互联网普及与企业费用粘性

李百兴 赵庆庆 张黎群

【摘 要】 以2011—2021年A股上市公司为样本，检验互联网普及对企业费用粘性的影响。研究发现，互联网普及可以显著降低企业的费用粘性。机制分析发现，互联网普及通过降低企业的资源调整成本、缓解股东和管理层代理冲突以及降低管理层乐观预期进而降低费用粘性。进一步研究发现，当企业规模较小和机构投资者持股比例较低时，互联网普及对费用粘性的降低作用更加显著。本研究结论丰富了互联网普及经济后果及企业费用粘性影响因素的相关文献，为企业优化资源配置、提高成本费用管理效率以及為我国进一步强化互联网基础设施建设提供了经验证据。

【关键词】 互联网普及； 费用粘性； 资源调整成本； 代理冲突； 管理层乐观预期

【中图分类号】 F234.3  【文献标识码】 A  【文章编号】 1004-5937（2023）16-0015-09

一、引言

自20世纪90年代我国正式接入国际互联网以来，越来越多的计算机和终端设备互通互联。在互联网普及的大背景下，我国将互联网和信息技术相关的发展战略提升至国家战略层面，推进互联网赋能经济高质量发展。2016年《国家信息化发展战略纲要》指出，要充分发挥信息化的引领和驱动作用，促进供给侧结构性改革，利用互联网和信息技术优化资源要素配置。党的二十大报告指出，要构建全国统一大市场，深化要素市场化改革。2023年《中国互联网络发展状况统计报告》显示，截至2022年12月，我国互联网普及率达75.6%。互联网的普及打破了地区间的市场分割，有助于促进生产要素在全国范围内畅通流动，进一步降低市场交易费用和成本。我国企业长期存在着成本费用高企的现象，而互联网的普及对于提供及时准确的信息、破除生产要素流通障碍，降低企业的生产经营费用具有重要作用。因此，研究如何利用互联网和信息技术提高企业内部费用管理效率，优化资源要素配置就成为财务和会计领域的重要研究课题之一。

费用粘性是企业成本费用与销售量增减变化的不对称现象，是企业资源是否能根据业务量进行有效配置的直观表现。现有研究将费用粘性的动因归集为资源调整成本、股东和管理层代理冲突以及管理层乐观预期三个方面[1-3]。互联网普及能够降低交易成本和减少资源错配，有助于企业灵活地削减闲置资源，降低费用粘性；此外，互联网的发展促进了信息流动，能够缓解股东与管理层之间的信息不对称，进而降低费用粘性；最后，互联网普及能够满足管理层对于及时准确信息的需求，有助于提高管理层对未来业务预期的准确度，从而降低费用粘性。

基于此，以2011—2021年沪深A股上市公司为研究样本，检验互联网普及对微观企业费用粘性的影响。研究贡献在于：（1）丰富了互联网普及的经济后果研究，从微观视角研究了互联网基础设施建设对企业费用管理决策的影响。（2）丰富了企业费用粘性的影响因素研究，着眼于互联网普及这一宏观视角，拓展了企业所处的外部环境对费用粘性的影响研究。

二、文献回顾与研究假设

（一）文献回顾

已有关于互联网普及的研究主要从宏观和微观两个方面进行分析。从宏观层面来看，互联网的普及能够促进经济增长。Czernich et al.[4]研究发现，宽带基础设施建设能够促进国家经济增长。Choi[5]发现，互联网的普及降低了贸易的运输、搜寻和交流成本，能够促进国际贸易实施。黄群慧等[6]发现，互联网与产业的深度融合，促进了生产率的显著提升。互联网的普及还能够促进契约双方的信息流动，减弱劳动力市场的信息不对称程度，增加失业者再就业的机会。此外，互联网普及能够减少收入差距和消费差距等，进一步提高居民收入及生活消费水平。从微观企业视角来看，互联网普及能够降低企业的内外部交流成本和信息搜寻成本，提高企业经济绩效[7]。Clemons et al.[8]发现，互联网为契约双方在需求或供应方面进行交流和共享信息提供了有利条件。互联网的发展加速了信息的流动，投资者通过网络平台与企业进行信息沟通，能够降低企业内外部的信息不对称程度，提高资本市场信息效率。Drake et al.[9]发现，互联网平台能够降低企业与投资者之间的信息不对称程度。互联网普及还能发挥外部治理的作用。各种网络平台的迅速发展，增加了企业的曝光度和网民的关注度，管理者会进行更为准确、透明的信息披露[10]。

