董事會非正式層級與費用粘性

孫再凌，蔡宇瑩，趙雨亭

（內蒙古財經大學 會計學院，內蒙古 呼和浩特 010070）

一、引言

董事成員雄厚的社會資本無疑會為企業經營帶來紅利，但從群體決策層面分析，“全明星”陣容的董事會可能會陷入成員間對地位爭奪的漩渦，增加許多無效討論的時間，從而降低董事會監督管理層的能力［1］。有學者提出，董事會成員社會資本差異較大時，董事會內部能夠建立清晰的非正式層級［2］。層級的產生，可以使董事會內部達成一致意見，提高決策效率和監管能力［3，4］。同時學術界也基于中國背景下對董事會非正式層級的治理效力進行了多方面的探討，比如企業績效、企業資本結構、企業行為等［5-11］。在此研究基礎上，本文進一步探索董事會非正式層級與企業費用粘性的關系：一方面，現有研究有關董事會非正式層級對企業內部運營決策研究相對較少；另一方面，董事會非正式層級能否對公司治理產生積極效果仍存在一定爭議［6］。費用粘性是經營業績下滑時企業資源配置決策的體現，是企業運營效率和風險不同方面的重要表現［12，13］。企業存在費用粘性現象，則收入下降時利潤會加速下滑，同時說明企業資源配置不當，難以適應經濟波動，容易陷入經營困境［14］。近年來，受疫情等影響，我國企業普遍存在收入下滑現象，在費用粘性現象中考察董事會非正式層級的作用，探討抑制費用粘性的新途經，控制利潤下滑速度，具有一定現實意義。基于此，文章采用實證分析的方法，對董事會非正式層級與費用粘性的關系進行分析，并驗證兩者間的作用渠道，以期能夠豐富費用粘性影響因素方面的研究。

本文的研究貢獻，表現在如下三個方面：首先，本文從董事會個體層面入手，分析與董事成員兼職數量、董事的政治關系、董事的影響力相關的非正式層級對費用粘性的影響，為更好地認識董事會非正式層級與費用粘性的關系，提供了理論指導與證據支撐。第二，區別于以往學者通過某一種學說來闡釋董事會非正式層級的意義，本文以預期地位理論為主，輔以關系契約理論進行分析，可以較為系統和全面地理解董事會非正式層級的作用機制，拓寬組織中非正式層級的研究［3，9，11］。第三，現有公司治理相關法律規范，只對董事會正式結構等作詳細的安排，忽略對董事會運行過程的重視，最終導致董事會治理合規性得到改善而有效性不足［15］。文章研究結論為相關政策制定者探索發揮董事會在公司治理中的有效作用提供政策依據。

二、文獻回顧

（一）費用粘性的相關研究

費用粘性（Cost Stickiness）是指企業業務量上升，成本費用支出變化的幅度超過企業業務量下降時的變化幅度的情況［16］。Anderson等人以美國上市公司為研究對象，首次驗證了成本這種非對稱變動現象，部分上市公司近20年財務數據表明，銷管費用（包括銷售費用、一般費用和管理費用）在業務量每增加1%時增長了0.55%，而在業務量每下降1%時只減少了0.35%［16］。針對這一現象，Anderson等人借用了經濟學中價格粘性的定義，即價格的調整慢于商品市場供求關系的變化，定義這種費用調整慢于業務量變化的現象為“（成本）費用粘性”。

大部分學者研究的結果表明，費用粘性對企業的經營不利，是企業資源錯配的表現，會導致企業投資不足以及經營風險增大［14，17，18］。蔣德權認為費用粘性會擠占企業現金流，是一種資源的閑置，因而在企業可用于投資資源有限的前提下，費用粘性會導致企業投資不足［17］。為降低費用粘性的負面影響，學界從費用粘性的成因出發，以探索抑制粘性的機制和渠道。國內外學者研究發現，管理者行為，特別是其機會主義（自利）行為是導致費用粘性的重要原因［12，19］。孫錚和劉浩研究認為，經理人的薪酬作為費用的一部分，面對收入的波動，經理人更偏向于維持或擴大費用規模，而非減少，從而產生“粘性”現象［12］。秦興俊和李糧以并購重組次數及規模、自由現金流、經理人任期，以及薪酬結構作為管理者自利行為的代理變量，實證檢驗其與費用粘性呈正相關的關系［20］。因此監督和制約管理者行為，是控制企業費用粘性的較好出發點。董事會作為約束管理者行為的利器，一直備受學者關注。

