成本粘性對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響研究

陳 旭，邱 霞

(重慶理工大學 會計學院， 重慶 400054)

一、引言

成本管理是管理者依據(jù)經(jīng)營計劃合理配置資源，實現(xiàn)企業(yè)可持續(xù)增長和競爭力增強的有效途徑。企業(yè)以營利為目的，其成本費用水平直接影響企業(yè)績效。良好的成本管理需要對成本性態(tài)有準確認識。受宏觀經(jīng)濟波動、行業(yè)特征、法律制度和代理問題等內(nèi)外部因素的影響，企業(yè)的資源投入與業(yè)務量變化并非同比例變動，即當業(yè)務量等量增減時，成本增加幅度大于成本減少幅度，這種現(xiàn)象被稱為成本粘性[1]。成本粘性的存在對傳統(tǒng)的成本性態(tài)理論提出挑戰(zhàn)，需要管理者在實際的成本管理決策時考慮其存在性并合理利用，以促進企業(yè)發(fā)展。國內(nèi)外學者主要從成本粘性的存在性、形成原因、影響因素和經(jīng)濟后果等方面展開研究；在成本粘性對企業(yè)績效影響的經(jīng)濟后果研究中，主要采用財務指標法[2]、杜邦分析體系法和數(shù)據(jù)包絡分析等方法確定企業(yè)績效的衡量指標，大多選用總資產(chǎn)收益率(ROA)[3]、凈資產(chǎn)收益率(ROE)和托賓Q值(TQ)[4]來衡量企業(yè)績效，鮮有學者選用全要素生產(chǎn)率作為企業(yè)績效的衡量指標，研究二者之間的關系。

黨的十九大報告指出，中國經(jīng)濟已從高速增長階段轉向高質(zhì)量發(fā)展階段。為保持經(jīng)濟持續(xù)健康穩(wěn)定發(fā)展，助推供給側結構性改革，必須推動效率變革以提高全要素生產(chǎn)率。全要素生產(chǎn)率的提高才能保持經(jīng)濟增長的可持續(xù)性[5]。索羅經(jīng)濟增長模型認為無法用勞動和資本等要素投入解釋的經(jīng)濟增長部分被稱為“全要素生產(chǎn)率”[6]。從宏觀層面看，全要素生產(chǎn)率可以衡量經(jīng)濟增長效率與質(zhì)量。從微觀層面看，全要素生產(chǎn)率可以衡量企業(yè)的投入產(chǎn)出效率，涵蓋眾多非生產(chǎn)要素，包括技術進步、資源配置、管理決策等對產(chǎn)出影響[7]。全要素生產(chǎn)率可以衡量技術進步，反映企業(yè)的核心競爭力和可持續(xù)發(fā)展能力。全要素生產(chǎn)率是衡量企業(yè)產(chǎn)出效率的綜合性、前瞻性指標，筆者將其作為衡量企業(yè)績效的指標[8-9]。成本粘性普遍存在于不同國家、行業(yè)的成本項目中，其存在是否會阻礙企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展，管理者過度自信和管理層持股對成本粘性與全要素生產(chǎn)率二者關系的影響如何，這是本文研究的重點。

二、文獻綜述與研究假設

(一)成本粘性及其影響因素研究

Anderson等使用Compustat數(shù)據(jù)庫對美國上市公司的銷售費用、管理費用和一般費用(SG&A)進行研究發(fā)現(xiàn)了“成本粘性”[1]，為該領域研究奠定了基石。后續(xù)學者通過對不同行業(yè)、不同國家的樣本數(shù)據(jù)研究，逐步驗證了成本粘性的存在性[10-11]。關于成本粘性形成的機理，國內(nèi)外學者認為主要是受調(diào)整成本[12]、代理問題[13]和管理層預期[14]的影響，影響成本粘性的因素主要包括宏觀經(jīng)濟環(huán)境增長、產(chǎn)能利用率、內(nèi)部控制、經(jīng)濟政策不確定性以及公司治理等[15-17]。

