管理層自利行為對成本粘性的影響研究

一、 引言

目前，已有不少學者開始關注代理問題對成本粘性的影響，發現管理層的自利行為會增加企業的成本粘性的經驗證據。然而，現有文獻存在兩個問題。一是已有研究往往通過檢驗公司治理效率與成本粘性的關系而間接考察代理問題對成本粘性的影響，鮮少關注管理層決策背后的機會主義動機；二是盡管有研究者關注管理層的“帝國建造”動機，但是，是否存在其他動機，會弱化企業的成本粘性？鑒于此，本文試圖考察管理層可能減弱成本粘性的動機——管理層為實現短期業績目標而影響資源調整過程的機會主義行為，對上述兩個問題提供一些研究思路。

二、 研究假設推導

在現代企業的薪酬契約中，管理層的報酬往往與公司業績掛鉤，管理層會設法實現短期業績目標，以顯示其管理成效，提高其薪資待遇。在短期業績目標下，當銷量下降時，管理層會迅速削減多余資源以降低單位成本；而當銷量上升時，他們會限制資源的增加，并通過過度生產的方式來降低單位產品成本，由此降低了企業的成本粘性。本文主要探討了兩種機會主義動機，包括現任管理層避免盈余下降或虧損的動機和繼任管理層提升業績的動機。

1. 現任管理層避免盈余下降或虧損的動機。相關研究表明，管理層經常采用成本控制的方式以避免盈余下降或虧損。Baber等（1991）的研究發現了管理層為避免短期盈余下降或虧損而縮減RD（研究與開發）開支的證據。他們指出，如果投資于凈現值為正的項目將導致企業無法達到短期盈利目標，管理層通常會放棄該投資項目。Roychowdhury（2006）的研究則發現，為避免報告負利潤，管理層通過三種方式控制成本：（1）銷售控制，即通過提高銷售折扣和延遲信用期限來暫時性提升銷售量；（2）減小操縱性費用，即通過減少RD、廣告費用和管理費用來提高當前利潤；（3）過度生產，即通過增加產量的方式降低單位產品成本。Dierynck和Renders（2009）進一步研究了微利公司的勞動力成本粘性水平。他們的研究表明，微利公司的勞動力成本粘性水平顯著低于正常盈利公司。而且，正常盈利公司一般不采用解雇勞動力的方式縮減成本，因為這種方式的代價非常大，而微利公司由于面臨較強的成本控制動機，仍然會采用這種方式。同樣的，我國上市公司也存在嚴重的“微利”和“微增”現象，存在利用成本控制實現保盈或保增的行為（張俊瑞等，2008）。微利或微增企業的管理層，為實現保贏和保增目標，會加快資源下調過程而放緩資源上調過程以降低成本，從而降低了企業的成本粘性。據此，本文提出以下假設：

H1：管理層在公司微利或微增時，存在避免盈余下降或虧損的動機，會減弱企業的成本粘性。

2. 繼任管理層提升業績的動機。業績低劣往往會導致高管的撤換，而高管變更后公司的經營業績會有顯著提升。Denis和Denis（1995）檢驗了高管變更與變更后公司經營業績的關系。研究結果表明，高管變更后2年～3年內經行業調整的總資產營業利潤率的均值和中位數呈上升趨勢。他們進一步將高管變動類型分為強制性變更和正常變更，發現發生強制性變更的公司業績提升更大。Huson等（2003）則利用三種業績衡量方法證明了公司業績低下會導致高管變更，而高管變更后公司業績有所改善。國內相關研究同樣表明，高管變更后經營業績有顯著提升（游家興等，2010）。因此，高管變更是一種懲前毖后的治理機制，繼任管理層通常具有較強的經營能力和有較大的業績提升壓力，促使其采取迅速的措施降低各項成本，提升業績。具體來看，當業務量上升時，出于對未來需求判斷的不確定性和降低成本的考慮，管理層盡量用現有資源應對業務量的增加；而當業務量下降時，考慮到保留無效資源的成本大于削減資源的成本，他們會盡可能得調低資源水平。這樣一來，企業的成本粘性明顯變小。據此，本文提出以下假設：

