【作 者】
赵景芬（博士）
【作者单位】
（辽宁水利职业学院管理系，沈阳 110122）
【摘 要】
【摘要】多元化经营现象在我国农业上市公司比较普遍，本文从公司治理角度，实证分析股权特征对多元化经营的影响。研究结果表明：第一大股东和股权制衡与多元化经营呈“∪”型关系；国有股比例越高，多元化程度越低；高管持股比例对多元化经营程度没有显著影响。这些发现有利于从公司治理角度规范和引导农业上市公司多元化经营，促进农业产业化升级。
【关键词】农业上市公司；多元化经营；股权特征
一、引言
多元化经营作为农业上市公司一项战略，本无所谓好与坏，但我国的农业上市公司承担着推进农业产业化、发展现代农业的重任，过多涉足其他行业和领域不利于其自身整体效益的提高（赵景芬，2013）。学者们围绕这一问题展开了深入研究，特别是在多元化经营绩效、多元化经营风险、多元化经营成因、多元化经营效果方面取得了丰硕的研究成果（熊凤华，2009；纪茂利，2010；彭熠，2008；徐雪高，2008）。是什么因素导致众多农业上市公司做出多元化经营选择？彭熠等（2008）基于农业比较利益理论、外部性理论以及羊群行为理论予以解释。徐雪高等学者认为除了宏观环境、产业因素，公司治理也是影响农业上市公司多元化经营的重要原因。
本文认为，公司治理是影响农业上市公司多元化经营的重要因素，股权特征不仅决定了上市公司的控制权结构，而且在一定程度上影响着公司内部治理机制，股权特征是公司治理方面很重要的因素， 因此本文从上市公司股权特征角度实证分析公司治理对农业上市公司多元化经营的影响。国内目前针对上市公司治理因素对多元化经营的影响有一定的研究，但是仅仅根据某一年横截面数据进行实证分析所得出的结论是不稳健的，而对农业上市公司多元化经营的影响因素尚缺乏相关实证研究。在此背景下，本文以我国农业上市公司为样本，从公司股权治理的角度来研究多元化经营战略的影响因素，具有重要的理论与现实意义。
二、文献回顾与研究假设
（一）股权集中度与农业上市公司多元化经营
不同的股权结构决定了不同的组织结构，从而形成不同的治理机制。已有的研究表明，“∩”型曲线关系存在于有效的公司治理与公司股权集中度之间，因此，无论是股权过度分散还是过分集中都对建立有效的公司治理结构十分不利。
在股权过于集中的公司中，存在着控股股东或者大股东。该模式的缺点是会产生股权的绝对集中，控股股东独断专行，高层经理人员完全听命于大股东，无法独立进行经营决策，使得监督机制流于形式；但是其也有优点，即大股东有很强的动力监督经理人以减少其道德风险和逆向选择。所以，过高的股权集中度不利于有效公司治理机制的建立。与此相反，完全分散的股权会产生所有者缺失的问题，所有股东都想依赖于他人管理公司，对公司的经营状况不闻不问，无法实现对经理人真实有效的监督。
饶茜等（2004）研究显示，第一大股东持股比例与多元化程度显著“∩”型相关，并指出“∩”的转折点为32.9%。如果持股比例过高，以至于第一大股东几乎完全支配公司董事会和监事会，那么控股股东有机会借助于多元化经营侵占中小股东利益，实现追求自身利益的目的。而在持股比例高到一定程度后，考虑风险因素，股东对多元化经营显得十分慎重，这时候大股东利益与上市公司利益趋于一致。
我国农业上市公司股权结构也存在不合理性，第一大股东持股比例普遍较高，最高超过70%，平均值约为34%。为了公司的长远发展，他们会监督管理者的行为，以期有效地抑制公司的多元化经营，公司的经营绩效得以维持。当然，也有可能大股东对小股东进行利益的侵占，且大股东由于自身局限性，投资决策不一定完全合理，尤其是第一大股东多为国有身份持股， 国家委托国资局、财政局和企业主管部门来行使股东权力， 由于代理人不是受益人，没有剩余索取权，难以激励其对经理人员进行有效监督，极易导致公司经营业绩下滑，从而发生资产重组、主业转型等。投资者普遍对第一大股东绝对控股的公司不看好。
