融資約束和內(nèi)部控制對(duì)成本粘性的影響研究
——以制造業(yè)上市公司為例

王曉巍 孫澤偉

1.哈爾濱工業(yè)大學(xué)，黑龍江 哈爾濱 150001

2.物產(chǎn)中大化工集團(tuán)有限公司，浙江 杭州 310000

引言

近年來(lái)，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)步入新常態(tài)，在經(jīng)濟(jì)增速整體放緩的背景下，企業(yè)面臨著競(jìng)爭(zhēng)加劇、成本上升的挑戰(zhàn)。成本作為利潤(rùn)的直接扣減項(xiàng)，如何管控成本費(fèi)用，是提升企業(yè)績(jī)效的關(guān)鍵。成本管理是企業(yè)管控成本費(fèi)用、降低成本的關(guān)鍵，對(duì)促進(jìn)增產(chǎn)節(jié)支、加強(qiáng)經(jīng)濟(jì)核算、改進(jìn)企業(yè)管理、提高企業(yè)整體管理水平具有重大意義。Anderson等發(fā)現(xiàn)的成本粘性現(xiàn)象給成本管理研究帶來(lái)了新的視角。成本粘性現(xiàn)象表明，由于企業(yè)的成本管理行為，可能會(huì)導(dǎo)致企業(yè)的成本隨業(yè)務(wù)量變化呈現(xiàn)出一種非對(duì)稱(chēng)性的變化。具體表現(xiàn)為企業(yè)業(yè)務(wù)量下降時(shí)成本的下降量小于業(yè)務(wù)量上升時(shí)成本的上升量。成本粘性作為解釋企業(yè)成本管理行為“黑箱”的重要線(xiàn)索，對(duì)其研究對(duì)企業(yè)健康發(fā)展具有重要意義。

我國(guó)制造業(yè)公司占我國(guó)上市公司的比例超過(guò)60%以上，具有很強(qiáng)的代表性。制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率水平的提升有賴(lài)于固定資產(chǎn)、存貨及研發(fā)等具有長(zhǎng)期性和不確定性的投資，相比其他行業(yè)更易遭受融資約束的影響。不僅如此，制造類(lèi)企業(yè)的生產(chǎn)資源按照預(yù)計(jì)業(yè)務(wù)量來(lái)配置，各種資源的投入與預(yù)計(jì)的業(yè)務(wù)量是互相匹配的。但是隨著宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)，當(dāng)業(yè)務(wù)量下降時(shí)，由于資產(chǎn)存在專(zhuān)用性特征，企業(yè)在短期內(nèi)無(wú)法及時(shí)有效地削減約束性成本，這可能會(huì)導(dǎo)致制造業(yè)的成本粘性高于其他行業(yè)。

通過(guò)對(duì)國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究的整理來(lái)看，對(duì)于成本粘性的影響因素研究多集中在管理者行為、代理問(wèn)題和公司治理等方面，很少同時(shí)關(guān)注到融資約束和內(nèi)部控制。較高的融資約束會(huì)導(dǎo)致企業(yè)不得不削減投資，此時(shí)企業(yè)往往會(huì)通過(guò)削減固定成本來(lái)強(qiáng)化自身流動(dòng)性管理以緩解融資約束，這可能會(huì)對(duì)成本粘性產(chǎn)生影響。而內(nèi)部控制與企業(yè)管理有密切聯(lián)系，良好的內(nèi)部控制制度能夠緩解企業(yè)的代理問(wèn)題并監(jiān)督管理者行為，而代理問(wèn)題和管理者行為都被廣泛認(rèn)為是成本粘性的主要影響因素之一。由此可見(jiàn)，兩者對(duì)成本粘性均可能存在一定影響，那么兩者是否對(duì)成本粘性有抑制作用？而內(nèi)部控制也具有改善會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的作用，其對(duì)融資約束的緩解作用廣受認(rèn)可，那么兩者共同作用于成本粘性時(shí)會(huì)表現(xiàn)為互補(bǔ)效應(yīng)還是替代效應(yīng)？

本文意在通過(guò)實(shí)證研究，找出融資約束、內(nèi)部控制和成本粘性之間的關(guān)系，并通過(guò)對(duì)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果的分析提出建議，給制造業(yè)公司提供參考，幫助其正確處理融資約束、內(nèi)部控制與成本粘性的關(guān)系，降低成本粘性，提高企業(yè)績(jī)效。

一、文獻(xiàn)綜述

成本粘性的概念由Anderson等首次提出，其在研究中首次選用了大樣本數(shù)據(jù)，對(duì)美國(guó)7 629家上市公司1979～1998年的銷(xiāo)售費(fèi)用、一般費(fèi)用和行政費(fèi)用（即SG&A成本）相對(duì)于同期銷(xiāo)售收入的變化進(jìn)行了回歸分析[1]。研究發(fā)現(xiàn)成本與收入的非線(xiàn)性變化確實(shí)存在，并且將這種現(xiàn)象稱(chēng)為“成本粘性”，該研究驗(yàn)證了成本粘性的存在性，為這一領(lǐng)域的研究奠定了基礎(chǔ)，其提出的驗(yàn)證成本粘性的重要模型——ABJ模型被廣泛地運(yùn)用。孫錚和劉浩隨后也對(duì)中國(guó)上市公司進(jìn)行了檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)中國(guó)上市公司中也顯著存在成本粘性[2]。

（一）成本粘性的影響因素及形成機(jī)理

隨著成本粘性的存在性得到驗(yàn)證，研究逐漸轉(zhuǎn)向?qū)Τ杀菊承詣?dòng)因的探索，Banker等在總結(jié)梳理了前人的研究基礎(chǔ)上，將成本粘性行為的內(nèi)部成因分為“調(diào)整成本觀(guān)”“管理者樂(lè)觀(guān)預(yù)期觀(guān)”和“代理問(wèn)題觀(guān)”三類(lèi)，目前研究在進(jìn)行理論分析時(shí)都基于此分類(lèi)展開(kāi)[3]。

調(diào)整成本觀(guān)認(rèn)為，企業(yè)為了應(yīng)對(duì)業(yè)務(wù)量的變化，必須調(diào)整先前已經(jīng)投入的各種承諾資源，而在調(diào)整過(guò)程中會(huì)產(chǎn)生調(diào)整成本，成本粘性行為源于向下調(diào)整承諾資源的成本和企業(yè)向上調(diào)整承諾資源成本的不對(duì)稱(chēng)性。Cannon研究了美國(guó)航空運(yùn)輸業(yè)成本粘性的產(chǎn)生原因，并將成本粘性產(chǎn)生歸因于調(diào)整成本的存在[4]。于浩洋等結(jié)合調(diào)整成本、管理者樂(lè)觀(guān)預(yù)期和代理問(wèn)題三方面的理論，研究了不同業(yè)績(jī)波動(dòng)水平下高管變更以及不同高管變更原因?qū)Τ杀菊承缘挠绊?，發(fā)現(xiàn)業(yè)績(jī)波動(dòng)會(huì)增大高管變更對(duì)成本粘性的加劇作用，且非正常原因的高管變能更大程度地加劇成本粘性[5]。