H2：繼任管理層在上任當年，存在提升業績的動機，會減弱企業的成本粘性。

三、 研究模型和變量定義

1. 成本粘性水平的衡量。與大部分相關研究一樣，本文采用了ABJ的對數回歸模型來衡量成本粘性的水平。

LnCOSTi，tCOSTi，t-1=β0+β1LnSALEi，tSALEi，t-1+β2*DECi，t*LnSALEi，tSALEi，t-1+εi，t（1）

其中，COSTi，t和SALEi，t分別代表i公司t年的營業總成本和營業總收入。DECi，t為虛擬變量，若營業總收入下降則取1，否則取0。因此，β1度量了成本隨銷量上升增加的幅度，β1+β2度量了成本隨銷量下降減少的幅度。當成本隨銷量下降時減少的幅度小于銷量上升時的增加的幅度，即β1+β2<β1，或β2<0時，成本表現出粘性。

2. 現任管理層避免盈余下降或虧損的動機。為了檢驗H1，本文參考了Kama和Weiss（2010）的研究方法，在ABJ模型的基礎上加入AVOIDi，t變量，用來衡量避免盈余下降或虧損的動機。AVOIDi，t為虛擬變量，當i公司t年的凈利潤與t-1年年末市值的比值介于（0，0.01）區間，或t年的凈利潤變動額與t-1年年末市值的比值介于（0，0.01）區間時，表明公司具有較強的避免盈余下降或虧損的動機，則AVOIDi，t取1，否則取0。

為了考察避免盈余下降或虧損的動機對成本隨銷量上升和下降的變動程度的不同影響，本文采用綜合回歸模型，如模型（2）所示。當AVOIDi，t=0時，成本粘性水平為β2t；而當AVOIDi，t=1時，成本粘性水平則為β2t+γ2t。如果假設1成立，則有β2t<0而γ2t>0。

LnCOSTi，tCOSTi，t-1=β0t+γ0tAVOIDi，t+β1t+γ1tAVOIDi，t*LnSALEi，tSALEi，t-1+β2t+γ2tAVOIDi，t*DECi，t*LnSALEi，tSALEi，t-1+CO-NTROLS+εi，t（2）

3. 繼任管理層提升業績的動機。為了檢驗H2，引入CEOCHi，t，若董事長或CEO發生變更時取1，否則取0。同樣，采用綜合回歸模型，如模型（3）所示。當CEOCHi，t=0時，成本粘性水平為β2t；而當CEOCHi，t=1時，成本粘性水平則為β2t+γ2t。如果假設2成立，則有β2t<0而γ2t>0。

LnCOSTi，tCOSTi，t-1=β0t+λ0tCEOCHi，t+β1t+λ1tCEOCHi，t*LnSALEi，tSALEi，t-1+β2t+λ2tCEOCHi，t*DECi，t*LnSALEi，tSALEi，t-1+CONTROLS+εi，t （3）

4. 控制變量。根據ABJ的研究，當銷量連續兩年下降時，管理層對未來需求預期更加悲觀，他們更愿意調減資源，從而降低成本粘性水平。因此，本文加入控制變量銷售收入是否連續下降SUDEC。SUDEC為虛擬變量，當銷售收入連續下降時取1，否則取0。另外，ABJ、Banker等（2010）等學者考察了組織特征資本密集度和勞動力密集度對成本習性的影響，發現資本越密集、勞動力越密集，成本粘性水平越高。據此，本文控制資本密集度ASSET和勞動力密集度EMP，分別用總資產與營業總收入之比的對數和員工總數與營業總收入之比的對數來度量。

四、 樣本及描述性統計

1. 樣本及數據來源。考慮到相關數據的可得性，本文以2001年～2011年滬深A股上市公司為初始樣本，并進行以下處理：（1）剔除金融類上市公司；（2）剔除當期或前兩期數據缺失的樣本，以及收入、成本、總資產、員工或市值小于等于0的樣本；（3）將營業總成本與營業總收入之比大于10或小于0.1的樣本視為異常值予以剔除（Banker et al.，2010）；（4）為了控制通貨膨脹對成本粘性的影響，本文將收入、成本和利潤除以GDP平減指數進行修正（Banker et al.，2010）。除GDP數據來自國家統計局網站外，其他數據均來自國泰安（CSMar）數據庫。經過篩選，本文得到1 670家上市公司共12 742個樣本，平均每家公司約7.63個樣本。

2. 描述性統計。表1提供了本文主要變量的描述性統計。可以看出，四分之一以上的樣本公司營業收入出現下滑；微利和微增企業占總樣本的比例高達40.91%，表明很多公司的管理層可能有避免盈余下降或虧損的動機；變更高管的樣本占總樣本31.14%，表明有很多公司存在繼任管理層履新問題。因此，考慮管理層的這兩個動機對成本粘性的影響具有重要的意義。

