制造業(yè)企業(yè)費用粘性、創(chuàng)新投入與公司績效研究
——基于產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性視角

侯雪筠（教授/博導(dǎo)）黃華

（哈爾濱商業(yè)大學(xué)英才學(xué)院哈爾濱商業(yè)大學(xué)會計學(xué)院黑龍江哈爾濱150028）

一、引言

成本費用管理始終是企業(yè)實現(xiàn)經(jīng)濟效益的核心，是企業(yè)在外部市場中提高自身競爭力的重要一環(huán)。“去產(chǎn)能、去庫存、去杠桿、降成本、補短板”是供給側(cè)結(jié)構(gòu)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(yè)的管理層利用自身便利謀取私利，這些都為企業(yè)高效成本管理的推進帶來了巨大挑戰(zhàn)。

要加快企業(yè)成本費用管控升級過程，首先要對成本性態(tài)有理性的認(rèn)識。20世紀(jì)90年代以前，學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)同成本費用與業(yè)務(wù)量之間的線性關(guān)系，即業(yè)務(wù)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(rèn)為現(xiàn)實中企業(yè)成本費用伴隨業(yè)務(wù)量上升而增加的幅度大于其隨著業(yè)務(wù)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(xù)研究中，有學(xué)者發(fā)現(xiàn)我國制造業(yè)企業(yè)費用粘性高于其他行業(yè)［3-4］，這是因為制造業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營過程中投入的生產(chǎn)設(shè)備、產(chǎn)品材料等成本規(guī)模龐大且隱性成本高，當(dāng)市場波動影響業(yè)務(wù)量時，企業(yè)做出的成本費用調(diào)整策略很難與業(yè)務(wù)量增減變動保持高度一致，這便加劇了成本費用粘性的產(chǎn)生。目前國內(nèi)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(jīng)濟后果和費用粘性的研究較少。國內(nèi)外學(xué)者研究表明，內(nèi)部控制、媒體關(guān)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(chǎn)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(yè)成本和期間費用，相比于產(chǎn)品的營業(yè)成本，期間費用在分配和調(diào)整上具有更高的靈活性，討論費用粘性也因此更具有現(xiàn)實意義。費用粘性的本質(zhì)是企業(yè)占用剩余資源，存量資源配置效率低下，勢必會對企業(yè)績效產(chǎn)生影響。目前對于費用粘性與公司績效之間關(guān)系的研究較少且結(jié)論尚未統(tǒng)一，對二者之間作用路徑和調(diào)節(jié)效應(yīng)的研究也不全面?；诖?，本文重點研究產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性視角下制造業(yè)企業(yè)費用粘性對公司績效產(chǎn)生的影響，分析企業(yè)創(chuàng)新投入對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，為我國制造業(yè)上市公司優(yōu)化資源配置、擴大優(yōu)質(zhì)增量供給等決策提供參考。

二、理論分析與假設(shè)

（一）費用粘性與公司績效

費用粘性動因理論包括調(diào)整成本觀、管理者預(yù)期觀和代理成本觀［9］。這三種觀點強調(diào)，管理者會出于調(diào)整資源時成本較高、對未來業(yè)務(wù)量增長持樂觀心態(tài)和謀取在職利益等原因，不愿在業(yè)務(wù)量降低時下調(diào)成本費用。由于企業(yè)繼續(xù)耗用生產(chǎn)線、原材料、人工成本等企業(yè)資源，導(dǎo)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(yè)經(jīng)營過程，削弱企業(yè)靈活應(yīng)對外部市場需求的能力，加劇企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險。而企業(yè)實現(xiàn)經(jīng)濟利益增長正是資源合理配置與利用的結(jié)果［10］。國內(nèi)學(xué)者對成本費用粘性與企業(yè)績效關(guān)系的研究主要集中在成本粘性方面，有學(xué)者認(rèn)為成本粘性與企業(yè)績效呈倒U型關(guān)系［11］，更多實證研究表明成本粘性會降低企業(yè)績效［12-14］。鑒于內(nèi)部資源利用效率對實現(xiàn)經(jīng)濟效益的關(guān)鍵作用，如果閑置資源能夠得到合理配置和利用，企業(yè)業(yè)績就有可能實現(xiàn)增長［15］?；谝陨戏治?，本文提出如下假設(shè)：