（二）董事會治理與費用粘性

董事會治理對費用粘性影響的研究，主要圍繞董事會正式結構、過程、獨立性，以及非正式因素等。一般而言，較大的董事會規模、較高的獨董比例以及兩職分離情況，可以通過提高董事會監督能力以及保持其決策的獨立性來控制費用粘性［21］。董事會治理過程主要指董事會會議頻率的影響。高頻率的董事會會議可以反映董事會治理的積極性，同時會議也給予董事間更多的溝通時間，更加了解企業資源配置情況和監督管理層，進而抑制費用粘性［22］。董事會與高管之間的關聯程度是董事會獨立性的重要指標。張俊瑞等研究高管與獨立董事社會關系對費用粘性的影響，研究發現兩者間現在或以往共同的任職經歷削弱董事會獨立性以及監督能力，強化“機會主義”引起的費用粘性，隨著獨立董事的離任，這種情況得到改善［23］。杜興強和殷敬偉則從董事長-CEO間可能的聯結關系出發，認為當兩者姓氏一致時，盡管董事會獨立性隱形層面可能會受影響，但雙方間產生的身份認同感成為規范CEO行為的一種機制，從而導致費用粘性降低［24］。董事會非正式因素是指考慮董事會在具體人口統計學特征和社會資本對費用粘性的影響。陳豪力從董事長早年經歷出發，考察青少年時期經歷的饑荒經歷對粘性的影響，研究結果表明饑荒經歷會改變董事長樂觀預期，會使董事長傾向于保守決策，從而削弱企業成本粘性［25］。可見，董事會治理是抑制費用粘性的重要因素，而董事會非正式層級作為董事會發揮治理效用的渠道之一，其對企業費用粘性的影響尚未受到足夠關注。

（三）董事會非正式層級的治理效果

組織層級可以理解為個體根據一個或多個有價值的社會維度的排序，權力和地位是層級重要的兩個維度，以權力為基礎的是正式層級，而以地位為基礎的是非正式層級［26］。董事會非正式層級的構建，是以社會資本差異性為基礎的。非正式層級在董事間交流和互動過程中產生，是成員們基于對彼此能力和影響力的排序而逐步形成的隱形紐帶［3］。研究認為，董事會各成員間地位差異越大，團體所形成的非正式層級越清晰。層級有助于滿足群體成員減少不確定性和認知的需求，即誰的觀點值得關注、誰應該是正確的、應該服從誰的指令、哪些信息可以被忽略，以及如何對待特定的他人提供一致的方案，因而被群體所需要［27］。董事會的工作描述模糊不清，分工不明確，難以通過正式的規則和程序對工作進行指導［28］。且基于一人一票的決策規則，董事會成員（包括董事長）在顯性層面上地位是平等的，不存在正式的層級，因而需要非正式層級來彌補層級的空缺［5，7］。此外，董事會若缺乏明顯的地位差距認知，會導致成員間無效爭論增多，難以在有效的會議時間對決策等達成共識，容易被管理者干預其意志，因而董事會需要隱形力量——非正式層級來減少沖突，提升決策效率和監管能力［29］。

現有研究表明，董事會非正式層級對于企業決策行為具有異質性的影響。積極層面而言，董事會非正式層級提高了董事會對企業經營信息的有效整合和利用，避免董事成員間無效的決策爭論和沖突，繼而提升決策效率和決策質量［5］。比如在制定戰略決策時，非正式層級可以簡化決策程序，降低戰略變革的復雜程度，幫助企業加快戰略決策的制定［30］。同時非正式層級被認為是基于董事成員間的信任所建立的，可以增強成員凝聚力，避免少部分董事成員被管理者所控制，保持董事會決策獨立性［9］。但也有學者認為非正式層級可能減少多元化思想的碰撞和信息的共享，導致決策所包含有效信息減少，給企業帶來非理性投資增加等負面影響［31］。武立東等研究發現，非正式層級可以使董事成員間相互結盟，形成小團體競爭，減少了決策多元化意見，但同時使得決策過程中決策信息源減少，最終降低決策質量［31］。而有關非正式層級對決策結果的影響，同樣具有爭議。較多學者研究發現，對于企業績效，非正式層級具有正面的影響力，在相同條件下，越清晰的非正式層級，越有助于績效的提高［2，5，7］。黃文鋒等在對國有企業董事會治理與公司績效進行研究中發現，非正式層級清晰度與公司績效負相關，這一結果與其他學者的研究成果相異［6］。