综合考虑，本文做出如下假设：
H1：农业上市公司第一大股东持股比例与多元化经营程度之间呈“∩”型相关关系。
H2：农业上市公司股权制衡与多元化经营程度之间呈“∪”型相关关系。
（二）国有股比例与农业上市公司多元化经营
国有股的存在导致的最大问题是所有者的缺位，国有股大量存在于企业中，会引发严重的代理问题。国有股通过政府官员决策及选择的代理人对管理者机会主义行为实施监督。很多研究认为国有股持股比例与公司的多元化程度“∩”型相关，从中可以看出：在国有股所占比例比较低的时候，代表国家利益的政府会因为缺乏足够的动力关注公司从而缺乏对公司的有效监督；但国有股比例一旦上升到一定的比值之后，公司可能会变成国有股控股公司，政府就会对公司加以重视，随着重视程度的提高和监控力度的加大，会对公司经营更加谨慎，那么公司多元化经营程度可能降低、效益改善。
研究发现，我国的农业上市公司大多由国有企业改制而成，没有十分优秀的业绩是不能够上市募集资金的，上市后成为公众关注的企业，自然当地政府也会特别关注，因此存在国有股的上市公司其经理层一般是由政府委派的。国有股比例高的公司一直被认为公司治理较差，在缺乏有效内部治理的公司中，多元化很容易成为实际控制公司的管理者谋取自身私利的手段。由此，本文做出如下假设：
H3：农业上市公司国有股所占比例与多元化经营程度正相关。
（三）管理者持股比例与农业上市公司多元化经营
Jensen和Meckling（1976）认为管理者持股可以将所有者和经营者的利益目标统一起来，这样可以有效抑制管理者的机会主义行为。由于实现了上市公司管理者持股，Morck， Shleifer和Vishny（1990）、McConndl和Servaes（1990）等学者的研究证实了管理者持股与公司价值之间不具有线性关系。当管理者最初持有股份时，激励效果最为明显，公司价值上升，这时管理者是完全对公司负责的，那么可以推断多元化经营程度也不高。如果持股数达到一定的量，则演变成控股股东，会产生代理问题。随着管理者持股比例的增加，利用“壕沟假说”可以分析得出，如果管理者持股比例增加，会对公司拥有很大的控制权，管理者受到的外界约束变小，他们会更多地追求自身利益，从而进行多元化经营，多元化经营程度会上升。
在我国的农业上市公司中，管理者所持股份数额普遍极少，几乎可以忽略不计，因此，可以推断管理者持股比例对多元化经营和企业绩效都无较大的影响。在少数管理者持股比例较高的公司中，管理者对公司拥有绝对控制权，尽管管理者的管理自由度极大，此时管理者会慎重实施多元化战略。因此本文提出如下假设：
H4：农业上市公司管理者持股与多元化经营程度不相关。
三、研究设计
（一）样本的选取及数据来源
本文以沪深两市的农业类上市公司为样本，选取2007 ~ 2012年数据进行分析。证券之星网站上共公布了49家农林牧渔板块的上市公司，此外，为了扶持和发展农业，农业部等八部委自2000年开始至2012年止，依次公布了五批、1 253家农业产业化龙头企业，并给予相应的政策扶持，其中有23家已经上市，这些农业产业化龙头企业有的没有被作为农林牧渔类的上市公司而是被划入了其他行业，但是这些企业以农产品的加工或流通为主，农业生产特征明显，这些企业和农林牧渔板块的上市公司都是农业产业化经营的载体，因此应将这些已经上市的农业产业化龙头企业纳入本研究。
