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)
成本費用管理始終是企業(yè)實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)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(jìn)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(xiàn)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(jì)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?;诖耍疚闹攸c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(kuò)大優(yōu)質(zhì)增量供給等決策提供參考。
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(qiáng)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(jì)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(jì)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]。基于以上分析,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(jì)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(jī)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(jì)后果對企業(yè)整體經(jīng)濟(jì)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。
企業(yè)自主創(chuàng)新能力的提高有助于促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級,提升勞動生產(chǎn)率,促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。經(jīng)濟(jì)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(qiáng)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(qiáng)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(jìn)行投資。企業(yè)擁有了創(chuàng)新活動本身產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)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(jìn)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(jī)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(jì)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。
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(jìn)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(jìn)行數(shù)據(jù)處理和分析。
1.被解釋變量。在眾多研究公司績效的文獻(xiàn)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(jì)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(jìn)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(dá)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(jìn)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(xiàn)率達(dá)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(xiàn)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(jìn)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(xiàn)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(jì)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(qiáng)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(jì)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(jì)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(jìn)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(jìn)公司績效提升。股權(quán)集中度高表明股東更有動機(jī)參與公司治理,進(jìn)而緩解與管理層的代理沖突,有助于企業(yè)經(jīng)濟(jì)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
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(jī)誤差項。
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
本文對數(shù)據(jù)樣本進(jìn)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(jìn)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(jìn)行下一步回歸分析。
表5 相關(guān)性分析
為進(jìn)一步驗證上述假設(shè),本文進(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)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(yuǎn)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(yuǎn)小于10,說明模型合理,變量間沒有多重共線性。另外值得強(qiáng)調(diào)的是,模型1的三次回歸中R2分別達(dá)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(jìn)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(jìn)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(qiáng),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(yuǎn)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。
本文采取以下幾種方法進(jìn)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(jìn)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(jìn)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。
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(jì)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。
1.加強(qiáng)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(jī)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(jī)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(jìn)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(jì)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(jìn)市場需求從而直接帶來企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益的提升,緩解成本費用問題對企業(yè)長期經(jīng)濟(jì)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(yuǎn)眼光看待企業(yè)的發(fā)展。