Anderson et al.[1]首次验证了美国上市公司存在成本费用粘性的现象，之后的研究将费用粘性的动因归类为三个因素，即资源调整成本、股东和管理层代理冲突以及管理层乐观预期。首先，资源调整成本。企业对资源进行处置或投入时会发生调整成本，调整成本包括合同成本、招聘员工的相关成本以及解雇员工的遣散成本等。由于调整成本的存在，企业不愿意削减核心项目资源，当企业业务量下降时，管理层倾向于做出不削减成本的决策。Anderson et al.[1]发现，依赖人力资本和实物资产的企业其成本粘性更强。Banker et al.[11]发现雇员保护制度的完善促进了企业人力资本粘性的提升。其次，股东和管理层的代理冲突。由于经营权和所有权的分离，企业内外部存在着信息不对称，管理层有更多机会谋求私利从而增加费用粘性[2]。管理者权力能够显著增加企业的费用粘性水平[12]，而高管纵向兼任[13]、管理层的向上盈余管理动机[14]以及机构投资者持股[15]等均能够降低企业费用粘性。最后，管理层乐观预期。当管理人员认为销售量的下降是暂时的，预期未来销售收入会增加时，决定保留未使用的资源则会产生费用粘性。已有研究发现，在宏观经济增长期间和行业的成长性较高时，企业表现出更大的成本费用粘性[1]。而需求不确定性[16]等也能够增加企业的费用粘性水平。

（二）研究假设

根据费用粘性成因的理论观点，互联网普及对费用粘性的影响可从下述三个方面进行分析：

1.互联网普及能够降低企业的资源调整成本，降低费用粘性。互联网将资本、劳动力等信息容纳进海量存储的网络之中，解除了企业资源调整的时间限制和空间约束，有助于提高企业调整资源的速度。例如，网络平台汇集了大量交易方的信息，企业可以根据需求通过直接与供应商或求职者进行沟通达成协议。互联网使万物互通互联，能够打破企业与交易方之间的信息壁垒[17]，降低资源调整时发生的信息搜寻成本、交易协调成本和合同额外成本等，有助于管理者以较低的成本获取企业需要的项目资源，降低资源调整时发生的成本。当销售量下降时，企业可以灵活地缩减资源配置，而当销售形势好转时，企业又能够及时配置恢复生产规模所需要的资源。因此，互联网普及带来的较低的调整成本有助于企业及时根据市场需求调整资产存量，降低费用粘性。

2.互联网普及能够缓解股东与管理层的代理冲突，降低费用粘性。一方面，互联网的发展为管理层与股东之间的网络沟通创造了条件。企业能够通过官方网站或借助其他互联网平台等将经营情况和调整决策及时告知股东，股东可以通过登录企业网站、关注企业的微信公众号和微博等方式，查询与企业有关的各种信息，从而有助于缓解股东和管理层之间的信息不对称，降低二者的代理冲突。另外，企业的信息更多地曝光在互联网上，有助于投资者将企业的费用决策与行业中的其他企业及企业自身进行横纵对比，提高投资者对管理层的监督效率。另一方面，在互联网时代，庞大的网民群体还能够有效地发挥外部治理的作用[10]。为了避免遭受舆论压力和声誉损失，管理层会提高管理决策的有效性，更多地基于数据分析进行资源调整，减少出于个人私利而实施的盲目并购、保留过多无用资源等扩大自身权利的机会主义行为，进行有利于企业价值最大化的资源调整配置。在销售量下降时，管理层的费用决策更多地从企业的角度出发[2]，及时削减冗余资源，降低企业的费用粘性。

