宏觀經濟周期、成本結構與經營績效

諸 波，姚宇淇

（西南交通大學 經濟管理學院，四川 成都610031）

一、引言及文獻述評

近年來，我國制造業成本逐年走高，部分行業虧損面加大、競爭力下降、對外轉移加速，導致經濟下行壓力持續加大。中國企業家調查系統（2015）發現我國實體經濟產能過剩問題突出，設備利用率仍在下降，企業成本持續上升，特別是人工成本和環保支出上升較多，同時企業的稅收負擔和非稅費用有所增加，企業經營負擔加重。為了緩解全球經濟疲軟對中國實體經濟的沖擊，2015 年底中央經濟工作會議提出，著力加強供給側結構性改革，在適度擴大總需求的同時，去產能、去庫存、去杠桿、降成本、補短板，提高供給體系質量和效率。2016年8月8日，國務院印發《降低實體經濟企業成本工作方案》，明確三年左右使實體經濟企業綜合成本合理下降，盈利能力明顯增強。2017 年8 月1 日，中國財政科學研究院在京發布了《降成本：2017年的調查與分析》報告，這份報告調研了14 709 家樣本企業，發現這些樣本企業近三年的總成本費用占總營業收入的比重超過100%，這表明企業成本水平已經超過收入，企業利潤空間已經被擠壓到極限。2018年5月9日和2019年5月17日，國家發展改革委等四部門聯合發布《關于做好2018 年降成本重點工作的通知》和《關于做好2019年降成本重點工作的通知》，明確要求把降成本與產業轉型升級、提升持續發展能力結合起來，以提高實體經濟供給體系質量為重點。近幾年頒布的宏觀經濟政策均涉及成本問題，可見成本在應對經濟下行中起到至關重要的作用。但是，現有理論研究大多是從成本總量角度分析其對企業產出的影響，鮮有文章考察成本的結構性問題對于企業績效的影響。同時，姜國華和饒品貴（2011）指出，經濟學研究的重點是宏觀經濟政策和經濟產出的關系，會計學與財務學研究微觀企業主體的行為與企業產出的關系，導致宏觀經濟政策與微觀企業行為研究割裂的現象［1］。只有打通宏觀經濟政策與微觀企業行為的邏輯路徑，才能更加準確地認識企業行為和產出。因此，本文試圖回答如下問題：企業的經營業績變化具有周期效應嗎？成本結構在經營業績變化的周期效應中起到什么作用？何種成本起到的作用更大？

有關成本行為的學術研究中，將成本結構（Cost Structure）定義為變動成本（Variable Cost）與固定成本（Fixed cost）的相對比例關系?，F有文獻分別從成本結構的決定因素和經濟后果兩個方面進行研究。Holzhacker 等（2015）將成本結構的決定因素概括為兩個方面：需求不確定性與財務風險［2］。Banker 等（2014）引入需求不確定性作為反映企業外部需求的變動程度，實證檢驗發現需求不確定性與成本剛性（Cost Rigidity）正相關［3］。但是，Holzhacker 等（2015）利用加利福尼亞州醫院數據實證研究發現，需求不確定性與成本彈性（Cost Elasticity）正相關［2］。該文將研究結論的不一致性歸結為管理層做出成本結構選擇的決策環境差異，醫院一般會提供超額的服務能力以避免將病人拒之門外。Chang 等（2017）進一步考察了客戶集中度對成本結構的影響，研究發現客戶集中度與成本彈性具有顯著負相關關系［4］。江偉等（2018）基于中國關系導向營商環境的制度背景，研究發現客戶集中度越高，企業成本結構的彈性越弱［5］。隨后趙自強等（2019）結合供應鏈管理相關理論，將其拓展到整個供應鏈，研究發現隨著上游供應商集中度和下游客戶議價能力的提高，企業成本結構彈性變小［6］。Ding 等（2019）發現貿易開放對企業固定和可變成本投入有顯著影響，這表明國際貿易的生產不確定性對成本結構決策至關重要［7］。當企業面臨財務風險時，其對于成本結構產生的經營風險是非常脆弱的。此時，管理者應主動調整成本結構以緩解市場競爭中的經營風險。Kallapur 和Elden?burg（2005）研究發現，華盛頓州的醫院通過增加成本彈性以應對管制政策的變化所帶來的盈余具有不確定性［8］。Holzhacker等（2015）以德國醫院引入價格管制為背景，研究發現德國醫院采取措施提高成本彈性以應對價格管制所帶來的財務風險［9］。另一方面，也有研究考察成本結構對于企業財務政策的影響。固定成本與其他債務負擔（如利息支付、償還債務本金等）一樣，也屬于企業需要定期承擔的一項債務，尤其是付現固定成本更是需要企業定期以現金支付。由于銷售收入的增加并不會帶來同比例的成本增加，所以當期銷售收入高，則現金流量也是比較高的；當銷售收入下降或比較低的時候，只有變動成本會同比例下降，固定成本基本上保持不變，則現金流是比較低的。因此，高固定成本企業的盈余、現金流與銷售收入變動是同步運動（co-move）。簡言之，高固定成本是企業盈余與現金流的放大器，較小的銷售收入波動會導致經營現金流較大的波動。Kahl等（2019）研究發現，高固定成本企業比低固定成本企業的財務杠桿更低、現金持有量更大［10］。Kulchania（2016）發現高固定成本企業支付股利的可能性更低、支付的金額更少，且通常選擇股票回購作為回報股東的方式［11］。目前文獻對于成本結構的經濟后果研究較少，且未將外部市場環境納入研究模型，研究的結論可能存在一定的局限性。