管理層樂(lè)觀(guān)預(yù)期觀(guān)認(rèn)為企業(yè)的業(yè)務(wù)量的長(zhǎng)期趨勢(shì)總是逐漸增長(zhǎng)的，這讓管理者往往會(huì)對(duì)未來(lái)有較為樂(lè)觀(guān)的預(yù)期，認(rèn)為未來(lái)需求和收入變動(dòng)（尤指下降時(shí)）趨勢(shì)是暫時(shí)的。Yang研究了韓國(guó)市場(chǎng)中企業(yè)合并，管理層過(guò)度自信對(duì)成本粘性的影響，研究發(fā)現(xiàn)自信的管理者會(huì)給企業(yè)帶來(lái)更高的成本粘性[6]。梁上坤研究了管理者過(guò)度自信和債務(wù)約束對(duì)成本粘性的影響，研究將管理者樂(lè)觀(guān)預(yù)期作為管理者過(guò)度自信影響成本粘性的機(jī)制，驗(yàn)證了過(guò)度自信會(huì)加劇成本粘性，而債務(wù)約束可以起到調(diào)節(jié)作用[7]。周兵等研究了企業(yè)戰(zhàn)略和管理者預(yù)期對(duì)成本粘性的影響，研究發(fā)現(xiàn)選擇不同競(jìng)爭(zhēng)戰(zhàn)略的企業(yè)成本粘性也會(huì)出現(xiàn)差異，而管理層預(yù)期會(huì)調(diào)節(jié)企業(yè)戰(zhàn)略和成本粘性之間的關(guān)系[8]。

代理問(wèn)題觀(guān)認(rèn)為成本粘性產(chǎn)生的原因是企業(yè)所有權(quán)和控制權(quán)的分離而產(chǎn)生的代理問(wèn)題。謝獲寶和惠麗麗研究了代理問(wèn)題和公司治理對(duì)成本粘性的影響，驗(yàn)證了代理問(wèn)題是企業(yè)成本粘性的重要影響因素，但良好的公司治理環(huán)境會(huì)削弱這種影響[9]。張玉華等研究了企業(yè)避稅活動(dòng)對(duì)成本粘性的影響，從成本避稅效應(yīng)和代理理論入手，認(rèn)為避稅活動(dòng)會(huì)通過(guò)加劇企業(yè)代理問(wèn)題而加劇成本粘性[10]。

（二）融資約束、內(nèi)部控制對(duì)成本粘性的影響

關(guān)于融資約束和成本粘性的關(guān)系，Gertler等發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)濟(jì)蕭條的環(huán)境下，企業(yè)銷(xiāo)售量出現(xiàn)下降時(shí)，小企業(yè)面臨更強(qiáng)的融資約束會(huì)使其減少生產(chǎn)，從而降低存貨成本[11]。這間接印證了融資約束對(duì)成本粘性的緩解作用。江偉等以及梁上坤等都在2015年關(guān)注了融資約束對(duì)企業(yè)成本粘性的影響。江偉等研究選取我國(guó)非上市工業(yè)企業(yè)為樣本，從融資約束會(huì)影響企業(yè)調(diào)整成本入手，驗(yàn)證了融資約束會(huì)減弱企業(yè)的成本粘性[12]。而梁上坤等從貨幣政策對(duì)管理層預(yù)期的影響入手，發(fā)現(xiàn)融資約束會(huì)加強(qiáng)緊縮貨幣政策對(duì)成本粘性的抑制作用[13]。

內(nèi)部控制作為企業(yè)一項(xiàng)重要的治理機(jī)制，也受到學(xué)者注意，Kim等發(fā)現(xiàn)存在內(nèi)部控制缺陷公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量較低，影響到管理者的資源配置決策，從而導(dǎo)致成本粘性，其研究以?xún)?nèi)部控制缺陷披露作為解釋變量，表明內(nèi)部控制質(zhì)量可能會(huì)影響到成本粘性[14]。牟韶紅等實(shí)證檢驗(yàn)了內(nèi)部控制質(zhì)量對(duì)成本粘性的影響，研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制對(duì)成本粘性有顯著的抑制作用[15]。韓嵐嵐研究了創(chuàng)新投入和內(nèi)部控制對(duì)成本粘性的影響，研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新投入會(huì)促進(jìn)成本粘性的產(chǎn)生，而內(nèi)部控制可以起到調(diào)節(jié)作用[16]。于浩洋等則研究了內(nèi)部控制質(zhì)量以及供應(yīng)商關(guān)系對(duì)成本粘性的影響，研究發(fā)現(xiàn)較高的供應(yīng)商集中程度會(huì)削弱成本粘性，而較大的供應(yīng)商波動(dòng)程度則會(huì)加劇成本粘性，高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以緩解供應(yīng)商波動(dòng)對(duì)成本粘性的加劇作用[17]。

融資約束和內(nèi)部控制都是學(xué)術(shù)界研究的熱點(diǎn)題材，將兩者相結(jié)合進(jìn)行研究的文章也有不少。這一方面的研究涉及到成本粘性的研究較少[18]。梅丹研究了融資約束和內(nèi)部控制對(duì)成本粘性的影響，研究發(fā)現(xiàn)融資約束和內(nèi)部控制之間具有互補(bǔ)效應(yīng)，內(nèi)部控制質(zhì)量的提高會(huì)顯著提升融資約束對(duì)成本粘性的抑制作用[19]。除此之外，張德剛和劉耀娜研究了融資約束和公司治理對(duì)成本粘性的影響，研究發(fā)現(xiàn)公司治理可以抑制企業(yè)的成本粘性，但融資約束會(huì)減弱這一抑制作用[20]。公司治理和內(nèi)部控制之間存在一些共同點(diǎn)，從理論分析上講其對(duì)成本粘性的作用應(yīng)當(dāng)相似，但研究結(jié)果卻出現(xiàn)了分歧，有關(guān)內(nèi)部控制和融資約束影響成本粘性的研究還有待深入。

