企業成本結構對短期成本決策的影響
2016-10-08 01:04:13胡鷹
商業會計 2016年12期
胡鷹
中圖分類號：F234.3 文獻標識碼： A 文章編號：1002-5812（016）12-0046-04
摘要：本文實證研究顯示企業長期決策將影響企業的成本結構，這一成本結構將決定企業短期內可調控成本的空間，進而造成企業成本變化與企業經營活動不成比例的變化，而成本變化的這一固有特征將影響到Anderson等（2003）對數模型研究結論的穩健性。本文的研究表明如果不能有效控制企業長期決策對企業短期決策的約束，將不能有效闡述企業短期決策行為的規律性。
關鍵詞：成本粘性 成本結構 管理層決策
一、引言
按照通常的邏輯，企業成本是其經營活動的函數，當企業經營活動擴張時企業的成本隨之增加，而企業經營活動收縮時企業成本隨之降低。越來越多的理論研究者和實踐工作者注意到，企業成本與經營活動之間的非線性關系，成本隨經營活動收縮而降低的速度要慢于隨經營活動擴張而增加的速度，人們將此稱之為成本粘性。成本粘性的研究引發了廣泛關注，因為企業作為一個系統，其經營活動的開展取決于環境的變化，而環境變化將影響到企業的管理者做出有針對性的資源配置調整，相關的決策邏輯和資源配置效率是管理會計關注的一個核心問題。更具體地來看成本粘性研究關注的基本問題是，在當期營業收入受到沖擊的情況下，企業管理者如何進行成本管理，主要包括營業成本、管理費用、財務費用和銷售費用等的調整，其調整行為是否使企業短期成本的變化表現出成本粘性特征。
那么成本粘性存在的基礎到底是什么，為什么成本隨經營活動的變化，在擴張和收縮時表現出非對稱的特征，或者說是企業技術條件等客觀原因所致，還是企業管理者的主觀能動性所主導。本文研究目的是通過實證研究方法分析企業的成本粘性特征，通過經驗數據分析企業的成本決策進而考察企業在環境變化時所表現出的柔性，并進一步觀察這一特性隨行業環境、企業特征以及時間維度的變化而存在的差異。本文的研究依然延續這一領域研究的主要特點，借鑒Anderson等（2003）的“對數-對數”模型，借助屬性變量以檢驗企業成本粘性假說。
二、文獻回顧和分析性研究
（一）文獻回顧
成本粘性的基礎理論起源于德國，Noreen和Soderstorm（1997）通過一個小樣本實證檢驗了這一現象。相關研究正式起源于Anderson等（2003），他們的文章正式突破理論探討而進入大樣本檢驗成本粘性階段，他們的研究方法成為了隨后這一領域研究的主流方法。在他們的研究設計中，以企業總成本的對數作為自變量，營業收入的對數作為因變量進行回歸分析。從他們的回歸分解結果來看，企業的總成本在企業經營活動（以營業收入為代理變量）擴張時增加的幅度顯著大于在企業經營活動收縮時的減少的幅度。Anderson等（2003）將此解釋為企業管理者仔細思維后決策的結果，成本的這種敏感性差異是由于企業管理者需要考慮資源再配置所涉及調整成本的高低，以及在需求持續下降時所引發的原材料投入下降和用工減少都需要時間和頻繁調整給企業帶來的影響，由此導致企業成本變動中表現出的成本粘性特征。
Anderson等（2003）的研究掀起了這一領域研究的熱潮，他們所采用的方法為后續研究深入分析企業管理者有關企業成本管理的決策行為提供了研究思路和方法指導。此后一大批研究嘗試將成本粘性研究的結論予以推廣。如Anderson等（2004）、Calleja等（2006）基于勞動力市場變化沖擊研究了企業的成本粘性問題。近期也有些研究關注個別國家的成本粘性，如He等（2010）對日本的相關問題的研究，Uy（2011）對菲律賓的相關問題的研究，Yukcu和Ozkaya（2011）對土耳其的相關問題的研究，這些文獻都主要關注企業總成本所表現出的成本粘性特征。