企业成本结构对短期成本决策的影响
2016-10-08胡鹰
胡鹰
中图分类号：F234.3 文献标识码： A 文章编号：1002-5812（016）12-0046-04
摘要：本文实证研究显示企业长期决策将影响企业的成本结构，这一成本结构将决定企业短期内可调控成本的空间，进而造成企业成本变化与企业经营活动不成比例的变化，而成本变化的这一固有特征将影响到Anderson等（2003）对数模型研究结论的稳健性。本文的研究表明如果不能有效控制企业长期决策对企业短期决策的约束，将不能有效阐述企业短期决策行为的规律性。
关键词：成本粘性 成本结构 管理层决策
一、引言
按照通常的逻辑，企业成本是其经营活动的函数，当企业经营活动扩张时企业的成本随之增加，而企业经营活动收缩时企业成本随之降低。越来越多的理论研究者和实践工作者注意到，企业成本与经营活动之间的非线性关系，成本随经营活动收缩而降低的速度要慢于随经营活动扩张而增加的速度，人们将此称之为成本粘性。成本粘性的研究引发了广泛关注，因为企业作为一个系统，其经营活动的开展取决于环境的变化，而环境变化将影响到企业的管理者做出有针对性的资源配置调整，相关的决策逻辑和资源配置效率是管理会计关注的一个核心问题。更具体地来看成本粘性研究关注的基本问题是，在当期营业收入受到冲击的情况下，企业管理者如何进行成本管理，主要包括营业成本、管理费用、财务费用和销售费用等的调整，其调整行为是否使企业短期成本的变化表现出成本粘性特征。
那么成本粘性存在的基础到底是什么，为什么成本随经营活动的变化，在扩张和收缩时表现出非对称的特征，或者说是企业技术条件等客观原因所致，还是企业管理者的主观能动性所主导。本文研究目的是通过实证研究方法分析企业的成本粘性特征，通过经验数据分析企业的成本决策进而考察企业在环境变化时所表现出的柔性，并进一步观察这一特性随行业环境、企业特征以及时间维度的变化而存在的差异。本文的研究依然延续这一领域研究的主要特点，借鉴Anderson等（2003）的“对数-对数”模型，借助属性变量以检验企业成本粘性假说。
二、文献回顾和分析性研究
（一）文献回顾
成本粘性的基础理论起源于德国，Noreen和Soderstorm（1997）通过一个小样本实证检验了这一现象。相关研究正式起源于Anderson等（2003），他们的文章正式突破理论探讨而进入大样本检验成本粘性阶段，他们的研究方法成为了随后这一领域研究的主流方法。在他们的研究设计中，以企业总成本的对数作为自变量，营业收入的对数作为因变量进行回归分析。从他们的回归分解结果来看，企业的总成本在企业经营活动（以营业收入为代理变量）扩张时增加的幅度显著大于在企业经营活动收缩时的减少的幅度。Anderson等（2003）将此解释为企业管理者仔细思维后决策的结果，成本的这种敏感性差异是由于企业管理者需要考虑资源再配置所涉及调整成本的高低，以及在需求持续下降时所引发的原材料投入下降和用工减少都需要时间和频繁调整给企业带来的影响，由此导致企业成本变动中表现出的成本粘性特征。
Anderson等（2003）的研究掀起了这一领域研究的热潮，他们所采用的方法为后续研究深入分析企业管理者有关企业成本管理的决策行为提供了研究思路和方法指导。此后一大批研究尝试将成本粘性研究的结论予以推广。如Anderson等（2004）、Calleja等（2006）基于劳动力市场变化冲击研究了企业的成本粘性问题。近期也有些研究关注个别国家的成本粘性，如He等（2010）对日本的相关问题的研究，Uy（2011）对菲律宾的相关问题的研究，Yukcu和Ozkaya（2011）对土耳其的相关问题的研究，这些文献都主要关注企业总成本所表现出的成本粘性特征。Banker等（2013）将国家之间企业成本波动性的差异归因于各个国家的法制和社会环境。