二、理論分析及假設(shè)提出

（一）融資約束與成本粘性關(guān)系的理論分析及假設(shè)提出

由于資本市場(chǎng)中存在信息不對(duì)稱(chēng)，企業(yè)往往面臨較高的外部融資成本，企業(yè)在無(wú)法獲取最優(yōu)投資支出所需資金支持時(shí)，只能高度依賴(lài)內(nèi)源融資，這導(dǎo)致了融資約束現(xiàn)象[21]。調(diào)整成本觀(guān)是成本粘性形成的一種主要解釋?zhuān)溆^(guān)點(diǎn)核心是企業(yè)在業(yè)務(wù)量變動(dòng)時(shí)會(huì)對(duì)投入的資源進(jìn)行調(diào)整，而這種調(diào)整會(huì)產(chǎn)生調(diào)整成本，向上調(diào)整成本與向下調(diào)整成本的不同導(dǎo)致了成本粘性，但是這個(gè)理論忽略了調(diào)整成本的一個(gè)重要組成部分——融資成本。早在1994年，Gertler等就已經(jīng)提出面臨更強(qiáng)融資約束的企業(yè)在銷(xiāo)售量減少時(shí)會(huì)更多地減少生產(chǎn)和其他方面的成本[1]，從而緩解成本粘性，后續(xù)我國(guó)學(xué)者梁上坤[13]和江偉[12]的研究也證明了此觀(guān)點(diǎn)。

在企業(yè)業(yè)務(wù)量上升時(shí)，通常企業(yè)會(huì)增加對(duì)固定資產(chǎn)、存貨或者研發(fā)等資產(chǎn)的投資，這些投資需要大量資金，且具有長(zhǎng)期性和不確定性，只靠?jī)?nèi)源融資難以滿(mǎn)足需求，因此企業(yè)會(huì)考慮進(jìn)行外源融資。在融資約束水平較高的情況下，企業(yè)獲取外源融資的融資成本也會(huì)升高，此時(shí)企業(yè)向上調(diào)整成本與向下調(diào)整成本的差距會(huì)減小，企業(yè)成本粘性會(huì)減弱。而在企業(yè)業(yè)務(wù)量下降時(shí)，企業(yè)通常會(huì)保留由于業(yè)務(wù)量下降而閑置的資產(chǎn)，一方面削減這些資產(chǎn)會(huì)產(chǎn)生較高的調(diào)整成本，另一方面削減后未來(lái)業(yè)務(wù)量恢復(fù)時(shí)還會(huì)產(chǎn)生額外的調(diào)整成本。但在較高的融資約束水平下，企業(yè)對(duì)這些閑置資產(chǎn)的保留會(huì)帶來(lái)更高的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，因此企業(yè)可能會(huì)通過(guò)削減這些閑置資產(chǎn)換取短期生存，如為了增加流動(dòng)性而出售閑置固定資產(chǎn)等行為，這也會(huì)降低成本粘性。因此，融資約束會(huì)通過(guò)縮小向上和向下調(diào)整成本的差距以及迫使企業(yè)出售閑置資產(chǎn)這兩種方式來(lái)降低成本粘性。

因此，本文根據(jù)以上理論分析提出假設(shè)H1：

假設(shè)H1：制造業(yè)企業(yè)的融資約束水平與成本粘性負(fù)相關(guān)，即制造業(yè)企業(yè)的融資約束水平越高，成本粘性越低。

（二）內(nèi)部控制與成本粘性關(guān)系的理論分析及假設(shè)提出

代理問(wèn)題觀(guān)認(rèn)為是由于代理問(wèn)題引起的管理層自利行為導(dǎo)致了成本粘性，而管理者樂(lè)觀(guān)預(yù)期觀(guān)認(rèn)為成本粘性歸因于管理層總是對(duì)未來(lái)抱有較為樂(lè)觀(guān)的預(yù)期，而做出了不合理決策，這兩種觀(guān)點(diǎn)都認(rèn)為成本粘性與管理層的行為有關(guān)。有效的內(nèi)部控制可以監(jiān)督管理層，規(guī)范管理層行為，限制管理層的機(jī)會(huì)主義決策[22]，并且限制管理層出于過(guò)度自信和樂(lè)觀(guān)預(yù)期而做出的非理性決策[23]，從而降低企業(yè)成本粘性，保障企業(yè)實(shí)現(xiàn)經(jīng)營(yíng)目標(biāo)。

內(nèi)部控制是現(xiàn)代組織管理框架的重要組成部分，內(nèi)部控制的主要目標(biāo)之一是提高企業(yè)的經(jīng)營(yíng)效率和效果，而成本管理作為企業(yè)盈利的關(guān)鍵部分，也受到內(nèi)部控制的監(jiān)督，良好的內(nèi)部控制會(huì)對(duì)管理層行為進(jìn)行約束，防止其不合理行為導(dǎo)致的成本浪費(fèi)。高水平的內(nèi)部控制會(huì)在企業(yè)內(nèi)部建立有效監(jiān)督和制衡制度，監(jiān)督管理層行為，限制其權(quán)利，并且將管理層決策與企業(yè)戰(zhàn)略相統(tǒng)一，防止管理層做出自利的或者不合理的決策。其次，內(nèi)部控制還會(huì)通過(guò)輪崗、不相容崗位分離、內(nèi)審等方式對(duì)企業(yè)的信息傳遞過(guò)程進(jìn)行管控，從而提升企業(yè)內(nèi)部信息質(zhì)量和信息傳遞效率。良好的信息質(zhì)量一方面可以讓管理層對(duì)企業(yè)有更客觀(guān)的認(rèn)識(shí)，不會(huì)出于盲目自信和樂(lè)觀(guān)做出不合理決策，另一方面可以緩解管理層和股東之間的代理問(wèn)題，使股東能客觀(guān)評(píng)價(jià)管理層能力和履行情況，制定合理的獎(jiǎng)懲決策約束管理層的自利行為?？傊瑑?nèi)部控制通過(guò)有效的內(nèi)控制度安排和對(duì)信息質(zhì)量的提升，可以改善企業(yè)的代理問(wèn)題，并對(duì)管理層行為做出監(jiān)督和約束，從而降低成本粘性。

因此，本文基于以上理論分析提出假設(shè)H2：

假設(shè)H2：制造業(yè)企業(yè)的內(nèi)部控制水平與成本粘性負(fù)相關(guān)，即制造業(yè)企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量越高，企業(yè)的成本粘性越低。

（三）融資約束、內(nèi)部控制與成本粘性關(guān)系的理論分析及假設(shè)提出

從前文分析中可以看出，融資約束和內(nèi)部控制都會(huì)減弱企業(yè)的成本粘性，但當(dāng)兩者交互作用于企業(yè)成本粘性時(shí)，二者對(duì)企業(yè)成本粘性的交互影響既可能表現(xiàn)為互補(bǔ)效應(yīng)，也可能表現(xiàn)為替代效應(yīng)，因此本文基于這兩種不同效應(yīng)提出兩個(gè)研究假設(shè)。

