制造業企業費用粘性、創新投入與公司績效研究
——基于產權異質性視角

侯雪筠（教授/博導）黃華

（哈爾濱商業大學英才學院哈爾濱商業大學會計學院黑龍江哈爾濱150028）

一、引言

成本費用管理始終是企業實現經濟效益的核心，是企業在外部市場中提高自身競爭力的重要一環。“去產能、去庫存、去杠桿、降成本、補短板”是供給側結構性改革的切入點。然而目前我國資本市場中的人力成本和資源成本不斷提高，代理沖突日益加劇，一些企業的管理層利用自身便利謀取私利，這些都為企業高效成本管理的推進帶來了巨大挑戰。

要加快企業成本費用管控升級過程，首先要對成本性態有理性的認識。20世紀90年代以前，學術界普遍認同成本費用與業務量之間的線性關系，即業務量的增加或減少會同比例帶來成本費用的上升或下降，二者滿足y=a+bx模型。2003年，Anderson等通過ABJ模型第一次提出成本粘性這一概念，認為現實中企業成本費用伴隨業務量上升而增加的幅度大于其隨著業務量下降而減少的幅度［1］。孫錚等（2004）也利用ABJ模型首次證實了我國上市公司普遍存在費用粘性［2］。在后續研究中，有學者發現我國制造業企業費用粘性高于其他行業［3-4］，這是因為制造業生產經營過程中投入的生產設備、產品材料等成本規模龐大且隱性成本高，當市場波動影響業務量時，企業做出的成本費用調整策略很難與業務量增減變動保持高度一致，這便加劇了成本費用粘性的產生。目前國內外文獻大多集中于研究成本粘性的影響因素，但對成本粘性的經濟后果和費用粘性的研究較少。國內外學者研究表明，內部控制、媒體關注、高管激勵、盈余管理等因素均會對成本粘性或費用粘性產生不同程度、不同方向的影響［5-8］。成本粘性一般以總成本為研究對象，總成本包括營業成本和期間費用，相比于產品的營業成本，期間費用在分配和調整上具有更高的靈活性，討論費用粘性也因此更具有現實意義。費用粘性的本質是企業占用剩余資源，存量資源配置效率低下，勢必會對企業績效產生影響。目前對于費用粘性與公司績效之間關系的研究較少且結論尚未統一，對二者之間作用路徑和調節效應的研究也不全面。基于此，本文重點研究產權異質性視角下制造業企業費用粘性對公司績效產生的影響，分析企業創新投入對二者關系的調節作用，為我國制造業上市公司優化資源配置、擴大優質增量供給等決策提供參考。

二、理論分析與假設

（一）費用粘性與公司績效

費用粘性動因理論包括調整成本觀、管理者預期觀和代理成本觀［9］。這三種觀點強調，管理者會出于調整資源時成本較高、對未來業務量增長持樂觀心態和謀取在職利益等原因，不愿在業務量降低時下調成本費用。由于企業繼續耗用生產線、原材料、人工成本等企業資源，導致資源錯配，從而造成大量冗余資源。資源錯配不僅是一種資源浪費，而且還會影響企業經營過程，削弱企業靈活應對外部市場需求的能力，加劇企業的經營風險。而企業實現經濟利益增長正是資源合理配置與利用的結果［10］。國內學者對成本費用粘性與企業績效關系的研究主要集中在成本粘性方面，有學者認為成本粘性與企業績效呈倒U型關系［11］，更多實證研究表明成本粘性會降低企業績效［12-14］。鑒于內部資源利用效率對實現經濟效益的關鍵作用，如果閑置資源能夠得到合理配置和利用，企業業績就有可能實現增長［15］。基于以上分析，本文提出如下假設：

H1a：費用粘性對公司績效存在負向影響，即費用粘性越嚴重，公司績效越低。

已有研究表明，費用粘性在國有企業中更加嚴重。一方面，國有企業背負著更多的社會責任，經營目標并非完全以經濟利益為導向。也就是說，即便業務量顯著下降，國有企業也不會輕易裁員，此時多余的人力資源便造成人員冗余。另一方面，國有企業管理層一般由政府委派，社會監管機構對其監督力度小［16］，更易催生管理層自利行為和更高的代理成本。目前我國國有企業一般規模較大，實力雄厚，資金充足，即便費用粘性較大，但資源配置錯位造成的負面經濟后果對企業整體經濟效益影響較小。基于以上分析，本文提出如下假設：

