们可以看出，我国农业上市公司自2008―2010年的每股收益均值为0.224167，中值为0.13，最大值为1.8，最小值为-1.0，标准差为0.410660，说明我国农业上市公司在2008―2010年期间的总体收益水平不高，但是两级现象较为严重，在最高的收益公司和年份达到了1.8元，而最小值也达到了-1.0元。在农产品价指数方面，在此期间，我国农产品价格指数均值为0.761567，中值为0.920374，最大值为1.088379，最小值为0.275949，标准差为0.353122，说明我国农产品价格走势总体上比较平稳，并没有受到国际上过高的农产品价格和国际市场上剧烈农产品市场波动的影响，同时整体的涨幅也较为平缓。财税方面，均值为0.128233，中值为0.201，最大值和最小值分别为0.334和-0.413，说明我国农业上市公司获得国家的财税支持整体上是比较平稳的，因此对盈利的共享应该也会比较稳定。而股权结构方面，均值为0.483，说明其股权非常集中。而公司治理方面总体非常稳定，基本上是介于3-4之间。公司规模变量方面，均值为12.01817，中值为11.945，最大值为13.81，最小值为9.64，标准差为0.705515。如果还原为原始数据，则我国农业上市公司规模是已经具备相当的规模优势，同时大部分上市公司是国有控股型企业，因此其融资能力是非常强的，也必然能够为其公司盈利水平作出贡献。在专营化程度方面，从表1统计中我们可以看出，均值为2.069，中值为1.97，最大值为9.01，最小值为-10.02，标准差为2.764062。对于公司外部经济环境方面，我们采用GDP作为经济发展的外部宏观环境的总体代表，在2008―2010年三年期间，我国GDP的增长率分别为9.2%、9.6%和10.4%，均值为9.733%，接近两位数的增长率，同时考虑到在2008―2010年间世界金融危机的影响因素，进一步说明我国农业上市公司正处于我国高速经济发展阶段，对于其盈利应该具有极强的促进作用。对于我国农业上市公司的农业部门特征因素变量而言，从描述性数据来看，均值达到了0.583391，最大值居然达到了2.581885，最小值为0.18479，标准差为0.37654，说明我国农业上市公司的农业部门特征波动幅度较大，但是整体上而言，农业上市公司农业部门特征因素还是非常明显的。
（二）模型检验分析
1.F检验
因为在对面板数据模型进行估算时，需要检验所建立的模型形式，即要检验样本数据符合何种模型。假如设定了错误的模型形式，那么模型估算结果将是有偏差的。为此，我们针对对构建的模型进行了F检验，检验结果如表2所示。
从表2可以看出，模型1和2的F检验值达到了0.1%的显著性水平，这表明可以拒绝样本个体间存在无差异的原假设，认为相对于采取OLS对数据进行估算，而样本数据采用固定效应模型进行估算将会更合适。
2.Hausman检验
同时，我们使用EVIEWS7.0对模型进行了Hausman检验，检验结果如表3所示。从表中可以知道模型的Hausman检验在1%水平上都是显著的，所以可以拒绝原假设，认为相对于采取随机效应模型进行估计，而样本数据采用固定效应模型进行估算更合适。
综上分析，我们采用固定效应模型对模型进行面板回归检验。
（三）回归结果分析
我们采用固定效应面板数据回归模型，回归结果如表4所示。从表4中可知，模型1和2显著性水平都达到了0.1%的效果，说明模型拟合效果很好，具有较好的解释性。同时还可以发现模型2的调整拟合优度高于模型1的拟合优度，说明在我国农业类上市公司中，财税对公司的盈利影响效的确要优于产品价格的影响，这符合我国农业上市公司的经营现状。
在变量的回归系数方面，从表4中我们可以看出，在模型1中，常数、农产品价格、公司治理水平、股权结构、公司专营化程度、公司规模变量、GDP和农业部门特征的回归系数分别为1.02603、0.029643、0.008915、0.076520、0.038524、
-0.168637、0.070468和0.690957，且农产品价格、专营化程度和公司规模变量达到了1%显著性水平，GDP达到了0.01%以上的显著性水平，股权结构达到5%的显著性水平，说明模型1上述变量的总体解释性较好。尤其是农产品价格对公司盈利能力的影响方面呈现出明显的正相关关系。
在模型2中，常数、财税、公司治理水平、股权结构、公司专营化程度、公司规模变量、GDP和农业部门特征的回归系数分别为0.3874251、0.326909、0.010915、0.006993、0.036663、-0.121009、0.075391和0.691129，且财税和公司规模变量达到了1%显著性水平，专营化程度和GDP达到了0.01%以上的显著性水平，股权结构达到5%的显著性水平，说明模型1上述变量的总体解释性较好。尤其是农产品价格对公司盈利能力的影响方面呈现出明显的正相关关系。
四、结论与展望
笔者通过上述实证检验，发现了如下结论。
1.农产品价格对农业上市公司盈利水平具有明显的正面影响。从回归结果中我们可以发现其显著性水平得到了检验，因此在实际的农业上市公司盈利因素管理和政策制定中，适当考虑市场因素对农产品价格的影响对于提高农业上市公司盈利水平具有正面意义，假设1得到了验证。
2.财税对农业上市公司盈利水平的影响，该假设虽然从回归分析中发现其存在正相关关系，达到了0.0684，达到了1%的显著性水平。因此农业收入补贴和财税补贴从整体上对其盈利有较大的影响，因此假设2和3得到了验证。
3.模型1的拟合优度明显低于模型2的拟合优度，因此再次证明我国农业上市公司中，政策效应要强于价格效应，说明我国农产品价格对公司盈利能力的影响受到了削弱，也间接证明我国农业上市公司盈利能力之谜来自于农产品的定价机制。
4.我国农业上市公司盈利能力还受到股权结构、公司规模、GDP和专营化程度等方面的不同程度的影响。部门特征和公司治理水平对盈利能力的影响没有得到检验。
虽然本文获得了上述成果与结论，但是由于学识等方面的原因，论文的研究还存在一些不足之处。主要表现在对于相关影响因素的研究还有待进一步深入，比如对于公司治理水平和部门特征对农业上市公司盈利的影响方面，回归结果并没有得到充分的验证，还需要进一步进实证分析，这也许与采用独立董事作为公司治理水平的替代变量有一定的关系。
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