從管理層行為來(lái)看，一方面，面臨高融資約束時(shí)，企業(yè)生存問(wèn)題會(huì)使管理層會(huì)產(chǎn)生風(fēng)險(xiǎn)厭惡心理，此時(shí)管理層決策會(huì)更加謹(jǐn)慎，良好的內(nèi)部控制能進(jìn)一步促使管理層按照企業(yè)制度做出正確合理的決策，減少管理者的自利行為，避免成本粘性帶來(lái)的資源浪費(fèi)，從而降低成本粘性；另一方面，良好的內(nèi)部控制帶來(lái)的高質(zhì)量信息能夠讓管理層對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)和市場(chǎng)環(huán)境做出合理預(yù)期，避免在高融資約束情況下做出過(guò)于樂(lè)觀(guān)的預(yù)期，在業(yè)務(wù)量下降時(shí)能及時(shí)處置閑置資源，從而達(dá)到降低成本粘性的作用。由此可見(jiàn)，內(nèi)部控制和融資約束兩者應(yīng)該是互補(bǔ)的，良好的內(nèi)部控制能加強(qiáng)融資約束對(duì)內(nèi)部控制的影響。

因此，本文基于以上分析提出假設(shè)H3：

假設(shè)H3：良好的內(nèi)部控制能進(jìn)一步加強(qiáng)融資約束對(duì)成本粘性的減弱作用，即融資約束和內(nèi)部控制在對(duì)成本粘性的共同作用中存在互補(bǔ)效應(yīng)。

從內(nèi)部控制和融資約束的關(guān)聯(lián)性來(lái)看，內(nèi)部控制和融資約束之間存在不可忽視的聯(lián)系。良好的內(nèi)部控制可以減輕企業(yè)內(nèi)部的委托代理問(wèn)題，使企業(yè)會(huì)計(jì)信息可靠性更高也更公允，緩解了外部環(huán)境和企業(yè)內(nèi)部的信息不對(duì)稱(chēng)。Ashbaugh-skaife等和方紅星等的研究均表明高質(zhì)量的內(nèi)部控制是信息質(zhì)量的保證，內(nèi)部控制可以有效緩解企業(yè)內(nèi)部與外部投資者之間的信息不對(duì)稱(chēng)[24]。如前文所述，資本市場(chǎng)上的信息不對(duì)稱(chēng)是企業(yè)融資約束的重要成因，高質(zhì)量的內(nèi)部控制保證了企業(yè)信息披露質(zhì)量，降低了內(nèi)外部的信息不對(duì)稱(chēng)，減輕企業(yè)融資約束問(wèn)題，從而減弱成本粘性。除了對(duì)信息不對(duì)稱(chēng)的影響外，內(nèi)部控制還會(huì)降低企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)和資本成本。方紅星等發(fā)現(xiàn)，高質(zhì)量的內(nèi)部控制能有效應(yīng)對(duì)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)和系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)，且內(nèi)部控制質(zhì)量越高，風(fēng)險(xiǎn)就越低。企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的降低能顯著降低企業(yè)融資成本，從而緩解企業(yè)融資約束問(wèn)題[25]。

綜上所述，高質(zhì)量的內(nèi)部控制能通過(guò)減輕委托代理問(wèn)題，降低信息不對(duì)稱(chēng)風(fēng)險(xiǎn)的方式來(lái)降低企業(yè)的外源融資成本，從而緩解融資約束問(wèn)題，企業(yè)發(fā)展面臨的資金短缺問(wèn)題得到緩解，企業(yè)自然也就沒(méi)有處置閑置資源的動(dòng)機(jī)，融資約束對(duì)成本粘性的減弱效應(yīng)就會(huì)減弱?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)H4：

假設(shè)H4：良好的內(nèi)部控制會(huì)減弱融資約束對(duì)成本粘性的減弱作用，即融資約束和內(nèi)部控制在對(duì)成本粘性的共同作用中存在替代效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取

本文以2015～2019年制造業(yè)上市公司為研究樣本，并對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了篩選，篩選主要按照以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行：

首先，剔除被標(biāo)記為ST的公司，此類(lèi)公司通常經(jīng)營(yíng)情況異常；其次，剔除數(shù)據(jù)不完整，連續(xù)缺失數(shù)據(jù)的上市公司，例如，由于回歸分析中需使用前兩年的銷(xiāo)售收入數(shù)據(jù)，因此剔除上市時(shí)間不足三年的樣本；再次，對(duì)于篩選出的財(cái)務(wù)指標(biāo)，如資產(chǎn)負(fù)債率和托賓q值等，存在極端值等嚴(yán)重失真的情形，為消除極端值的影響，對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行0.5%的縮尾處理；最后，剔除銷(xiāo)售收入小于等于零的公司，剔除當(dāng)年銷(xiāo)售管理費(fèi)用大于銷(xiāo)售收入的公司。經(jīng)過(guò)上述處理后，最終得到1 275家樣本公司，共計(jì)6 269個(gè)樣本觀(guān)測(cè)值。

本文中上市公司財(cái)務(wù)原始數(shù)據(jù)以及相關(guān)財(cái)務(wù)分析指標(biāo)，均來(lái)自于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，內(nèi)部控制指數(shù)來(lái)自于深圳迪博內(nèi)部控制與風(fēng)險(xiǎn)管理數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二）研究模型

對(duì)成本粘性的衡量主要有兩種模型，即ABJ模型和Weiss模型。由于A(yíng)BJ模型的運(yùn)用較為廣泛，且本文研究不涉及成本粘性的經(jīng)濟(jì)后果，因此本文選擇ABJ模型進(jìn)行研究。本文參考Anderson等的經(jīng)典方法構(gòu)建模型（1）來(lái)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷某杀菊承袁F(xiàn)象。

模型（1）中，變量Exp表示銷(xiāo)管費(fèi)用，Rev表示營(yíng)業(yè)收入，啞變量di，t表示當(dāng)期營(yíng)業(yè)收入是否上升，當(dāng)企業(yè)存在成本粘性時(shí)，β2會(huì)顯著為負(fù)，β2的絕對(duì)值越大，成本粘性越強(qiáng)。根據(jù)前文的理論分析和假設(shè)，借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)成本粘性的研究，本文進(jìn)一步構(gòu)建了模型（2）對(duì)假設(shè)H1進(jìn)行檢驗(yàn)：

在對(duì)假設(shè)H2進(jìn)行驗(yàn)證時(shí)，只需將模型2中的FC變量改為IC即可。為驗(yàn)證假設(shè)H3和H4，由于前述模型中已存在三項(xiàng)交乘項(xiàng)，故依舊選擇使用模型2，采用分組回歸的方式來(lái)對(duì)假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)，通過(guò)將樣本分為高內(nèi)部控制質(zhì)量組和低內(nèi)部控制組來(lái)檢驗(yàn)融資約束對(duì)成本粘性的影響，從而分析兩者共同作用的影響。