H1a：費用粘性對公司績效存在負(fù)向影響，即費用粘性越嚴(yán)重，公司績效越低。

已有研究表明，費用粘性在國有企業(yè)中更加嚴(yán)重。一方面，國有企業(yè)背負(fù)著更多的社會責(zé)任，經(jīng)營目標(biāo)并非完全以經(jīng)濟利益為導(dǎo)向。也就是說，即便業(yè)務(wù)量顯著下降，國有企業(yè)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(yè)管理層一般由政府委派，社會監(jiān)管機構(gòu)對其監(jiān)督力度?。?6］，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(yè)一般規(guī)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(fù)面經(jīng)濟后果對企業(yè)整體經(jīng)濟效益影響較小?；谝陨戏治?，本文提出如下假設(shè)：

H1b：與國有企業(yè)相比，非國有企業(yè)中費用粘性對公司績效的負(fù)向影響更加顯著。

（二）創(chuàng)新投入的調(diào)節(jié)作用

企業(yè)自主創(chuàng)新能力的提高有助于促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，提升勞動生產(chǎn)率，促進經(jīng)濟發(fā)展。經(jīng)濟全球化的背景下，創(chuàng)新活動已逐漸成為企業(yè)提高核心競爭力的關(guān)鍵，企業(yè)通過加大創(chuàng)新研發(fā)強度獲取技術(shù)優(yōu)勢，降低成本加快產(chǎn)業(yè)升級，從而吸引顧客并占領(lǐng)市場。從信號傳遞理論來講，企業(yè)在創(chuàng)新研發(fā)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(rèn)為企業(yè)搶占了優(yōu)勢并在某種程度上形成壟斷，對企業(yè)發(fā)展前景持樂觀態(tài)度，更愿意對企業(yè)進行投資。企業(yè)擁有了創(chuàng)新活動本身產(chǎn)生的經(jīng)濟利益，同時吸收了充足的外部資金，便有了足夠的生產(chǎn)資源進行周轉(zhuǎn)和項目投資。因此，創(chuàng)新投入能在一定程度上擺脫冗余資源的占用對企業(yè)經(jīng)營的桎梏，從而緩解費用粘性對公司績效造成的負(fù)向影響?；谝陨戏治?，本文提出如下假設(shè)：

H2a：創(chuàng)新投入對費用粘性與公司績效的關(guān)系起調(diào)節(jié)作用，能夠緩解費用粘性對公司績效的負(fù)向影響。

國有企業(yè)實際控制人是國家或地方政府機構(gòu)，在政府提供隱性擔(dān)保的情況下，國有企業(yè)融資約束和融資壓力比非國有企業(yè)小，資源匱乏現(xiàn)象不如非國有企業(yè)嚴(yán)重，因此在實現(xiàn)經(jīng)濟效益和吸引投資方面依靠創(chuàng)新投入較少，創(chuàng)新投入的調(diào)節(jié)效應(yīng)不如非國有企業(yè)明顯?；谝陨戏治?，本文提出如下假設(shè)：