總體而言，董事會非正式層級治理效果具有異質性，且相關研究還沒有涉及企業成本管理方面。基于現有研究的不足，本文選取從費用粘性的角度，分析董事會非正式層級對于企業資源配置決策的作用，可以拓展董事會對于費用粘性治理效果的研究，為更好地理解公司治理環境與企業資源配置之間的關系提供幫助。

（四）董事會非正式層級的測量

在組織管理研究中，層級清晰度通常通過基尼系數或者變異系數來測量，系數越大，表明組織層級越清晰。He和Huang在確定各董事地位賦值的條件下，采用基尼系數和變異系數進行測量，得到層級系數幾乎一致，因而可以取兩者之一作為參考［2］。而有關董事個體地位的測量，He和Huang以董事外部兼職數量作為衡量指標，國內部分學者也以此作為參考進行了衡量［7］。張耀偉等在此基礎上添加中國情景的考慮，地位測量包含董事兼任政府職務或重要協會任職的情況［5］。武立東等又加入家族成員這一背景的影響［31］。陳仕華和張瑞彬則以兼職數量、媒體關注度、政治關聯作為因素，測量董事地位［3］。綜合以上，我們認為在中國情景下，政治關聯是董事可能帶給組織紅利的重要渠道，兼職數量則是董事能力的體現，加之媒體關注度會影響成員間影響力的判斷，因而本文借鑒陳仕華和張瑞彬的做法，對董事個人地位進行測量，再以基尼系數測量出董事會非正式層級清晰度。

三、理論基礎與研究假設

（一）理論基礎

1.預期地位理論

預期地位理論（Expectation State Theory）認為，群體成員會根據彼此間能力和影響力的差異對自身在群體中的地位進行預測，從而形成非正式層級，也就是地位層級（status hierarchy），且差異越大，層級越為清晰［32］。個人能力和影響力越大，越能得到成員的信任和尊重，占據層級中越高的位置［33］。對個人能力和影響力的衡量，主要源于以下三個維度：一是成員所控制資源；二是成員對群體可能的貢獻；三是如性別、年齡和政治背景等個人特征［26，32］。

群體成員預期地位的差異會影響成員間的互動，具體表現為高層級成員的領導行為與低層級成員的順從行為，越為清晰的層級，領導和順從行為強度越大［2］。高層級成員往往更為自信，且出于維護自身聲譽的動機，更愿意將資源投入企業中，重視決策目標的實現，同時在團隊發生爭執時，充當“仲裁者”角色，對沖突雙方進行調解，并達成一致意見［2］。低層級成員則體現為順從行為，順從行為也分為主動順從和被動順從。主動順從是指出于對高層級成員能力的認可和對其績效貢獻的期望［26］。在互動過程中，低層級成員往往更依賴和信任高層級成員，發表更少的反對意見，且避免沖突［3］。被動順從是指為了避免高層級成員的敵意以及其他成員的排擠，即使成員所發表意見錯誤，低層級成員也選擇遵從［2］。

董事會非正式層級正是基于能力和影響力的差距而形成的地位層級［2］。由于董事會是非績效團隊，專業性知識和能力不能直接在履職過程中體現，董事會成員能力和影響力的測量一般基于個體顯性資源因素，包括社會資本和中國情景下較為重要的政治聯系［2，32］。

2.關系契約理論

Macneil提出，人與人之間存在一種關系性的交換關系，稱為契約。契約有幾個基礎性特點，包括交往過程中私人關系的嵌入，交換物品難以被估值，交換持續時間長且延續時間不確定，契約成功依賴于交換雙方的合作，共同分享的收益和成本難以平均分攤，包含隱形的義務，難以被轉讓，包含多個交換者，交換者對利他行為有期望，履行契約過程需要協調等，同時Macneil指出關系契約治理不僅依賴對契約結構的計劃，還依賴于契約履行過程中的社會過程和社會規則。其中社會過程包括交易雙方間互動過程及信息交流，社會規則類似于交往過程中逐步形成的一種約定的習俗，包括信任、團結和相互性［34］。以上是關系契約理論（Relational Contract Theory）的主要內容。而董事會正式規則較為模糊，我國法律和公司章程對于董事的職位義務描述不清，只具有簡單的決策和表決規則，董事會是具有明顯關系契約的團體，因而更需要社會過程和隱形的社會規則來協調成員間的關系［7］。

基于成員間能力和影響力差異，董事會非正式層級得以形成。而能力和影響力的判斷依賴于成員的主觀思想，成員所在層級依賴于互動過程中被信任和尊重的程度，是關系契約的體現［2，4］。在信任和尊重的社會規則指導下，低層級成員往往會順從高層級成員，減少團隊間沖突和地位爭奪，高層級成員則對低層級成員更為包容，鼓勵低層級成員發表意見來得到他們的認同［3］。