H1b：與國有企業相比，非國有企業中費用粘性對公司績效的負向影響更加顯著。

（二）創新投入的調節作用

企業自主創新能力的提高有助于促進產業結構升級，提升勞動生產率，促進經濟發展。經濟全球化的背景下，創新活動已逐漸成為企業提高核心競爭力的關鍵，企業通過加大創新研發強度獲取技術優勢，降低成本加快產業升級，從而吸引顧客并占領市場。從信號傳遞理論來講，企業在創新研發活動中投入強度大，公眾會從市場中接收到積極的信號，投資者會認為企業搶占了優勢并在某種程度上形成壟斷，對企業發展前景持樂觀態度，更愿意對企業進行投資。企業擁有了創新活動本身產生的經濟利益，同時吸收了充足的外部資金，便有了足夠的生產資源進行周轉和項目投資。因此，創新投入能在一定程度上擺脫冗余資源的占用對企業經營的桎梏，從而緩解費用粘性對公司績效造成的負向影響。基于以上分析，本文提出如下假設：

H2a：創新投入對費用粘性與公司績效的關系起調節作用，能夠緩解費用粘性對公司績效的負向影響。

國有企業實際控制人是國家或地方政府機構，在政府提供隱性擔保的情況下，國有企業融資約束和融資壓力比非國有企業小，資源匱乏現象不如非國有企業嚴重，因此在實現經濟效益和吸引投資方面依靠創新投入較少，創新投入的調節效應不如非國有企業明顯。基于以上分析，本文提出如下假設：

H2b：與國有企業相比，創新投入對費用粘性與公司績效關系的調節效應在非國有企業中更加顯著。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取我國制造業A股上市公司2012—2019年數據作為初始樣本，剔除ST、*ST、PT類上市公司；剔除當年數據有缺失的企業；剔除當年無法計算費用粘性的企業；剔除當年上市的企業；剔除前十位股東持股比例＞1的異常值，最終樣本量為8 084。此外，為避免極端值對結果產生影響，本文對所有連續變量在回歸前進行1%和99%分位Winsorize處理。數據主要來自CSMAR數據庫，少量產權性質數據由手工收集，運用Stata 16.0軟件進行數據處理和分析。

（二）變量定義

1.被解釋變量。在眾多研究公司績效的文獻中，國內學者大多選用總資產凈利率（ROA）來表示公司績效，部分學者將托賓Q值作為長期績效的衡量指標。作為財務指標，ROA反映了企業的盈利能力，而作為市場指標的托賓Q值更適用于國外成熟的資本市場。因此，為全面反映企業經濟效益發展，本文借鑒周建［17］、葉陳毅［12］等的做法，用主成分分析法測度公司綜合績效。

本文分別從營運能力、盈利能力、股東獲利能力、發展能力四個維度選取總資產周轉率、總資產凈利率、凈資產收益率、基本每股收益、可持續增長率、營業凈利率6個財務指標進行主成分分析，確定公司績效綜合評價指標。首先，用KMO和Bartlett球形度檢驗來確定所選指標對主成分分析的適用性。如表1所示，KMO值達到0.812，Bartlett球形度檢驗P值為0.000，拒絕了相關矩陣為單位矩陣這一原假設，說明適合做主成分分析。其次，提取主成分并進行因子旋轉。本文將特征值大于1作為標準來確定主成分，根據表2顯示的結果，最終提取前兩個主成分，累計方差貢獻率達到了71.73%。因子旋轉后自動提取特征值大于1的成分且累計方差貢獻率沒有發生變化，證明前兩個主成分可以替代原始六個指標進行公司績效測度。最后，以因子旋轉后每個主成分的累計方差貢獻率作為權數，計算得出公司績效的綜合評價指標。計算公式為：F=F1*0.5393+F2*0.1780（F1、F2為提取出的兩個主成分）。