Banker等（2013）將國家之間企業成本波動性的差異歸因于各個國家的法制和社會環境。其他的一些文獻則認為企業產能的利用率（Balakrishnan，2004），成本在企業經營中的重要性（Balakrishnan和Gruca，2008），盈余管理的動機（Dierynck等，2012），公司治理（Chen等，2012），以及銷售波動的特點（Banker等，2010）是導致企業成本與企業營業收入之間的非對稱反應的主要原因。基于資本市場的研究發現（如Anderson等，2007）。本文的主要創新在于實證檢驗了由過去決策確定的成本結構會影響到當期成本粘性研究結論的穩健性。在本部分接下來的內容中，將進行相應的分析性推導。
（二）標準對數模型設定中存在的缺陷
在標準模型中，Anderson等（2003）以總成本的對數為自變量，營業收入的對數為因變量為基礎進行回歸分析，并將他們之間的回歸系數解釋為成本相對于營業收入的彈性，或者說當收入變動1%時，總成本變動的百分比。模型可表示為模型1：ln（TCi，t/TCi，t-1）=α+β1ln（Si，t/Si，t-1）+β2×dec×ln（Si，t/Si，t-1）+ε。其中TCi，t表示公司i在第t期的總期間費用，Si，t表示公司i在第t期的總營業收入，dec為屬性變量，當企業本期營業收入相對上期增加時等于0，而在本期營業收入相對上期減少時等于1。Anderson等（2003）將β1解釋為當營業收入增加1%時，企業總成本變動的百分比；將β1+β2解釋為營業收入減少1%時，企業總成本變動的百分比。成本粘性假說認為營業收入增加時企業總成本變動的幅度要大于營業收入減少時總成本變動的幅度。從統計的角度來看也就是β1顯著大于0，β2顯著小于0。在接下來的分析中主要指出這一分析的兩大缺陷。
缺陷1：回歸系數不再滿足一致性。在上述模型的設定中，由于不可控成本或者說固定成本規模的影響，使β1不再具有一致性，即β1會隨著樣本選擇的變化而變化。企業總成本包括的內容較多，如租金成本、取暖照明成本、廣告費用、管理層薪酬等，這些費用中至少有一部分在短期（包括月度或者季度）內無法調整，這也意味著由于這部分成本的調整存在路徑和時間依賴，導致其短期內無法根據經營活動的變化進行調整。這一特征將影響到回歸分析估計系數的一致性。在固定成本不可避免存在的情況下，模型1的回歸分析結果β1將不再滿足一致性特征。因為由于固定成本或者說短期內不可調整成本的存在，使得b不再恒定，這將直接影響到對數模型1的回歸系數β1，這也意味著β1將隨樣本選擇的不同而不斷變化。
缺陷2：回歸系數不再滿足無偏性。在固定成本存在的情況下，模型1對于成本與營業收入之間的彈性進行分段估計，這樣的估計結果將明顯有利于成本粘性假說。這與對數函數自身二階導數大于0密切相關，在通常的對數模型中并沒區分自變量變化的方向。由于β反映的是企業營業收入波動1%時，企業成本變動的百分比，可表示為公式1-1：β=d{[（FC+VC×St）/（FC+VC×St-1）]/（St/St-1）} ×{（St/St-1）/[（FC+VC×St）/（FC+VC×St-1）]}。對于同樣營業收入變動百分比a，0
（三）模型1缺陷的彌補
本部分闡述如何改進模型1的相關設置，以避免估計系數的非一致性和有偏性。按照微積分的原理，可以采用離散逼近的方法計算彈性，當△S無限變小時：β=VC/（FC/St-1+VC）。其中β與營業收入變動的方向無關，即β與當期的營業收入水平無關，自然也就與營業收入的增長率a無關。因此在企業的上期成本水平全部相同的情況下，標準模型1所回歸出來的結果將是無偏的。在此情況下按照百分比對百分比進行回歸分析，百分比設定的結果將與標準對數模型1按照泰勒一階展開的結果等價。因此可以估計模型2：（TCi，t-TCi，t-1）/TCi，t-1=α+β1（Si，t-Si，t-1）/Si，t-1+β2×dec×（Si，t-Si，t-1）/Si，t-1+ε。基于模型2的回歸分析結果，如果β2的回歸結果顯著小于0，表明企業的成本變化確實具有成本粘性特征。需要強調的是，百分比設置模型2相對于對數設置模型1，對極端值更加敏感。