(二)成本粘性與全要素生產(chǎn)率

我國學者孫錚和劉浩將成本粘性成因歸結為“契約觀”“效率觀”和“機會主義觀”[18]?！捌跫s觀”認為，由于市場需求的不確定性，為保證經(jīng)濟資源及時獲得，企業(yè)會同供應商和員工等簽訂長期契約，增強抵御風險的能力。當業(yè)務量下降時，為避免契約簽訂成本成為沉沒成本以及重置資源時面臨高昂調(diào)整成本，短期內(nèi)管理者不愿意或僅愿意以較小幅度削減資源，導致成本粘性。“效率觀”認為經(jīng)濟運行是一個動態(tài)過程，其細微變動可能是暫時的，而高額調(diào)整成本與資源閑置損失的平衡，依賴于管理者對未來市場做出準確決策[13]。企業(yè)運營過程中，當業(yè)務量持續(xù)上升或下降時，管理者才能做出較為準確的成本調(diào)整決策；多數(shù)情況下，管理者較難判斷市場的變動，不會即刻調(diào)整資源配置，因此提升企業(yè)資源配置效率與管理者才能密切相關。從資源配置角度來看，為達到資源總體利用效益的最大化，應當對資源進行時間上的合理調(diào)整和空間上的合理布局。龔啟輝等認為成本和費用粘性是企業(yè)資源配置過程中遭遇某種阻力形成的，從而降低企業(yè)資源配置的效率[19]。所以，管理者為規(guī)避高額調(diào)整成本導致的資源剩余，防止成本隨業(yè)務量下降而降低，便會不斷壓縮盈利空間，降低生產(chǎn)效率。

“機會主義觀”認為管理者是自利的，出于“構建商業(yè)帝國”或獲取高薪酬和福利的動機，會產(chǎn)生道德風險和逆向選擇問題。Kama等研究發(fā)現(xiàn)當管理者不以企業(yè)利益最大化為目標時，企業(yè)資源分配會偏離最優(yōu)資源配置方向；自利動機越嚴重，管理者越傾向于持有過量的經(jīng)濟資源，加重成本粘性[20]。此外，管理者因短期業(yè)績目標的約束，會采取過度生產(chǎn)的方式，降低產(chǎn)品單位成本，而過度生產(chǎn)導致資產(chǎn)積壓，降低資產(chǎn)流轉效率。“機會主義觀”從成本粘性形成的主觀原因出發(fā)，解釋了管理者自利動機阻礙生產(chǎn)效率提升和降低資產(chǎn)流轉效率的原因。

基于上述分析，提出如下假設：

H1：成本粘性對全要素生產(chǎn)率有顯著負向影響。

(三)成本粘性、管理者過度自信與全要素生產(chǎn)率

管理者過度自信主要表現(xiàn)為對未來市場的樂觀預期和高估自身應對風險的能力。過度自信通過“好于平均”效應體現(xiàn)，即較一般人而言，具有專業(yè)知識和經(jīng)驗的管理者更容易高估自身能力和低估項目風險，影響企業(yè)的成本管理決策。過度自信的管理者對未來市場有樂觀預期，當業(yè)務量下降時，會繼續(xù)保留資源，加劇成本變動的不對稱性，增大企業(yè)的成本粘性。韓靜等研究發(fā)現(xiàn)管理者過度自信時，企業(yè)存在非效率投資的問題[21]。管理者過度自信導致資源配置不合理，非效率投資過多，不利于成本控制[22]。管理者過度自信容易導致盲目擴張的決策，增加經(jīng)營風險，提高企業(yè)的代理成本，不利于全要素生產(chǎn)率的提升[23]。過度投資將占用大量的優(yōu)質(zhì)資源，但投資回報率低會最終干擾到正常的研發(fā)投資活動，不利于企業(yè)創(chuàng)新，降低企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