3.互联网普及能够抑制管理层乐观预期，降低费用粘性。互联网的普及为管理层准确获取企业未来的业务发展信息提供了有效途径。管理层能够通过互联网或第三方数据平台等获取宏观经济发展趋势、产业资讯、行业分析报告等，捕捉和分析行业的未来发展信息[17]。同时，管理层在企业内部运用信息技术手段实现对费用的动态监控，进一步分析各部门的产品生产与销售等信息，有助于管理层准确评估企业未来的销售和需求，避免产生乐观预测偏差。当企业的销售量下降时，管理层会依据数据分析结果对市场发展进行理性判断，灵活地调整闲置资源，降低企业的费用粘性。

基于以上分析提出假设1。

H1：互联网普及有助于降低企业费用粘性。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

由于国家统计局从2011年开始披露互联网宽带接入用户数据，因此，选择2011年作为样本期间的起始年份。本文以2011—2021年A股上市公司作为初始样本，剔除金融行业样本和数据缺失值后，最终获得30 063个公司一年度观测值。为控制极端值的影响，对连续变量进行上下1%的缩尾处理，并对回归的标准误在公司层面进行聚类。互联网普及数据取自国家统计局，其他数据均来自CSMAR数据库。

（二）模型构建与变量选取

参考Anderson et al.[1]、梁上坤[15]的研究，构建回归模型1：

Ln SGA=β0+β1Ln Rev+β2D×Ln Rev+β3D×Ln Rev×

Internet+β4Internet+β5D×Ln Rev×Economicvars+

β6Economic_vars+β7Size+β8Lev+β9ROA+β10Growth+

β11Age+β12Top1+β13Mngmhold+β14DUAL+β15Indep+

β16Big4+∑Year+∑Industry+∑Province+ε （1）

上述模型中的各變量解释如下：

1.因变量：费用变动（Ln SGA），参考侯晓红等[12]的研究，采用当年销售费用和管理费用的和与上年销售费用和管理费用的和之比的自然对数度量。

2.自变量：收入变动（Ln Rev），采用当年营业收入与上年营业收入之比的自然对数度量；D表示收入下降，若当年营业收入较上年营业收入下降时，D取值为1，否则为0。模型1中，D×Ln Rev的回归系数β2代表费用粘性，若β2显著为负，则说明样本企业存在费用粘性现象。互联网普及（Internet），参考包耀东等[7]、上官泽明等[18]的研究，使用上市公司所在省份互联网宽带接入用户占所有省份互联网宽带接入用户的比例来衡量。Internet越大，表明企业所在地区互联网普及的程度越高。本文预测，核心变量费用粘性与互联网普及的交乘项（D×Ln Rev×Internet）的系数β3显著为正，即互联网普及会降低企业的费用粘性。

3.控制变量：参考Anderson et al.[1]的研究，选取四大经济因素变量（Economic_vars）作为控制变量，并与收入变动（Ln Rev）及收入下降（D）做交乘项，控制其对费用粘性的影响。具体包括：固定资产密集度（Aintensity），等于年末资产总额除以当年营业收入；人力资本密集度（Eintensity），等于当年员工总人数除以当年营业收入（百万元）；GDP增长率（GDPgrowth），等于我国当年GDP较上年的增长率；连续两年收入下降（Succdec），若营业收入连续两年下降取1，否为0。本文还控制了其他变量：企业规模（Size），等于年末资产总额取自然对数；资产负债率（Lev），等于年末负债总额除以年末资产总额；总资产收益率（ROA），等于当年净利润除以年末资产总额；业务收入增长率（Growth），等于当年与上年业务收入的差除以上年业务收入；公司年龄（Age），等于当年年份减去公司成立年份后取自然对数；股权集中度（Top1），等于年末第一大股东持股数量除以发行在外的总股数；管理层持股比例（Mngmhold），等于年末上市公司管理层持股数量除以发行在外的总股数；两职合一（DUAL），若董事长和总经理是同一人取1，否为0；独立董事比例（Indep），等于独立董事人数除以董事会总人数；是否“四大”审计（Big4），若公司当年被“四大”事务所审计取1，否为0；年度固定效应（Year）、行业固定效应（Industry）和省份固定效应（Province）。