雖然模型2化解了模型1的回歸估計結果有偏性的缺陷，但由于固定成本的影響依然存在，這使回歸分析結果的非一致性問題依然沒有得到解決。這意味著在此情況下β估計的結果依然會隨著上期營業收入的水平的不同而變動。因此從理論上講，假定固定資產所占的比重在所有企業中相同，以營業收入作為企業規模的代理變量，大企業相對于小企業更可能經歷營業收入的上升，而平均來看，營業收入上升的企業相對于營業收入下降的企業，β系數應該更大，這將影響到研究結論的有效性。假如規模大的企業更可能經歷營業收入的下滑，依然也會影響到研究結論的有效性。盡管如此，企業之間固定成本在總成本中所占的比重肯定存在較大的差異。這意味著通過大樣本檢驗成本粘性，必須采取一定的措施以控制企業規模和企業經營收入之間的內在聯系，除非對于所有企業而言固定成本在總成本中所占到的比重是相同的。對此一種方法是采用滯后的營業收入而不是上期的總成本去規模化，如模型3所示：（TCi，t-TCi，t-1）/Si，t-1=α+β1（Si，t-Si，t-1）/Si，t-1+β2×dec×（Si，t-Si，t-1）/Si，t-1+ε。對于模型3，β1的估計值為VC。
總體上，前述分析從實證研究的角度說明，由于成本結構的影響，盡管模型3化解了模型1中固定成本存在所造成的影響，但也使模型3估計結果的可靠性受到影響。因此在本文的實證分析過程中在控制成本結構可能影響的情況下，以模型3為基礎檢驗成本粘性假說。
三、樣本的選擇和實證分析結果
（一）樣本的選擇
以國泰安數據庫為基礎，本文選取2007—2014年的上市公司為研究對象。由于研究問題涉及到與企業營業收入相關的成本粘性問題，本文將相關的數據都以2007—2014年的物價變動指數為基礎進行平減，以消除通貨膨脹對研究結論可能的影響。為了與相關的研究保持可比性，本文同時也分析了未進行通貨膨脹調整的數據，在此基礎之上文章也給出了未進行通貨膨脹調整的數據分析結果的替代性解釋。在此基礎之上，按照相關文獻（Banker等，2011）的研究慣例，刪除數據缺失樣本，期間費用和營業收入為負的樣本，期間費用大于本期或者上期營業收入的樣本。對于期間費用和營業收入變動方向相反的情況則暫時予以保留。
首先將整個13 174個樣本按照企業總成本和企業營業收入的變動的百分比的描述性統計，即Q-Q圖。與預期相一致，大部分觀測值處于對角線的下方，這表明兩個變量的變化方向大部分情況相同。在樣本中存在一定數量的極端值，有300多個樣本的營業收入年增長率超過100%，與此同時報告了總成本的反向變動。根據前文的分析推理，模型3對極端值非常敏感，為消除這一影響，在具體回歸分析時，將變量變動超過100%的極端值剔除。此時剩余樣本數為12 772個。
從成本結構按照營業收入分位數分組的描述性統計來看，對于全樣本12 772個，變動成本比率的均值為-0.17，中位數為0.13。其他相關數據顯示，變動成本率隨著營業收入的變動呈現較大差異。由于少部分企業的營業收入非常小，導致變動成本率存在一定的離群值。為減低離群值的影響，在具體回歸分析時，剔除成本變動率大于5或者大于1的觀測值。從新樣本的統計特征來看，這樣處理后樣本數只減少了一小部分，但新樣本均值和中位數的差距進一步縮小。而且相關數據還顯示組間的均值基本相等，只有少數顯著不同于其他組。新樣本相對于原樣本小企業的數量相對于大企業的數量減少更多。