基于上述分析，提出如下假設：

H2：管理者過度自信會增強成本粘性對全要素生產(chǎn)率的負向影響。

(四)成本粘性、管理層持股與全要素生產(chǎn)率

所有者與管理者的效用存在差異，原因在于剩余索取權與控制權的不匹配。企業(yè)所有者與管理者利益目標不一致，使得管理者不愿進行風險大、周期長的創(chuàng)新投資活動，出于自利動機采取短視的管理行為；而研發(fā)創(chuàng)新對提升全要素生產(chǎn)率具有重要作用。緩解代理問題，需要一套有效的機制來約束和激勵管理者行為，使得所有者與管理者利益最大限度趨于一致。學者們通過研究發(fā)現(xiàn)管理層持股能有效緩解代理問題，實現(xiàn)激勵相容[24]。管理層持股有利于從源頭壓縮“代理人機會主義”空間，減少過度投資行為，降低成本粘性，管理者盡可能以實現(xiàn)資源優(yōu)化配置為目標，將有效資源用于技術創(chuàng)新活動，促進企業(yè)技術進步，提升全要素生產(chǎn)率。此外，根據(jù)公平理論，管理者職位的競爭強度隨薪酬激勵水平增大而增強，股權激勵促使管理者更加努力工作，避免被競爭者所替代，有利于企業(yè)人力資本積累，促進生產(chǎn)效率的提升[25]。

基于上述分析，提出如下假設：

H3：管理層持股能減弱成本粘性對全要素生產(chǎn)率的負向影響。

三、研究設計

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)說明

選取我國2009—2019年A股上市企業(yè)作為研究樣本。出于適用性和準確性要求，按照如下標準對樣本數(shù)據(jù)進行篩選：(1)剔除掉ST、*ST上市公司；(2)剔除年齡小于10年的上市企業(yè)；(3)剔除不滿足WEISS模型測算成本粘性要求的數(shù)據(jù)和測算出的STICKY>0的數(shù)據(jù)；(4)剔除數(shù)據(jù)缺失的上市企業(yè)；最終獲得6 517個有效觀測值。為避免極端值對回歸模型的影響，對所有連續(xù)變量在1%和99%分位數(shù)進行縮尾處理。本文使用的計量軟件為Stata 14.0，數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。

(二)變量定義

1.被解釋變量

全要素生產(chǎn)率(TFP)。從數(shù)據(jù)的可獲得性、指標的準確度等方面考慮，借鑒Olley等[26](O-P法)的基本思路以及魯曉東等[27]的測算模型，進行TFP的O-P法測算。其次，為保證結果的穩(wěn)健型，采用Levinsohn和Petrin方法(L-P法)測算TFP。

2.解釋變量

成本粘性(STICKY)。選擇WEISS[28]提出測算微觀企業(yè)成本粘性的度量模型，將成本粘性作為一個具體變量來進行研究，計算公式如下所示：

(1)

式中：i代表企業(yè)，m1是樣本企業(yè)過去4個季度中出現(xiàn)營業(yè)收入下降離期末最近的季度，m2是樣本企業(yè)過去4個季度中出現(xiàn)營業(yè)收入上升離期末最近的季度。sale是營業(yè)收入，cost是營業(yè)成本和期間費用之和，Δcost=costi,t-costi,t-1，Δsale=salei,t-salei,t-1，Δcost和Δsale分別代表了i企業(yè)在某季度中成本和收入的變動值。注意模型測算要求：(1)測算年度成本和收入需同向變動；(2)季度營業(yè)收入數(shù)據(jù)是變動的。WEISS模型測算出的成本粘性為負數(shù)，數(shù)值越小，粘性程度越高；數(shù)值越接近0，粘性程度越低，如果數(shù)值大于0則表現(xiàn)為成本反粘性。所以筆者對WEISS模型測算出的成本粘性(STICKY<0)取絕對值。

3.調(diào)節(jié)變量

管理者過度自信(OC)。筆者沿用胡國柳等[29]學者研究中所用的高管薪酬判定法，即高管薪酬較其他管理者薪酬越高，越容易發(fā)生過度自信；考慮到公司規(guī)模對薪酬差異的影響，筆者采取“前三名高管的薪酬總額/所有高管薪酬總額”，當該比率大于行業(yè)均值時，認為該上市企業(yè)管理者過度自信；在穩(wěn)健性檢驗中用管理層相對薪酬=管理層薪酬/員工總薪酬作為管理者過度自信替代變量[30]，當該比率大于行業(yè)均值，認為該上市企業(yè)管理者過度自信。