四、实证结果分析

（一）描述性统计

表1列示了变量的描述性统计结果。样本企业费用变动（Ln SGA）的均值为0.090，中位数为0.086，收入变动（Ln Rev）的均值为0.113，中位数为0.104，说明企业的收入被成本大幅挤占，这与赵李曼[14]的发现基本一致。互联网普及（Internet）的最小值为0.004，最大值为0.110，表明虽然互联网在我国得到迅速的发展和普及，但仍存在一定的地区差异。

（二）回归结果分析

互联网普及对费用粘性的回归结果如表2所示。其中，列（1）仅包含收入变动（Ln Rev）和费用粘性（D×Ln Rev）两个变量，费用粘性变量的系数为-0.285，在1%水平上显著，表明上市公司中普遍存在费用粘性现象。列（2）是加入互联网普及（Internet）和互联网普及交乘项（D×Ln Rev×Ln ternet）的检验结果，互联网普及交乘项（D×Ln Rev×Internet）的系数为1.626，且在1%的水平上显著。列（3）显示了加入所有控制变量后的回归结果，互联网普及交乘项（D×Ln Rev×Internet）的系数为0.957，且在5%的水平上显著，表明互联网普及与费用粘性呈显著负相关关系，即互联网普及有助于降低企业的费用粘性。H1得到验证。

（三）稳健性检验

为使研究结论更具可靠性，本文从以下三个方面进行稳健性检验。因篇幅限制，结果备索。

1.固定效应模型

考虑到公司层面的遗漏变量问题可能产生的影响，本文进一步控制个体固定效应进行重新检验。回归结果表明，在加入以上所有控制变量后，互联网普及交乘项（D×Ln Rev×Internet）的系数为1.072，且在5%的水平上显著，表明互联网普及与费用粘性之间存在显著负相关关系，与主回归结果一致。

2.替换变量

为进一步保证本文结果的稳健性，使用企业所在省份的互联网宽带接入端口占所有省份互联网宽带接入端口的比例作为互联网普及的替代变量（Interport），Interport越大，表明互聯网普及程度越高。回归结果表明，互联网普及交乘项（D×Ln Rev×Interport）的系数为1.027，且在5%的水平上显著，结果稳健。

3.核心解释变量滞后一期

考虑到互联网普及影响可能存在一定的滞后性，本文将核心解释变量滞后一期得到互联网普及滞后期（L.lnternet）并进行重新回归。回归结果表明，互联网普及滞后期交乘项（D×Ln Rev×L.Internet）的系数为0.922，且在5%的水平上显著，结果稳健。

五、机制检验

（一）股东和管理层代理冲突

根据前文分析，互联网普及能够为管理层与股东之间的网络沟通创造条件进而缓解股东和管理层之间的信息不对称，此外，管理者在庞大的网民群体的监督下，能够减少个人的自利行为，从而缓解股东与管理层的代理冲突，降低企业费用粘性。借鉴Chen et al.[2]的研究思路，采用分组回归的方法对互联网普及与企业费用粘性之间的影响机制进行检验。参考刘胜强等[19]的研究，使用管理费用率（Mfee），即当年管理费用与当年营业收入之比，度量股东和管理层之间的代理冲突。将所有样本按照Mfee的行业年度中位数分为股东和管理层代理冲突较大组与较小组，即当企业的Mfee高于行业年度中位数时，认为其股东与管理层之间的代理冲突较大，反之则较小。将两组样本分别按照模型1进行回归，并比较两组回归中交乘项D×Ln Rev×Internet的系数是否存在显著差异。

