內(nèi)部控制、成本粘性與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

吳傳榮,夏 冰,尹華意

(長沙理工大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院,湖南 長沙 410114)

一、引言

我國正處在新發(fā)展階段,經(jīng)濟恢復(fù)仍不穩(wěn)固、不均衡,過去依賴自然資源消耗和勞動力優(yōu)勢的粗放型發(fā)展模式已暴露出諸多弊端,經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量正日益受到重視[1-3]。黨的二十大報告指出,高質(zhì)量發(fā)展是全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家的首要任務(wù),要堅持以推動高質(zhì)量發(fā)展為主題,著力提高全要素生產(chǎn)率。也就是說,提高全要素生產(chǎn)率是企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的動力源泉,著力提高全要素生產(chǎn)率是推動高質(zhì)量發(fā)展的重要環(huán)節(jié)。作為公司治理重要工具的內(nèi)部控制,有助于企業(yè)防范風(fēng)險和提高全要素生產(chǎn)率,進而促進自身高質(zhì)量發(fā)展。當(dāng)下,我國企業(yè)面臨需求收縮、供給沖擊、預(yù)期轉(zhuǎn)弱“三重壓力”的挑戰(zhàn),通過內(nèi)部控制去提高全要素生產(chǎn)率、促進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有重要的戰(zhàn)略意義。無論是中興通訊被美國制裁還是同濟堂、康得新、康美藥業(yè)、獐子島等上市公司被通報財務(wù)造假,均暴露出內(nèi)部控制缺陷嚴(yán)重制約著企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升和高質(zhì)量發(fā)展。與此同時,國內(nèi)外復(fù)雜多變的環(huán)境造成了企業(yè)成本攀升,打破了原有的成本線性假設(shè),出現(xiàn)了成本粘性,降低了企業(yè)經(jīng)營效率[4]。目前,學(xué)界和業(yè)界普遍認(rèn)為企業(yè)存在成本粘性現(xiàn)象,故維持良好的成本性態(tài)對提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率日益重要。鑒于此,有必要將內(nèi)部控制、成本粘性與全要素生產(chǎn)率納入同一研究框架,深入探究內(nèi)部控制與成本粘性對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響,以期利用內(nèi)部控制與成本粘性去著力提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率,進而實現(xiàn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

企業(yè)全要素生產(chǎn)率、內(nèi)部控制和成本粘性已引起學(xué)界的普遍關(guān)注。全要素生產(chǎn)率衡量的是扣除了資本、勞動等傳統(tǒng)生產(chǎn)要素投入對經(jīng)濟增長的作用后的貢獻[5]。全要素生產(chǎn)率受內(nèi)部和外部多種因素的影響。從外部因素看,科技金融政策、政府補貼可以降低企業(yè)融資約束程度并促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新,從而提高制造企業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平[6-7];稅收優(yōu)惠可以彌補市場內(nèi)在缺陷,通過調(diào)節(jié)企業(yè)對創(chuàng)新要素的投入提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率[8]。從內(nèi)部因素看,創(chuàng)新水平較高的企業(yè),通過增加杠桿率可以顯著提升全要素生產(chǎn)率[9];企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型能夠提高企業(yè)資源配置效率,對全要素生產(chǎn)率表現(xiàn)出促進作用[10]。

關(guān)于內(nèi)部控制的研究,主要集中在評價、影響因素及其經(jīng)濟后果三個方面,其中內(nèi)部控制經(jīng)濟后果研究成果最為豐富。Lambert等認(rèn)為,有效的內(nèi)部控制意味著企業(yè)運營環(huán)境良好,各種運營活動處于有效的監(jiān)督和控制機制之下[11]。實際上,良好的內(nèi)部控制有助于企業(yè)提高持續(xù)經(jīng)營能力,強化識別風(fēng)險能力,增強財務(wù)報表信息質(zhì)量[12]。企業(yè)內(nèi)部控制可以通過減少逆向選擇和道德風(fēng)險,緩解委托代理沖突并抑制代理成本,有助于提高企業(yè)價值[13]。內(nèi)部控制對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力影響的研究結(jié)論并不一致。有學(xué)者認(rèn)為,內(nèi)部控制會抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力,這是因為在嚴(yán)格的內(nèi)部控制下高管道德風(fēng)險和逆向選擇容易暴露,收入下滑可能會抑制高管對技術(shù)創(chuàng)新的投入[14]。技術(shù)創(chuàng)新活動的時間跨度較長,并且具備較高的不確定性特征,嚴(yán)格的審批程序使得技術(shù)創(chuàng)新活動受到了約束[15]。更多學(xué)者支持內(nèi)部控制的積極影響,認(rèn)為有效的內(nèi)部控制兼具監(jiān)督和激勵機制,有助于降低道德風(fēng)險和調(diào)動高管對技術(shù)創(chuàng)新決策支持的積極性[16]。事實上,內(nèi)部控制具有“雙刃劍”的作用,企業(yè)在內(nèi)部控制建設(shè)過程中需要兼顧成本與收益[17]。