其他的一些文献则认为企业产能的利用率（Balakrishnan，2004），成本在企业经营中的重要性（Balakrishnan和Gruca，2008），盈余管理的动机（Dierynck等，2012），公司治理（Chen等，2012），以及销售波动的特点（Banker等，2010）是导致企业成本与企业营业收入之间的非对称反应的主要原因。基于资本市场的研究发现（如Anderson等，2007）。本文的主要创新在于实证检验了由过去决策确定的成本结构会影响到当期成本粘性研究结论的稳健性。在本部分接下来的内容中，将进行相应的分析性推导。
（二）标准对数模型设定中存在的缺陷
在标准模型中，Anderson等（2003）以总成本的对数为自变量，营业收入的对数为因变量为基础进行回归分析，并将他们之间的回归系数解释为成本相对于营业收入的弹性，或者说当收入变动1%时，总成本变动的百分比。模型可表示为模型1：ln（TCi，t/TCi，t-1）=α+β1ln（Si，t/Si，t-1）+β2×dec×ln（Si，t/Si，t-1）+ε。其中TCi，t表示公司i在第t期的总期间费用，Si，t表示公司i在第t期的总营业收入，dec为属性变量，当企业本期营业收入相对上期增加时等于0，而在本期营业收入相对上期减少时等于1。Anderson等（2003）将β1解释为当营业收入增加1%时，企业总成本变动的百分比；将β1+β2解释为营业收入减少1%时，企业总成本变动的百分比。成本粘性假说认为营业收入增加时企业总成本变动的幅度要大于营业收入减少时总成本变动的幅度。从统计的角度来看也就是β1显著大于0，β2显著小于0。在接下来的分析中主要指出这一分析的两大缺陷。
缺陷1：回归系数不再满足一致性。在上述模型的设定中，由于不可控成本或者说固定成本规模的影响，使β1不再具有一致性，即β1会随着样本选择的变化而变化。企业总成本包括的内容较多，如租金成本、取暖照明成本、广告费用、管理层薪酬等，这些费用中至少有一部分在短期（包括月度或者季度）内无法调整，这也意味着由于这部分成本的调整存在路径和时间依赖，导致其短期内无法根据经营活动的变化进行调整。这一特征将影响到回归分析估计系数的一致性。在固定成本不可避免存在的情况下，模型1的回归分析结果β1将不再满足一致性特征。因为由于固定成本或者说短期内不可调整成本的存在，使得b不再恒定，这将直接影响到对数模型1的回归系数β1，这也意味着β1将随样本选择的不同而不断变化。
缺陷2：回归系数不再满足无偏性。在固定成本存在的情况下，模型1对于成本与营业收入之间的弹性进行分段估计，这样的估计结果将明显有利于成本粘性假说。这与对数函数自身二阶导数大于0密切相关，在通常的对数模型中并没区分自变量变化的方向。由于β反映的是企业营业收入波动1%时，企业成本变动的百分比，可表示为公式1-1：β=d{[（FC+VC×St）/（FC+VC×St-1）]/（St/St-1）} ×{（St/St-1）/[（FC+VC×St）/（FC+VC×St-1）]}。对于同样营业收入变动百分比a，0
（三）模型1缺陷的弥补
本部分阐述如何改进模型1的相关设置，以避免估计系数的非一致性和有偏性。按照微积分的原理，可以采用离散逼近的方法计算弹性，当△S无限变小时：β=VC/（FC/St-1+VC）。其中β与营业收入变动的方向无关，即β与当期的营业收入水平无关，自然也就与营业收入的增长率a无关。因此在企业的上期成本水平全部相同的情况下，标准模型1所回归出来的结果将是无偏的。在此情况下按照百分比对百分比进行回归分析，百分比设定的结果将与标准对数模型1按照泰勒一阶展开的结果等价。因此可以估计模型2：（TCi，t-TCi，t-1）/TCi，t-1=α+β1（Si，t-Si，t-1）/Si，t-1+β2×dec×（Si，t-Si，t-1）/Si，t-1+ε。基于模型2的回归分析结果，如果β2的回归结果显著小于0，表明企业的成本变化确实具有成本粘性特征。需要强调的是，百分比设置模型2相对于对数设置模型1，对极端值更加敏感。