本文研究数据全部取自上市公司在巨潮资讯网所公布的年度报告，有关多元化指标方面的数据由笔者查找并计算得出。其他一般财务数据来自于CSMAR系列研究数据库中的“中国上市公司财务指标分析数据库”。研究样本按以下原则选取：①剔除同时发行B股的公司；②剔除2006年以后上市的公司；③剔除其他变量数据无法查找确认和数据异常的公司；④剔除已经转型或者拟转型、不再属于农业的上市公司，例如中福实业、瑞茂通等。最后选取46家上市公司，样本数量276个。
（二）变量的选取
1. 多元化经营的变量。
（1）赫芬达尔（Herfindahl）指数。Berry（1971）和Mcvey（1972）分别独立提出赫芬达尔指数来度量企业的多元化水平。公式为：HDI=[i=1nP2i]，式中，Pi表示多元化经营企业第i个行业的收入占总收入的比重。本文按上市公司在年度董事会报告中披露的行业收入计算赫芬达尔指数。赫芬达尔指数越大，企业的多元化经营程度就越低。
（2）平均信息量（Entropy index）指数。公式为：EDI=[i=1nPi]ln（[1Pi]），其中，Pi为第i个行业销售收入占总销售收入的比重。该值越大，代表多元化程度越高。
2. 公司治理的变量。为了研究公司治理对农业上市公司多元化经营程度的影响，本文选择了股权结构治理变量来衡量公司股权治理的情况。具体如下：①第一大股东持股比例：公司控股股东持股数占总股数的比例。②股权制衡：显示前十位股东股权分布情况，第二到第十股东持股比例之和÷第一大股东持股比例。③国有股比例：反映股东的来源，用国有股数占总股数的比例表示。④高管持股比例：反映农业上市公司管理层激励情况，用高级管理人员所持有的股份同总股数比例表示。
3. 控制变量。实际上，公司多元化经营的影响因素是较为复杂的，且这些指标本身也会产生相互影响，因此为了反映农业上市公司财务情况差异、规模差异以及不同资本结构的影响，并测算出公司治理相关因素与多元化之间的净效应，在实证中引入反映企业财务特征的主营业务收入增长率、托宾Q值、资产规模、负债比率、企业年龄等控制变量对模型进行控制，以得出更为准确的研究结论。为了反映多元化经营对财务影响的滞后性，这里所选择的控制变量均滞后一期。变量具体定义见表1。
（三）模型设计
HDI=a+b1Income+b2Tobin"q+b3DScale+b4Age+b5Debt+b6Gov+ε
EDI=a+b1Income+b2Tobin"q+b3DScale+b4Age+b5Debt+b6Gov+ε
为了验证H1和H2，模型为：
HDI=a+b1Income+b2Tobin"q+b3DScale+b4Age+b5Debt+b6Gov+b7Gov2+ε
EDI=a+b1Income+b2Tobin"q+b3DScale+b4Age+b5Debt+b6Gov+b7Gov2+ε
其中，Gov表示公司治理变量，即第一大股东持股比例（Share1）、股权制衡（Share2）、国有股比例（Nation）、高管持股比例（Manage）等变量，其他变量如表1所示。公司治理及多元化经营指标的变量为2007 ~ 2012年共计6年的数据，考虑到多元化经营决策的滞后性和稳健性，公司的财务特征数据选择滞后一期，即为2006 ~ 2011年的数据，这样确保研究结果的准确性。
四、结果分析
（一）描述性分析
在统计回归之前，首先对农业上市公司的相关变量进行统计性描述，以了解其基本特征。主要变量的描述性统计见表2。
由表2可见，赫芬达尔指数HDI和平均信息量指数EDI的均值分别是0.649和0.611，赫芬达尔指数HDI与多元化水平呈反向变动，平均信息量指数EDI与多元化水平呈正向变动关系，两个指标的标准差都不大，说明农业类上市公司的多元化程度总体差距不大。农业上市公司第一大股东持股比例的平均值为33.965%，最大值和最小值分别为69.87%和7.68%，相差约10倍，标准差也比较大，说明我国农业上市公司第一大股东持股比例在各个公司之间体现出了较大差异，也高于全部上市公司第一大股东持股比例均值（29.3%），说明我国农业上市公司第一大股东持股比例过高。股权制衡平均值为0.754 32，中位数为0.498，数值相对较低，这也说明了我国农业上市公司股权制衡水平较低，其突出原因就是第一大股东的持股比例较高。