管理層持股(MSHARE)。管理層持股為高級管理人員持股數(shù)與總股數(shù)的比值，在穩(wěn)健性檢驗中用董事、監(jiān)事及高級管理人員持股數(shù)量之和與總股數(shù)的比值作為管理層持股的替代變量。

4.控制變量

為更好地研究成本粘性與全要素生產(chǎn)率的關系，筆者參考以往學者的研究，選取企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模(SIZE)、資產(chǎn)負債率(LEV)、企業(yè)年齡(AGE)和經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額(NCFO)作為控制變量。

本文中變量定義如表1所示。

表1 變量定義

(三)模型設計

對非平衡面板數(shù)據(jù)進行研究顯示，個體之間存在顯著差異，所以采用固定效應模型進行回歸分析。構建模型2，以驗證成本粘性對全要素生產(chǎn)率的影響。

TFPi,t=β0+βlSTICKi,t+β2SIZEi,t+β3LEVi,t+β4AGEi,t+β5NCFOi,t+

∑INDUSTRY+∑YEAR+εi,t

(2)

為檢驗H2和H3，在模型2的基礎上分別加入管理者過度自信、高管持股比例以及它們與成本粘性的交互項，依次構建模3和模型4。

TFPi,t=β0+βlSTICKYi,t+β2SIZEι,t+β3STICKYi,t×OCi,t+β4SIZEi,t+β5LEVi,t+

β6AGEi,t+β7NCFOi,t+∑INDUSTRY+∑YEAR+εi,t

(3)

TFPi,t=β0+βlSTICKYi,t+β2MSHAREi,t+β3STICKYi,t×MSHAREi,t+β4SIZEi,t+

β5LEVi,t+β6AGEi,t+β7NCFOi,t+∑INDUSTRY+∑YEAR+εi,t

(4)

四、實證結果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結果，樣本量為6 517。首先，O-P法測算出的全要素生產(chǎn)率(TFP)均值為6.08，標準差為0.791，最大值為8.369，最小值為4.225，表明上市企業(yè)的生產(chǎn)效率存在明顯差異。L-P法測算出TFP各指標值略大于O-P法，與魯曉東等[27]和程晨等[31]學者研究結果基本一致。其次，成本粘性(STICKY)均值為0.595，中位數(shù)為0.345，最大值為3.265，表明研究樣本的成本粘性程度存在較大差異，且多數(shù)企業(yè)的成本粘性遠高于均值水平。再次，管理層持股(MSHARE)均值為0.121，標準差0.192，最大值為0.672，表明大部分高管持股比例小于均值水平，各上市企業(yè)對采用股權激勵手段存在差異。最后，表2中還列示控制變量的描述性統(tǒng)計結果；整體而言，研究樣本的均值和中位數(shù)基本接近，數(shù)據(jù)分布較為對稱。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

(二)相關性分析

表3報告了主要變量的相關性分析結果，主要變量之間的相關系數(shù)基本顯著。首先，成本粘性(STICKY)與全要素生產(chǎn)率(TFP)在1%水平下顯著負相關，表明成本粘性對全要素生產(chǎn)率有抑制作用，初步驗證H1。筆者對回歸模型中的所有變量進行共線性檢驗(限于篇幅該檢驗結果未列示)，單個變量VIF最大值為1.49，變量之間不存在多重共線性。

表3 主要變量的相關性分析

(三)回歸結果分析

根據(jù)豪斯曼檢驗和LR檢驗結果，并考慮樣本數(shù)據(jù)存在序列相關和截面相關的問題，用Driscoll和Kraay的檢驗方法，采用固定效應模型進行分析，回歸結果如表4所示。為使回歸結果具有穩(wěn)健性，表4中一并列示用L-P法測算全要素生產(chǎn)率后模型2、模型3和模型4的回歸結果。以下回歸分析以O-P法測算的全要素生產(chǎn)率為主。