許多學(xué)者探討了成本粘性產(chǎn)生的原因。高管薪酬的外部不公平性可加劇成本粘性,較高的管理能力和內(nèi)部控制質(zhì)量對成本粘性表現(xiàn)出抑制作用[18-20]。綜上可知,目前鮮有系統(tǒng)研究內(nèi)部控制、成本粘性與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的整合性成果出現(xiàn)。因此,本文選用2010-2020年滬深A(yù)股上市公司面板數(shù)據(jù)作為研究樣本,深入探討內(nèi)部控制與成本粘性對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響,以期為著力提高全要素生產(chǎn)率,實現(xiàn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供有益的借鑒。

與既有文獻相比,本文可能的邊際貢獻如下:其一,通過實證檢驗成本粘性對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響,豐富成本粘性經(jīng)濟后果的研究;其二,從成本粘性等渠道分析內(nèi)部控制影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的機制,從而厘清內(nèi)部控制影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的具體路徑和具體程度,為管理者運用內(nèi)部控制提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率提供經(jīng)驗證據(jù)。

二、理論分析及研究假設(shè)

(一)內(nèi)部控制與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

較高水平的全要素生產(chǎn)率需要技術(shù)創(chuàng)新能力及資源配置效率作為有效支撐[21-22]。一方面,有效的內(nèi)部控制可以促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升,其兼具監(jiān)督和激勵機制,有助于企業(yè)降低高管道德風(fēng)險和調(diào)動高管對技術(shù)創(chuàng)新決策支持的積極性[16]。一些企業(yè)的研發(fā)資金源于政府專項補貼,內(nèi)部控制可以規(guī)范這些資金的使用,使創(chuàng)新風(fēng)險處于可接受范圍內(nèi)。另一方面,有效的內(nèi)部控制可以促進資源配置效率的提升。企業(yè)本質(zhì)上是建立在資源配置基礎(chǔ)上的一系列契約關(guān)系的組合,有效的內(nèi)部控制為彌補契約缺陷提供了可能[23-25]。有效的內(nèi)部控制通過提升治理水平,優(yōu)化資本結(jié)構(gòu)、降低代理成本和成本粘性來規(guī)范管理行為,促進資源優(yōu)化配置,從而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率[26-27]。資金是企業(yè)非常重要的資源,內(nèi)部控制為企業(yè)資金籌集和使用作出了規(guī)范。在籌資決策上,內(nèi)部控制要求規(guī)避具有較高成本與較高風(fēng)險的低效融資。在資金使用上,內(nèi)部控制要求企業(yè)投資決策時權(quán)衡項目的收益與風(fēng)險,防止出現(xiàn)項目資金閑置或者資金鏈斷裂等資源配置低效現(xiàn)象。在資金營運過程中,內(nèi)部控制要求企業(yè)關(guān)注產(chǎn)購銷環(huán)節(jié)的資金活動,這有利于促進企業(yè)貨幣資金與非貨幣資金的高效轉(zhuǎn)換,從而提升營運資金使用效率。有效的內(nèi)部控制有助于企業(yè)與外部利益相關(guān)者建立并維持穩(wěn)定的契約關(guān)系,可以保障企業(yè)正常生產(chǎn)經(jīng)營活動。內(nèi)部控制通過建立明晰的產(chǎn)權(quán)契約關(guān)系,不僅有利于降低企業(yè)內(nèi)部交易費用,而且結(jié)合關(guān)聯(lián)方的內(nèi)部控制制度,可以減少企業(yè)集團內(nèi)部資源配置中“民事權(quán)”的不確定性[28]。