五、 實證結果

為了減少混合估計的自相關性，提高實證結果的準確性，本文分別用每年的截面數據進行回歸，然后計算系數的均值和T統計量（Fama MacBeth，1973）。多元線性回歸檢驗了多重共線性，解釋變量的容忍度均大于0.1。本文采用SPSS16.0進行回歸分析。

1. 現任管理層避免盈余下降或虧損的動機與成本粘性。表2顯示了2001年～2011年各年的截面數據對模型（2）進行回歸的結果，及各系數的均值和T統計量。模型（2）經調整的R2平均為72.76%，每一年均在0.001的水平上顯著，表明整個模型的解釋力度非常強。β1t的均值為0.759 6，且每一年的回歸結果均為正且在0.01的水平上顯著。這一結果國內外眾多學者的檢驗結果具有較高的一致性。

本文主要關注系數β2t和β2t+γ2t的方向。當管理層不存在避免盈余下降或虧損的動機即AVOID=0時，企業的成本粘性水平為β2t，該系數在11年中共有8年為負，其中7年在0.05或0.01的水平上顯著。β2t的均值為-0.089 4，但不顯著；當管理層存在避免盈余下降或虧損的動機即AVOID=1時，企業的成本粘性水平為；β2t+γ2t，該系數的均值為0.174 6且在0.1的水平上顯著；兩者的差異γ2t均值為0.264 0，且在0.1的水平上顯著。這表明管理層在避免盈余下降或虧損動機的驅動下，會加快減少承諾資源以降低成本，使得成本粘性降低，甚至出現反粘性現象，與假設1相符。

值得注意的是，2008年的回歸結果與其他年份差異較大：β2t與（β2t+γ2t）均顯著大于0，表明無論管理層是否存在避免盈余下降或虧損的動機，成本均表現出反粘性。這可能是因為上市公司在2008年受到美國次貸危機的影響，普遍削減成本，控制資源增加的速度或加快調減多余資源，導致成本隨銷量下降而減少的幅度高于隨銷量上升而增加的幅度，即成本反粘性現象。我們將不包含2008年的回歸系數進行Fama和MacBeth T檢驗，發現β2t為-0.135 0，γ2t為0.338 7，均在0.05的水平上顯著，顯著性有所提高。

2. 繼任管理層提升業績的動機與成本粘性。我們用同樣的方法對模型（3）進行了檢驗，結果如表3所示。整個模型經調整的R2的均值為71.64%，均在0.001的水平上顯著，表明模型（3）的解釋力度同樣很強。具體來看，若企業未變更董事長或CEO即CEOCH=0時，成本粘性水平β2t均值為-0.043 2但不顯著；若企業變更董事長或CEO即CEOCH=1時，成本粘性水平β2t+λ2t均值變為正數0.069 9，且通過顯著性檢驗；兩者的差異λ2t均值為0.113 2，且在0.1的水平上顯著。這表明當企業未變更高級管理人員時，成本表現出粘性，而當企業變更高級管理人員時，成本則表現出“反粘性”的現象，與假設2相符。同樣，我們對不包含2008年的樣本進行檢驗，β2t為-0.083 6，在0.05的水平上顯著；λ2t為0.134 8，在0.1的水平上顯著，顯著性略有提高。

六、 研究結論及展望

本文以2001年～2011年滬深A股上市公司為樣本，考察了管理層為實現短期業績目標，而對資源調整過程和成本粘性產生的影響。研究發現，存在為避免盈余下降或損失動機時，管理層會在銷量下降時迅速削減資源而在銷量上升時抑制資源過快增加，使得成本粘性顯著降低，甚至出現反粘性現象；繼任管理層在上任當年，存在提升業績的壓力，也會采取同樣的措施降低成（下轉第111頁）本，進而降低了企業的成本粘性。因此，管理層的短期業績目標與企業的成本粘性水平負相關。這一研究結果表明，代理問題是多方面的，既可能強化也可能弱化企業的成本粘性。因此，本文為研究代理問題對成本粘性的影響提供了新的視角。

本文也存在一些不足，主要包括兩個方面：一是由于數據可得性的限制，本文僅包括11年的數據，在計算系數的均值和T統計量可能產生誤差；二是由于篇幅的限制，未對樣本進行進一步細分，例如將高管變更分為強制性高管變更和非強制性高管變更等。

參考文獻：

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作者簡介：車幼梅，浙江大學管理學院副教授、碩士生導師；陳煊，浙江大學管理學院碩士生。

收稿日期：2013-06-22。