H2b：與國有企業(yè)相比，創(chuàng)新投入對費用粘性與公司績效關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)在非國有企業(yè)中更加顯著。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取我國制造業(yè)A股上市公司2012—2019年數(shù)據(jù)作為初始樣本，剔除ST、*ST、PT類上市公司；剔除當(dāng)年數(shù)據(jù)有缺失的企業(yè)；剔除當(dāng)年無法計算費用粘性的企業(yè)；剔除當(dāng)年上市的企業(yè)；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(jié)果產(chǎn)生影響，本文對所有連續(xù)變量在回歸前進行1%和99%分位Winsorize處理。數(shù)據(jù)主要來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，少量產(chǎn)權(quán)性質(zhì)數(shù)據(jù)由手工收集，運用Stata 16.0軟件進行數(shù)據(jù)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(nèi)學(xué)者大多選用總資產(chǎn)凈利率（ROA）來表示公司績效，部分學(xué)者將托賓Q值作為長期績效的衡量指標(biāo)。作為財務(wù)指標(biāo)，ROA反映了企業(yè)的盈利能力，而作為市場指標(biāo)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(yè)經(jīng)濟效益發(fā)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(fā)展能力四個維度選取總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、總資產(chǎn)凈利率、凈資產(chǎn)收益率、基本每股收益、可持續(xù)增長率、營業(yè)凈利率6個財務(wù)指標(biāo)進行主成分分析，確定公司績效綜合評價指標(biāo)。首先，用KMO和Bartlett球形度檢驗來確定所選指標(biāo)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(guān)矩陣為單位矩陣這一原假設(shè)，說明適合做主成分分析。其次，提取主成分并進行因子旋轉(zhuǎn)。本文將特征值大于1作為標(biāo)準(zhǔn)來確定主成分，根據(jù)表2顯示的結(jié)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(zhuǎn)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(fā)生變化，證明前兩個主成分可以替代原始六個指標(biāo)進行公司績效測度。最后，以因子旋轉(zhuǎn)后每個主成分的累計方差貢獻率作為權(quán)數(shù)，計算得出公司績效的綜合評價指標(biāo)。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(zhuǎn)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(shù)值，因此只能用于判斷某一范圍內(nèi)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(shù)值，為學(xué)術(shù)界展開成本費用粘性經(jīng)濟后果研究奠定了堅實的基礎(chǔ)。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(yè)收入下降和上升的最近季度。sale代表營業(yè)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(wù)費用并非由生產(chǎn)經(jīng)營過程產(chǎn)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(yè)收入的變動值，兩者需保持同向變動。此外，根據(jù)Weiss模型，對一年中營業(yè)收入或銷管費用沒有增減變動的數(shù)據(jù)予以剔除，并且模型計算出的Sticky負(fù)值代表費用粘性程度，負(fù)值的絕對值越大說明費用粘性越嚴(yán)重，為本文后續(xù)方便計算和解釋，將計算出的Sticky做相反數(shù)處理。

3.調(diào)節(jié)變量。創(chuàng)新投入是企業(yè)為產(chǎn)品或產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新所投入的研發(fā)資源，包括研發(fā)投入金額和研發(fā)人員數(shù)量。因公司規(guī)模差異大，若要滿足不同企業(yè)之間的比較，相對指標(biāo)才能代表企業(yè)層面的創(chuàng)新研發(fā)強度。我國上市公司對研發(fā)人員數(shù)量披露較少，因此本文參考眾多學(xué)者的做法，將研發(fā)投入金額與營業(yè)收入比值（RD）作為創(chuàng)新投入的衡量指標(biāo)。

4.控制變量。參考國內(nèi)外學(xué)者的研究成果，本文選取了資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、公司規(guī)模（Size）、資本密集度（Rasset）、兩職兼任（Dual）、公司年齡（Age）、股權(quán)集中度（Oc）、營業(yè)凈利率（Npm）作為控制變量。其中，公司規(guī)模與公司年齡越大，說明生產(chǎn)經(jīng)營過程和管理制度越成熟，企業(yè)經(jīng)濟效益也自然得到正面提升。資產(chǎn)負(fù)債率代表企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)，適當(dāng)舉債有利于經(jīng)濟效益和資金利用率的提高，而過多舉債則加劇企業(yè)資金鏈風(fēng)險，為公司績效帶來負(fù)面影響。經(jīng)營狀況不好時，企業(yè)處置資產(chǎn)的開支可能高于資產(chǎn)處置收益，一般認(rèn)為資本密集度越高，費用粘性越嚴(yán)重，公司績效也就越低。營業(yè)凈利率作為盈利指標(biāo)，反映了企業(yè)的盈利能力，營業(yè)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(quán)分離帶來的代理問題，因此，本文認(rèn)為兩職兼任會促進公司績效提升。股權(quán)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(yè)經(jīng)濟發(fā)展。同時在模型回歸時控制年度（Year）和制造業(yè)二級行業(yè)（Ind）。