據(jù)此,本文提出假設(shè)H1:有效的內(nèi)部控制能夠提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

(二)內(nèi)部控制、成本粘性與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

一方面,成本粘性源于管理者對未來的樂觀預(yù)期、調(diào)整成本和代理成本,有效的內(nèi)部控制可以通過弱化管理者對未來業(yè)務(wù)的樂觀預(yù)期、削弱調(diào)整成本和代理成本抑制成本粘性,從而提高資源配置效率。群體決策能夠弱化管理者對未來業(yè)務(wù)的樂觀預(yù)期,使企業(yè)在業(yè)務(wù)量減少時盡快降低成本費用[29]。有效的內(nèi)部控制可以規(guī)范供應(yīng)商選擇,降低企業(yè)被單一供應(yīng)商控制的可能性,從而削弱企業(yè)調(diào)整成本[30-31]。企業(yè)處于有效的內(nèi)部控制制度下,通過完善的監(jiān)督機制,可以使管理者謀私空間縮小,有利于抑制管理者私利行為,減少因代理成本而產(chǎn)生的成本粘性[32-33]。與之相反,如果管理者決策形成了成本粘性,產(chǎn)生只對管理者有利的低流動性組織冗余,可能會帶來另外的成本,如支付存貨積壓產(chǎn)生的倉儲管理費用以及非必要人員的報酬,這可能進一步造成資源配置效率低下[34-35]。另一方面,內(nèi)部控制通過降低成本粘性從而促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升。技術(shù)創(chuàng)新活動離不開資金支持,而且具有較高風(fēng)險。由于信息不對稱,企業(yè)通過外部籌資獲取資金支持進而開展創(chuàng)新活動可能面臨困難,故企業(yè)主要利用自有資金實施技術(shù)創(chuàng)新活動。當(dāng)企業(yè)面臨較高成本粘性時,隨著業(yè)務(wù)量的下降,企業(yè)資金的收緊程度更大,對技術(shù)創(chuàng)新的擠出效應(yīng)可能更大。有效的內(nèi)部控制不僅有利于企業(yè)提升信息披露質(zhì)量,而且要求企業(yè)按制度進行成本開支,從而降低成本粘性,進而有效抑制技術(shù)創(chuàng)新行為的隨意性。

據(jù)此,本文提出假設(shè)H2:有效的內(nèi)部控制通過抑制成本粘性,可以提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

2008年,財政部會同證監(jiān)會、審計署、銀監(jiān)會、保監(jiān)會制定了《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》,要求自2009年7月1日起在上市公司范圍內(nèi)施行,故本文選用2010-2020年滬深A(yù)股上市公司為初始研究樣本,經(jīng)篩選處理后的最終樣本共計15 084個。具體篩選處理過程如下:一是剔除金融企業(yè);二是剔除樣本期間上市狀態(tài)異常企業(yè)和財務(wù)數(shù)據(jù)異常企業(yè);三是剔除關(guān)鍵變量缺失企業(yè);四是考慮極端異常值的影響,對所有連續(xù)變量進行上下1%的縮尾處理。

衡量全要素生產(chǎn)率和成本粘性的相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)源于國泰安數(shù)據(jù)庫,內(nèi)部控制指數(shù)源于迪博內(nèi)部控制指數(shù),反映外部治理環(huán)境的數(shù)據(jù)來自歷年《中國分省份市場化指數(shù)報告》。

(二)變量選取

1.被解釋變量

被解釋變量為企業(yè)全要素生產(chǎn)率(tfp)。企業(yè)全要素生產(chǎn)率(tfp)的測算,是借鑒盛明泉等學(xué)者思路,采用ACF修正的OP法[36]。穩(wěn)健性檢驗中,全要素生產(chǎn)率(tfp)采用GMM法進行估計。

2.核心解釋變量

核心解釋變量為內(nèi)部控制質(zhì)量(ic)。內(nèi)部控制質(zhì)量的主流評價方法有兩種:一是以內(nèi)部控制要素為核心的評價方法;二是以內(nèi)部控制目標(biāo)為核心的評價方法,如迪博內(nèi)部控制指數(shù)。本文使用迪博內(nèi)部控制指數(shù)衡量內(nèi)部控制質(zhì)量(ic)。因為它是迪博公司自主研發(fā)設(shè)計,以內(nèi)部控制五大目標(biāo)為導(dǎo)向,并選取與其對應(yīng)的指標(biāo),同時以內(nèi)部控制重要缺陷和重大缺陷作為修正指標(biāo)構(gòu)建,具有較強的專業(yè)性和實踐性,更能反映企業(yè)內(nèi)部控制的有效性。