表4 回歸結果

表4中R2_W的最大值為0.477，最小值為0.263，表明模型數(shù)據(jù)擬合程度高，能對變量之間的相關性進行較好解釋，即本文模型構建是合理的。模型2回歸結果顯示，成本粘性(STICKY)與全要素生產(chǎn)率(TFP)回歸系數(shù)為-0.044，且在1%水平上顯著負相關，表明成本粘性對全要素產(chǎn)率有抑制作用，驗證了H1。當業(yè)務量下降時，管理者出于構建 “商業(yè)帝國”的動機和調(diào)整成本的客觀存在，謹慎縮減資源，造成企業(yè)內(nèi)部資源冗余，壓縮利潤空間和降低資產(chǎn)流轉效率，降低企業(yè)績效。模型3中成本粘性(STICKY)與全要素生產(chǎn)率(TFP)回歸系數(shù)為-0.034，且在1%水平上顯著負相關；成本粘性與管理者過度自信(OC)的交互項(STICKY×OC)系數(shù)為-0.02且在10%水平上顯著，驗證了H2，表明管理者過度自信增強成本粘性對全要素生產(chǎn)率存在負向作用。模型4的回歸結果顯示，成本粘性與全要素生產(chǎn)率回歸系數(shù)為-0.052，且在1%水平上顯著負相關；成本粘性與管理者持股(MSHARE)交互項(STICKY×MSHARE)系數(shù)為0.073，在1%水平上顯著，驗證了H3。管理層持股能抑制管理者的自利動機，降低經(jīng)營風險，從而提升企業(yè)績效。

此外，用L-P法測算替換O-P法測算的全要素生產(chǎn)率，模型2、模型3和模型4關鍵變量的回歸系數(shù)符號和顯著性基本保持一致，回歸結果具有穩(wěn)健性。在控制變量中企業(yè)規(guī)模(SIZE)、資產(chǎn)負債率(LEV)和經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額(NCFO)正向顯著影響全要素生產(chǎn)率，說明企業(yè)規(guī)模擴大可以帶來規(guī)模經(jīng)濟效應，從而提升企業(yè)績效；在適當財務風險的前提下，充分利用財務杠桿，獲取企業(yè)發(fā)展所需資金，促進企業(yè)發(fā)展。企業(yè)年齡(AGE)負向顯著影響全要素生產(chǎn)率，表明年齡較大的企業(yè)，本身資源結構相對固化以及可能處于發(fā)展衰退期，管理能力水平降低，業(yè)務成本結構調(diào)整難度大，資源配置效率處于較低水平。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為保證研究結論的可靠性，進行如下的穩(wěn)健性檢驗。

首先，為檢驗H1，在模型2的基礎上刪除掉其他控制變量，僅控制行業(yè)和年份，構建模型2.1。其次，用管理層薪酬/員工總薪酬作為管理者自信替代變量對模型3進行回歸檢驗；用董事、監(jiān)事及高級管理人員持股數(shù)量之和與總股數(shù)的比值作為管理層持股的替代變量對模型4進行回歸檢驗。以下穩(wěn)健性檢驗回歸分析以O-P法測算的全要素生產(chǎn)率為主。

模型2.1回歸結果顯示，成本粘性(STICKY)與全要素生產(chǎn)率(TFP)回歸系數(shù)為-0.053，且在1%水平上顯著負相關，驗證了H1。模型3中成本粘性與管理者過度自信(OC)的交互項(STICKY×OC)系數(shù)為-0.028且在10%水平上顯著，驗證了H2。模型4中成本粘性與管理者持股(MSHARE)交互項(STICKY×MSHARE)系數(shù)為0.025，在1%水平上顯著，驗證了H3。由表5可知，替換變量后的回歸結果與前文沒有實質(zhì)性差異，表明本文的研究結論具有穩(wěn)健性。

表5 穩(wěn)健性檢驗回歸結果

續(xù)表(表5)

