農業上市公司可持續發展研究

○浙江農林大學經濟管理學院 趙子煬 劉德弟

一、引言

農業的發展在我國經濟發展中占有舉足輕重的位置，農業的發展狀況還會影響經濟的發展，會直接影響到農民的生活能否達到小康水平并實現共同富裕、社會是否穩定以及我國經濟是否能夠順利實現可持續發展。作為農業大國，我國的農業問題也是備受社會專家學者的關注。

1987年，可持續發展的定義第一次在世界環境與發展委員會被提及，委員會認為，可持續發展是不能以犧牲后代人需求的前提下來滿足現代人的需求，在發展經濟的同時，要保護自然環境，保證后續子孫的持續發展。截至2005年，聯合國可持續發展委員會已經先后召開了14次會議，通過這些會議廣泛探討了有關可持續發展的戰略、政策問題以及相應的解決方法。正是通過這些理論與實際相結合的交流和互促過程中，可持續發展概念才慢慢的被社會所了解，并且開始不斷地投入到實踐中去。

企業財務可持續增長情況在資本市場的發展中越來越重要。完成效益的增長是所有企業的最終目的，而恰當合適的財務戰略會直接影響企業效益的可持續增長。目前,相對于企業的可持續發展現狀分析研究來說,關于農業上市公司財務可持續發展研究則較少。而農業上市公司是推進農業生產先進化的中堅力量，為加快農業現代化、推進新農村的建設等發揮了重要的作用。因而，本文將把農業上市公司作為研究對象，從財務可持續增長的角度進行實證研究，并提出有利于農業上市公司實現可持續發展的相關建議。

二、上市公司可持續增長文獻回顧

企業是以發展求生存的，而其發展的本能需求就是企業利益的增加。企業增長的太快或者太慢并不意味著該企業實現了可持續發展，也不利于企業的可持續發展。因此，企業的可持續增長情況決定了企業的未來?，F有的有關財務可持續增長的研究都是基于希金斯以及范霍恩的模型上進行的。

(一)國外對于可持續增長模型的研究

1.Higgins可持續增長模型

1981年，財務可持續增長率的觀點以及概念被Higgins首次提及，他認為財務可持續增長率就是在不必耗盡企業財務資源的前提下，企業所出現的最大幅度的銷售增長率。隨后，此概念被波士頓咨詢集團公司普及使用。希金斯認為企業可以通過財務可持續增長率這個綜合性財務指標對企業進行財務分析。另外，Higgins認為在保持一定的資本結構下，負債與股東權益之間是正比例關系，除此以外，透過現象看本質，銷售增長速度會受股東權益增長速度的限制，兩者之間并不互相促進。Higgins提出可持續增長模型為：財務可持續增長率=銷售凈利率×留存收益率×總資產周轉率×期初權益期末總資產乘數。

2.James C.VanHorne可持續增長模型

在隨后的一段時間里，范霍恩將可持續發展率進行了新的定義。他認為可持續發展率就是在一定條件下的企業增長率。由于負債和股東權益的增加額與資產的增加額是相等的，以此為出發點，從股東權益和負債這兩方面進行考慮，建立財務可持續發展靜態和動態模型。范霍恩提出的財務可持續發展模型中提到，企業的資產增長速度受財務政策和經濟效率的影響，其經營效率的提高額度也是受限制的，另外，有關企業的財務政策也是不能經常發生變更的。

財務可持續增長率=

由于農業上市公司的實際營業增長率與可持續增長率之間并不是非得保持一致,看重的是在兩者不相同的時候所采取的相應財務戰略,是財務資源與財務增長相平衡。相比較范霍恩的模型來說,希金斯的模型所選取的財務指標更具綜合性,該財務指標適用于企業的財務分析，因此，本文引用希金斯的模型進行實證研究。

(二)國內對可持續增長模型的理論研究

國內對于可持續增長模型的理論研究也大都是在希金斯和范霍恩模型的基礎上進行的，并且在實際研究中加入了現實例子。朱開悉(2001)對農業上市公司的可持續增長模型的局限性進行分析，并提出了每股收益可持續增長模型。油曉峰、王志芳(2003)提出財務可持續增長理論存在應用性不強、實際可行性不足以及可比性不足等問題，因此，他們將合并重組等成本控制的因素放入模型中。邱英(2007)以五糧液企業財務數據為例，對范霍恩可持續增長模型、拉巴波特財務可持續增長模型以及科雷財務可持續增長模型進行比較研究，認為現金流的穩定性較差。另外，朱翔、蔡明超(2005)則對農業上市公司二級市場的表現進行了定性分析。王玉春、花貴如(2006)則通過從可持續增長率的驅動因素入手，發現農業上市公司可持續發展能力不足，并且增長速度過快，缺乏一定的安全保障。蘇利平(2013)通過實證分析，發現內蒙古上市公司的可持續發展能力與成長能力、營運能力和盈利能力有著正向作用。