3.中介變量

中介變量為成本粘性(sticky)。有關(guān)成本粘性的計量模型有兩類:一類是ABJ模型,一般用于研究成本粘性成因;另一類是Weiss模型,可測算成本粘性數(shù)值,方便探討成本粘性的經(jīng)濟后果。本文以Weiss模型度量成本粘性,具體計算公式如下:

u,d∈ {τ,…,τ- 3}

(1)

其中,i表示企業(yè),τ表示在t年四個連續(xù)季度中離期末最近的一個季度,u、d分別表示在t年四個連續(xù)季度中接近期末營業(yè)收入上升、下降的季度;stickyi,t為企業(yè)i在t年的成本粘性;sale和cost分別表示某一季度的營業(yè)收入和營業(yè)成本;Δsale表示該季度營業(yè)收入的變化量,計算公式為 Δsale=salei,τ-salei,τ-1;Δcost表示該季度營業(yè)成本的變化量,計算公式為Δcost=costi,τ- costi,τ-1。

當(dāng)sticky值大于零時,表明企業(yè)成本費用存在粘性特征,這意味著業(yè)務(wù)收入增加時成本費用上升的幅度要大于業(yè)務(wù)收入減少時成本費用下降的幅度;當(dāng)sticky值小于零時,表明企業(yè)成本費用存在反粘性特征。鑒于成本反粘性不是本文研究內(nèi)容,故只保留sticky值大于零的樣本。

4.控制變量

為避免遺漏變量偏誤,本文選取以下控制變量:企業(yè)規(guī)模(scale),用總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量;杠桿水平(lever),用資產(chǎn)負(fù)債率表示;成長能力(growth),用營業(yè)收入增長率表示;股權(quán)制衡能力(balance),用第二至第五大股東年終持股比例與第一大股東年終持股比例之比表示;企業(yè)年齡(age),用本期期末與企業(yè)上市之日的時間差衡量;外部治理水平(external),選用歷年《中國分省份市場化指數(shù)報告》中的市場化指數(shù)衡量;所有權(quán)性質(zhì)(property),國有企業(yè)賦值為1,非國有企業(yè)賦值為0。為控制行業(yè)固定效應(yīng)與年度固定效應(yīng),模型中同時考慮行業(yè)虛擬變量(industry)和年度虛擬變量(year)。

(三)模型設(shè)計

本文首先設(shè)計主回歸模型(2)去檢驗內(nèi)部控制對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響,在此基礎(chǔ)上設(shè)計模型(3)和模型(4)去檢驗成本粘性的中介效應(yīng)。逐步回歸模型設(shè)計如下:

tfpi,t=α0+α1ici,t+α2scalei,t+α3leveri,t+α4growthi,t+α5balancei,t+α6agei,t+

α7externali,t+α8propertyi,t+∑industy+∑year+εi,t

(2)

stickyi,t=β0+β1ici,t+β2scalei,t+β3leveri,t+β4growthi,t+β5balancei,t+β6agei,t+

β7externali,t+β8propertyi,t+∑industy+∑year+εi,t

(3)

tfpi,t=γ0+γ1ici,t+γ2stickyi,t+γ3scalei,t+γ4leveri,t+γ5growthi,t+γ6balancei,t+

γ7agei,t+γ8externali,t+γ9propertyi,t+∑industy+∑year+εi,t

(4)

其中,i表示企業(yè),t表示年度;α、β、γ分別表示待估計系數(shù);tfp表示企業(yè)全要素生產(chǎn)率,ic表示內(nèi)部控制質(zhì)量,sticky表示成本粘性;industy為行業(yè)固定效應(yīng),year為年度固定效應(yīng),ε為隨機誤差項。

四、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

表1為上述變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從統(tǒng)計結(jié)果來看,樣本企業(yè)之間內(nèi)部控制質(zhì)量(ic)存在差異,部分企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量較低。企業(yè)全要素生產(chǎn)率(tfp)具有較高的離散程度,且運用OP法的估計結(jié)果整體上略高于GMM法的估計結(jié)果。樣本企業(yè)成本粘性(sticky)介于0.007和2.482之間,標(biāo)準(zhǔn)差較大,這意味著樣本企業(yè)之間成本粘性存在較大差異。