從國家宏觀經濟走勢和一系列經濟政策的出臺來看，經濟結構轉型伴隨的需求沖擊確實對中國實體經濟的盈利能力具有較大的影響，也充分反映出外部環境對企業經營業績的影響。根據清華大學、北京大學聯合發布的2020 年中小企業受疫情影響情況調查數據看，29.58%的企業2020 年營業收入下降幅度超過50%，58.05%的企業下降20%以上，85.01%的企業維持不了3 個月生存（朱武祥等，2020）［12］。波士頓咨詢公司的研究報告認為，處于經濟衰退期的企業應對經濟下行的有效方式是將固定成本轉換成變動成本（Kachaner，2009）［13］。在外部市場衰退的經營環境中，企業可以采用成本變動化（Variabilization）方式提高成本結構彈性，以抵御外部市場沖擊，獲取一個基本的盈利水平。但是，該方法僅僅是停留在實踐操作層面，并未從理論上論證該方法的有效性。同時，現有文獻對于企業成本結構經濟后果的研究并未置于宏觀經濟波動的外部環境下，也未從理論層面檢驗成本結構在宏觀經濟周期波動傳導到企業經營績效中的作用。因此，在宏觀經濟周期性波動的大背景下，識別企業的經營業績會受到怎樣的影響，證明成本結構是否能夠起到“緩沖劑”的作用，能為企業緩解宏觀經濟沖擊提供新的管理思路。

本文采用2007—2018年中國宏觀經濟與微觀企業季度數據，測算企業的成本結構，運用理論模型和實證檢驗系統地考察了企業經營業績的“順周期效應”以及成本結構是否能夠弱化企業經營業績的“順周期效應”，以維持經營業績的相對穩定。結果表明，企業經營業績確實存在強烈的“順周期效應”，富有彈性的成本結構可以有效地緩解企業經營業績的“順周期效應”，且該“緩沖劑”作用對于周期性行業的企業更為凸顯。本文根據企業經營過程產生的營業成本、銷售費用和管理費用單獨分析成本結構的調節作用，發現企業銷售費用緩解宏觀經濟波動的作用更顯著。為了提升研究結論的穩健性，從引起內生性問題的原因出發，分別進行分析，最終檢驗了度量誤差和遺漏變量所致的內生性問題，最后將2008 年發生的金融危機作為自然實驗，發現成本結構彈性同樣可以緩解外生的宏觀經濟沖擊。此外，還進行了縮小樣本、替換成本結構及宏觀經濟周期的度量指標，納入未考慮因素等一系列的穩健性檢驗，結果依然穩健。

與已有研究相比，本文的貢獻主要體現在三個方面：①將成本結構嵌入姜國華和饒品貴（2011）［1］構建的宏微觀研究框架，為認識宏觀經濟政策作用于微觀企業產出提供了新的路徑，拓展了該研究框架的適用范圍和解釋能力；②借鑒Kulchania（2016）［11］的估計方法度量成本結構，站在一個新的研究視角上分析成本結構在緩解企業受到外部宏觀經濟沖擊中的作用，豐富了企業成本結構經濟后果的相關文獻；③研究發現成本結構確實能夠有效地緩解宏觀經濟周期波動對企業經營業績的影響，并且周期性行業的“緩沖劑”效果更加明顯，銷售費用發揮的緩沖作用最大。研究結論對于當前企業有效應對疫情沖擊具有較強的政策意義。