三、數據來源以及指標選擇

(一)數據來源

本文選擇43家農業上市公司作為研究樣本,對于不符合要求的(被ST或者不能提供完整財務數據)農業上市公司樣本進行剔除,有效研究樣本為32家農業上市公司，利用樣本在2014—2018年的160組財務后數據進行實證分析。本文所用到的財務指標數據來自巨潮資訊網、國泰安CSMAR數據庫以及證券之星網站。

(二)指標選擇

本文以羅伯特·希金斯的財務可持續發展率模型作為理論基礎展開實證研究，表1為模型中的主要變量和定義。

表1 主要變量和定義

上市公司的可持續增長主要體現在盈利能力、經營能力、償債能力以及成長能力上，將這四個能力作為影響農業上市公司可持續發展的影響因素，并且從這四個方面中選取了凈資產收益率、銷售凈利率、每股凈利潤、存貨周轉率、總資產周轉率、資產負債率、流動比率、速動比率、凈利潤增長率、資本累積率以及總資產增長率這11項財務指標。

四、農業上市公司財務可持續增長的實證分析

(一)對于農業上市公司可持續增長率與實際營業增長率的描述分析

由表2中可見，在2014年至2018年期間的可持續增長率與實際營業增長率的均值可以看出，可持續增長率為負值,實際營業增長率為正值,兩者之間相差較多。另外,可持續增長率與實際營業增長率的標準差雖都為正值,且數值不大,但兩者間也存在將近4倍的差距。

表2 可持續增長率與實際營業增長率

(二)農業上市公司對于可持續增長的檢驗

由表3的K-S檢驗結果可知，實際營業增長率所對應的顯著性概率值Sig為0.000，可持續增長率所對應的顯著性概率值Sig為0.001，兩者的Sig值均小于0.05，則實際營業增長率的值與可持續增長率的值之間是不服從正態分布的。因此，本文將通過非參數檢驗中的威爾科克森符號秩檢驗法來檢驗實際營業增長率與可持續增長率這兩個相關樣本間是否存在顯著差異。

表3 柯爾莫戈洛夫-斯米諾夫(K-S檢驗)結果

由表4結果可知，Z所對應的顯著性值為0.000，表明兩者之間存在顯著差異，即所選取的樣本公司均未實現可持續發展。

表4 威爾科克森符號秩檢驗統計量

(三)農業上市公司增長情況的分析

通過對上述樣本公司的檢驗結果可知，實際營業增長率與可持續增長率之間存在顯著差異，樣本公司均未實現可持續發展。未實現可持續發展的上市公司會存在增長過快與增長不足的問題。通過對樣本農業上市公司進行威爾科克森秩檢驗的計算結果可得知(見表5)，32家農業上市公司在這5年里可持續發展率與實際營業增長率的負秩個案數為27，占比為84.375%；正秩個案數為5，占比為15.625%，則綁定值為0，占比為0。這說明在所選取樣本公司中，沒有一家公司的可持續增長率與實際營業增長率是相等的。在顯著性水平a=0.05，t1-a/2=1.96時，有84.375%的樣本公司的可持續增長率小于實際營業增長率，會使企業在接下來的發展中出現企業內部資源使用緊張；有15.625%的樣本公司的可持續增長率大于實際營業增長率,這會使企業出現增長不足的情況，會對企業造成一定程度的資源浪費。

表5 秩計算結果表

(四)因子分析

本文利用32家農業上市公司2014—2018年5年的11個財務指標數據進行因子分析。檢驗結果如表6所示。

表6 KMO和Bartlett檢驗結果

由表6可知，該樣本數據的KMO值為 0.580>0.5，該樣本變量適用因子分析法。進而得到11項財務比例的相關系數表,詳見表7。

表7 相關性矩陣表

表7中的X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7、X8、X9、X10、X11分別代表凈資產收益率、銷售凈利率、每股凈利潤、存貨周轉率、總資產周轉率、資產負債率、流動比率、速動比率、凈利潤增長率、資本累積率以及總資產增長率。因此我們可以看出銷售凈利率與每股凈利潤的相關系數為0.818，與凈利潤增長率的相關系數為0.839。流動比率與速動比率的相關系數高達0.888。

由表8可知，總方差解釋提取出了4個因子，這四個因子的信息量占所有信息量的82.202%。另外，為了避免初始因子負荷矩陣對因子模糊的解釋和命名對實驗所帶來的影響,需對因子矩陣進行方差最大化旋轉。