具體變量定義如表3所示。

表3 變量定義

（三）模型構(gòu)建

為檢驗費用粘性對公司績效的影響（H1a與H1b），構(gòu)建模型1：

為檢驗創(chuàng)新投入的調(diào)節(jié)作用（H2a與H2b），構(gòu)建模型2：

其中，F(xiàn)為被解釋變量，Sticky為解釋變量，RD為調(diào)節(jié)變量，RD×Sticky是為驗證調(diào)節(jié)效應(yīng)引入的創(chuàng)新投入與費用粘性交乘項。根據(jù)溫忠麟［19］對調(diào)節(jié)效應(yīng)的研究，若模型2中β3顯著，說明創(chuàng)新投入具有調(diào)節(jié)作用；若β3＞0，表示創(chuàng)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(chuàng)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(tǒng)計

各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表4所示。公司績效綜合指標(biāo)最大值為5.361，最小值為-14.021，中位數(shù)小于零且均值也接近于零，說明制造業(yè)企業(yè)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(shù)也顯著大于零，說明制造業(yè)企業(yè)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(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分成兩組，探究在產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性下費用粘性水平有何差異。不難看出，國有企業(yè)中費用粘性平均值為0.092，明顯超過非國有企業(yè)，這說明相比于非國有企業(yè)，國有企業(yè)費用粘性現(xiàn)象更加嚴(yán)重，與前文分析結(jié)果一致。調(diào)節(jié)變量創(chuàng)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(yè)企業(yè)創(chuàng)新投入水平整體較低，而且企業(yè)之間差距較大。

表4 描述性統(tǒng)計

（二）相關(guān)性分析

本文對數(shù)據(jù)樣本進行了相關(guān)性分析，得到Pearson相關(guān)系數(shù)（左下）和Spearman相關(guān)系數(shù)（右上），如表5所示。其中，費用粘性與公司績效相關(guān)系數(shù)為-0.044，說明兩者呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)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(chuàng)新投入與公司績效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，也許是由于創(chuàng)新投入周期較長，對當(dāng)期績效可能具有滯后性影響。另外，公司規(guī)模、公司年齡、股權(quán)集中度和營業(yè)凈利率與公司績效正向相關(guān)，資產(chǎn)負(fù)債率、資本密集度與公司績效負(fù)向相關(guān)，基本符合本文前面的分析結(jié)果。所有控制變量與公司績效相關(guān)系數(shù)均在不同水平上顯著，說明模型構(gòu)建合理，有良好的分析效果。變量之間相關(guān)系數(shù)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(guān)性分析

（三）回歸分析

為進一步驗證上述假設(shè)，本文進行了OLS模型回歸。為避免年份和制造業(yè)二級行業(yè)的影響，在回歸時對年度與行業(yè)效應(yīng)進行了控制，同時為減弱異方差影響，本文采用了經(jīng)Robust調(diào)整后的回歸結(jié)果，并在所有回歸模型中對公司證券代碼進行Cluster聚類調(diào)整，確保結(jié)果更加穩(wěn)健?；貧w結(jié)果如表6和下頁表7所示。