二、理論模型與研究假設

宏觀經濟波動會直接影響微觀企業的經濟產出，李遠鵬（2009）發現，在控制IPO效應后，中國上市公司的經營業績和宏觀經濟周期的波動是一致的［14］。但是，不可否認的是處于同一宏觀經濟周期中，同一行業的不同企業的業績往往表現出較大的差異。當面臨宏觀經濟周期下行時，不同企業也表現出截然不同的應對能力和經營業績。對于一個成本彈性較低的企業來講，銷量的下降并未帶來成本同比例的下降，相對來說成本下降的幅度比營業收入下降的幅度更小?？梢姡紤]成本結構與公司業績的關系時，應該結合公司面臨的外部需求環境。如果公司面臨的外部需求環境是比較穩定的，那么具有彈性的或者不具有彈性的成本結構對于公司業績并沒有顯著的影響；當公司處于不確定的需求環境中時，一個不具有彈性的成本結構將使得公司的會計利潤和經營現金流發生較大的波動［2］。顯然，成本彈性較低的企業比成本彈性較高的企業需要更大的銷售量才能達到盈虧平衡點。成本彈性較低的企業更有可能無法產生充足的經營現金流來滿足企業經營活動的需要，比如利息支出、人員工資、運營費用等，從而增加企業發生虧損的概率。由于外部需求很可能下降到盈虧平衡點以下，所以企業的違約風險會隨著需求不確定性的增加而增加。為了降低企業的違約風險，易于受到外部需求沖擊的企業通常采取措施增加成本結構的彈性。

為了深刻理解成本結構如何影響宏觀經濟周期與企業經營業績的關系，本文試圖構建一個理論模型以拆解宏觀經濟波動對企業盈余形成過程的影響及其成本結構在其中發生作用的機理。具體邏輯在于：宏觀經濟發生周期性波動會影響企業經營業績，呈現出企業經營業績的“順周期效應”，而成本結構彈性越高，會弱化企業經營業績的“順周期效應”，降低這種外部沖擊的影響。如圖1所示，假設企業的營業成本完全變動，當營業收入高時，營業成本也高；當營業收入低時，營業成本也低。此時營業利潤與營業收入的協同動關系較弱，說明變動成本可以有效緩解外部需求沖擊的影響，以維持一個相對穩定的盈余。如果營業成本完全固定，當企業受到宏觀經濟沖擊時，營業利潤與營業收入的協同運動關系較強，也就是營業利潤不穩定。換言之，如果一個企業的營業成本主要是以固定成本為主，那么成本無法作為一個抵御外部沖擊的“緩沖劑”，此時企業的盈余將與宏觀經濟周期具有高度相關性。

圖1 宏觀沖擊與企業業績變動

基于上述理論分析，不同企業的成本結構彈性差異可能導致同一宏觀經濟周期的不同經營業績變動程度。成本結構彈性較高的企業，在面對宏觀經濟下行時，具備更加穩定的盈利能力，盈余波動性較低。參考Banker 和Chen（2006）［15］的做法，本文將企業盈余分解如下：

其中：E、S和C分別表示營業利潤、營業收入和營業成本；v表示單位變動成本，該值介于0～1之間，越接近0，表示變動成本的比例越小，即成本結構的彈性越小，反之成本結構的彈性越大，也就是說，v值可以表示成本結構的彈性大?。籉表示固定成本。

在宏觀經濟發生周期性波動的背景下，宏觀經濟周期上行會導致營業收入增加，反之營業收入減少。設定企業在面對宏觀經濟周期上行期和下行期時的營業利潤函數分別為：

其中：E1和E2分別表示宏觀經濟周期上行期和下行期時的營業利潤，可以表征企業的經營業績；ΔS表示營業收入的變動額（ΔS＞0）；p1和p2分別表示宏觀經濟周期上行和下行的概率；1-p1和1-p2分別表示兩種情形下宏觀經濟周期無波動的概率。對于風險中性的企業，在宏觀經濟上行期和下行期時的營業利潤期望值分別為：

對（4）式和（5）式分別關于概率p1和p2求偏導，對應的一階條件分別為：

可以看出，宏觀經濟周期上行的概率p1越高，此時的營業利潤E ( E1)越高，宏觀經濟周期下行的概率p2越高，對應的營業利潤E(E2)越低，說明企業的經營業績存在“順周期效應”。因此，本文提出研究假設1：