（二）回归结果与分析
在进行回归之前，笔者仍然对模型进行检验，首先使用的检验方法是拉格朗日乘数检验（Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test），对普通最小二乘法（OLS模型或称混合回归模型）和随机效应模型（Random Effects，RE）的使用进行了检验，检验的结果全部为Prob>chibar2=0.000 0，因此选择备择假设，即应该采用随机效应模型。此外，笔者还用豪斯曼（Hausman）检验，对于每一个模型都进行了固定效应（Fixed Effects，FE）模型对随机效应模型的检验。经检验，本实证研究适用固定效应模型。
从表3可以看出，第一大股东的持股比例（Share1）与多元化经营指标EDI存在“∩”型关系。Share1的回归系数显著为正，显著性水平为5%，而Share1的平方的回归系数显著为负，通过了10%显著性水平，而另外一个因变量HDI结果刚好相反。应该注意的一点是，多元化经营指标HDI是随着多元化经营程度的增加而减小的，其所反映的多元化经营程度恰好与EDI相反，即HDI与第一大股东持股比例呈“∪”型相关关系。这说明在一定条件下，随着控股股东比例的增大，多元化程度是增加的，但是控股股东比例增大到一定程度后，农业上市公司多元化经营程度反而随着控股股东比例增大而下降。即表现为大股东的监督效应超过了“隧道效应”等负面效应。前期控股股东也可能会利用自己的控股主导地位通过多元化经营等手段对中小投资者进行“掠夺”，进而滋生了大股东和中小股东的代理成本，所以股权集中度越高，大股东相对控制力也就越强，这会使得大股东通过多元化经营等方式来侵占中小股东的既得利益，也就是通常所谓的“隧道行为”。但是控股股东持股比例高到一定程度以后，其利益与上市公司的利益更加一致，控股股东的命运同上市公司的命运更为紧密地联系在一起，股东更多关心公司的未来发展能力，对多元化经营是谨慎的，从而表现为较低的多元化经营程度。由此H1得到了验证。
从表4可以看出，以EDI作为因变量时股权制衡（Share2）的回归系数为-0.201 32，以HDI作为因变量的回归系数为0.107 01，均在1%的水平上显著，而股权制衡指标的平方在以EDI作为因变量时回归系数是0.045 51，以HDI作为因变量时回归系数是-0.023 89，均在1%水平上显著，说明股权制衡同多元化经营程度之间也是“∪”型关系，同EDI的关系是“∪”形状，同HDI的关系是“∩”形状。在某一个临界值之前，股权制衡指标值越大，即股权制衡越有效，多元化经营程度越低，表明在这一临界点之前，提高股权制衡度有助于改善农业上市公司多元化经营，抑制第一大股东利用多元化经营谋取私利的行为；超过临界点之后，股权制衡指标值越大，多元化经营程度也越高。但是我国农业上市公司股权制衡水平较低、目前股权制衡处于“∪”型关系的前半部分，因而要想通过股权制衡来控制农业上市公司多元化经营，需要上市公司提高股权制衡的比例，避免一股独大的现象。但是股权制衡是一个适度指标，过高的股权制衡代表的是股权集中的另一端，也是不可取的。