股东和管理层代理冲突的分组回归结果列示于表3列（1）—列（2）。结果表明，当企业的股东和管理层代理冲突较大时，交乘项D×Ln Rev×Internet的估计系数为1.114，且在1%的水平上显著，即互联网普及能够显著降低费用粘性；当企业的股东和管理层代理冲突较小时，交乘项D×Ln Rev×Internet的估计系数为0.588，但不显著。上述结果表明，当股东和管理层代理冲突较严重时，互联网普及对费用粘性的降低作用更加显著，即互联网普及能够通过缓解股东与管理层之间的代理冲突而降低费用粘性。

（二）资源调整成本

根据前文分析，企业所处地区的互联网普及程度越高，企业就越能够利用互联网普及带来的信息和资源优势，更加灵活地增减企业所需资源，降低资源调整时发生的成本，进而降低企业的费用粘性。参考李鹤尊等[20]的研究，使用固定资产密集度（Aintensity）度量企业的资源调整成本，并将所有样本按照Aintensity的行业年度中位数分为资源调整成本较高组和较低组，即当企业的Aintensity高于行业年度中位数时，认为其资源调整成本较高，反之则较低。将两组样本分别按照模型1进行回归，并比较两组回归中交乘项D×Ln Rev×Internet的系数是否存在显著差异。

资源调整成本的分组回归结果列示于表3列（3）和列（4）。结果显示，当企业的资源调整成本较高时，交乘项D×Ln Rev×Internet的估计系数为1.257，且在1%的水平上显著；当企业的资源调整成本较低时，交乘项D×Ln Rev×Internet的估计系数为1.299，且在5%的水平上显著。上述结果表明，当企业的资源调整成本较高时，互联网普及对企业费用粘性的降低作用更加显著，即互联网普及能够通过降低企业的资源调整成本而进一步降低费用粘性。

（三）管理层乐观预期

根据前文分析，互联网普及程度越高，管理层越能够通过互联网或第三方数据平台等捕捉和分析行业的未来发展信息，并通过在企业内部运用信息技术手段实现对费用的动态监控，进而准确评估企业未来的销售和需求，避免产生乐观预测偏差，进而降低企业的费用粘性。参考梁上坤[21]的研究，使用管理层相对薪酬（Relativesalary）度量管理层乐观预期，即董监高前三名薪酬总额与管理层薪酬总额之比，并将所有样本按照Relativesalary的行业年度中位数分为管理层乐观预期程度较高组和较低组，即当企业的Relativesalary高于行业年度中位数时，认为其管理层乐观预期程度较高，反之则较低。将两组样本分别按照模型1进行回归，并比较两组回归中交乘项D×Ln Rev×Internet的系数是否存在显著差异。

管理层乐观预期的分组回归结果列示于表3列（5）和列（6）。结果显示，当企业的管理层乐观预期程度较高时，交乘项D×Ln Rev×Internet的估计系数为1.126，且在1%的水平上显著；当企业的管理层乐观预期程度较低时，交乘项D×Ln Rev×Internet的估计系数为0.533，且不显著。上述结果表明，当管理层乐观预期程度较高时，互联网普及对企业费用粘性的降低作用更加显著，即互联网普及能够通过抑制管理层乐观预期而进一步降低费用粘性。

