财务报告与分析Ｉ Ｆｉｎａｎｃｅ Ｒｅｐｏｒｔ ａｎｄ Ａｎａｌｙｓｉｓ 基于因子分析的农业类上市公司盈利能力评价 长江大学高翔西北农林科技大学孔令成 随着我国经济继续深入地向前发展，农业增效、农民增收这两 换为ｘ 检验来完成对变量之间是否相互独立进行检验。若该统计 量取值较大，因子分析是适用的。利用ＳＰＳＳ１８．０软件对指标 ｘ。一ｘ 。标准化的数据进行计算，得到的结果为：ＫＭＯ检验统计量 个目标Ｅｔ益凸显。由于农业类上市公司作为农业和农村经济发展 实力的风向标，对于促进农业增效、农民增收具有重大的实际意 义，因此对于农业类上市公司绩效的研究日益成为学者们研究的热 点。基于此，本文将利用因子分析的方法，建立相应的指标体系，以 期找到影响农业类上市公司盈利能力的主要因子，并作出相关分 的值为０．６８２，巴特利特球形检验统计量的卡方值为６０４．６０５，其对 应的Ｐ值为０，小于０．０５，两项指标均说明选取的指标适合做因子 分析。 表１ ＫＭＯ检验和Ｂａｒｔｌｅｔｔ检验 析，希望对提高农业类上市公司的盈利能力具有一定的借鉴意义。 一、研究设计 （一）样本选取及数据来源根据新浪财经网披露的数据，并 依据证监会发布的《上市公司行业分类指引》目录，截止２０１ １年 １２月３１日，在我国沪深两市Ａ股市场上市且所属板块为农、林、 牧、渔业的上市公司达到３５家，其中有４家是被冠以ＳＴ（ ｓＴ）标 记（ｓＴ九发、＊ＳＴ新农、ｓＴ香梨、＊ＳＴ大地）。根据科学性、全面性和 可操作性原则，并考虑到数据的可获得性，选取了全国３１家农业 类上市公司作为研究样本，样本数据来源于新浪财经网上２０１ １年 （二）总方差解释方差贡献率是衡量公因子相对重要程度的 指标，方差贡献率越大表明该公因子相对越重要。表２显示，３个 公因子累计方差贡献率达到９０．５１９％，表明３个公因子基本保持 了原来１Ｏ个指标的绝大部分信息。为了使公共因子对变量的命名 和解释变得更加容易，还需要对上述因子提取的结果进行旋转，采 用的是最大方差正交旋转法。由表２可以得出，旋转后各因子的方 差贡献率分别为４２．９２６％、２６．８８７％和２０。７０６％。 表２ 主成分 因子分析的总方差解释 初始特征值 旋转平方和载入 度披露的数据（为了分析的方便，本文选取的是纯粹的农业类上市 公司，即按照其所属的板块为农、林、牧、渔业选取，不包括食品、饮 料类上市公司）。 （二）指标选取本文遵循科学性、全面性和可操作性原则，并 考虑到数据的可获得性，采用１０个指标来构建衡量农业类上市公 合计ｉ方差贡献率％ 累积贡献率％ 合计｝方差贡献率％Ｉ累积贡献率 １ ２ ５．８８１ ｌ ５８．８１５ ２．０９６ ｌ ２Ｏ．９６０ ５８．８１５ ７９．７７４ ４ ２９３ ｌ ４２ ９２６ ｝２．６８９ ｌ ２６．８８７ ｌ ４２．９２６ ６９．８１３ 司盈利能力的指标体系，所选的指标有：摊薄每股收益（ｘ ）、主营 业务利润率（ｘ ）、总资产净利润率（ｘ ）、成本费用利润率（ｘ ）、主 ３ １ ０７４ ｌ Ｉｏ．７４５ ９０．５１９ ２．０７１ ｌ ２０．７０６ ｌ ９０．５１９ （三）公因子命名表３为旋转后的因子载荷矩阵。可以看出。 营业务成本率（ｘ ）、销售净利率（ｘ ）、净资产收益率（ｘ ）、流动比 率（）（Ｒ）、速动比率（ｘｑ）、股本报酬率（ｘ。。）。由于篇幅的限制，原始数 据在此从略。 公因子１在指标ｘ 、ｘ 、ｘ 和ｘ 上的载荷值较大。由于它们基本 上是反映公司主营业务状况的，因此可将公因子１定义为主营业 务因子。