成本粘性对制造企业绩效的影响——基于产权异质性视角

周礼勇,杨洪涛

(西南林业大学 会计学院,云南 昆明 650224)

2022年12月,中央工作经济会议指出,“当前我国经济恢复的基础尚不牢固,需求收缩、供给冲击和预期转弱三重压力仍然较大,外部环境动荡进一步加深对我国经济的影响”[1]。随着我国经济发展进入新常态,制造企业面临着愈加复杂的内外部环境和激烈的市场竞争,实施有效的成本管理越来越重要。利润空间变小迫使企业开始寻找新的发展空间和利润增长点,朝着“降本增效”和“精益管理”的方向转变,要求强化管理会计工具应用。成本费用分析是开展企业绩效评价的基础和前提,在销售收入确定的情况下,成本费用增加会“侵蚀”企业既有的经营成果,减少上市公司的股东盈余。因此,系统、深入地开展成本费用对企业绩效的影响研究,具有重要的理论价值和实践意义。

一、成本粘性与企业绩效

(一)成本粘性

1.成本粘性的存在性

在传统的成本性态理论中,成本被描述为受作业量支配的固定或可变支出,随着活动驱动因素的变化而按一定比例变动。传统成本性态模型的表达式为Y=α+βX,其中:Y表示成本总额,α为固定成本,β为单位变动成本,X为业务量水平。对该式两边求导,得出:dY/dX=β,即:当业务量上升1%时,成本增加β%;当业务量下降1%时,成本减少β%。可见,该模型假定随着业务量变化,成本总额按确定比例变动而不受业务量变化方向的影响,但忽略了管理者在企业经营决策中的能动作用。传统成本性态理论的线性假设很可能是不准确的,因为当期业务量变化并不是成本变化的唯一因素。

Anderson、Banker和Janakiraman以美国上市公司为研究样本,首次证实了销售费用、一般费用和管理费用的粘性特征[2]。孙铮、刘浩借鉴了他们的研究方法,最先证实我国上市公司存在费用(营业费用及管理费用)粘性现象。后续研究表明,我国上市公司的营业成本和总成本(主营业务成本及期间费用)具有粘性特征,其中制造业企业的成本粘性最明显。

2.成本粘性的影响因素

关于成本粘性的成因,国外学者主要从调整成本观、管理层预期以及委托代理问题等方面进行探讨,国内学者大都引用孙铮和刘浩所总结的“三种学说”[3],即契约观、效率观和机会主义观。Calleja等学者发现,资本密集度和劳动力密集度能增强成本粘性,不同国家间的劳动力市场特征也会对成本粘性产生影响。除家电和石油化工行业外,成本粘性与检验期的长度正相关[4],但资本密集度和宏观经济增长对成本粘性的增强效果并不明显,特定情形下的经理层自利行为则会降低成本粘性程度。

(二)成本粘性对企业绩效的影响

绩效评价是企业计划与控制的重要内容。成本和费用都是企业经营资源的耗用,属于企业绩效评价的重要部分。研究发现,成本粘性对企业绩效、盈余预测准确性[5]、经营管理决策和最终的盈利水平都会产生影响。到目前为止,关于成本粘性对企业绩效的影响,理论界主要有两种观点。

战略成本观认为,当企业经营环境不确定性较大时,为应对不时之需而持有的承诺资源(Committed Resources)能够帮助企业抓住发展机会,缓解外部环境变化对企业造成的冲击,提高管理层决策的准确性,从而对企业业绩产生正向的促进作用[6-7]。成本粘性是管理层战略选择与决策的结果,战略成本观是管理者能力的重要组成部分。Baumgarten等学者发现,与费用控制不佳的企业相比,那些费用控制良好的企业存在的成本粘性有助于增加预期盈利。权小锋等认为,在“员工关爱”文化中劳动力成本粘性通过促进全要素生产率的提升,促进公司绩效增长[8]。为保证企业经营持续、稳定,管理者倾向于跟客户或供应商建立长期契约关系,以避免在市场需求增长时错失良机。