（三）變量定義

企業(yè)的融資約束水平無(wú)法直接觀(guān)察，因此許多學(xué)者提出通過(guò)建立融資約束指標(biāo)來(lái)對(duì)其進(jìn)行度量，常見(jiàn)的指標(biāo)主要有KZ指標(biāo)、ZFC指標(biāo)和WW指標(biāo)等。在構(gòu)建融資約束指標(biāo)的過(guò)程中，本文發(fā)現(xiàn)股利支付率作為一個(gè)較常用的指標(biāo)，在Logistic回歸過(guò)程中卻常常出現(xiàn)系數(shù)顯著性不夠理想的情況。在查閱文獻(xiàn)后，發(fā)現(xiàn)王彥超提出我國(guó)的股利支付通常是不連續(xù)的[26]，而且證監(jiān)會(huì)在2012年要求上市公司強(qiáng)制分紅后，也可能導(dǎo)致股利支付與企業(yè)實(shí)際情況脫節(jié)，故決定不選取股利支付率來(lái)構(gòu)建融資約束指標(biāo)。在參考KZ指標(biāo)、ZFC指標(biāo)和WW指標(biāo)的基礎(chǔ)上，從償債能力、現(xiàn)金狀況、投資機(jī)會(huì)和企業(yè)規(guī)模四個(gè)角度選擇了資產(chǎn)負(fù)債率、流動(dòng)比率、經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流、企業(yè)規(guī)模和托賓Q值五個(gè)變量來(lái)構(gòu)建融資約束指標(biāo)，并將構(gòu)建的融資約束指標(biāo)定義為FC。構(gòu)建模型（3）如下所示，F(xiàn)C的數(shù)值越大，表明企業(yè)所受融資約束越嚴(yán)重。

在模型構(gòu)建過(guò)程中，先按照企業(yè)的利息保障倍數(shù)對(duì)樣本進(jìn)行預(yù)分類(lèi)，取利息保障倍數(shù)高的33%作為低融資約束組，利息保障倍數(shù)低的33%作為高融資約束組，并設(shè)置啞變量，給低融資約束組賦值為0，高融資約束組賦值為1，logistic回歸后得到模型如下：

本文設(shè)置了啞變量IC來(lái)衡量企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量，當(dāng)企業(yè)不存在以下任一情況時(shí)，IC取值為1，代表企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量較高，否則IC取值為0，代表內(nèi)部控制質(zhì)量較差。這些情況包括：（1）當(dāng)年企業(yè)內(nèi)部控制評(píng)價(jià)報(bào)告披露內(nèi)部控制存在缺陷，且缺陷類(lèi)型為重要或重大；（2）當(dāng)年因違規(guī)行為受到交易所或證監(jiān)會(huì)等監(jiān)管機(jī)構(gòu)的處罰；（3）當(dāng)年被出具非標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留財(cái)務(wù)報(bào)表審計(jì)意見(jiàn)或內(nèi)控審計(jì)意見(jiàn)；（4）當(dāng)年進(jìn)行過(guò)重大會(huì)計(jì)差錯(cuò)更正或財(cái)務(wù)報(bào)表重述。

除了述變量外，還有其他因素可能會(huì)對(duì)企業(yè)成本粘性產(chǎn)生影響，為了控制這些因素對(duì)成本粘性的影響，本文選取了銷(xiāo)售凈利率、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、人力資本密集度和總資產(chǎn)收益率作為控制變量。并且加入了行業(yè)虛擬變量IND和年度虛擬變量YEAR作為控制變量。所涉變量與計(jì)算如表1所示。

表1 研究變量及其定義

四、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2為研究變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從表2可以看出，變量ln(Revi,t/Revi,t-1)的平均值為0.1155，大于零，而ln(Expi,t/Expi,t-1)的平均值為0.0751，同樣略大于零，兩者對(duì)應(yīng)增長(zhǎng)率的數(shù)值為12.24%和7.80%，可以看出我國(guó)制造業(yè)整體為增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。對(duì)比前人研究發(fā)現(xiàn)增長(zhǎng)率的數(shù)值大幅降低，這可能是由于前人研究選取時(shí)間較早，而我國(guó)制造業(yè)總體自16、17年之后營(yíng)業(yè)收入和利潤(rùn)都出現(xiàn)下降，導(dǎo)致五年平均增長(zhǎng)率下降，與實(shí)際情況相符。營(yíng)業(yè)收入下降的虛擬變量di,t的平均值為0.2629，這說(shuō)明樣本數(shù)據(jù)中有26.29%的公司本年度相比上年度出現(xiàn)銷(xiāo)售收入下降，其余73.71%企業(yè)的營(yíng)業(yè)收入上升，總體來(lái)說(shuō)，2015～2019年度樣本企業(yè)營(yíng)業(yè)收入上升占大多數(shù)。

表2 研究變量描述性統(tǒng)計(jì)

FC為融資約束變量，其最大值為4.1442，最小值為-5.2492，平均值為-0.6221，中位數(shù)為-0.5778，這說(shuō)明上市公司面臨的融資約束程度存在一定差異，這可能是由于制造業(yè)企業(yè)數(shù)量眾多，各企業(yè)規(guī)模大小、面臨的競(jìng)爭(zhēng)程度也不同。IC為內(nèi)部控制變量，內(nèi)部控制變量最小值為0，而最大值是1，而平均值為0.6259，說(shuō)明有62.59%的企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量較高，37.41%的企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量較低，可以看出我國(guó)制造業(yè)上市公司內(nèi)部控制質(zhì)量大部分較好。

在各個(gè)控制變量中，銷(xiāo)售凈利率的最小值為-0.6192，最大值為0.3626，而總資產(chǎn)收益率的最小值為-0.2135，最大值為0.2087，說(shuō)明制造業(yè)企業(yè)整體有盈有虧，且差異較大，部分企業(yè)虧損嚴(yán)重，而部分企業(yè)盈利能力優(yōu)秀。銷(xiāo)售凈利率的平均值為0.0631，總資產(chǎn)收益率的平均值為0.0414，兩者均大于0，且兩變量的標(biāo)準(zhǔn)差均很小，說(shuō)明制造業(yè)企業(yè)總體而言是盈利的，并且兩者的中位數(shù)也大于零，說(shuō)明制造業(yè)企業(yè)中大部分企業(yè)都是盈利的?？傎Y產(chǎn)周轉(zhuǎn)率最大值為2.3268，最小值為0.1510，極差比較大，制造業(yè)企業(yè)的資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率存在較大差異，部分企業(yè)的總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率可以達(dá)到2以上，說(shuō)明資金周轉(zhuǎn)非常迅速，銷(xiāo)售收入很高?？傮w來(lái)講，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率的平均值為0.6494，中位數(shù)為0.5727，兩者均小于1，且也小于正常企業(yè)所設(shè)定的標(biāo)準(zhǔn)值0.8，這符合制造業(yè)企業(yè)資本密集的特點(diǎn)，也說(shuō)明制造業(yè)企業(yè)資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率總體偏低，與實(shí)際相符。人力資本密集度的最小值為0.1355，最大值為4.2827，兩者差距較大，說(shuō)明不同上市公司的人力資本密度差距較大。