六、进一步分析

（一）机构投资者持股的异质性分析

机构投资者在公司经营管理中扮演着重要的角色。机构投资者能够直接参与企业的财务战略、发展战略等重大决策的制定，有助于管理层更准确地预测未来的销售需求，同时可以积极监督企业的管理层，约束管理层的机会主义行为。当机构投资者持股比例较低时，机构投资者的外部监督作用较弱，此时互联网普及可能会更大程度地发挥作用，对费用粘性的降低作用更强；当机构投资者持股比例较高时，机构投资者的外部治理作用更强，能够更好地监督管理层，互联网普及对费用粘性的降低作用可能较弱。使用证券投资基金持股数除以当年总股数度量机构投资者持股比例（Institution），机构投资者持股比例越高，说明企业的外部监督力度越强。将所有样本按照机构投资者持股比例的行业年度中位数进行分组，分别按照模型1进行回归。表4列（1）和列（2）报告了当机构投资者持股比例不同时，互联网普及对费用粘性的影响。结果表明，当机构投资者持股比例较高时，D×Ln Rev×Internet的系数为0.526，且不显著，互联网普及与费用粘性之间不存在显著相关关系；当機构投资者持股比例较低时，D×Ln Rev×Internet的系数为1.375，在1%的水平上显著，互联网普及与费用粘性呈显著负相关关系。以上结果表明，当机构投资者持股比例较低时，互联网普及对费用粘性的降低作用更加显著。

（二）企业规模的异质性分析

企业规模是影响互联网普及发挥作用的重要企业特征因素。企业规模较大表明企业的资源条件较好，管理层能够根据生产销售所需而灵活配置资源。大规模的企业更加注重企业成本费用的科学管理，有动机从多种渠道获取未来行业发展趋势等信息，并根据市场需求和产品销量对企业未来业务发展进行准确预期。此外，规模较大的企业更容易受到资本市场的关注，有助于缓解股东与管理层之间的信息不对称，进而降低二者的代理冲突。然而，规模较小的企业在资源获取与配置、科学费用管理以及内外部信息沟通等方面存在较大的限制。因此，当企业规模较大时，互联网普及对费用粘性的降低作用可能较弱；当企业规模较小时，互联网普及对费用粘性的降低作用可能更强。使用年末资产总额的自然对数度量企业规模（Size），并将所有样本按照Size的行业年度中位数分为企业规模较大组和较小组，分别按照模型1进行回归。表4列（3）和列（4）报告了当企业规模不同时，互联网普及对费用粘性的影响。结果表明，当企业规模较大时，D×Ln Rev×Internet的系数为-0.573，且不显著，互联网普及与费用粘性之间不存在显著相关关系；当企业规模较小时，D×Ln Rev×Internet的系数为1.628，在1%的水平上显著，互联网普及与费用粘性呈显著负相关关系。以上结果表明，当企业规模较小时，互联网普及对费用粘性的降低作用更加显著。

七、结论与启示

本文研究了互联网普及对企业费用粘性的影响。以2011—2021年A股上市公司为样本发现，互联网普及有助于降低费用粘性。机制检验表明，互联网普及通过降低企业的资源调整成本、缓解股东和管理层代理冲突以及降低管理层乐观预期，进而降低费用粘性。进一步分析发现，当企业规模较小以及机构投资者持股比例较低时，互联网普及对费用粘性的降低作用更加显著。本研究揭示了互联网发展对微观企业费用管理决策的影响，为企业运用互联网技术提升资源配置效率，实现高质量发展提供了经验证据。

从本文的研究结论中主要得到如下启示：首先，企业应重视互联网技术的应用，进一步完善内部费用管理。依托互联网和信息技术产生的海量信息和数据，企业应优化传统的成本费用管理模式。通过网络平台等互联网渠道，整合所需资源，灵活调整企业的成本费用配置项目，提升企业成本费用的精细化管理水平。其次，投资者应充分认识到互联网和信息技术的积极作用，利用网络优势更为准确地评估企业成本费用管理决策的效率。互联网能够提供多重信息获取渠道，增加信息沟通效率，而投资者应利用好互联网这一工具，提高与企业的沟通和监督效率，助推企业实现高质量发展。最后，政府应加强互联网技术的普及，鼓励和引导企业加强应用信息技术。通过加强互联网发展和信息技术基础设施的建设，积极推动地区的互联网普及程度，促进互联网普惠全民。政府也应引导企业将大数据、云计算、“互联网+”等新兴技术运用于业务经营，促进互联网与企业业务的融合发展，助力企业降本增效，实现转型升级。

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