同理，公因子２在指标ｘ 、ｘ。、ｘ 和ｘ 。上的载荷值比较 大。一般而言，上市公司总资产净利润率和净资产收益率的值越 大，每股股票的收益就会越大，则公司的盈利能力自然也就越强。 因此，可以将公因子２定义为资本回报因子。公因子３在指标ｘ （三）因子分析方法因子分析的基本目的就是用少数几个因 子去描述许多指标或因素之间的联系，即将关系比较密切的几个 变量归在同一类中，每一类变量就成为一个因子，以较少的几个因 子去反映原始资料的大部分信息。通常，因子分析需要经过以下步 骤：第一，对原始指标数据进行标准化处理，消除量纲、数量级之间 的差异，并对其适用性进行检验；第二，求解公共因子及因子载荷 和ｘ 上的载荷值较大，由于两项指标均是反映公司偿还短期债务 能力的，因此可将其定义为流转变现因子。从旋转后各因子的方差 贡献率可以看出，第一个因子，即主营业务因子的影响力最大，它 可以解释影响农业类上市公司盈利能力因素的４０％多，而其它两 个因子的影响力也是相当强的，两者共同解释了影响农业类上市 公司盈利能力因素的近５Ｏ％。 表３ 指标 Ｘ１ 矩阵，并对公共因子进行命名；第三，计算各因子得分及综合得分， 并进行相关分析。 二、实证结果与分析 （一）ＫＭＯ与Ｂａｒｔｌｅｔｔ检验在进行ＫＭＯ和Ｂａｒｔｌｅｔｔ检验之 旋转后的因子载荷矩阵 主成分１ 主成分２ ０．５６３ ０．７６４ 主成分３ ０．０４０ 前，需要对原始指标数据进行标准化的处理，目的是为了消除变量 之间由于量纲、数量级和数值大小的差异对评价结果可能造成的 误差，也有利于后续因子得分的计算，可以通过ＳＰＳＳ１８．０软件完 成。数据标准化处理之后，需要对原始变量间的相关关系进行检 验，这就需要用到ＫＭＯ和Ｂａｒｔｌｅｔｔ检验，其是进行因子分析的前 提。ＫＭＯ指标是用来检验因子分析是否适用的指标，若它在０．６—１ 之间表示适合，小于０．６表示不适合。Ｂａｒｔｌｅｔｔ的球形检验是通过转 Ｘ２ Ｘｔ Ｘ Ｘ５ Ｘ７ ＸＲ Ｘ。 Ｘ１ｏ ０．９６０ ０ ６２２ ０．９０１ 一Ｏ．９６１ ０．８１９ ０ ４９７ ０．１０１ ０．０５８ 一０．００５ Ｏ．１５７ ０．７１５ ０ ２７２ —０．１５６ ０．４９７ ０．７２３ 一Ｏ．Ｏ５１ —０．０１４ ０．８３６ ０．０５３ ０．１２２ ０ ０７０ —０ ０４９ Ｏ．１５８ ０．０９６ ０ ９８９ ０．９９１ 一Ｏ．２２３ 列奈通孔・综合２叭３年第１０期（中】 财务报告与分析Ｉ Ｆｉｎａｎｃｅ Ｒｅｐｏｒｔ ａｎｄ Ａｎａｌｙｓｉｓ （四）各因子得分与综合得分为了便于后续的分析，文中各 因子得分等于样本公司指标的标准值、对应的因子得分系数、各因 表４ ０１１年农业类上市公司各项因子得分及综合绩效得分 主营业务 资本回报 流转变现 综合得分 因子得分 因子得分 因子得分 １３３．７３１７ ８７ ３０２９ －２５．４４５９ ８．７７０５ —１４ ０５９４ —４．４１ｏ４ ９４．２２６４ ９１．６６３１ 子方差贡献率占累计方差贡献率的比重与ｌＯＯ的连乘积（乘以 ｌＯＯ是为了凸显各因子得分），综合绩效得分等于各因子得分之和 （见表４）。如果一项因子得分大于ｏ，则表明企业在该项因子上的 盈利能力超过样本平均水平，反之则低于样本平均水平；综合绩效 壹桥苗业 登海种业 神农大丰 益生股份 一４．９２７９ ３３．３９６４ —５ ２２４１ ４２．２５８３ ９１．２１２０ 一Ｏ ９２９７ ８１ ０６００ ７４．