（二）相關(guān)性檢驗(yàn)

研究變量相關(guān)性分析的檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示，銷(xiāo)管費(fèi)用變化率ln(Expi,t/Expi,t-1)和收入變化率ln(Revi,t/Revi,t-1)之間的相關(guān)系數(shù)為0.515，小于0.6且顯著，剩余各變量之間的相關(guān)性系數(shù)較小，且各變量之間具有較顯著的相關(guān)性，因此，本文認(rèn)為各變量之間不存在突出的共線(xiàn)性問(wèn)題，可以進(jìn)行進(jìn)一步的回歸分析。

表3 研究變量相關(guān)性分析

具體而言，銷(xiāo)管費(fèi)用的變化率與營(yíng)業(yè)收入的變化率顯著相關(guān)，說(shuō)明銷(xiāo)管費(fèi)用會(huì)隨收入變化而變化，且呈正相關(guān)，企業(yè)業(yè)務(wù)量的增長(zhǎng)率越大，銷(xiāo)管費(fèi)用的增長(zhǎng)率也越大，與實(shí)際相符。銷(xiāo)管費(fèi)用的變化率與內(nèi)部控制指數(shù)呈顯著正相關(guān)，說(shuō)明以上內(nèi)部控制指數(shù)會(huì)增加銷(xiāo)管費(fèi)用的變化幅度，增加其波動(dòng)性。而銷(xiāo)管費(fèi)用變化率與融資約束指數(shù)以及營(yíng)業(yè)收入下降虛擬變量d呈顯著負(fù)相關(guān)，說(shuō)明營(yíng)業(yè)收入下降，以及融資約束水平較高都會(huì)導(dǎo)致銷(xiāo)管費(fèi)用變化率波動(dòng)幅度的下降。

值得注意的是，融資約束指數(shù)FC與內(nèi)部控制啞變量IC的相關(guān)系數(shù)為-0.136，為負(fù)數(shù)且在1%的水平上顯著，初步說(shuō)明了融資約束和內(nèi)部控制之間的關(guān)系是負(fù)相關(guān)，內(nèi)部控制質(zhì)量越高，企業(yè)的融資約束水平越弱。融資約束指數(shù)與收入下降啞變量的相關(guān)系數(shù)為0.072，大于零且在1%水平上顯著，說(shuō)明融資約束和收入下降之間可能存在正相關(guān)關(guān)系，業(yè)績(jī)下降的企業(yè)更容易受到融資約束，這一點(diǎn)也與實(shí)際相符。內(nèi)部控制與收入下降啞變量的相關(guān)系數(shù)為-0.048，小于零且在1%的水平上顯著，說(shuō)明內(nèi)部控制與收入下降之間可能存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，業(yè)績(jī)好的企業(yè)可能有更多的資金去建立良好的內(nèi)部控制體系，同樣與實(shí)際相符。

（三）回歸分析

1.融資約束與成本粘性回歸分析。表4是假設(shè)H1的回歸結(jié)果。如表所示，調(diào)整后的R2為0.4508，說(shuō)明模型擬合度較好，有較強(qiáng)的解釋力，為回歸結(jié)果的科學(xué)準(zhǔn)確性提供了保障。模型中的系數(shù)β2即d*ln(Revi,t/Revi,t-1)的系數(shù)為-0.3102，小于0，且在1%的水平上顯著，說(shuō)明制造業(yè)企業(yè)中確實(shí)存在顯著的成本粘性。具體來(lái)說(shuō)，制造業(yè)的成本粘性表現(xiàn)為：營(yíng)業(yè)收入增加1%，費(fèi)用增加0.603%，營(yíng)業(yè)收入減少1%，費(fèi)用減少0.293%。融資約束指數(shù)與d*ln(Revi,t/Revi,t-1)的交乘項(xiàng)的系數(shù)為0.016，大于零且在5%的水平上顯著相關(guān)，這說(shuō)明融資約束在一定程度上削弱了成本粘性，即公司的融資約束水平越高，成本粘性越弱，驗(yàn)證了假設(shè)H1。根據(jù)理論分析，高水平的融資約束會(huì)加大企業(yè)生存壓力，企業(yè)為了生存不得不在收入下降時(shí)削減成本，這降低了成本粘性，并且減少了資源浪費(fèi)。

表4 融資約束與成本粘性回歸分析

2.內(nèi)部控制與成本粘性的回歸分析。表5是對(duì)假設(shè)H2的回歸分析結(jié)果。內(nèi)部控制啞變量與d*ln(Revi,t/Revi,t-1)交乘項(xiàng)的系數(shù)為0.0952，大于零且在5%的水平上顯著相關(guān)，說(shuō)明內(nèi)部控制與企業(yè)的成本粘性是負(fù)相關(guān)的，高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠削弱企業(yè)的成本粘性，驗(yàn)證了假設(shè)H2。根據(jù)理論分析，成本粘性與管理者行為有著密不可分的關(guān)系，委托代理問(wèn)題和企業(yè)內(nèi)部的信息不對(duì)稱(chēng)導(dǎo)致了管理者做出不合理的行為，而高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以改善企業(yè)內(nèi)部信息質(zhì)量，監(jiān)督制約管理層，緩解企業(yè)委托代理問(wèn)題，從成本粘性產(chǎn)生源頭減弱成本粘性。

表5 內(nèi)部控制與成本粘性回歸分析

3.融資約束、內(nèi)部控制與成本粘性回歸分析檢驗(yàn)。表6為假設(shè)H3和H4的回歸結(jié)果。對(duì)假設(shè)H3和H4的檢驗(yàn)，需要用分組回歸分析的方式進(jìn)行實(shí)證，由于本文選用的內(nèi)部控制變量為啞變量，故將內(nèi)部控制啞變量為1的組作為高內(nèi)部控制質(zhì)量組，內(nèi)部控制啞變量為0的組作為低內(nèi)部控制組，通過(guò)模型2，對(duì)不同分組情況下融資約束對(duì)成本粘性的影響進(jìn)行回歸分析如表6所示。高內(nèi)部控制組的融資約束與d*ln(Revi,t/Revi,t-1)交乘項(xiàng)的系數(shù)為-0.0006，小于零且結(jié)果無(wú)顯著性，低內(nèi)部控制組的融資約束與d*ln(Revi,t/Revi,t-1)交乘項(xiàng)的系數(shù)為0.0209，大于零且在5%的水平上顯著。這說(shuō)明當(dāng)企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量較高時(shí)，企業(yè)的融資約束并沒(méi)有起到抑制企業(yè)成本粘性的作用，而當(dāng)企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量較低時(shí)，企業(yè)的融資約束對(duì)企業(yè)成本粘性的抑制作用較為顯著。較高質(zhì)量的內(nèi)部控制會(huì)削弱融資約束對(duì)成本粘性的抑制作用，這驗(yàn)證了假設(shè)H4，拒絕了假設(shè)H3，即企業(yè)的融資約束和內(nèi)部控制共同作用于成本粘性時(shí)，兩者之間為替代關(guān)系而不是互補(bǔ)關(guān)系。