表1 描述性統(tǒng)計結(jié)果

(二)逐步回歸分析

表2報告了模型(2)-(4)的逐步回歸結(jié)果。從列(1)的主回歸模型結(jié)果可以看出,內(nèi)部控制質(zhì)量(ic)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率(tfp)的影響顯著為正,這意味著假設(shè)H1成立?？赡茉蚴怯行У膬?nèi)部控制可以通過促進技術(shù)創(chuàng)新能力和資源配置效率的提升,進而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。列(2)的被解釋變量為成本粘性(sticky)、解釋變量為內(nèi)部控制質(zhì)量(ic),解釋變量ic的估計系數(shù)為-0.847且顯著,表明內(nèi)部控制對成本粘性具有明顯抑制作用。列(3)是以企業(yè)全要素生產(chǎn)率(tfp)為被解釋變量、同時將內(nèi)部控制質(zhì)量(ic)和成本粘性(sticky)作為解釋變量的回歸結(jié)果,成本粘性(sticky)的估計系數(shù)顯著為負(fù),且列(3)中tfp的估計系數(shù)小于列(1)中tfp的估計系數(shù),這意味著成本粘性在內(nèi)部控制與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間起著部分中介作用,假設(shè)H2成立。根據(jù)表2結(jié)果計算,成本粘性(sticky)的中介效應(yīng)占比11.01%。同時,選擇了Bootstrap法進行檢驗,檢驗結(jié)果顯示成本粘性(sticky)的中介效應(yīng)占比11.08%,同樣支持假設(shè)H3。

表2 逐步回歸結(jié)果

表2列(3)結(jié)果顯示,企業(yè)規(guī)模(scale)的估計系數(shù)為0.252,且在1%的水平上顯著,說明規(guī)模較大的企業(yè)更容易從外部獲取資源去推動技術(shù)創(chuàng)新,更有助于提升資源配置效率。杠桿水平(lever)的估計系數(shù)顯著為正,說明我國上市公司普遍存在舉債經(jīng)營現(xiàn)象,通過適度的杠桿可以撬動更多資源,從而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。成長能力(growth)的估計系數(shù)也顯著為正,這意味著企業(yè)成長能力越強,發(fā)展前景越好,全要素生產(chǎn)率水平也越高。股權(quán)制衡能力(balance)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率(tfp)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,可能原因是較高的股權(quán)制衡能力降低了企業(yè)的決策效率。企業(yè)年齡(age)的估計系數(shù)顯著為正,說明隨著企業(yè)年齡的增長,企業(yè)對市場的洞察更加深入,可以利用信息優(yōu)勢更合理地配置資源。

t值。下同。

(三)異質(zhì)性分析

1.產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)影響企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營環(huán)境。內(nèi)部控制質(zhì)量對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響可能存在產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性。本文按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將樣本分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩個子樣本,并選擇費舍爾組合方法對組間差異進行檢驗。表3報告了產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性檢驗結(jié)果,結(jié)果表明,有效的內(nèi)部控制能夠提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率,且成本粘性在內(nèi)部控制與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。從顯著性水平來看,與國有企業(yè)比較,非國有企業(yè)內(nèi)部控制系數(shù)對應(yīng)的t值相對低些,內(nèi)部控制質(zhì)量的組間系數(shù)差異也通過了費舍爾組合檢驗。也就是說,內(nèi)部控制對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升效果在國有企業(yè)更顯著,這可能是因為國有企業(yè)具有較強的行政色彩。一方面,非國有企業(yè)黨組織嵌入企業(yè)管理的程度不如國有企業(yè)深,致使非國有企業(yè)內(nèi)部控制的有效性比國有企業(yè)低。另一方面,國有資產(chǎn)監(jiān)督管理和政府審計為國有企業(yè)內(nèi)部控制有效性的發(fā)揮提供了進一步保障,可以通過加強公司治理,從而提升企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營效率,進而促進全要素生產(chǎn)率的提高。就成本粘性的中介作用而言,非國有企業(yè)和國有企業(yè)兩個子樣本的中介效應(yīng)占比分別是14.43%和7.31%,可能原因是非國有企業(yè)面臨較強的融資約束,加之非國有資本的逐利動機一般強于國有資本,故在生產(chǎn)經(jīng)營上更重視成本控制和防范成本粘性。