虽然模型2化解了模型1的回归估计结果有偏性的缺陷，但由于固定成本的影响依然存在，这使回归分析结果的非一致性问题依然没有得到解决。这意味着在此情况下β估计的结果依然会随着上期营业收入的水平的不同而变动。因此从理论上讲，假定固定资产所占的比重在所有企业中相同，以营业收入作为企业规模的代理变量，大企业相对于小企业更可能经历营业收入的上升，而平均来看，营业收入上升的企业相对于营业收入下降的企业，β系数应该更大，这将影响到研究结论的有效性。假如规模大的企业更可能经历营业收入的下滑，依然也会影响到研究结论的有效性。尽管如此，企业之间固定成本在总成本中所占的比重肯定存在较大的差异。这意味着通过大样本检验成本粘性，必须采取一定的措施以控制企业规模和企业经营收入之间的内在联系，除非对于所有企业而言固定成本在总成本中所占到的比重是相同的。对此一种方法是采用滞后的营业收入而不是上期的总成本去规模化，如模型3所示：（TCi，t-TCi，t-1）/Si，t-1=α+β1（Si，t-Si，t-1）/Si，t-1+β2×dec×（Si，t-Si，t-1）/Si，t-1+ε。对于模型3，β1的估计值为VC。
总体上，前述分析从实证研究的角度说明，由于成本结构的影响，尽管模型3化解了模型1中固定成本存在所造成的影响，但也使模型3估计结果的可靠性受到影响。因此在本文的实证分析过程中在控制成本结构可能影响的情况下，以模型3为基础检验成本粘性假说。
三、样本的选择和实证分析结果
（一）样本的选择
以国泰安数据库为基础，本文选取2007—2014年的上市公司为研究对象。由于研究问题涉及到与企业营业收入相关的成本粘性问题，本文将相关的数据都以2007—2014年的物价变动指数为基础进行平减，以消除通货膨胀对研究结论可能的影响。为了与相关的研究保持可比性，本文同时也分析了未进行通货膨胀调整的数据，在此基础之上文章也给出了未进行通货膨胀调整的数据分析结果的替代性解释。在此基础之上，按照相关文献（Banker等，2011）的研究惯例，删除数据缺失样本，期间费用和营业收入为负的样本，期间费用大于本期或者上期营业收入的样本。对于期间费用和营业收入变动方向相反的情况则暂时予以保留。
首先将整个13 174个样本按照企业总成本和企业营业收入的变动的百分比的描述性统计，即Q-Q图。与预期相一致，大部分观测值处于对角线的下方，这表明两个变量的变化方向大部分情况相同。在样本中存在一定数量的极端值，有300多个样本的营业收入年增长率超过100%，与此同时报告了总成本的反向变动。根据前文的分析推理，模型3对极端值非常敏感，为消除这一影响，在具体回归分析时，将变量变动超过100%的极端值剔除。此时剩余样本数为12 772个。
从成本结构按照营业收入分位数分组的描述性统计来看，对于全样本12 772个，变动成本比率的均值为-0.17，中位数为0.13。其他相关数据显示，变动成本率随着营业收入的变动呈现较大差异。由于少部分企业的营业收入非常小，导致变动成本率存在一定的离群值。为减低离群值的影响，在具体回归分析时，剔除成本变动率大于5或者大于1的观测值。从新样本的统计特征来看，这样处理后样本数只减少了一小部分，但新样本均值和中位数的差距进一步缩小。而且相关数据还显示组间的均值基本相等，只有少数显著不同于其他组。新样本相对于原样本小企业的数量相对于大企业的数量减少更多。