宏觀經濟周期與企業經營業績正相關，即企業經營業績的“順周期效應”。

進一步地，根據單位變動成本v值可以表示成本結構的彈性大小，對（6）式和（7）式關于v求偏導，可得：

可見，（6）和（8）式的偏導數符號相反，（7）和（9）式的符號相反，說明宏觀經濟周期無論處于上行期還是下行期，企業成本結構的彈性越大，都會使得其對經營業績的影響朝著相反的方向發展，即成本結構都可以緩解其對企業經營業績的沖擊。換言之，在其他條件相同的情況下，成本結構彈性高的企業其經營業績的“順周期效應”低于成本結構彈性低的企業，其經營業績的波動更加平緩。據此提出研究假設2：

成本結構彈性高的企業其經營業績的“順周期效應”低于成本結構彈性低的企業。

三、研究設計

（一）數據來源

本文所研究的成本結構在除金融業以外的行業中能否起到緩沖外部沖擊的作用都值得探討，并鑒于2007 年中國上市公司開始執行新會計準則，本文選取2007 年第一季度至2018 年第四季度共12 年A 股除金融業以外的全部上市公司作為研究樣本。剔除數據中的ST和*ST類上市公司，剔除數據缺失的公司，剔除資產負債率大于1 的樣本，最終得到包含3 362家公司的102 147個樣本觀測值。為了控制離群值對估計結果造成的偏差，對所有連續型變量在1%和99%的水平上進行Winsorize 縮尾處理。本文的數據類型主要分為兩類，即宏觀經濟數據和微觀企業數據。

（二）指標選取

1.被解釋變量

經營業績perfi,t。參考李遠鵬（2009）關于經營業績指標的選擇，使用凈資產收益率（ROE）、總資產收益率（ROA）、每股收益（EPS）三種指標進行度量［14］。

2.解釋變量

宏觀經濟周期cyclet。在基本檢驗中參考陳冬等（2016）使用實際GDP 增長率來表征宏觀經濟周期，該指標能夠很好地反映宏觀經濟的波動狀況［16］。

3.調節變量

成本結構CSi,t。借鑒Kulchania（2016）［11］的成本結構估計方法，根據企業營業收入和企業營業成本過去兩個季度的指數增長率計算本期的營業收入和營業成本預期值，計算公式如下：

公式中營業收入與營業成本都是經過公司季度總資產去規?；幚淼臄祿?。基于上述預期值，使用當期營業收入與營業成本的實際值，計算營業收入增長率US 與營業成本增長率UC，計算公式如下：

然后，使用過去7個季度的公司數據運行如下回歸模型：

該回歸模型中USi,t的估計系數反映了營業成本增長率對營業收入增長率的敏感度，即成本結構估計值，該值越大表示企業成本結構的彈性越大。為了更好地解釋實證研究結果，本文將成本結構變量根據其中位數設置為虛擬變量，如果CS 大于其中位數，則CS=1，否則CS=0。

4.控制變量

根 據 李 遠 鵬（2009）［14］、張 滌 新 和 李 忠 海（2017）［17］、白俊和王婉婉（2017）［18］等的研究，選取反映企業特征以及市場結構變量作為模型的控制變量。公司規模（SIZE）、公司上市年限（AGE）、資產負債率（LEV）、公司成長性（GROWTH）和公司治理（COPGOV）5個企業層面的控制變量可以反映企業特征；市場份額（MS）和行業競爭度（HHI）2個行業層面的控制變量可以表示市場結構。具體變量說明見表1所列。

表1 變量說明

（三）模型設定

結合前文理論分析可知，宏觀經濟周期與企業經營業績正相關，即企業經營業績的“順周期效應”，而成本結構彈性越高，會弱化企業經營業績的“順周期效應”。為對上述理論假說進行驗證，參考李遠鵬（2009）［14］的實證模型，以企業經營業績作為被解釋變量，以宏觀經濟周期和成本結構作為解釋變量，將宏觀經濟周期與成本結構的交互項引入方程，并納入企業層面的異質性特征，構建研究模型（1）如下：