从表5可以看出，国有股比例代表的国有化程度同多元化经营显著相关，国有化程度同农业上市公司多元化经营指标EDI和HDI的回归系数分别是-0.229 34和0.124 94，并且都通过了1%水平上的显著性检验，这说明随着国有股比例的升高多元化经营程度是降低的，也就是说国有股比例同多元化经营程度负相关。这一结果否定了H3，说明在我国农业上市公司目前的国有股比例情况下，没有产生由所谓的国家法人缺失所产生的代理问题。国有股占比高的上市公司更多关注主业，具有较低程度的多元化经营。这样的结果，笔者用多元化经营的另一种动机来解释，那就是国有股占比高的企业面临的竞争环境不激烈，而国有股比例低的公司或者是民营资本公司反倒为了追求较好经营业绩、高投资回报而进入盈利前景比较好的行业，从而将多元化经营作为改善企业经营业绩的主要途径。观察中国国有股比例高的上市公司，有很多经营着垄断行业，没有竞争者，因此无需通过开展更多的多元化经营谋求利益。与本文的分析相一致，金晓斌、陈代云等（2002）对中国上市公司的实证研究表明，非流通股尤其是国有股的存在能够限制企业的多元化经营，而导致企业多元化经营的激励主要来自业绩增长的压力以及对高投资回报的追求。或者从委托代理理论解释，那就是国有股的大量存在约束了管理者的经营行为，使得管理者不能按照自己的意志去经营公司、谋求多元化经营带来的额外收益，只能按照国有控股公司的要求经营企业，从而其多元化经营程度较低。
从表6可以看出，管理层持股（Manage）与多元化指标EDI和HDI的回归系数分别是-0.635 3和0.445 81，但是均未通过显著性检验，说明提高管理层持股比例同多元化经营没有太大的关系，这可能与我国农业上市公司管理层持股本身很低有关系，其激励效果就并不像预期那样显著，这个结论验证了H4。
依据委托代理理论，由于委托方和代理方各自的目标不同，有的时候甚至是有利益冲突的。通常来说，作为承担受托责任的代理方在其不持有股权的时候，为了确保自身管理地位的稳定，在经营过程中往往回避风险较大的投资项目尤其是那些具有高风险性的项目；但是，代理方取得一部分股权之后，代理方有了剩余索取权，其选择会有很大的不同，他们通常会通过实施高风险、高收益的项目进而大幅增加自身的风险收益，为自身寻求创造财富的机会。此类行为与股东的利益则趋于相同，因为代理而产生的费用相对降低。在我国现阶段，农业上市公司高管零持股的情况普遍存在，即使有的公司进行了股权激励，但是份额也比较小，并没有实现高管持股所带来的激励效果从而减少委托代理成本，也没有达到委托方和代理方目标一致的目的，甚至一部分持有企业股份的公司高层管理者在短期内递交辞职信、抛售公司股票的事件也经常存在。这说明，农业上市公司未能通过高管持股来实现高管同股东利益的一致，因而他们也未能将工作重心投入到公司经营战略层面上。
此外，上述各个模型中的控制变量对多元化经营的影响结果也各不相同。托宾Q值在一些模型中通过了显著性检验，表现出与多元化经营正相关。企业规模与多元化经营在各个模型中都通过了1%水平上的显著性检验，且规模越大、企业多元化经营程度也越高，这在一定程度上验证了企业多元化经营是为了充分利用富余的资源，达到资源共享和实现范围经济的目的。此外，公司年龄也通过了1%水平上的显著性检验，但是表现为公司年龄越长、多元化经营程度越低，说明公司存在资本市场的时间越长，越有减少多元化经营、回归主业的趋势，收入增长率和负债比率未能通过显著性检验。
主要参考文献
徐雪高，沈杰，季牡青.农业上市公司“弃农”行为及其成因分析［J］.农村经济，2008（2）.
熊凤华，彭珏.农业上市公司多元化经营对其绩效影响的实质研究［J］.财会月刊，2009（27）.
彭熠，姚耀军，邵桂荣.我国农业上市公司非农化经营的成因分析［J］.中南财经政法大学学报，2008（3）.
纪茂利.农业上市公司盈余质量研究［D］.沈阳：沈阳农业大学，2010.
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