表6 模型1回歸結(jié)果

表7 模型2回歸結(jié)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(jié)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(shù)為-0.004，在1%水平上顯著為負(fù)，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(guī)模（Size）、股權(quán)集中度（Oc）等大多數(shù)控制變量系數(shù)分別在不同水平上通過了顯著性檢驗，資產(chǎn)負(fù)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(jié)果與前文預(yù)期基本一致。為進一步驗證產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性帶來的費用粘性對公司績效的影響差異（H1b），本文按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)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(jié)果。從表6可以看出，國有企業(yè)樣本數(shù)量為2 462，符合我國國有企業(yè)數(shù)量遠小于非國有企業(yè)這一特點。第（3）、（5）列結(jié)果顯示，費用粘性（Sticky）的系數(shù)分別為-0.001和-0.005，但非國有企業(yè)中系數(shù)依然在1%水平上顯著，而國有企業(yè)中系數(shù)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(yè)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(diào)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(yōu)度很好，具有統(tǒng)計學(xué)意義。

表7展示了利用模型2得到的創(chuàng)新投入在費用粘性對公司績效影響中的調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果。第（1）、（2）列為全樣本回歸，第（3）—（6）列為國有企業(yè)和非國有企業(yè)的分樣本回歸。其中，全樣本回歸下費用粘性（Sticky）的系數(shù)為-0.012，在1%水平上顯著為負(fù)，說明加入創(chuàng)新投入調(diào)節(jié)變量后費用粘性依然負(fù)向影響公司績效，再次驗證了H1a。費用粘性與創(chuàng)新投入交乘項（Sticky×RD）的系數(shù)為0.191，通過了1%水平的顯著性檢驗，說明創(chuàng)新投入起著負(fù)向的調(diào)節(jié)作用，即創(chuàng)新投入緩解了費用粘性對公司績效的抑制作用，創(chuàng)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?？刂谱兞拷Y(jié)果基本與前文預(yù)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(yè)和非國有企業(yè)分別代入模型2進行回歸，得到第（3）—（6）列結(jié)果。從表7第（3）列可以看出，費用粘性系數(shù)依然為負(fù)且不顯著，與模型1分樣本國企組結(jié)果一致，交乘項Sticky×RD的系數(shù)為正且在10%水平上顯著。而第（5）列結(jié)果顯示，費用粘性系數(shù)為-0.014，在1%水平上顯著為負(fù)，結(jié)果與上文一致，交乘項Sticky×RD的系數(shù)為0.208，也在1%水平上顯著為正。不難發(fā)現(xiàn)，在非國有企業(yè)中交乘項Sticky×RD的系數(shù)顯著性水平更強，創(chuàng)新投入的調(diào)節(jié)作用更加明顯，說明模型2的三組回歸結(jié)果與H1a、H1b保持一致，并在此基礎(chǔ)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(jié)果的R2分別為0.755、0.730和0.780，證明模型擬合優(yōu)度依然很好，具有統(tǒng)計學(xué)意義。

（四）穩(wěn)健性檢驗

本文采取以下幾種方法進行穩(wěn)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(jié)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(shù)/百萬營業(yè)收入）和獨董占比（獨立董事人數(shù)/董事人數(shù)）加入原有模型中并重新回歸，得出的結(jié)果與本文前述基本一致。（3）根據(jù)制造業(yè)二級分類，選取C2類（包括家具、化工、醫(yī)藥制造業(yè)等）數(shù)據(jù)進行以上回歸，結(jié)果與上文基本一致。（4）參考史敏［22］的做法，將研發(fā)投入金額與資產(chǎn)總計的比值作為創(chuàng)新投入的替代變量，代入模型2中檢驗創(chuàng)新投入的調(diào)節(jié)效應(yīng)，結(jié)果與上文基本一致。以上穩(wěn)健性檢驗結(jié)果均支持原假設(shè)，說明文章結(jié)論具有穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