其中：下標i和t分別代表企業和時期；perfi,t表示企業經營業績；cyclet表示宏觀經濟周期；CSi,t表示企業成本結構。除模型考慮的企業自身特征和市場結構外，實際控制人類型、公司所屬地區、獨立董事比例和董事會規模等不隨時間變化且不可觀測的企業固有特征也是影響企業經營業績的重要因素［19-20］，而這些因素可以通過企業層面的個體固定效應ui得到一定程度的控制［21-22］。由于本文所選取的客觀經濟同期度量指標是實際GDP 增長率，該指標是全國層面的時間序列，因此不直接控制時間固定效應［23］。根據研究假設1、假設2，預期模型估計系數a1為正、估計系數b3為負。

（四）描述性統計

變量的描述性統計結果見表2所列。

表2 變量的描述性統計

由表2 可知，凈資產收益率（ROE）、總資產收益率（ROA）和每股收益（EPS）的最大值分別為0.292 5、0.169 4和1.260 0，最小值分別為-0.255 8、-0.077 9 和-0.278 6，說明企業的經營業績存在較大差異，其標準差分別為0.061 3、0.034 6和0.215 0，表明在觀測區間內，多數企業的經營業績水平波動比較明顯。CYCLE的均值為8.26%，大于其均值為宏觀經濟上行期，小于其均值為宏觀經濟下行期，中位數為7.50%，小于均值，說明樣本觀測值中處于宏觀經濟下行期的居多，所以導致樣本觀測值中經營業績三個指標的中位數均小于均值，出現了經營業績的“順周期效應”，從而初步支持了假設1。CS 變量的均值為0.587 4，說明有58.74%的觀測值的成本結構為高成本彈性，共計55 103個公司—季度樣本，高低成本彈性的樣本觀測值大約各占一半，說明所選取的樣本觀測值分布均衡。此外，其他變量的取值均處于正常范圍內，且不存在極端值的影響。

四、實證結果與分析

為驗證宏觀經濟周期如何影響企業經營業績，成本結構是否在兩者之間起到調節作用以及成本結構會起到怎樣的調節作用，本文主要分為三步：一是開展全樣本估計，對假設1 和假設2 進行驗證；二是對企業按照周期性行業和非周期性行業進行劃分，進行子樣本估計，進行假設1 和假設2 的驗證，并予以進一步的分析；三是將成本按照功能劃分，找出起主要調節作用的成本類型。

（一）基本回歸

表3展示了全樣本回歸結果。在基準回歸中，使用凈資產收益率（ROE）、總資產收益率（ROA）、每股收益（EPS）三個指標表征經營業績。不難看出，在1%的統計水平下，經營業績用ROE、ROA或EPS 表征時，系數a1均為正且顯著，意味著宏觀經濟周期（CYCLE）與企業經營業績（Perf）正相關，即企業經營業績的“順周期效應”，支持研究假設1。加入成本結構（CS）這一變量以及宏觀經濟周期（CYCLE）與成本結構（CS）的交互項，經營業績用ROE、ROA、EPS 三個指標表征時，系數b3為負，且均在1%的水平上顯著，表明成本結構彈性越高，會弱化企業經營業績的“順周期效應”，即成本結構彈性高的企業其經營業績的“順周期效應”低于成本結構彈性低的企業，研究假設2 得到驗證。

表3 基本回歸結果

續表3

（二）按照行業周期性進行行業分組

本文將企業所在行業按照行業周期性劃分為周期性行業和非周期性行業，重點考察成本結構的作用在不同子樣本中是否存在異質性。關于區分周期性和非周期性行業的方法，學術界并沒有形成一個完全統一的標準，本文主要參考以往研究中對其的劃分標準。陳武朝（2013）根據證監會行業門類和輔助類劃分標準，將金融保險、采掘、交通運輸倉儲、金屬非金屬、房地產等行業歸為周期性行業，將其他行業歸為非周期性行業［24］。

本文主要參考陳武朝（2013）［24］的劃分標準進行分析，表4展示了按照行業周期性區分樣本的回歸結果（2）。結果顯示，在所有子樣本中，研究假設1和假設2仍然得以支持，說明無論是周期性行業還是非周期性行業，經營業績的“順周期效應”都存在，成本結構（CS）對于這種效應都會起到一定的調節作用（3）。進一步地，對比兩組結果，周期性行業的系數a1均大于非周期性行業對應的數值，系數b3的絕對值也大于非周期行業對應的數值，且在1%水平上顯著。這說明周期性行業企業經營業績的“順周期效應”比非周期性行業企業明顯，前者的成本結構弱化企業經營業績的“順周期效應”相較于后者也更加明顯。這可能是由于不同企業自身產品需求不同，周期性行業企業的產品表現為彈性需求（Elastic Demand），與宏觀經濟周期波動的相關性較強，而非周期性行業則表現為剛性需求（Rigid Demand），所生產的產品大多為生活必需品。因此，周期性行業更應該利用好成本結構這一“緩沖劑”的作用。