表3 產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性檢驗結(jié)果

2.外部治理水平異質(zhì)性

內(nèi)部控制對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響可能因外部治理環(huán)境差異表現(xiàn)出異質(zhì)性。本文根據(jù)外部治理水平的中位數(shù)將樣本分為低水平外部治理和高水平外部治理兩個子樣本。外部治理水平異質(zhì)性檢驗結(jié)果如表4所示。表4列(1)和列(4)結(jié)果表明,內(nèi)部控制對全要素生產(chǎn)率的估計系數(shù)在低水平外部治理組和高水平外部治理組分別為0.747和0.850,表明在高水平外部治理下的內(nèi)部控制對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用更顯著,這可能是我國非均衡發(fā)展模式引起的。高水平外部治理意味著國家能正確處理好市場與政府的關(guān)系,信息透明度高,市場能夠優(yōu)化資源配置,有利于推動企業(yè)公平競爭。處于公平競爭中的企業(yè)更能認(rèn)識內(nèi)部控制的重要性,從而更加重視內(nèi)部控制的有效性。同時,在高水平外部治理環(huán)境下,完善的市場中介組織對企業(yè)內(nèi)部控制的要求更高,對企業(yè)違規(guī)的懲罰力度更大。因此,高水平外部治理下的內(nèi)部控制對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用更顯著。在中介檢驗方面,成本粘性在內(nèi)部控制與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間均發(fā)揮了部分中介效應(yīng),低水平外部治理組和高水平外部治理組的中介效應(yīng)占比分別是11.10%和10.69%?？赡茉蚴窃诟咚酵獠恐卫憝h(huán)境中,政治、經(jīng)濟和文化等各方面較成熟,市場與政府關(guān)系和諧,企業(yè)成本粘性得到有效抑制,致使成本粘性在內(nèi)部控制與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的中介效應(yīng)有所降低。

表4 外部治理水平異質(zhì)性檢驗結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.替換被解釋變量

在穩(wěn)健性檢驗中,企業(yè)全要素生產(chǎn)率(tfp)采用GMM法進行估計。逐步回歸結(jié)果如表5所示。對比分析表5和表2各列結(jié)果后發(fā)現(xiàn),替換被解釋變量后,內(nèi)部控制與成本粘性的估計系數(shù)值以及顯著性水平基本保持一致,說明本文回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。

表5 穩(wěn)健性檢驗:替換被解釋變量的逐步回歸結(jié)果

2.替換樣本

制造業(yè)是振興實體經(jīng)濟的關(guān)鍵行業(yè),制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是我國從制造大國邁向制造強國的必經(jīng)之路[37]。分析《2020年度中國制造業(yè)上

市公司價值創(chuàng)造研究報告》和《中國高端制造業(yè)上市公司白皮書(2022)》中的統(tǒng)計結(jié)果后發(fā)現(xiàn),2020年6月30日至2022年12月10日,中國制造業(yè)上市企業(yè)數(shù)量從2 439家上升至3 313家,在A股上市企業(yè)中的占比由63.1%躍升至65.5%,意味著我國制造企業(yè)在A股上市公司中占據(jù)主要地位。為驗證之前回歸結(jié)果的穩(wěn)健性,本文僅保留制造業(yè)上市公司作為樣本重新進行回歸,回歸結(jié)果如表6所示。替換樣本后的R2有所下降,成本粘性的中介效應(yīng)占比降至7.79%,相關(guān)變量回歸系數(shù)的顯著性及其符號仍基本保持不變,再次印證了本文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗:替換樣本的逐步回歸結(jié)果

3.工具變量法

考慮到模型中可能存在遺漏變量和互為因果的內(nèi)生性問題,故采用兩階段最小二乘法(2SLS)對此進行糾正。本文選擇核心解釋變量的滯后二期和滯后三期作為工具變量,采取兩階段最小二乘法(2SLS)重新進行回歸,結(jié)果如表7所示。表6列(1)結(jié)果表明,工具變量與內(nèi)生變量在1%的顯著水平上高度相關(guān),且通過過度識別檢驗,故工具變量選擇合理;列(2)結(jié)果顯示,考慮模型內(nèi)生性問題之后的回歸結(jié)果與表2列(1)的回歸結(jié)果基本保持一致,這進一步印證了本文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表7 穩(wěn)健性檢驗:IV-2SLS法回歸結(jié)果