表1 KMO與Bartlett球形度檢驗

表2 因子旋轉前后特征值表

2.解釋變量。ABJ模型的局限性在于無法計算出粘性具體數值，因此只能用于判斷某一范圍內費用粘性的存在性以及研究費用粘性的影響因素。2010年，Weiss提出的Weiss模型［18］能夠計算出公司層面費用粘性的具體數值，為學術界展開成本費用粘性經濟后果研究奠定了堅實的基礎。本文采用Weiss模型計算費用粘性：

其中：Sticky代表費用粘性，i代表第i家公司，t代表第t年，a和b分別代表i公司第t年四個季度中營業收入下降和上升的最近季度。sale代表營業收入，expense代表銷售費用和管理費用的合計（以下簡稱銷管費用），因為財務費用并非由生產經營過程產生，本文遵循前人普遍做法將其剔除。Δexpense和Δsale分別代表了i公司在某季度中銷管費用和營業收入的變動值，兩者需保持同向變動。此外，根據Weiss模型，對一年中營業收入或銷管費用沒有增減變動的數據予以剔除，并且模型計算出的Sticky負值代表費用粘性程度，負值的絕對值越大說明費用粘性越嚴重，為本文后續方便計算和解釋，將計算出的Sticky做相反數處理。

3.調節變量。創新投入是企業為產品或產業創新所投入的研發資源，包括研發投入金額和研發人員數量。因公司規模差異大，若要滿足不同企業之間的比較，相對指標才能代表企業層面的創新研發強度。我國上市公司對研發人員數量披露較少，因此本文參考眾多學者的做法，將研發投入金額與營業收入比值（RD）作為創新投入的衡量指標。

4.控制變量。參考國內外學者的研究成果，本文選取了資產負債率（Lev）、公司規模（Size）、資本密集度（Rasset）、兩職兼任（Dual）、公司年齡（Age）、股權集中度（Oc）、營業凈利率（Npm）作為控制變量。其中，公司規模與公司年齡越大，說明生產經營過程和管理制度越成熟，企業經濟效益也自然得到正面提升。資產負債率代表企業的資本結構，適當舉債有利于經濟效益和資金利用率的提高，而過多舉債則加劇企業資金鏈風險，為公司績效帶來負面影響。經營狀況不好時，企業處置資產的開支可能高于資產處置收益，一般認為資本密集度越高，費用粘性越嚴重，公司績效也就越低。營業凈利率作為盈利指標，反映了企業的盈利能力，營業凈利率越高越會促進公司績效的提升。董事長和CEO職位由同一人兼任緩解了兩權分離帶來的代理問題，因此，本文認為兩職兼任會促進公司績效提升。股權集中度高表明股東更有動機參與公司治理，進而緩解與管理層的代理沖突，有助于企業經濟發展。同時在模型回歸時控制年度（Year）和制造業二級行業（Ind）。

具體變量定義如表3所示。

表3 變量定義

（三）模型構建

為檢驗費用粘性對公司績效的影響（H1a與H1b），構建模型1：

為檢驗創新投入的調節作用（H2a與H2b），構建模型2：

其中，F為被解釋變量，Sticky為解釋變量，RD為調節變量，RD×Sticky是為驗證調節效應引入的創新投入與費用粘性交乘項。根據溫忠麟［19］對調節效應的研究，若模型2中β3顯著，說明創新投入具有調節作用；若β3＞0，表示創新投入緩解了費用粘性對公司績效的抑制作用；若β3＜0，表示創新投入加劇費用粘性對公司績效的抑制作用。其他變量為控制變量，ε為隨機誤差項。

四、實證分析

（一）描述性統計

各變量的描述性統計結果如表4所示。公司績效綜合指標最大值為5.361，最小值為-14.021，中位數小于零且均值也接近于零，說明制造業企業公司績效差距很大。費用粘性變量最大值為10.751，且絕對值超過了最小值-9.701，均值和中位數也顯著大于零，說明制造業企業普遍存在費用粘性且費用粘性水平存在很大差異。另外，本文將樣本根據產權性質分成兩組，探究在產權異質性下費用粘性水平有何差異。不難看出，國有企業中費用粘性平均值為0.092，明顯超過非國有企業，這說明相比于非國有企業，國有企業費用粘性現象更加嚴重，與前文分析結果一致。調節變量創新投入最大值為2.516，最小值為0，均值為0.044，說明我國制造業企業創新投入水平整體較低，而且企業之間差距較大。