表4 按照行業周期性區分樣本的回歸結果

（三）按照支出類別分析調節作用

在基本回歸中，成本結構反映的是營業成本增長率對營業收入增長率的敏感度，該值越大表示企業成本結構的彈性越大。進一步地，區分報表支出（包括成本和費用）類別分析其調節作用，本文將營業成本分別替換為銷售費用和管理費用再次計算成本結構值，分別反映的是銷售費用增長率對營業收入增長率的敏感度和管理費用增長率對營業收入增長率的敏感度。如果營業成本、銷售費用和管理費用中變動成本所占的比例更大，企業盈余與銷售收入的協同運動關系更弱，將保持一個相對穩定的狀態。將重新計算成本結構估計值代入計量模型（12），如果系數b3為負且顯著，可以再次驗證研究假設2。進一步地，系數b3的絕對值越大，所對應的支出類別對于經營業績“順周期效應”的調節作用更大，說明該類支出可調整性越高；反之，如果系數b3的絕對值越小，其調節作用就越小，說明該類支出中固定成本所占比例較高，企業可以適當削減其酌量性固定成本，例如新產品開發費、廣告費、職工培訓費等。

區分支出類別的分析結果見表5所列，三類支出都能對經營業績的“順周期效應”起到調節作用，其中銷售費用的調節作用最大，其次是營業成本，最后是管理費用，說明銷售費用的靈活性最高，企業可以根據宏觀經濟周期等外部環境因素的變化著重對銷售費用進行調整，并且適當對營業成本和管理費用加以關注。

表5 區分支出類別的分析結果

五、穩健性檢驗

（一）模型內生性問題

引起內生性問題的原因主要有三種，分別是雙向交互影響、度量誤差和遺漏變量。首先，本文所研究的宏觀經濟周期變量具有外生性，將其作為解釋變量與被解釋變量經營業績的反向因果關系較弱，故不考慮雙向交互影響所導致的內生性問題，只考慮度量誤差和遺漏變量所致的內生性問題。進一步驗證成本結構是否能有效地緩解外部沖擊，本文將2008 年金融危機作為沖擊事件，通過自然實驗法檢驗模型的內生性。

1.檢驗度量誤差所致內生性

在上述的基本檢驗中，用中國季度實際GDP增長率度量宏觀經濟周期，但是中國乃貿易強國，其經濟必然會受到其他經濟強國的影響，導致度量誤差。借鑒Gulen&Ion（2016）［25］的思路，將中國季度實際GDP增長率與美國、俄羅斯、日本、韓國、德國、加拿大6 個國家的季度實際GDP 增長率進行相關性分析，中國與俄羅斯的相關系數最大，為0.653 9。因此，本文試圖利用中國與俄羅斯經濟之間的關聯性來進一步緩解度量誤差的問題。具體做法是通過提取與俄羅斯季度實際GDP 增長率正交的中國季度實際GDP 增長率的這部分來消除受影響的部分，其季度時間序列回歸模型如下：

其中：CHINACYt和RUSSIACYt分別表示中國和俄羅斯的宏觀經濟周期，用季度實際GDP 增長率度量，上述控制變量一并納入模型；殘差εt為中國宏觀經濟周期更加干凈的度量數值，依舊用CYCLE 表示，再次根據計量模型（11）和（12）進行面板回歸?；貧w結果列示在表6中（1）和（2）列，可以看出，結果支持假設1和假設2，并且在剔除其他國家影響之后，經營業績的“順周期效應”和成本結構的調節作用都更加明顯。