（二）研究假設

基于以上理論分析，董事會非正式層級可能從以下兩個方面影響費用粘性。一方面，清晰的非正式層級可以減少董事間沖突，提升董事會資源配置決策質量，減少企業資源錯配行為，從而降低費用粘性。費用粘性是管理者自利行為導致企業資源錯配的體現［14］。企業進行資源配置時，若董事會不能及時達成一致意見，決策容易被管理層自利行為所主導，導致資源錯配，產生費用粘性。從預期地位理論可知，清晰的董事會非正式層級使董事們更容易達成共識，董事有了在組織中的定位，工作任務也更為清晰，從而減少不確定性和認知缺乏［27］。此時，地位低的成員會更傾向于順從地位高的成員，因而成員間發生沖突的可能性減少，在對公司決策進行討論時，更容易達成一致意見，提升決策效率，避免決策因拖延而受管理層控制［3，26］。以上推理存在一點質疑，即地位差異可能會抑制多元化的意見，長期的壓抑可能會激起低層級成員對地位的競爭欲望，從而使得成員間發生地位沖突［28］。但從關系契約理論出發，非正式層級是建立在董事成員之間尊重和信任的基礎上，低層級成員的順從是源于對高層級成員過往經驗和預期會為組織做貢獻的能力的認可，因而是一種隱形的關系契約，而非具有強制性的正式契約［4］。且低層級成員的順從基于自身理性判斷的結果，并不會盲目順從［5］。其次，層級的優越性賦予高層級領導者自信心和安全感，使他們對不同的意見更具有包容性，鼓勵低層級成員發表意見來得到他們的認同，從而加強了成員間溝通交流，提高資源決策質量［9］。綜合以上，清晰的董事會非正式層級可以提高董事會資源配置決策質量，減少管理自利行為的干預，優化企業資源配置，從而降低費用粘性。

另一方面，清晰的董事會非正式層級通過加強董事會監督的動機以及強化監督能力，提升企業信息公開程度，使管理者機會主義行為更容易被識別，從而達到抑制效用，進而降低費用粘性。由預期地位理論可知，越高層級的成員兼職董事數量越多或者具有更強政治關聯及社會影響力，基于維護自身聲譽和進一步提高在資本市場中影響力的動機，越可能主動為企業獲取信息和資源履行監督職能，對管理者消極對待資源削減行為起到強有力的監督作用，減少其自利行為［10］。同時清晰的非正式層級有利于構建董事間多維溝通網絡，使成員間享有更多信息和知識的共享，董事會可獲得更多與資源配置決策相關的信息，降低董事與管理層對經營信息了解的不對稱程度，更容易識別管理層機會主義行為，從源頭上制止費用粘性的發生［11］。

總體而言，清晰的董事會非正式層級使董事間沖突減少，增加了溝通及信息共享，從而提升決策質量；同時增強董事對管理層的監督動機和能力，形成威懾和防范的影響力，減少管理層自利活動存在的空間，從而減低費用粘性。基于以上分析，本文提出假設：

H1：董事會非正式層級清晰度越高，企業費用粘性水平越低。

企業不可能在“真空”中運行，受到政治經濟環境變動的影響，董事會決策過程必然會面臨舊政策仍未很好適應且新政策頻繁出臺的局面。經濟政策不確定程度增加，意味著企業面臨的外部環境更為復雜，潛在風險也越大。Forbes和Milliken指出，越是在復雜且混亂的經濟環境中，董事成員接收外界的信息差異性更大，同時面對決策數量增多、決策時間的問題，溝通更難以達成一致，且決策程序容易發生缺漏［35］。經濟政策不確定性程度提高，信息數量增加，時效性卻降低，董事會對于信息判斷的準確度下降，從而更加依賴非正式層級發揮資源整合的作用。非正式層級的存在，加強了董事成員之間的溝通和互動，提升董事對于企業管理決策相關問題的理解水平，加速推進成本費用的調整以適應政策變動，減少管理層自利活動的干擾，進而減少費用粘性。基于此，我們提出以下假設：