７２５０ 得分值越大，则表明公司的综合盈利水平越强。根据白世秀和章金 霞（２ｏ１２）的研究，每项因子得分都大于。且综合绩效得分超过６０ 的为盈利质量良好公司，大于ｌＯＯ的为盈利质量优秀公司；每项因 菇木真 雏鹰农牧 獐子岛 民和股份 万向德农 ３３．５５９５ ４３．２０９３ ２３．８２８２ －２６．３１７９ ２９．７４７７’ —８．７５７１ ３４．２０８３ １０．０１００ ４９．０５００ １．３７１２ ４８ ５５７６ —５１７０３ —６．７８５４ —１．０３９４ —１１．００１１ ７３．３６０１ ７２．２４７４ ２７ ０５２９ ２１ ６９２６ ２Ｏ．１１７９ 子得分都小于。且综合绩效得分低于一６０的为盈利质量劣质公 隆平高科 好当家 大康牧业 ２２．７９３７ ３４．４００９ 一１５．４７０５ ４．６１９２ —１０．２７０８ —０．Ｏ２１５ —９ ５４５５ —７．２０１５ １９．７４１１ １７．８６７４ １６．９２８５ ４．２４９１ 司，而低于一ｌＯＯ的则为盈利质量极差公司。基于此，从表４可以 看出：在所选取的３１家农业类上市公司中，盈利质量良好的公司 没有，盈利质量优秀的公司更是没有，而属于盈利质量极差的公司 却有２家；虽然没有盈利质量劣质的公司，但靠近其盈利水平的公 司却有３家，即丰乐种业、罗牛山和福成五丰。单纯从综合绩效得 分来看，农业类上市公司的综合盈利水平不仅差距较大，而且参差 不齐，排在第一名的壹桥苗业（９４．２２６４）与排在最后一位的景谷林 业（一１６６．７８７２）的综合绩效得分相差２６０多分，差距甚大。其中，综 合绩效得分大于０的仅为１４家，小于０的却达１７家之多，占比分 别为４５．１６％和５４．８４％；在综合绩效较好的公司中，没有１家盈利 质量良好的公司，但在综合绩效较差的公司中，却有２家盈利质量 极差的公司。由此可以得出：我国农业类上市公司综合盈利质量水 平很一般，仅仅处于中等偏下水平，其综合盈利质量状况亟待改善。 （五）简要分析根据样本公司在各因子得分和综合绩效得分 的情况，可以将上述公司划分为三大类：第一类公司：在三个公因 子得分中，总有一项得分为负，相比于其他两个因子来说，其处于 明显的弱势地位，致使公司处于严重的跛足状况。如登海种业，虽 然其在主营业务因子上的得分相当高，资本回报因子的得分也大 于０，但是其在流转变现因子上的得分却为负，说明它的短期流转 资金变现的能力较弱，以后需要着力加以改进；同理，益生股份、雏 鹰农牧、獐子岛、万向德农等公司均也在短期资金流转变现方面的 能力较弱，菇木真则在资本回报方面的得分较差，但是却没有在主 营业务方面表现较弱的公司，因此可将它们定义为盈利能力跛足 型；第二类公司：在三个公因子得分中，只有一项得分为正，其余两 项均为负，说明其在某一方面的优势相当突出，但在另外两方面的 不足也相当明显，使得公司单极化的趋势较为明显。如综合绩效排 在第一位的壹桥苗业，虽然其在资本回报因子和流转变现因子上 的得分为负，但是其在主营业务因子上的得分为正且相当高，分别 是资本回报因子得分与流转变现因子得分绝对值的５倍和１０倍， 说明其主营业务状况相当不错，但是其资本回报率不高，短期资金 流转变现的能力也较差，好当家、中水渔业、荃银高科、亚盛集团、 大湖股份等公司的情况亦如是。同理，民和股份、新五丰、西部牧业 等公司进行投资的资产回报率较高，但是其在主营业务、短期资金 流转变现方面的能力却较弱；神农大丰、大康牧业、海南橡胶等公 司虽然其短期资金周转得较为灵活，但是其主营业务状况较差，资 本投资的回报率也不高，因此可将它们定义为盈利能力单足型；第 三类公司：其三个因子的得分均为负，也就是说它们在主营业务、 资产回报和流转变现三方面均没有优势。