從企業總成本占其營業收入的比重，按照營業收入分位數的分布情況。總樣本的均值為26.2%，中位數為22.68%。其他數據顯示企業總成本占其營業收入的比重隨營業收入分位數的增加呈現單調下降的趨勢。這是因為大企業的規模經濟效應更加明顯，其銷售收入的增加更為明顯地分攤了企業的固定成本。從總樣本中剔除企業總成本占其營業收入的比重超過500%的，樣本的統計特征無明顯變化。當從總樣本中剔除企業總成本占其營業收入的比重超過100%的，樣本的均值有所下降。
由于在前述分析性研究中已得出固定成本的存在和企業規模的差異可能影響到成本粘性假說論證的可靠性，這些描述性統計信息對于理解這一觀點非常重要。企業總成本中固定成本所占比重的差異，以及以營業收入作為代理變量的企業規模的顯著差異，可能影響到最終回歸分析結果的有效性和一致性。而且有文獻（Anderson等，2003；Banker等，2010）發現企業管理層對于企業未來的預期會影響到企業中長期的成本結構決策，進而影響到回歸分析結果的有效性。企業管理者在預見到經濟即將衰退時對于企業資源持有量的決策應該和在經濟即將走出衰退情況下的決策存在重大差異。描述性統計信息表明，在檢驗成本粘性假說時有必要控制企業的成本結構和成長性，以此來提高研究的穩健性。
（二）回歸分析結果
1.總樣本檢驗的結果。本文首先重復Anderson等（2003）的研究，在具體回歸分析過程中，對連續型變量進行上下0.5%的縮尾處理，同時也采用Petersen（2009）的方法消除同一企業的多個觀測之間存在的自相關問題。采用模型1，并以總樣本為分析對象，實證結果與Anderson等（2003）的研究發現無明顯差異（相關結果披露在表1的A部分，見表1）。
回歸結果顯示對于營業收入增加1%時，企業的總成本平均增加0.6608，而對于營業收入減少1%時，企業的總成本平均降低-（0.6608-0.1476），且在1%的水平上顯著。因此企業總成本的變化對于企業營業收入上升更為敏感。這樣的研究結果表明本文的樣本選取和通貨膨脹調整并沒有偏離Anderson等（2003）的實證分析思路的本質及結論。本文前述的分析性研究還顯示可以采用百分比形式的自變量和因變量對模型1進行改造，模型2可以有效化解企業固定成本的存在對模型1回歸分析結果的影響。相關的回歸分析結果披露在表1的B部分，見表2。
從分析結果來看，β2依然顯著為負，成本粘性假說得到支撐，但是這里得到的β2的絕對值要小于模型1的結果。這與本文認為模型1的分析結果存在偏誤的分析相一致。此外，還可以注意到成本對于營業收入下降的敏感性相對于營業收入上升的敏感性在增加，這意味著企業總成本變化的成本粘性特征在減弱。在B部分的結果中，也可以得到模型2對于離群值敏感的證據。當不控制營業收入的變動和變動成本比率的情況下，β2的估計值為-0.0504，且在1%的水平上顯著。而在以限制營業收入和總成本變動的樣本為基礎的情況下，可以觀測到更為顯著的結果，因此在后續研究中將主要以限制樣本為基礎進行分析。同時被本文以上期的營業收入對本期的總成本變動進行平減，而不是用上期的總成本。因此在模型3中，β1的涵義將與模型1和模型2存在差異，不再是總成本相對于營業收入的彈性，本文將其稱之為總成本的變動系數。回歸分析結果中顯示，企業的成本結構對分析結果存在重大影響。將營業收入的變動限制在正負100%以內，并且將成本變動系數限制在正負5以內。可以發現此時得到的β2系數為+0.0115，且在1%的水平上顯著，這與模型2的檢驗結果正好相反，這一結果支持逆成本粘性假說。在改變對營業收入變動幅度限制的情況下，這一結論并沒有改變。盡管如此，經驗證據并沒有得出關于固定成本是導致模型2回歸分析結果的清晰結論。將成本變動系數限制在正負1之間，并將營業收入的變動限制在正負75%或者正負100%之間，所得結果更加顯著地支持成本粘性假說。這里所得出的結論應該是具有代表性的，因為將成本變動系數限制在正負1之間所形成的新樣本組占到將成本變動系數限制在正負5之間的91.15%和91.11%。在采用未經過通貨膨脹平減的數據和不剔除極端值的情況下，所得到的結果依然支持成本粘性假說。但從結果的顯著性來看要弱于模型2的結果。