H2：當企業處于經濟政策不確定性程度高的情景下，董事會非正式層級清晰度與費用粘性相關關系增強。

在所有權和經驗權分離的現代企業，董事會成員是由股東投票選舉產生，是股東監督管理層的代理機構，成員的決策觀點和意見體現的是股東意志，特別是大股東的意志。在對董事成員的選擇上，往往受到大股東的默認許可，因而處于非正式層級較高層級成員的決策思想也受到股東的支持，進一步強化高層級成員的影響力。因此，在股權集中度較高的企業中，高層級成員的決策意見不僅受到低層級成員的認可，同時也容易得到控股股東的推崇，決策意見更容易通過，進一步提升董事會決策的效率，強化董事會非正式層級降低費用粘性的作用力。基于以上分析，提出以下假設：

H3：股權集中度越高，董事會非正式層級與費用粘性相關關系越強。

四、數據來源和研究設計

（一）數據來源

本文董事會非正式層級清晰度指標，從CSMAR及CNRDS數據庫中獲得董事兼職企業數量數據、部分董事政治關聯信息，同時通過巨潮數據網、新浪財經網、企業年報渠道手工收集數據，對相關信息進行完善，通過分析及統計6家媒體文章內容來獲得董事積極及中性報道數量數據①，其他董事會及企業層面指標數據均來自CSMAR數據庫，中國各省份國內生產總值增長比率數據來自于國家統計局數據庫，經濟政策不確定性指標來自于網站：http：／／www.policyuncertainty.com／china_epu.html。

由于董高監個人特征數據從2008年開始具體公布，本文數據選擇從2008年起。以滬深A股部分上市公司為樣本，樣本年限區間為2008至2019年，并做出以下處理程序：刪除金融業公司、已退市公司、當年被列為ST*、ST、PT名單的公司、當年新上市的樣本；刪除信息不足的樣本；刪除公司未上市時披露的數據。

（二）變量定義

1.董事會非正式層級的衡量

董事會非正式層級（hierarchy）清晰度的測量分兩步進行，第一步構造董事個人地位指標；第二步以個人地位指標為基礎，測量出層級的清晰度。

（1）董事個人地位指標包括董事兼職數量、董事的政治關聯以及董事的影響力。董事兼職數量僅考慮作為非獨董的兼職企業數量。董事的政治關聯賦值分不同層級，其中具有中央政府關聯的，賦值為2；具有地方政府關聯的，賦值為1；其他情況，賦值為0。董事影響力由我國影響力較大的6家媒體對董事積極及中性的報道數量進行衡量，綜合以上三者使用主成分分析方法進行合成，獲得董事個人地位指標。

（2）層級清晰度的測量：層級的分化程度可以用基尼系數來進行測量，依據現有研究，做以下測量，計算公式如下：

其中，hierarchy表示董事會非正式層級清晰度；y表示董事個人地位指標；ry代表董事在董事會中地位的排名；cov（y，ry）代表協方差；N代表董事會規模；表示個人地位指標的平均值。hierarchy取值范圍是［0-1］。當hierarchy系數接近1，說明董事成員間地位差異大，內部所形成的非正式層級清晰度高；當系數接近0，董事間地位差異小，形成的非正式層級清晰度低。

2.費用粘性測量模型

Anderson等提出驗證和測量費用粘性的模型，模型中費用構成為美國企業“銷售、一般和管理費用（SG＆A）”［16］，孫錚和劉浩指出，該費用構成類似于我國企業經營過程中的費用支出，而非財務方面的費用支出［12］。本文主要圍繞企業費用粘性進行研究，因而參照梁上坤的做法，本文以銷售和管理費用之和作為費用變動的主體［14］。

同時以Anderson等模型為基礎進行改進，結合我國學者相關研究，檢驗上市公司費用粘性的存在性，以及董事會非正式層級與粘性的關系。具體模型如下：

其中expri，t代指i公司t年的費用變動，以當年費用與上一年費用比值取對數表示。revri，t代指i公司t年的收入變動，以當年營業收入與上一年收入比值取對數表示；Di，t是虛擬變量，若當年收入相對上一年下降則取1，否則取0。該模型主要關注系數α1與α2，若α1大于0，α2小于0，意味著收入同等變化幅度下，費用向下變動幅度比向上變動幅度要小，費用存在粘性，且α2越小，粘性越大。

3.經濟政策不確定性（epu）

Banker［19］等人編制了我國宏觀經濟政策不確定指標，該指標基本能反映當前宏觀經濟不確定性，本文參照相關研究，選取該指標進行測量。因該指標是月份統計數據，借鑒饒品貴和徐子慧的經驗，將歷年月份數據進行加總后計算出平均值，得到經濟政策不確定性的年度數據，以年度數據除以100作為本文指標值［36］。且對該組數據進行分類，其中屬于經濟政策不確定性程度高的年份為2012、2015、2016、2017、2018、2019年，其余年份屬于經濟政策不確定性程度低的年度。