表6 融資約束、內(nèi)部控制與成本粘性回歸分析

融資約束和內(nèi)部控制單獨(dú)作用于成本粘性時(shí)，兩者都對(duì)成本粘性有一定削弱作用，但當(dāng)兩者共同作用于成本粘性時(shí)，這種削弱作用并沒(méi)有被加強(qiáng)。從理論分析來(lái)看，融資約束產(chǎn)生歸因于資本市場(chǎng)的信息不對(duì)稱(chēng)和企業(yè)的委托代理問(wèn)題，而高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以降低企業(yè)的委托代理問(wèn)題，提高企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，降低企業(yè)內(nèi)部和外部之間信息不對(duì)稱(chēng)，從而降低企業(yè)的融資約束。當(dāng)企業(yè)面臨的融資約束水平降低時(shí)，企業(yè)就沒(méi)有強(qiáng)烈動(dòng)機(jī)在業(yè)務(wù)量下降時(shí)削減閑置資源，融資約束對(duì)成本粘性的抑制作用就會(huì)減弱。因此，可能是高質(zhì)量?jī)?nèi)部控制削弱了融資約束對(duì)成本粘性的抑制作用。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證本文實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果的準(zhǔn)確性和穩(wěn)健性，選用替換解釋變量重新檢驗(yàn)的方法。

原公式中采用的融資約束指數(shù)是在參考KZ指數(shù)以及文獻(xiàn)之后選取變量構(gòu)建的，但KZ指數(shù)仍是衡量企業(yè)融資約束水平的一個(gè)重要指標(biāo)，因此，本文在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中將融資約束指數(shù)替換為KZ指標(biāo)，選擇托賓Q值、資產(chǎn)負(fù)債率、經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量、現(xiàn)金持有量和股利支付率來(lái)構(gòu)建KZ指標(biāo)。與本文所構(gòu)建指數(shù)的方法類(lèi)似，不同的是參考陳作華的研究，在預(yù)分組的過(guò)程中將公司規(guī)模前33%的企業(yè)視為低融資約束組，賦值為0，而把公司規(guī)模后33%的企業(yè)視為高融資約束組，賦值為1，之后再進(jìn)行Logistic回歸，構(gòu)建KZ指標(biāo)，回歸后得到的KZ指標(biāo)模型如下：

該模型中，Q代表托賓Q值，Lev代表資產(chǎn)負(fù)債率，Cf代表經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金凈流量與期初總資產(chǎn)的比值，Ch代表現(xiàn)金持有量，計(jì)算方法為（貨幣資金+交易性金融資產(chǎn)）/期初資產(chǎn)，Div代表股利支付率。

本文構(gòu)建了內(nèi)部控制啞變量衡量企業(yè)內(nèi)部控制水平，不過(guò)實(shí)際上，由深圳迪博內(nèi)部控制與風(fēng)險(xiǎn)管理數(shù)據(jù)庫(kù)系統(tǒng)發(fā)布的內(nèi)部控制指數(shù)也是常被實(shí)證研究用來(lái)衡量?jī)?nèi)部控制水平的標(biāo)準(zhǔn)之一，該指標(biāo)能較全面地衡量我國(guó)上市公司的綜合內(nèi)部控制水平。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中將內(nèi)部控制變量替代為深圳迪博內(nèi)部控制與風(fēng)險(xiǎn)管理數(shù)據(jù)庫(kù)系統(tǒng)發(fā)布的內(nèi)部控制指數(shù)帶入模型進(jìn)行回歸，由于該指數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差較大，先對(duì)該指數(shù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，將對(duì)數(shù)化后的指數(shù)定義為ICd，即ICd=ln（內(nèi)控指數(shù)+1），ICd的數(shù)值越大，代表企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量越好。

確定替換的變量之后，對(duì)替換變量進(jìn)行指標(biāo)計(jì)算，后將所得變量數(shù)據(jù)代入原模型重新進(jìn)行回歸分析，檢驗(yàn)各假設(shè)。最后，根據(jù)回歸結(jié)果與之前的結(jié)果進(jìn)行一致性分析，以驗(yàn)證模型的穩(wěn)定性。

表7為替換變量重新回歸后得到的結(jié)果，第二列為對(duì)假設(shè)H1的檢驗(yàn)，第三列為對(duì)假設(shè)H2的檢驗(yàn)，第四列和第五列為對(duì)假設(shè)H3和H4的檢驗(yàn)。在對(duì)假設(shè)H1進(jìn)行檢驗(yàn)的回歸分析中，KZ指數(shù)與d*ln(Revi,t/Revi,t-1)交乘項(xiàng)的系數(shù)0.0147，大于零且在5%的水平上顯著，說(shuō)明融資約束確實(shí)有緩解企業(yè)成本粘性的作用。對(duì)假設(shè)H2進(jìn)行檢驗(yàn)的回歸分析中，內(nèi)部控制指數(shù)ICd與d*ln(Revi,t/Revi,t-1)之間交乘項(xiàng)的系數(shù)為0.0366，大于0且在1%的水平上顯著，這說(shuō)明內(nèi)部控制指數(shù)能起到削減企業(yè)成本粘性的作用。對(duì)假設(shè)H3和H4進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，需要用到分組回歸的方法，內(nèi)部控制指數(shù)并不是一個(gè)啞變量，因此在分組時(shí)以中位數(shù)為分界點(diǎn)，大于或等于中位數(shù)的樣本作為高內(nèi)部控制組，代表內(nèi)部控制質(zhì)量較高，小于中位數(shù)的樣本作為低內(nèi)部控制組，代表內(nèi)部控制質(zhì)量較低。從表7所示回歸結(jié)果中，可以看出高內(nèi)部控制組KZ指標(biāo)與d*ln(Revi,t/Revi,t-1)交乘項(xiàng)的系數(shù)為0.0502，大于零但不顯著，低內(nèi)部控制組KZ指標(biāo)與d*ln(Revi,t/Revi,t-1)交乘項(xiàng)的系數(shù)為0.023，大于零且在5%的水平上顯著。這說(shuō)明高質(zhì)量的內(nèi)部控制削弱了融資約束對(duì)成本粘性的抑制作用，兩者共同作用于成本粘性時(shí)，出現(xiàn)的是替代效應(yīng)而不是互補(bǔ)效應(yīng)。穩(wěn)健性檢驗(yàn)的實(shí)證結(jié)果與原來(lái)的結(jié)論具有一致性，檢驗(yàn)了相關(guān)關(guān)系模型的有效性。