由于ABJ模型的提出早于Weiss模型，所以國內(nèi)學(xué)者研究更集中于成本費用粘性的影響因素，較少涉及其經(jīng)濟效應(yīng)研究。本文選取2012—2019年我國制造業(yè)A股上市公司數(shù)據(jù)，對費用粘性與公司績效關(guān)系及創(chuàng)新投入在二者中的調(diào)節(jié)效應(yīng)展開研究。結(jié)果表明，產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性視角下，制造業(yè)企業(yè)普遍存在費用粘性，這一現(xiàn)象在國有企業(yè)中更加嚴(yán)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(yè)，非國有企業(yè)中該抑制作用更加顯著。創(chuàng)新投入對費用粘性與公司績效關(guān)系起著負(fù)向的調(diào)節(jié)作用，表現(xiàn)為緩解了費用粘性對公司績效的負(fù)向影響，這一調(diào)節(jié)效應(yīng)在非國有企業(yè)中更加顯著。

（二）建議

1.加強對管理層的監(jiān)督，緩解代理沖突。兩權(quán)分離導(dǎo)致所有者與管理者之間出現(xiàn)信息不對稱，業(yè)務(wù)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(diào)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(yīng)持續(xù)監(jiān)督管理層行為，完善管理層決策機制，防止管理者侵占企業(yè)資源、頻繁在職消費等自利行為的發(fā)生。國有企業(yè)更應(yīng)注重代理問題，建立獎懲機制并嚴(yán)格執(zhí)行，營造良好的代理環(huán)境，減輕代理成本。

2.緊密監(jiān)控市場行為，靈活應(yīng)對需求波動。企業(yè)應(yīng)密切關(guān)注市場動向，合理預(yù)測訂單需求變化，并據(jù)此合理預(yù)測成本。當(dāng)業(yè)務(wù)量短時間內(nèi)無回升趨勢時，企業(yè)應(yīng)及時調(diào)減生產(chǎn)用料，適當(dāng)調(diào)離人力資源，降低產(chǎn)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(chǎn)生及減輕資源錯配造成的資源使用效率低下。

3.完善內(nèi)部控制，優(yōu)化資源供給。內(nèi)部控制是企業(yè)為實現(xiàn)最終管理目標(biāo)而設(shè)置的工作流程制度。若內(nèi)部控制存在缺陷，則意味著企業(yè)決策效果與效率不佳，嚴(yán)重影響資源分配過程和戰(zhàn)略目標(biāo)的實現(xiàn)。管理層和治理層應(yīng)重視內(nèi)部控制的設(shè)計和運行，同時重視員工培訓(xùn)和素質(zhì)提升。全體職工應(yīng)嚴(yán)格遵循企業(yè)管理制度，進而優(yōu)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(chuàng)新能力，提升企業(yè)形象與知名度。創(chuàng)新研發(fā)對制造業(yè)發(fā)展尤其重要，產(chǎn)品創(chuàng)新意味著核心競爭力的提升，決定了企業(yè)未來的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和發(fā)展趨勢，也緩解了費用粘性對經(jīng)濟效益的負(fù)面影響。為此，一方面，企業(yè)應(yīng)積極響應(yīng)國家號召注重產(chǎn)品創(chuàng)新，在不影響生產(chǎn)運轉(zhuǎn)的前提下加大創(chuàng)新研發(fā)力度，向市場傳遞積極信號以吸引外部投資。另一方面，根據(jù)研發(fā)成果及時調(diào)整企業(yè)內(nèi)部生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，擺脫行業(yè)同質(zhì)化困境，促進市場需求從而直接帶來企業(yè)經(jīng)濟效益的提升，緩解成本費用問題對企業(yè)長期經(jīng)濟發(fā)展的牽制。非國有企業(yè)相對來說規(guī)模較小，融資限制條件多，在成本管控和創(chuàng)新研發(fā)上應(yīng)更加謹(jǐn)慎，合理調(diào)配資源并充分利用創(chuàng)新研發(fā)優(yōu)勢，用長遠眼光看待企業(yè)的發(fā)展。