4.股權集中度（htop）

本文選取前十大股東持股比例赫芬達爾-赫希曼指數，來反映企業股權集中度。此外以同一年度內同一行業的前十大股東所持有份額中位數為劃分標準，區分出股權集中度高與低的數據組，分組進行回歸。

5.控制變量

參照梁上坤、Anderson等研究，控制變量包括ABJ模型四個必要經濟變量（Eco_Var）以及公司層面控制變量（Controls）［14，16］。四個必要經濟變量包括經濟增長（ecogrowth）、收入是否連續兩年下降（drev）、人力資本密度（empden）、固定資產密度（assetden）。公司層面控制變量包括企業盈利水平（croa）、企業杠桿（lev）、企業性質（state）、企業規模（firmsize）、企業年齡（lnage）。各變量具體說明參見表1。

表1 變量定義表

續表

（三）模型構造

1.董事會非正式層級與費用粘性關系的檢驗模型

以上模型主要關注系數β2，β3，若β2顯著為負，β3顯著為正，則說明企業出現費用粘性的情況，且董事會非正式層級清晰度越高，越能抑制費用粘性。

2.調節變量的檢驗

有關經濟政策不確定性調節效果檢驗，在模型（3）的基礎上分別加入四位交乘項得到模型（4）進行檢驗。股權集中度檢驗方法類似，以模型（5）進行檢驗。

五、實證檢驗結果分析

（一）描述性統計

表2是主要變量的描述性統計情況。其中費用變動（expr）、收入變動（revr）等統計值與梁上坤［14］的研究結果相接近。董事會非正式層級清晰度（hierarchy）的平均數為0.120，中位數（p50）為0.107，最小值為0，最大值為0.618，這說明了我國上市企業董事會非正式層級清晰度較低，且不同企業層級清晰度具有差異。

表2 主要變量描述性統計

續表

（二）主要變量相關性分析

表3是主要變量的相關關系分析，除了部分與費用變動及收入變動的相關變量間系數大于0.4，屬于較強的機械相關關系外，其他變量間相關系數均小于0.4。此外，通過測算所有變量的方差膨脹因子，該值結果均小于2，說明回歸模型并不具有嚴重的多重共線性問題。

表3 變量相關關系系數

（三）回歸結果分析

1.董事會非正式層級與費用粘性

表4報告了董事會非正式層級與費用粘性關系的回歸結果。第（1）列僅控制了年份和行業效應，用于驗證費用粘性的存在。其中收入變動（revr）系數為0.562，說明營業收入每增加1%，銷管費用增加0.562%；費用粘性（D×revr）系數為-0.320，且在1%水平上顯著，說明當營業收入每下降1%，銷管費用僅下降了0.242%（0.562%-0.320%），費用變動幅度下降，即企業存在明顯費用粘性現象。

表4 董事會非正式層級與費用粘性的回歸結果

續表

第（2）列中，加入董事會非正式層級及其與費用粘性的交乘項。一方面，費用粘性存在的結果沒有發生改變；另一方面，三項交乘項（D×revr×hierarchy）系數為0.781，且在1%水平上顯著，說明董事會非正式層級可以抑制費用粘性，即費用粘性水平隨著董事會非正式層級清晰度增加而有下降趨勢，假設H1得到驗證。

第（3）、（4）列中加入相關控制變量，三項交乘項（D×revr×hierarchy）系數分別為0.488、0.426、且在5%水平上正向顯著，仍支持假設H1。

2.基于經濟政策不確定性的分組檢驗

為檢驗不同經濟政策環境下董事會非正式層級與費用粘性間的關系，我們進行全樣本及分組回歸，回歸結果如表5所示。第（1）列以全體樣本進行回歸，其中四項交乘項（D×revr×hierarchy×epu）的系數為0.362，且在1%水平上顯著，這表明，隨著經濟政策不確定性提高，非正式層級更能抑制企業費用粘性。第（2）列是經濟政策不確定性高組別，樣本數為3582；第（3）列為低組別，樣本數為2718。兩組回歸結果顯示，三項交乘項（D×revr×hierarchy）系數在不確定性高組別顯著為正，而在低組別系數為正但不顯著，由此可以說明，在經濟政策不確定性高的環境下，董事會非正式層級更能降低企業費用粘性，結果支持假設H2。