表8 總方差解釋

如表9所示，在因子F1中,X1(凈資產收益率)、X2(銷售凈利率)、X3(每股凈利潤)、X9(凈利潤增長率)所占比率分別為74.8%、95.8%、82.1%、83.4%,因此用這四個財務指標來反映企業盈利能力。代表盈利能力的這四個財務指標因子貢獻率達到了28.198%，在對公司可持續發展方面所作出的貢獻值是最大的。因子F2中X6(資產負債率)、X7(流動比率)、X8(流動比率)所占比率分別為83.5%、90.2%、92.9%，因此，這四個財務指標將代表企業的償債能力。F2的因子貢獻率是23.123%，對農業上市公司的可持續發展起到了重要作用。在因子F3中X4(存貨周轉率)、X5(總資產周轉率)所占比率分別為85.9%、93.6%，所以因子F3就以這兩個財務指標來反映企業的營運能力，代表企業營運能力的這兩個因子的因子貢獻率是16.169%，該能力會影響企業的可持續發展。在因子F4中X10、X11所占比率最大，因此，資本累積率和總資產增長率將代表企業的成長能力，代表企業成長能力的這兩個因子的因子貢獻率為14.712%。

表9 旋轉后的成分矩陣

因此，通過提取得到這四個因子，即盈利能力(F1)、償債能力(F2)、營運能力(F3)、成長能力(F4)。明確各因子的意義后，以各因子的因子貢獻率作為權數，就可以得到可持續發展能力指數(SDI=Sustainability Development Index)的計算公式：

S=F1×28.198%+F2×23.123%+F3×16.169%+F4×14.712%

將每個企業相應的因子值代入SDI計算公式中計算SDI值并且進行排名，結果如表10。

表10 農業上市公司可持續發展能力排名

(五)多元回歸分析

通過因子分析得到4個因子，這4個因子含有11個財務指標80%以上的信息，因此，本文通過逐步回歸分析法，分析這4個因子對財務可持續增長率的影響，將這4個因子作為自變量，2014—2018年的可持續增長率的平均值作為因變量，并建立以下回歸模型：

SGR=a0+a1T1+a2T2+a3T3+a4T4+ε

其中：a0代表常數項，ai代表的是各因子的回歸系數，T1至T4代表作為自變量的四個因子，ε是隨機誤差。

回歸分析結果見表11、表12和表13。

表11 輸入/除去變量

表12 模型摘要

表13 系數

由表11可知，利用逐步法先將T1盈利能力因素代入模型1中，然后在模型2中保留T1盈利能力因素的同時，將T4代入模型2。由表12可見，模型1的R方系數為0.292，調整后的R方系數為0.268，模型2的R方系數為0.481，調整后的R方系數為0.445，由此可見，模型2調整后的判定系數大于模型1調整后的判定系數，因此，模型2的擬合度較好。由表13結果可知，在模型2中T1盈利能力因素的偏回歸系數為0.003，標準化系數為0.550，t檢驗值為4.108，顯著性值=0.000小于0.05，通過α=0.05的顯著性檢驗，這說明T1盈利能力因素對于農業上市公司的可持續發展率具有正向作用；模型2中T4成長能力因素的偏回歸系數為0.163，標準化系數為0.435，t檢驗值為3.251，顯著性值=0.003小于0.05，通過α=0.05的顯著性檢驗，這說明T4成長能力因素對于農業上市公司的可持續發展率具有正向作用。通過比較回歸系數，盈利能力對可持續發展率的影響大于成長能力。

五、結論與建議

(一)結論

本文通過威爾科克森符號秩檢驗對樣本公司的實際營業增長率和可持續發展率兩個樣本進行了顯著性檢驗，結果顯示，所選取的樣本公司的實際營業增長率與可持續增長率無一相等，即都沒有實現可持續發展，其中可持續增長率小于實際營業增長率的樣本公司占比為84.375%，可持續增長率大于實際營業增長率的樣本公司的占比為15.625%。另外，通過因子分析盈利能力、償債能力、營運能力以及成長能力這四個因子，并將這四個因子作為自變量,農業上市公司的可持續增長率作為因變量,進行多元回歸分析可知，盈利能力與成長能力對樣本公司的可持續發展率具有正向作用，并且盈利能力的正向作用大于成長能力。

(二)建議

1.提升農業上市公司自我盈利能力

在農業上市公司進行自我發展的過程中，會遇見資金緊張的情況，因此，只有通過提高企業的盈利能力才能解決或者緩解資金所帶來的壓力，保證企業的后續發展。在公司發展的過程中，適時調整經營戰略，在發展核心經濟業務的同時，支持一些非核心經濟業務的發展，實現公司全面可持續發展。

2.提升農業上市公司自我成長能力

農業上市公司自身發展前景在很大程度上會受到自身成長能力的影響。在公司戰略上，應加強對新產業(有一定發展趨勢的產業)評估以及投資，同時加強產業技術的創新，以適應新時代環境。

3.提高政府對農業上市公司的政策支持以及資金扶持

我國農業現代化水平不高,加之農業上市公司回報率的不確定性，導致我國農業上市公司的發展現狀不溫不火。因此，政府需要通過制定相應政策,為我國農業上市公司營造良好的生產經營環境。