表7 KZ指標(biāo)與成本粘性回歸分析

五、結(jié)論

成本粘性作為管理會(huì)計(jì)的重要內(nèi)容，一直是研究熱點(diǎn)，研究成本粘性對(duì)企業(yè)管理有重要的現(xiàn)實(shí)意義。本文以2015～2019年滬、深兩市A股制造業(yè)上市公司作為研究樣本，研究了融資約束和成本粘性分別對(duì)成本粘性的影響以及兩者共同作用時(shí)對(duì)成本粘性的影響。研究發(fā)現(xiàn)：融資約束能起到抑制成本粘性的作用，企業(yè)面臨的融資約束水平越高，其成本粘性越低。內(nèi)部控制也起到抑制成本粘性的作用，即企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量越高，其成本粘性越低。但當(dāng)兩者同時(shí)作用于成本粘性時(shí)，兩者的共同作用表現(xiàn)為替代效應(yīng)，即較高質(zhì)量的內(nèi)部控制削弱了融資約束對(duì)成本粘性的抑制作用。

本文研究為成本粘性成因提供了新的文獻(xiàn)支持，也豐富了內(nèi)部控制和融資約束與成本粘性相關(guān)聯(lián)的研究，并且基于以上研究提出建議，為企業(yè)管理和市場(chǎng)監(jiān)管提供參考。

一定水平的融資約束可以抑制成本粘性，但是，較高的融資約束本身就對(duì)企業(yè)發(fā)展存在不利影響，也會(huì)為企業(yè)帶來(lái)較高風(fēng)險(xiǎn)，本文研究中也發(fā)現(xiàn)，我國(guó)制造業(yè)企業(yè)均面臨不同程度的融資約束，影響企業(yè)發(fā)展。企業(yè)應(yīng)當(dāng)從健康長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的角度出發(fā)，通過(guò)強(qiáng)化流動(dòng)性管理，降低信息不對(duì)稱(chēng)等方式，積極拓寬融資渠道和融資方式，降低企業(yè)面臨的融資約束水平，才能為可持續(xù)發(fā)展提供方向和支撐。

同時(shí)本文研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制對(duì)成本粘性有抑制作用，且內(nèi)部控制會(huì)減弱融資約束對(duì)成本粘性的影響。高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以提高信息披露水平，降低資本供求雙方信息不對(duì)稱(chēng)，從而緩解融資約束對(duì)企業(yè)發(fā)展的困擾，同時(shí)由于內(nèi)部控制本身也可以降低成本粘性，高質(zhì)量的內(nèi)部控制雖然降低了融資約束，但依舊能夠抑制成本粘性，加強(qiáng)內(nèi)部控制制度建設(shè)是一個(gè)較為健康有效且可持續(xù)地抑制成本粘性的方式。企業(yè)應(yīng)積極、主動(dòng)地建立和健全內(nèi)部控制制度?？梢詤⒖紘?guó)內(nèi)外優(yōu)秀案例和我國(guó)頒布的《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》《企業(yè)內(nèi)部控制配套指引》等文件，結(jié)合具體情況建立適合自身的內(nèi)部控制制度。具體而言，企業(yè)可以通過(guò)設(shè)立規(guī)范的財(cái)務(wù)內(nèi)控、風(fēng)險(xiǎn)內(nèi)控制度，成立專(zhuān)門(mén)內(nèi)部監(jiān)督審計(jì)部門(mén)，加強(qiáng)信息化管理建設(shè)以及促進(jìn)優(yōu)秀企業(yè)文化形成等方式加強(qiáng)內(nèi)部控制制度的建設(shè)。

企業(yè)的成本粘性和融資約束與委托代理理論、信息不對(duì)稱(chēng)理論具有密切聯(lián)系。良好的內(nèi)部控制是提高信息披露水平，緩解信息不對(duì)稱(chēng)的重要途徑。但是現(xiàn)有《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》是否已經(jīng)完善還有待商榷，李連華等研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)根據(jù)行業(yè)特點(diǎn)有重點(diǎn)地實(shí)施風(fēng)險(xiǎn)控制要比全面均衡的風(fēng)險(xiǎn)控制效果更好，而我國(guó)《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》堅(jiān)持的是全面內(nèi)部控制的思想[27]?，F(xiàn)在距離《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》頒布已經(jīng)過(guò)去十多年，《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》也需與時(shí)俱進(jìn)。除此之外，監(jiān)管機(jī)構(gòu)也應(yīng)強(qiáng)化對(duì)內(nèi)部控制制度在企業(yè)落實(shí)情況的監(jiān)督，加強(qiáng)對(duì)內(nèi)部控制信息披露的要求，以外部監(jiān)管的形式推動(dòng)企業(yè)內(nèi)部控制制度的建立，幫助企業(yè)改善信息環(huán)境。

限于筆者本人和現(xiàn)有研究水平，本文還存在一定局限性：首先，在成本粘性的識(shí)別上，本文采用的是ABJ模型，ABJ模型是對(duì)成本粘性的間接測(cè)度模型，在進(jìn)行多變量對(duì)成本粘性的研究時(shí)容易出現(xiàn)交乘項(xiàng)過(guò)多導(dǎo)致實(shí)證檢驗(yàn)不準(zhǔn)確問(wèn)題，而現(xiàn)有的直接測(cè)度模型Weiss模型也有其局限性，不適合在此使用，若能有更加合適的直接測(cè)度模型對(duì)本文的研究模型進(jìn)行優(yōu)化，可以得出更準(zhǔn)確的結(jié)論。其次，本文只對(duì)銷(xiāo)管費(fèi)用的成本粘性進(jìn)行了研究，沒(méi)有考慮到成本粘性還可以進(jìn)行細(xì)分，如分類(lèi)為人力成本粘性和非人力成本粘性，對(duì)細(xì)分后的成本粘性進(jìn)行研究可能會(huì)更有實(shí)踐意義。最后，本文只對(duì)制造業(yè)上市公司進(jìn)行了研究，制造業(yè)中也存在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)，融資約束和內(nèi)部控制對(duì)成本粘性的影響在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)中可能會(huì)有不同影響。