机会主义观认为,在两权分离的制度下股东追求企业价值最大化,管理层则更关注职位、薪酬和其他福利,他们的利益难以协调一致。管理者为追求自身利益最大化而损害公司利益的行为就是管理层机会主义行为。王珏等学者以Tobin Q值作为企业价值的替代变量,研究发现成本粘性与企业价值显著负相关[9]。薛维军指出成本粘性不利于企业短期绩效的提高[10]。过高的成本粘性会降低资源利用率,影响企业绩效。当产品销量增长时,管理层会投入更多的经营资源扩大生产规模,希望进一步提高企业业绩继而获得更高的职位、更优厚的报酬和福利待遇;当产品销量下降时,管理层会尽可能地维持所能控制的现有资源,减少投资决策。因此,管理层的机会主义行为不利于企业绩效或价值的提高。

基于上述理论和分析,提出假设H1和H2:

H1:成本粘性能够显著地促进企业绩效。

H2:成本粘性能够显著地降低企业绩效。

二、研究设计

(一)样本选择与数据来源

为了使样本具有代表性,本文选取2011—2021年云南省22家制造业上市公司的报表数据,并进行筛选:(1)剔除ST、*ST和金融类上市公司;(2)剔除研究期间相关数据缺失的样本;(3)剔除不符合使用Weiss模型计算成本粘性的条件(要求样本公司当年的收入与成本同向变动)的数据,最终得到173个有效样本观测值,所有样本数据均来自CSMAR数据库,并主要利用Stata16.0软件进行数据处理。

(二)成本粘性的测度

目前,学界测度成本粘性主要利用Anderson等学者构建的经验模型(ABJ模型)[2]或Dan Weiss[5]提出的直接测度法(Weiss模型)。Weiss模型是从企业层面衡量成本粘性,以样本公司的季度数据为基础,根据最近的季度销售额下降时的成本降低比率与销售额增长时的成本增加比率之间的差值来测算单个样本公司的成本粘性程度。本文选用Weiss模型测算成本粘性,计算公式为:

p,q∈{t,...,t-3}

(三)变量定义及模型构建

1.被解释变量

被解释变量是企业绩效(Roa或Roe)。企业绩效是一定时期内企业经营效益及成果的综合反映。有效提升经营绩效向来是企业的现实需求,也是利益相关者的殷切希望。衡量企业绩效,主要有Tobin-Q值、每股盈利(EPS)等市场类指标和总资产收益率(Roa)、净资产收益率(Roe)、总资产报酬率(TAR)等财务类指标。本文参考葛尧的做法[7],选择总资产收益率(Roa)来衡量企业绩效,其值越高,表明企业绩效表现越好。为检验模型回归结果的可靠性,选择净资产收益率(Roe)进行稳健性检验。

2.解释变量

解释变量是成本粘性(Sticky)。样本公司的成本粘性水平通过Weiss模型计算所得。当Stickyi,t≠0时,表明存在成本粘性;当Stickyi,t>0时,表现为成本粘性;当Stickyi,t<0时,表现为成本反粘性。Sticky的绝对值越大,表明成本粘性或反粘性程度越大。

3.控制变量

公司绩效是企业经营的重要目标,受多种因素的影响。为避免其他因素对企业绩效的影响,借鉴何玉等学者的方法[6],本研究选用公司规模(Size)、财务杠杆(Lev)、现金流比率(Cash)、公司成长性(Growth)、固定资产占比(Fixed)、股权制衡度(Balance)作为控制变量,还考虑到样本公司的上市年限(Age)、产权性质(State)和年份(Year)的影响。具体变量定义见表1。

表1 变量定义

4.模型设定

为减少个体差异的影响,本文采用固定效应模型进行面板数据回归分析。

为验证H1和H2,构建模型(1):

Roai,t=β0+β1Stickyi,t+β2Sizei,t+β3Levi,t+β4Cashi,t+β5Growthi,t+β6Fixedi,t+β7Balancei,t+β8Agei,t+β9Statei,t+∑Year+εi,t

(1)

为进行稳健性检验,构建模型(2):

Roei,t=β0+β1Stickyi,t+β2Sizei,t+β3Levi,t+β4Cashi,t+β5Growthi,t+β6Fixedi,t+β7Balancei,t+β8Agei,t+β9Statei,t+∑Year+εi,t

(2)