五、結(jié)論與啟示

本文以企業(yè)全要素生產(chǎn)率為落腳點,選擇修正的OP法和GMM法測算企業(yè)全要素生產(chǎn)率,在此基礎(chǔ)上分析內(nèi)部控制與成本粘性對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響及其作用機制。結(jié)果發(fā)現(xiàn),有效的內(nèi)部控制能夠顯著提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率,且成本粘性在其中發(fā)揮著部分中介作用。相較于非國有企業(yè),國有企業(yè)內(nèi)部控制對全要素生產(chǎn)率的促進作用更顯著,但成本粘性的中介效應(yīng)有所弱化。高水平外部治理有利于發(fā)揮內(nèi)部控制對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用。

宏觀經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展依賴于市場微觀主體的高質(zhì)量發(fā)展,提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率是推動市場微觀主體高質(zhì)量發(fā)展的基礎(chǔ)和關(guān)鍵。通過探討內(nèi)部控制、成本粘性與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的內(nèi)在聯(lián)系,可以得出如下啟示。

第一,完善企業(yè)內(nèi)部控制制度的建設(shè)與執(zhí)行,強化內(nèi)部控制的有效性,促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。前文理論研究和實證分析結(jié)果表明,內(nèi)部控制能夠直接促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高,因此,企業(yè)有必要完善內(nèi)部控制制度的建設(shè)與執(zhí)行。雖然《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》及相關(guān)文件對內(nèi)部控制規(guī)范性作出了指引,但部分上市公司的內(nèi)部控制有效性仍不夠。有效的內(nèi)部控制能夠彌補企業(yè)契約關(guān)系的不足,通過緩解信息不對稱和委托代理去降低交易成本,為提高技術(shù)創(chuàng)新能力和優(yōu)化資源配置提供良好的制度保障,進而促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。具體來說,內(nèi)部控制制度的完善可以圍繞內(nèi)部控制環(huán)境、內(nèi)部控制組織結(jié)構(gòu)、內(nèi)部控制獎懲制度與反饋機制等方面發(fā)力。

第二,重視企業(yè)成本管理,密切關(guān)注成本性態(tài)變化,有效抑制成本粘性,促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。成本粘性對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)向影響,且成本粘性在內(nèi)部控制與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間起著部分中介作用,故重視企業(yè)成本管理,密切關(guān)注成本性態(tài)變化,減少成本粘性現(xiàn)象,這對提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率有積極意義。雖然企業(yè)實際經(jīng)營中無法全面解決成本粘性這一普遍性問題,但通過有效的內(nèi)部控制,可以盡量保持良好的成本性態(tài),有效抑制成本粘性,提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率,從而促進企業(yè)實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。關(guān)注業(yè)務(wù)收入變動引致的成本費用變動,并對未來成本費用作出合理預(yù)期;通過有效的成本管理,將成本費用變化與業(yè)務(wù)收入變化的不對稱性控制在合理范圍內(nèi),從而減少成本粘性導(dǎo)致的資源配置低效以及技術(shù)創(chuàng)新擠出。具體來說,重視成本管理可以從合理分配企業(yè)資源、提高企業(yè)資源利用效率等方面入手。

第三,持續(xù)深化國企改革,改善外部治理環(huán)境,促進國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。國有企業(yè)是國有經(jīng)濟最主要的實現(xiàn)形式,是中國特色社會主義的重要物質(zhì)基礎(chǔ)和政治基礎(chǔ),是新時代中國特色社會主義的支柱,我們必須通過著力推動國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高去促進其高質(zhì)量發(fā)展。一方面,在深化國企改革過程中,要堅持和加強黨對國有企業(yè)的全面領(lǐng)導(dǎo),健全國有資產(chǎn)監(jiān)督管理機制,增強內(nèi)部控制對國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的推動力。另一方面,企業(yè)作為一個開放性的系統(tǒng),其發(fā)展?fàn)顩r與外部治理環(huán)境密切相關(guān),要加快政府職能轉(zhuǎn)變,健全法治體系建設(shè),打造良好的營商環(huán)境,為國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展保駕護航。