2.檢驗遺漏變量所致內生性

計量模型（11）和（12）可能遺漏了同時影響宏觀經濟周期和企業經營業績的重要變量，從而造成模型內生性問題。為檢驗模型的內生性，本文考慮宏觀經濟周期的影響會產生滯后效應，因此將之滯后一期（L.CYCLE）作為工具變量，該工具變量同時滿足與內生變量存在相關性和與擾動項不相關的外生性（4）。通過兩階段最小二乘法（2SLS）進行檢驗，在第一階段回歸中，內生變量CYCLE對工具變量L.CYCLE 進行OLS 回歸，得到內生變量CYCLE的擬合值；在第二階段回歸中，被解釋變量經營業績對第一階段中得到的內生變量CYCLE的擬合值進行OLS 回歸，從而得到兩階段最小二乘估計量。表6 中（3）（4）列列示了內生性檢驗的2SLS 第二階段回歸結果，可見，在考慮模型內生性后，宏觀經濟周期的系數以及宏觀經濟周期與成本結構的交互項系數均顯著。這些結果表明，經營業績確實存在“順周期效應”，且成本結構也確實會弱化企業經營業績的“順周期效應”，假設1和假設2得到支持。

3.基于自然實驗檢驗成本結構的調節作用

進一步地，根據研究年限內GDP 增長率的變動趨勢，2007 年第一季度到2008 年第四季度一直保持著高速發展，此后呈現快速下降趨勢，直到2011 年第一季度才緩慢上升。究其原因，可能是2007年發生的次貸危機引起了2008年美國金融危機的爆發，2009年波及我國經濟，導致GDP增長率快速下降，金融危機的影響延續到2011 年才有所減弱?；诖?，本文為了更好地解決模型內生性問題，參考陳冬等（2016）［16］進行自然實驗的做法，將2009年第一季度作為宏觀經濟周期下行的沖擊時點，分別用虛擬變量0 和1 表示不存在和存在宏觀經濟周期下行沖擊，即2007—2008年1-4季度的宏觀經濟周期取值為0，2009—2010 年1-4 季度的宏觀經濟周期取值為1，再次根據計量模型（11）和（12）進行面板回歸。

表6中（5）（6）列列示了基于自然實驗檢驗成本結構調節作用的估計結果，可見，宏觀經濟周期的系數顯著為負（因為經濟周期下行取值為1，系數為負表明經濟周期下行時，經營業績的變動方向與之一致），交互項系數的符號與其相反且顯著，表明宏觀經濟周期下行會對經營業績產生負向影響，即在經濟危機沖擊下，經營業績依舊呈現“順周期效應”，并且企業的成本結構彈性越高，會降低這種外部沖擊的影響，起到緩沖劑的作用，假設1和假設2均得證。

表6 內生性檢驗的回歸結果

（二）其他穩健性檢驗

1.調整樣本

由于成本結構的概念在制造業中可能更加突出，并且制造業上市公司占據全部上市公司的大部分［4］，因此，本文在穩健性檢驗中只選取制造業上市公司進行檢驗，在對樣本進行處理之后，得到包含2 108 家公司的55 459 個樣本觀測值。表7 的（1）（2）列列出了相應的檢驗結果，在1%的統計水平上，系數a1為正且顯著，系數b3為負且顯著，假設1和假設2得以驗證。

2.調整成本結構（CS）的度量方式

本文在穩健性檢驗中參考Chen等（2011）用經營杠桿系數作為成本結構的替代度量指標，即企業息稅前利潤的變動相對于營業收入的變動的敏感系數［26］。當經營杠桿系數較小時，企業各種成本的靈活性較差，外部環境將導致企業利潤產生較大的波動，所以較小的經營杠桿系數反映了更加剛性的成本結構。本文參照Chen 等（2011）的方法，先以息稅前利潤對營業收入進行回歸，再將回歸系數乘以營業收入均值與息稅前利潤均值的比值作為成本結構的估計值［26］。為了更好地解釋實證研究結果，本文依舊將成本結構根據其中位數設置為虛擬變量，而在穩健性檢驗的度量方式中，該估計值越小，成本彈性越大，與基本檢驗相反，所以CS 小于其中位數取1，否則取0。表7中（3）（4）列出了其檢驗結果，結果均支持假設1和假設2。3.調整宏觀經濟周期（CYCLE）的度量方式

表7 縮小樣本或調整CS度量方式檢驗結果

本文在穩健性檢驗中參考黎春等（2018）使用宏觀經濟景氣指數中的一致指數（以后簡稱為一致指數）來表征宏觀經濟周期［27］。一致指數可以反映當前經濟的基本走勢，是工業生產、就業、社會需求（投資、消費、外貿）、社會收入（國家稅收、企業利潤、居民收入）等4 個方面的綜合反映。首先參考Gulen&Ion（2016）使用月度指標的算術平均值，對一個季度內3 個月的一致指數值均賦予1/3 的權重，以其和來度量該季度的宏觀經濟周期［25］。然后，參考李鳳羽和史永東（2016）的做法，即距離觀測值越近的月度，宏觀經濟周期對經營業績的影響應該越強，所以依次賦予權重1/6、2/6 和3/6，利用月度指標的加權平均值再次進行檢驗［28］。為了使CYCLE 的系數和交互性系數不會太小，將一致指數縮小1 000倍進行回歸。表8中列出了其檢驗結果，結果均支持研究假設1和假設2。