如两个盈利质量极差的 财佘通蕾嚏－・综合２０１３年第ｌｏ￣１（中） 敦煌种业 ５．０６５３ ７．８０８０ 一ｔ０．９７２１ １ ９Ｏ１１ 申水渔业 ７．９５８５ —６ ３４５３ 一Ｏ．１８８４ １．４２４７ 荃银高科 ２４．７８１２ —２１．７４８９ —３ ４７４５ —０．４４２２ 新五丰 一１８．３２９４ １３．３２５２ —１ ４９７０ —６．５０１２ 西部牧业 一１２ ５５１６ ３．Ｏ００６ —２．９３８２ —１２．４８９２ 海南橡胶 一１３ ３１１４ —５．３４２４ ２．３７７Ｏ 一１６ ２７６８ 亚盛集团 １１．７８７５ －２１ ６３６０ —８．３３（）０ —１８１７８５ 吉林森工 －３５．５２９９ ２５．８５９９ —１０１６８７ —１９．８３８７ 华英农业 －４９．３５６３ ３７．０３１５ —９．６２８３ －２１．９５３１ 丰乐种业 一１０．３７５２ —７．０９０１ —６１８４９ －２３．６５０２ 大湖股份 １１．８１７５ －２６．１７１８ —９．８１８８ －２４．１７３１ 北大荒 －２８．３３９７ １３ ２７９５ —９．７８５７ －２４．８４５９ 开创国际 －６５．３８４９ ４７．９０４６ —８．０７１２ —２５．５５１５ 罗牛山 一５．７９５０ ～１２．９７８４ —７１２０８ －２５．８９４２ 国联水产 －３０．４２１７ －１１．０６９４ ９ ８３９５ —３１．６５１５ 福成五丰 －２２．４６７５ —８．５４４７ —５．０１５Ｏ －３６．０２７２ 中农资源 －３８．２６８５ —５．３８０１ ６．１５３８ —３７．４９４８ 新赛股份 一５７．０５２９ －４０－２０１４ —９．５０４１ —１０６．７５８４ 景谷林业 －６９．４８４３ —８２．２６６２ —１５ ０３６７ —１６６．７８７２ 公司——新赛股份和景谷林业，它们在三个因子上的得分均为负， 而且其在主营业务和资产回报方面的能力远较流动变现的能力 弱，因此可将它们定义为盈利能力失败型。 三、结论 本文不是从整体绩效而是单从盈利方面的视角对３１家农业 类上市公司的绩效进行了一定程度的剖析，得出影响农业类上市 公司盈利能力的因子主要是主营业务因子、资本回报因子和流转 变现因子。此外，为了方便对农业公司内部进行有差别性的扶持和 实施有针对性的改良措施，以最终提高农业类上市公司的盈利能 力，本文依据样本公司在各公因子得分和综合绩效得分的情况，将 上述公司划分为三大类：盈利能力跛足型、盈利能力单足型和盈利 能力失败型，没有盈利能力全面型的。其中盈利能力跛足型和盈利 能力单足型达到２６家，占比达到８３．８７％，这说明我国农业类上市 公司盈利能力的发展相当不全面。另外，还有５家盈利质量较差的 公司，它们日后改进的幅度则相当大。为了提高农业类上市公司的 盈利能力，除了需要国家加大对农业类上市公司在税收、贷款、融 资等方面的扶持力度之外，更为重要的是公司要针对自身的运营 状况，在业务拓展、产品研发、组织管理等方面做出相应的努力。 参考文献： ［１］彭源波：《基于因子分析法的我国农业上市公司经营绩 效评价》，《生产力研究）￣２ｏｌｚ年第１期。 ［本文系湖北省社会科学基金项目“十一五”规划资助课题“中 国特色农业现代化道路的特色内涵与实施策略研究”（［２ｉ￣１ｏ］０９５） 的阶段性研究成果］ （编辑杜昌）