表4 描述性統計

（二）相關性分析

本文對數據樣本進行了相關性分析，得到Pearson相關系數（左下）和Spearman相關系數（右上），如表5所示。其中，費用粘性與公司績效相關系數為-0.044，說明兩者呈顯著負相關關系，初步驗證了H1a，具體情況還要通過回歸分析進一步驗證。創新投入與公司績效呈負相關關系，也許是由于創新投入周期較長，對當期績效可能具有滯后性影響。另外，公司規模、公司年齡、股權集中度和營業凈利率與公司績效正向相關，資產負債率、資本密集度與公司績效負向相關，基本符合本文前面的分析結果。所有控制變量與公司績效相關系數均在不同水平上顯著，說明模型構建合理，有良好的分析效果。變量之間相關系數基本都在0.5以下，說明變量選擇較為合理，適合進行下一步回歸分析。

表5 相關性分析

（三）回歸分析

為進一步驗證上述假設，本文進行了OLS模型回歸。為避免年份和制造業二級行業的影響，在回歸時對年度與行業效應進行了控制，同時為減弱異方差影響，本文采用了經Robust調整后的回歸結果，并在所有回歸模型中對公司證券代碼進行Cluster聚類調整，確保結果更加穩健。回歸結果如表6和下頁表7所示。

表6 模型1回歸結果

表7 模型2回歸結果

表6展示了利用模型1得到的費用粘性對公司績效影響的回歸結果。從表6第（1）、（2）列全樣本回歸可以看出，全樣本回歸下費用粘性（Sticky）的系數為-0.004，在1%水平上顯著為負，說明費用粘性造成的資源錯配和冗余的確會抑制公司績效的提升，驗證了H1a。公司規模（Size）、股權集中度（Oc）等大多數控制變量系數分別在不同水平上通過了顯著性檢驗，資產負債率（Lev）和資本密集度（Rasset）均對公司績效提升有抑制作用但不顯著，結果與前文預期基本一致。為進一步驗證產權異質性帶來的費用粘性對公司績效的影響差異（H1b），本文按產權性質將全部樣本分成國企和非國企，分別代入模型1進行回歸，得到第（3）—（6）列結果。從表6可以看出，國有企業樣本數量為2 462，符合我國國有企業數量遠小于非國有企業這一特點。第（3）、（5）列結果顯示，費用粘性（Sticky）的系數分別為-0.001和-0.005，但非國有企業中系數依然在1%水平上顯著，而國有企業中系數并不顯著，這說明費用粘性對公司績效依然存在抑制作用，但該抑制作用在非國有企業中更加顯著，H1b得以驗證。所有變量的VIF值都接近1，其中最高為1.86，遠小于10，說明模型合理，變量間沒有多重共線性。另外值得強調的是，模型1的三次回歸中R2分別達到了0.755、0.729和0.779，說明模型擬合優度很好，具有統計學意義。

表7展示了利用模型2得到的創新投入在費用粘性對公司績效影響中的調節效應的回歸結果。第（1）、（2）列為全樣本回歸，第（3）—（6）列為國有企業和非國有企業的分樣本回歸。其中，全樣本回歸下費用粘性（Sticky）的系數為-0.012，在1%水平上顯著為負，說明加入創新投入調節變量后費用粘性依然負向影響公司績效，再次驗證了H1a。費用粘性與創新投入交乘項（Sticky×RD）的系數為0.191，通過了1%水平的顯著性檢驗，說明創新投入起著負向的調節作用，即創新投入緩解了費用粘性對公司績效的抑制作用，創新投入越高，費用粘性對公司績效的抑制作用就會越弱，H2a得到驗證。控制變量結果基本與前文預期保持一致。進一步地，為驗證H2b，再次將全樣本分成國有企業和非國有企業分別代入模型2進行回歸，得到第（3）—（6）列結果。從表7第（3）列可以看出，費用粘性系數依然為負且不顯著，與模型1分樣本國企組結果一致，交乘項Sticky×RD的系數為正且在10%水平上顯著。而第（5）列結果顯示，費用粘性系數為-0.014，在1%水平上顯著為負，結果與上文一致，交乘項Sticky×RD的系數為0.208，也在1%水平上顯著為正。不難發現，在非國有企業中交乘項Sticky×RD的系數顯著性水平更強，創新投入的調節作用更加明顯，說明模型2的三組回歸結果與H1a、H1b保持一致，并在此基礎上驗證了H2b。變量的VIF值最高為3.65，遠小于10，說明變量間沒有多重共線性。此外，三組回歸結果的R2分別為0.755、0.730和0.780，證明模型擬合優度依然很好，具有統計學意義。