从企业总成本占其营业收入的比重，按照营业收入分位数的分布情况。总样本的均值为26.2%，中位数为22.68%。其他数据显示企业总成本占其营业收入的比重随营业收入分位数的增加呈现单调下降的趋势。这是因为大企业的规模经济效应更加明显，其销售收入的增加更为明显地分摊了企业的固定成本。从总样本中剔除企业总成本占其营业收入的比重超过500%的，样本的统计特征无明显变化。当从总样本中剔除企业总成本占其营业收入的比重超过100%的，样本的均值有所下降。
由于在前述分析性研究中已得出固定成本的存在和企业规模的差异可能影响到成本粘性假说论证的可靠性，这些描述性统计信息对于理解这一观点非常重要。企业总成本中固定成本所占比重的差异，以及以营业收入作为代理变量的企业规模的显著差异，可能影响到最终回归分析结果的有效性和一致性。而且有文献（Anderson等，2003；Banker等，2010）发现企业管理层对于企业未来的预期会影响到企业中长期的成本结构决策，进而影响到回归分析结果的有效性。企业管理者在预见到经济即将衰退时对于企业资源持有量的决策应该和在经济即将走出衰退情况下的决策存在重大差异。描述性统计信息表明，在检验成本粘性假说时有必要控制企业的成本结构和成长性，以此来提高研究的稳健性。
（二）回归分析结果
1.总样本检验的结果。本文首先重复Anderson等（2003）的研究，在具体回归分析过程中，对连续型变量进行上下0.5%的缩尾处理，同时也采用Petersen（2009）的方法消除同一企业的多个观测之间存在的自相关问题。采用模型1，并以总样本为分析对象，实证结果与Anderson等（2003）的研究发现无明显差异（相关结果披露在表1的A部分，见表1）。
回归结果显示对于营业收入增加1%时，企业的总成本平均增加0.6608，而对于营业收入减少1%时，企业的总成本平均降低-（0.6608-0.1476），且在1%的水平上显著。因此企业总成本的变化对于企业营业收入上升更为敏感。这样的研究结果表明本文的样本选取和通货膨胀调整并没有偏离Anderson等（2003）的实证分析思路的本质及结论。本文前述的分析性研究还显示可以采用百分比形式的自变量和因变量对模型1进行改造，模型2可以有效化解企业固定成本的存在对模型1回归分析结果的影响。相关的回归分析结果披露在表1的B部分，见表2。
从分析结果来看，β2依然显著为负，成本粘性假说得到支撑，但是这里得到的β2的绝对值要小于模型1的结果。这与本文认为模型1的分析结果存在偏误的分析相一致。此外，还可以注意到成本对于营业收入下降的敏感性相对于营业收入上升的敏感性在增加，这意味着企业总成本变化的成本粘性特征在减弱。在B部分的结果中，也可以得到模型2对于离群值敏感的证据。当不控制营业收入的变动和变动成本比率的情况下，β2的估计值为-0.0504，且在1%的水平上显著。而在以限制营业收入和总成本变动的样本为基础的情况下，可以观测到更为显著的结果，因此在后续研究中将主要以限制样本为基础进行分析。同时被本文以上期的营业收入对本期的总成本变动进行平减，而不是用上期的总成本。因此在模型3中，β1的涵义将与模型1和模型2存在差异，不再是总成本相对于营业收入的弹性，本文将其称之为总成本的变动系数。回归分析结果中显示，企业的成本结构对分析结果存在重大影响。将营业收入的变动限制在正负100%以内，并且将成本变动系数限制在正负5以内。可以发现此时得到的β2系数为+0.0115，且在1%的水平上显著，这与模型2的检验结果正好相反，这一结果支持逆成本粘性假说。在改变对营业收入变动幅度限制的情况下，这一结论并没有改变。尽管如此，经验证据并没有得出关于固定成本是导致模型2回归分析结果的清晰结论。将成本变动系数限制在正负1之间，并将营业收入的变动限制在正负75%或者正负100%之间，所得结果更加显著地支持成本粘性假说。这里所得出的结论应该是具有代表性的，因为将成本变动系数限制在正负1之间所形成的新样本组占到将成本变动系数限制在正负5之间的91.15%和91.11%。在采用未经过通货膨胀平减的数据和不剔除极端值的情况下，所得到的结果依然支持成本粘性假说。但从结果的显著性来看要弱于模型2的结果。