2.分組檢驗的結果。對總樣本實施切割后，可以得到支持成本粘性假說的經驗證據。為此本文將總樣本進行分組，以考察分組檢驗的結果。相關的檢驗結果顯示隨著企業規模的擴大，營業收入變動向下的觀測值在逐漸減少。而且盡管已經采用百分比設置化解了固定成本的影響，但依然沒有控制住不同企業之間可控成本比例的差異，而這一差異應該隨企業規模的擴大而增加。最后成本變動系數隨企業規模而變化的路徑并不單調。進一步的分析發現只有中間規模的樣本組支持成本粘性假說。對于小規模企業樣本組檢驗結果則支持逆成本粘性假說，對于大規模企業樣本組則未通過顯著性檢驗。總體上成本粘性假說依然依賴于企業的成本結構和樣本的構成。
由于企業的成長性也會隨時間而變化，接下來將總樣本按照年度分組，相關的檢驗結果和預期相一致。企業的成長性隨年度變化差異很大，而且從各年度的檢驗結果來看，并沒有明顯的證據支持或者反對成本粘性假說。企業的成長性在一定程度上是企業經濟環境的反映，而這將影響到企業管理者的預期，但經驗證據未發現企業的成本變化與這一預期存在內在聯系。實際上，將成本變動系數限制在正負5以內，營業收入波動限制的正負100%以內，只有2008年的檢驗結果支持成本粘性假說。此外本文按照Fama-Macbeth的方法將樣本按年進行聚類，依然未能得到一致的檢驗結果。基于這些經驗證據，可以推斷隨著年度變化的成本粘性假說并未得到驗證，而且其原因不是由于企業管理者預期影響所致。
四、結論探討
本文對成本粘性研究文獻的主流觀點提出了不同的看法。這一領域研究的快速發展一方面得益于成本粘性假說關于成本隨經濟活動擴展和收縮時的非對稱性闡述非常有趣，另一方面得益于Anderson等（2003）的研究為開展大樣本檢驗提供了理論和技術支撐。然而本文的研究發現，在短期內企業都會存在一定的固定成本，這一固定成本在很大程度上是企業長期決策的結果，由于不同企業自身和外在環境的差異，使Anderson等（2003）方法的估計系數不再滿足一致性條件。而且在對數模型設定條件下，分別考慮營業收入增加和營業收入減少時成本變動的敏感性，將明顯有利于得出成本粘性假說。因此一個需要考慮的重要問題是在成本粘性研究文獻中，有多少結論是由于沒有充分考慮企業的成本結構所致，又有多少真實的管理層短期決策的反映，即前者認為成本粘性是客觀原因所致，而后者則認為成本粘性是主觀原因主導。本文在分析性研究的基礎之上指出了現有研究的主要缺陷，并提出改進方法，進一步通過經驗研究檢驗了本文分析性研究的建議。
總體上，本文的研究發現有必要更為細致地考慮企業成本結構對成本粘性假說的影響，不僅在理論上，更需要在實證研究過程中予以考慮。筆者認為在以后成本粘性假說的研究過程中有必要將長短期決策納入統一的分析框架，不僅需要考慮他們各自的影響機制和效果，而且需要考慮長短期成本決策的相互影響。在考察企業管理者短期成本決策是否存在成本粘性特征時，需要考慮企業的成本結構以及企業的營業收入增長率，即因變量和自變量本身的變化規律需要更為仔細地考慮。
參考文獻：
[1]梁上坤.管理者過度自信、債務約束與成本粘性[J].南開管理評論，2015，（03）.
[2]Anderson，M.，R. Banker，and S. Janakiraman. Are selling， general and administrative costs “sticky？”[J].Journal of Accounting Research ，2003，（41）.