三、实证检验与分析

(一)描述性统计

主要变量的描述性统计结果如表2所示。企业绩效(Roa)均值为0.030,最小值为-0.234,最大值为0.252,说明样本公司之间的经营绩效表现存在较大差异。成本粘性(Sticky)均值为0.136,最小值为-3.562,最大值为6.111,即在样本总体中当业务量每增加或减少1%时,成本增加或减少的平均差额为13.6%,说明云南省制造业上市公司普遍存在成本粘性现象,且样本公司间的成本粘性程度差异较大。资产负债率(Lev)均值为0.456,低于60%,总体处于较合理的水平,最小值为0.048,最大值为0.952,样本公司之间的差异较大。现金流比率(Cash)均值为0.042,中位数为0.050,表明大部分样本公司具有良好的财务弹性,持续经营能力较强。营业收入增长率(Growth)标准差为0.593,最小值为-0.575,最大值为5.009,说明样本公司的成长性差异较大。固定资产占比(Fixed)均值为0.286,数值较大,表明制造业上市公司拥有较多的机器设备。股权制衡度(Balance)均值为0.709,最小值为0.027,最大值为2.871,说明样本公司的股权制衡情况差异较大。

表2 描述性统计

(二)相关性检验

针对模型中的主要变量进行Pearson相关系数检验,如表3所示。检验结果表明,企业绩效(Roa)与成本粘性(Sticky)显著负相关,说明成本粘性对企业绩效具有负向作用,初步验证了假设H2。企业绩效与现金流比率(Cash)、营业收入增长率(Growth)、股权制衡度(Balance)显著正相关,与财务杠杆(Lev)、固定资产占比(Fixed)显著负相关,符合一般经济规律。另外,利用VIF进行共线性诊断时,结果显示各解释变量的VIF值均小于5,说明不存在严重的多重共线性问题。

表3 Pearson相关系数

(三)回归结果及分析

从表4可以看出,成本粘性(Sticky)的回归系数为-0.01,且在1%的水平下显著,说明成本粘性对企业绩效具有显著的负向作用。假设H2得以验证,也就是说,企业管理层更多是出于自利动机而非基于战略成本视角做出成本调整决策。管理层自利导致的成本粘性不利于企业绩效的提升。另外,控制变量均在不同的显著性水平下通过了显著性检验。公司规模(Size)、现金流比率(Cash)和营业收入增长率(Growth)与企业绩效显著正相关,说明经营规模和成长潜力更大、现金流比率更高的企业的绩效更佳;资产负债率(Lev)、固定资产占比(Fixed)、股权制衡度(Balance)和上市年限(Age)与企业绩效显著负相关,说明资本结构、资产结构、股权制衡情况和上市年限均对企业绩效存在不同程度的影响。为检验成本粘性与企业绩效的关系是否受产权性质影响,课题组将所有样本分为国有企业和非国有企业样本,然后进行分组回归。结果显示,国有企业样本中成本粘性与企业绩效的回归系数为负,但不具有统计意义上的显著性;非国有企业样本中成本粘性与企业绩效在5%的水平下显著负相关。与国有企业相比,在非国有企业中成本粘性与企业绩效的负相关关系更显著。

表4 回归分析及分组检验

(四)稳健性检验

为保证研究结论的可靠性,借鉴何玉等学者和葛尧的研究方法[6-7],用净资产收益率(Roe)替代总资产收益率(Roa)进行稳健性检验。净资产收益率或股东权益报酬率反映企业资本营运的综合效益,是衡量上市公司盈利能力的重要指标。将净资产收益率(Roe)作为被解释变量重新估计成本粘性对企业绩效的影响,研究表明成本粘性(Sticky)的回归系数为负且在5%的水平下显著,表明成本粘性程度与净资产收益率(Roe)显著负相关,控制变量均在不同程度上显著。基于产权性质差异的分组检验结果显示,国有企业样本中成本粘性与净资产收益率(Roe)的负相关关系不显著,而非国有企业样本中成本粘性与净资产收益率(Roe)的回归系数在5%水平下显著。因此,全样本回归和分组检验结果均表明采用不同的企业绩效衡量指标,回归结果与前文无实质性差异,研究结论仍然稳健。

四、建 议

随着我国经济发展进入新常态,制造企业迎来了良好的发展机遇,也面临更多的经营风险和挑战。管理者的职业操守和经营决策对企业的成长至关重要。管理层应重视成本粘性对成本决策和经营绩效的影响。在企业信息化、数字化和智能化的发展背景下,管理者要深入研究成本粘性问题,准确把握成本粘性的成因及作用机制,审慎分析成本粘性的影响因素和经济后果,优化成本调整决策和经营资源配置结构,促使成本管理决策由机会主义观向战略成本观转变,让成本粘性对企业降本增效和高质量发展产生积极作用。