2.分组检验的结果。对总样本实施切割后，可以得到支持成本粘性假说的经验证据。为此本文将总样本进行分组，以考察分组检验的结果。相关的检验结果显示随着企业规模的扩大，营业收入变动向下的观测值在逐渐减少。而且尽管已经采用百分比设置化解了固定成本的影响，但依然没有控制住不同企业之间可控成本比例的差异，而这一差异应该随企业规模的扩大而增加。最后成本变动系数随企业规模而变化的路径并不单调。进一步的分析发现只有中间规模的样本组支持成本粘性假说。对于小规模企业样本组检验结果则支持逆成本粘性假说，对于大规模企业样本组则未通过显著性检验。总体上成本粘性假说依然依赖于企业的成本结构和样本的构成。
由于企业的成长性也会随时间而变化，接下来将总样本按照年度分组，相关的检验结果和预期相一致。企业的成长性随年度变化差异很大，而且从各年度的检验结果来看，并没有明显的证据支持或者反对成本粘性假说。企业的成长性在一定程度上是企业经济环境的反映，而这将影响到企业管理者的预期，但经验证据未发现企业的成本变化与这一预期存在内在联系。实际上，将成本变动系数限制在正负5以内，营业收入波动限制的正负100%以内，只有2008年的检验结果支持成本粘性假说。此外本文按照Fama-Macbeth的方法将样本按年进行聚类，依然未能得到一致的检验结果。基于这些经验证据，可以推断随着年度变化的成本粘性假说并未得到验证，而且其原因不是由于企业管理者预期影响所致。
四、结论探讨
本文对成本粘性研究文献的主流观点提出了不同的看法。这一领域研究的快速发展一方面得益于成本粘性假说关于成本随经济活动扩展和收缩时的非对称性阐述非常有趣，另一方面得益于Anderson等（2003）的研究为开展大样本检验提供了理论和技术支撑。然而本文的研究发现，在短期内企业都会存在一定的固定成本，这一固定成本在很大程度上是企业长期决策的结果，由于不同企业自身和外在环境的差异，使Anderson等（2003）方法的估计系数不再满足一致性条件。而且在对数模型设定条件下，分别考虑营业收入增加和营业收入减少时成本变动的敏感性，将明显有利于得出成本粘性假说。因此一个需要考虑的重要问题是在成本粘性研究文献中，有多少结论是由于没有充分考虑企业的成本结构所致，又有多少真实的管理层短期决策的反映，即前者认为成本粘性是客观原因所致，而后者则认为成本粘性是主观原因主导。本文在分析性研究的基础之上指出了现有研究的主要缺陷，并提出改进方法，进一步通过经验研究检验了本文分析性研究的建议。
总体上，本文的研究发现有必要更为细致地考虑企业成本结构对成本粘性假说的影响，不仅在理论上，更需要在实证研究过程中予以考虑。笔者认为在以后成本粘性假说的研究过程中有必要将长短期决策纳入统一的分析框架，不仅需要考虑他们各自的影响机制和效果，而且需要考虑长短期成本决策的相互影响。在考察企业管理者短期成本决策是否存在成本粘性特征时，需要考虑企业的成本结构以及企业的营业收入增长率，即因变量和自变量本身的变化规律需要更为仔细地考虑。
参考文献：
[1]梁上坤.管理者过度自信、债务约束与成本粘性[J].南开管理评论，2015，（03）.
[2]Anderson，M.，R. Banker，and S. Janakiraman. Are selling， general and administrative costs “sticky？”[J].Journal of Accounting Research ，2003，（41）.