五、研究結論與研究建議

(一)研究結論

當前，我國經(jīng)濟整體增速放緩，提升全要素生產(chǎn)率是實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的核心。由于人口紅利的消失、資源成本的大幅上升，企業(yè)的轉型升級面臨嚴峻挑戰(zhàn)。筆者以2009—2019年A股上市公司為研究對象，利用WEISS模型測算成本粘性，采用O-P法和L-P法測算全要素生產(chǎn)率，通過描述性統(tǒng)計、相關性分析、回歸分析和穩(wěn)健性檢驗，檢驗成本粘性與全要素生產(chǎn)率的關系。研究發(fā)現(xiàn)，成本粘性對企業(yè)全要素生產(chǎn)率有顯著的負向影響。市場需求不確定、業(yè)務量下降時，管理者出于調(diào)整成本和自利動機考慮，傾向于持有過多資源，造成企業(yè)內(nèi)部資源冗余。管理者自利動機越嚴重，企業(yè)資源分配越偏離最優(yōu)的資源配置方向，使得成本粘性更嚴重，阻礙企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。進一步檢驗發(fā)現(xiàn)，管理者過度自信增強成本粘性對全要素生產(chǎn)率負向影響。管理者過度自信時，對未來市場具有樂觀預期，并且容易高估自身能力和低估風險，進行非效率投資，導致較低的資源配置效率。而管理層持股能減弱成本粘性對全要素生產(chǎn)率的負向影響。

(二)研究建議

筆者從企業(yè)可持續(xù)發(fā)展視角，分析了成本粘性產(chǎn)生的經(jīng)濟后果。成本粘性反映了企業(yè)的資源閑置狀況，過高的成本粘性不利于企業(yè)的長期發(fā)展。企業(yè)作為微觀經(jīng)濟主體，要在激烈的市場環(huán)境中獲得競爭優(yōu)勢，需要在日常生產(chǎn)經(jīng)營過程中實施有效的成本控制，管理決策時應當合理考慮成本粘性，提升資源配置效率。管理者是企業(yè)成本管理的決策者，一方面過度自信的管理者會造成非理性的決策增多、經(jīng)營成本增加，從而加大企業(yè)的經(jīng)營風險；另一方面企業(yè)內(nèi)部治理機制不完善，管理者更容易基于自利動機，進行過度投資，降低企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。因此，應當從成本費用管控、管理層激勵和治理機制等方面入手，提高企業(yè)資源利用效率，促進企業(yè)發(fā)展。結合目前我國資本市場所處的發(fā)展階段，隨著勞動力成本和資源成本的大幅度上升，微觀企業(yè)轉型升級面臨嚴峻挑戰(zhàn)。因此，從企業(yè)和制度層面提出如下建議。

從企業(yè)層面來看，需要約束管理者行為和自利動機來提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，可以從以下3個方面著手：(1)完善成本控制體系，企業(yè)成本粘性是客觀、普遍存在的，抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率，需要健全企業(yè)內(nèi)部控制制度，提高成本控制效率，減少資源浪費；(2)優(yōu)化企業(yè)資源配置，實施創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略，成本粘性在一定程度上揭示企業(yè)資源冗余的狀況，推動企業(yè)技術、管理創(chuàng)新有利于提升企業(yè)資源配置效率，實現(xiàn)企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展；(3)優(yōu)化治理體系，加強對管理者行為的監(jiān)督，預防管理者樂觀預期做出過度投資；運用有效的激勵手段，增強高管人員的積極性，緩解代理問題帶來的管理者與股東利益不一致的問題。

從制度層面來看，一方面要完善市場監(jiān)管體系和法律制度建設，維護市場穩(wěn)定。我國上市企業(yè)成本粘性的普遍性和客觀存在性表明，除管理者自利動機外，市場需求不明確和向下調(diào)整的成本過高，導致管理者無法有效預測資源持有量，從而造成資源閑置。因此，應著力完善市場監(jiān)管體制以保持市場穩(wěn)定，幫助管理者進行市場判斷；完善法律制度提升市場透明度，降低資源下調(diào)的成本，促進資源的企業(yè)內(nèi)外部的有效流動，保障整體市場的資源優(yōu)化配置。另一方面，出臺相關政策推動產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級，對進行轉型升級的企業(yè)提供政府補助或財政補貼，幫助其渡過轉型升級的困難期。