表8 調整CYCLE度量方式檢驗結果

六、結論與建議

本文從宏觀經濟周期波動直接影響企業營業收入的視角出發，將企業成本劃分為變動成本和固定成本，通過理論模型闡釋成本結構對于企業經營業績“順周期效應”的“緩沖劑”作用。進而，采用2007—2018 年中國宏觀經濟與微觀企業季度數據，借鑒Kulchania（2016）［11］的估計方法對成本結構進行度量，實證檢驗經營業績的“順周期效應”以及成本結構的“緩沖劑”作用。同時，按照產權性質和企業規模對樣本進行了劃分，重點考察成本結構的作用在不同子樣本中是否存在異質性，研究發現相比非周期性行業企業，周期性行業企業經營業績的“順周期效應”和成本結構的調節作用均更加明顯。進一步地，區分成本支出類別，分析不同類別成本結構的調節作用，即將成本結構估計模型中的營業成本分別替換為銷售費用和管理費用重新計算成本結構值，結果顯示三類成本支出都能對經營業績的“順周期效應”起到調節作用。其中，銷售費用的調節作用最大，其次是營業成本，最后是管理費用。此外，從引起內生性問題的原因出發，分別進行分析，最終檢驗了度量誤差和遺漏變量所致的內生性問題，并將2008 年金融危機作為外生沖擊事件，進一步檢驗發現成本結構依舊能夠有效地緩解外部沖擊。

結合本文的理論分析和實證結果，針對當前“新冠肺炎”疫情對我國宏觀經濟的沖擊，本文從成本結構調整的角度對于企業應對疫情沖擊下的經營壓力提出如下建議：①在宏觀經濟周期波動的大背景下，不同行業的企業均應重視成本結構在緩解宏觀經濟沖擊時的作用，可以充分利用“成本變動化”的方法增加企業成本結構的彈性，比如業務外包、短期合同雇傭、設備租賃等。②成本結構彈性對于產品需求彈性更高的周期性行業的企業發揮宏觀經濟周期波動的“緩沖劑”作用更大，其更應該重視付現成本的彈性化調整，以降低企業的資金壓力。③企業在緩解宏觀經濟沖擊時應實施成本分類管理，實證結果發現銷售費用、營業成本、管理費用發揮“緩沖劑”作用的效果是有差別的，應該著重對靈活性最高的銷售費用進行動態管理，在營銷合同設計中加強其與銷售規模的動態匹配度，以提升銷售費用的彈性程度。對于靈活性較低的營業成本和管理費用，企業可以適當削減其酌量性固定成本，在保證產能的情況下實施約束性固定成本的“變動化”轉化。

注 釋:

（1）為克服因遺漏變量所帶來的內生性，進行F檢驗、LM檢驗、適用于普通標準誤的Hausman檢驗以及適用于聚類穩健標準誤的輔助回歸檢驗，結果表明，固定效應面板數據模型最優。

（2）將證監會行業分類2012年版中的以下行業界定為周期性行業：B 采礦業；G 交通運輸倉儲和郵政業；K 房地產業；C 制造業門類下的二級行業，包括C25 石油加工煉焦和核燃料加工業、C30非金屬礦物制品業、C31黑色金屬冶煉和壓延加工業、C32 有色金屬冶煉和壓延加工業。其他一級行業及制造業門類下的其他二級行業均歸為非周期性行業。

（3）限于篇幅，這里僅展示用ROE來表征經營業績的結果，其他兩個指標的結果與其一致，后文不再進行列表展示。

（4）先進行內生性檢驗，DWH檢驗的p值為0，這表明在1%水平上拒絕所有變量為外生的原假設。為了證實工具變量選擇的合理性，通過弱工具變量檢驗該工具變量與內生變量滿足相關性，并且使用對弱工具變量更不敏感的有限信息最大似然法（LIML），從側面印證了不存在弱工具變量。由于此處內生變量與工具變量的個數相等，屬于恰好識別，不進行過度識別檢驗，在理論層次上可以說明該工具變量滿足外生性。