（四）穩健性檢驗

本文采取以下幾種方法進行穩健性檢驗：（1）替換被解釋變量。本文將ROA用作被解釋變量的替代變量進行以上回歸，結果與本文前述基本一致。（2）添加新的控制變量。參考梁上坤等［20-21］添加控制變量的做法，本文選取了勞動密度（員工人數/百萬營業收入）和獨董占比（獨立董事人數/董事人數）加入原有模型中并重新回歸，得出的結果與本文前述基本一致。（3）根據制造業二級分類，選取C2類（包括家具、化工、醫藥制造業等）數據進行以上回歸，結果與上文基本一致。（4）參考史敏［22］的做法，將研發投入金額與資產總計的比值作為創新投入的替代變量，代入模型2中檢驗創新投入的調節效應，結果與上文基本一致。以上穩健性檢驗結果均支持原假設，說明文章結論具有穩健性。

五、結論與建議

（一）結論

由于ABJ模型的提出早于Weiss模型，所以國內學者研究更集中于成本費用粘性的影響因素，較少涉及其經濟效應研究。本文選取2012—2019年我國制造業A股上市公司數據，對費用粘性與公司績效關系及創新投入在二者中的調節效應展開研究。結果表明，產權異質性視角下，制造業企業普遍存在費用粘性，這一現象在國有企業中更加嚴重。費用粘性對公司績效的提升起抑制作用，相比于國有企業，非國有企業中該抑制作用更加顯著。創新投入對費用粘性與公司績效關系起著負向的調節作用，表現為緩解了費用粘性對公司績效的負向影響，這一調節效應在非國有企業中更加顯著。

（二）建議

1.加強對管理層的監督，緩解代理沖突。兩權分離導致所有者與管理者之間出現信息不對稱，業務量降低時管理者可能利用職位之便作出利己決策，拒絕下調成本費用，以維持管理者自身可掌控的資源。為此，股東大會應持續監督管理層行為，完善管理層決策機制，防止管理者侵占企業資源、頻繁在職消費等自利行為的發生。國有企業更應注重代理問題，建立獎懲機制并嚴格執行，營造良好的代理環境，減輕代理成本。

2.緊密監控市場行為，靈活應對需求波動。企業應密切關注市場動向，合理預測訂單需求變化，并據此合理預測成本。當業務量短時間內無回升趨勢時，企業應及時調減生產用料，適當調離人力資源，降低產能，減輕庫存存儲壓力，減少廣告宣傳活動費用支出，從源頭上遏制冗余資源的產生及減輕資源錯配造成的資源使用效率低下。

3.完善內部控制，優化資源供給。內部控制是企業為實現最終管理目標而設置的工作流程制度。若內部控制存在缺陷，則意味著企業決策效果與效率不佳，嚴重影響資源分配過程和戰略目標的實現。管理層和治理層應重視內部控制的設計和運行，同時重視員工培訓和素質提升。全體職工應嚴格遵循企業管理制度，進而優化成本管控流程和資源供給，讓各類資源得到充分利用。

4.開拓創新能力，提升企業形象與知名度。創新研發對制造業發展尤其重要，產品創新意味著核心競爭力的提升，決定了企業未來的產業結構和發展趨勢，也緩解了費用粘性對經濟效益的負面影響。為此，一方面，企業應積極響應國家號召注重產品創新，在不影響生產運轉的前提下加大創新研發力度，向市場傳遞積極信號以吸引外部投資。另一方面，根據研發成果及時調整企業內部生產結構，擺脫行業同質化困境，促進市場需求從而直接帶來企業經濟效益的提升，緩解成本費用問題對企業長期經濟發展的牽制。非國有企業相對來說規模較小，融資限制條件多，在成本管控和創新研發上應更加謹慎，合理調配資源并充分利用創新研發優勢，用長遠眼光看待企業的發展。