表5 董事會非正式層級、經濟政策不確定性和費用粘性

3.基于不同股權集中度的分組檢驗

同理，劃分高于同一年份同一行業股東持股比例中位數為股權集中度高組別，其他為低組別，我們對非正式層級與費用粘性間關系變化進行檢驗，回歸結果如表6所示。第（1）列以全樣本進行回歸，其中四項交乘項（D×revr×hierarchy×htop）的系數為1.609，且在5%水平上顯著，這說明了，股權集中度越高，董事會非正式層級對費用粘性作用力更強，同時，第（2）列，即在股權集中度高的組別，三項交乘項（D×revr×hierarchy）系數為0.897，且在1%水平上顯著；第（3）列，在股權集中度低的組別，系數顯著為-0.288，且在統計意義上并不顯著，結果可以說明股權集中度高的情形下，非正式層級更能抑制企業費用粘性，以此驗證假設H3。

表6 董事會非正式層級、股權集中度和費用粘性

（四）穩健性檢驗

1.傾向得分匹配法（PSM）

為克服由樣本自選擇所引起的內生性問題，本文通過傾向得分匹配的方法對樣本進行控制。以分年度、分行業以變量hierarchy的中位數作為標準設置處置組（董事會非正式層級清晰度高）與控制組（董事會非正式層級清晰度低），基于匹配后的樣本進行回歸分析，結果如表7所示。D×revr×hierarchy在清晰度高的組別系數顯著為正，說明董事會非正式層級清晰度高，費用粘性水平越低，與前文結果一致。

表7 穩健性檢驗：傾向得分匹配法

2.Heckman兩階段模型

同時，本文嘗試采用Heckman兩階段模型來解決樣本選擇偏差導致的內生性問題。首先構造Probit回歸模型，以確定董事會非正式層級清晰度是否取決于經濟及公司層面的因素，模型如下：

其中，hierarchy_group為i企業在t年度是否建立董事會非正式層級的虛擬變量，當hierarchy等于0時，hierarchy_group取值為0，其他情況取值為1；hierarchy_group＝1時，表示董事會非正式層級已建立，否則為未建立。模型（6）可以計算得出逆米爾斯比率（Inverse Mills Ratio，簡稱IMR系數），同時將該系數加入模型（3）進行回歸，具體結果見表8。其中IMR的系數不顯著，且三項交乘項（D×revr×hierarchy）系數為0.486，在5%水平下顯著，說明樣本不存在明顯的選擇偏差問題，結果與前文一致。

表8 穩健性檢驗：Heckman兩階段模型

續表

3.固定效應模型測試

固定效應模型有助于解決不隨時間變化的公司遺漏變量的問題，前文引入了混合回歸模型，現引入公司固定效應模型并重新進行回歸，檢驗結論如表9所示。第（1）列為全樣本回歸、第（2）列為經濟政策不確定性高組、第（4）列為股權集中度高組，非正式層級與粘性的三項交乘項系數均顯著為正，而第（3）、（5）列三項交乘項系數不顯著，與前文結果一致。

表9 穩健性檢驗：固定效應模型測試

續表

4.制造業樣本回歸測試

各行業之間可能存在系統性差異，這些差異可能會影響實證結果，借鑒He和Huang［2］、梁上坤［14］的經驗，僅采用制造業企業樣本回歸，回歸結論由表10列出。第（1）列到第（3）列逐步加入控制變量進行回歸，第（1）列結果所示，粘性（D×revr）系數顯著為負，說明制造業企業存在費用粘性現象，第（2）、（3）列董事會非正式層級與費用粘性的交乘項顯著為正，說明非正式層級清晰度提高，可以抑制費用粘性。

表10 穩健性檢驗：制造業樣本回歸測試

5.改變因變量的衡量

人力成本受到《勞動保護法》的規定與限制，因而調整成本較高，導致人力成本粘性可能大于其他費用的粘性［14］。本文嘗試將董高監薪酬從管理費用中剔除，獲得新的費用變動值（expr1），再進行回歸檢驗，結果如表11所示。第（1）列僅控制了年份和行業效應，其中收入變動（revr）系數為0.569，費用粘性（D×revr）系數為-0.323，且在1%水平上顯著，說明減去董高監年薪總和的銷管費用變動仍存在非對稱性。第（2）、（3）、（4）列中，三項交乘項（D×revr×hierarchy）系數為0.761、0.462、0.405，且在1%、5%、10%的水平上顯著，該費用粘性水平隨著董事會非正式層級清晰度增加而有下降趨勢，與前文結果一致。

表11 穩健性檢驗：不含董高監薪酬的費用回歸測試

六、進一步研究

從以往學者對于費用粘性成因的探討中可知，在信息不對稱和監管不完全的條件下，管理者會采取一系列的機會主義行為來保證自身利益，使得企業資源調整不符合業務量的變動，使得企業費用表現“粘性”特征。清晰董事會非正式層級減少內部信息不對稱程度，從而提高決策效能和監督力度，一方面降低了管理者自利行為對資源分配決策的干預，另一方面控制并減少管理者的機會主義行為，進而降低費用粘性。基于以上分析，本文依托委托代理理論，從管理者自利行為的中介效應出發，探究董事會非正式層級對費用粘性影響渠道的問題。

對于管理者自利行為的衡量指標有很多，但由于費用粘性通常與企業資源配置方式相關，本文借鑒羅煒和朱春艷［37］的做法，選擇總資產周轉率（acr）作為管理者自利行為的衡量指標。總資產周轉率快慢體現著管理者對企業資產的運用效率，資產周轉率越高，說明同等的資產可取得更多的收入，所以總資產周轉率越高，管理者自利行為表現越弱。

本文參考方杰等［38］的中介效應檢驗方法，檢驗模型結合模型（3）及模型（7）、（8），檢驗董事會非正式層級、管理者自利行為與費用粘性之間的關聯。

表12每一列代表以上三個模型回歸結果。第（1）列中，D×reve×hierarchy系數為0.488，同時在5%水平下顯著，驗證假設H1的說法；第（2）列中，hierarchy系數為0.211，且在1%水平上顯著，說明清晰的董事會非正式層級提升了資產的使用效率，并遏制了管理層自利行為；第（3）列中，D×revr×hierarchy系數為0.424，在10%的水平下顯著，且該值小于第（1）列中該系數值，說明管理者自利行為呈現部分中介效應。

表12 董事會非正式層級與費用粘性作用機理檢驗

七、研究結論與展望

本文以2008—2019年我國A股上市公司為主要研究對象，基于預期地位理論、關系契約理論，探討了董事會非正式層級對公司費用粘性的影響關系，具體研究結果包括：（1）董事會非正式層級清晰度越高，企業費用粘性水平越低。清晰的董事會非正式層級可以提升董事會資源配置決策效率，增強董事會監督能力以及保持董事會決策的獨立性，降低資源錯配率以及抑制管理者干預資源配置的自利行為，從而抑制企業費用粘性。（2）經濟政策不確定性高的情景下，董事會非正式層級清晰度與費用粘性相關關系增強。經濟政策不確定性程度提高，董事會更容易發生溝通混亂和程序缺漏，獲取信息的時效性下降，對信息的判斷力也隨之降低，從而更加仰賴非正式層級對董事會資源的整合。（3）股權集中度高的情景下，董事會非正式層級清晰度與費用粘性相關關系增強。當股權集中度比較高時，高層級成員的決策意見不僅受到低層級成員的認可，同時也容易得到控股股東的推崇，決策意見更容易通過，進一步提升董事會決策的效率，強化董事會非正式層級降低費用粘性的作用力。（4）進一步研究發現，董事會非正式層級能夠抑制管理者自利行為，從而抑制費用粘性。管理者自利行為在董事會非正式層級對費用粘性的影響中呈現部分中介作用。

本文研究結論具有以下實踐啟示：其一，本文研究結果為相關政策制定者探索發揮董事會在公司治理中的有效作用提供政策依據。本文研究結論表明不僅董事會正式結構如董事會規模、獨董比例可以發揮治理效用，董事會非正式層級也可以優化企業資源配置，改善公司治理環境。其二，董事會非正式層級清晰度增加可以發揮公司治理作用，降低費用粘性。因此挑選董事成員時，企業不應追求全明星陣容的董事會，而應塑造適度的非正式層級，這有助于企業提高運營效率、防范宏觀經濟風險，對推動供給側結構性改革，落實“三去一降一補”的政策改革措施發揮積極作用。

本文的不足及未來研究展望：第一，董事會非正式層級的構建重點在于董事成員個人地位的構建，現有研究主要根據公司公布的部分董事成員信息來進行衡量，所獲得指標具有普遍性，沒有考慮到時代變遷或地域的影響，因而未來希望通過問卷調查或實驗研究等更為精確的方法，研究不同時期不同區域企業董事會非正式層級的治理效果；第二，本文探索了董事會非正式層級對費用粘性的影響效果，補充了現有董事正式層級對費用粘性影響效果的研究，而正式層級和非正式層級兩者對費用粘性的交互作用還有待研究。

［注 釋］

① 6家媒體包括《中國證券報》《證券日報》《中國經營報》《經濟觀察報》《證券時報》《21世紀新聞報道》。