(江西農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院 江西 南昌 330045)

引言

傳統(tǒng)的成本理論上，成本與業(yè)務量的關系是正相關的。但是，2003年時Anderson,banker和 Janakiraman最早正式提出，成本在業(yè)務量增加時的增加額大于其業(yè)務量減少時的減少額。自此，越來越多學者對于成本粘性現(xiàn)象進行研究。

經(jīng)濟學上假設，人都是理性的。然而現(xiàn)實生活中人并不是理性的，人們在現(xiàn)實生活中的決策很容易會受到非理性因素的影響，例如管理者過度自信等。國內(nèi)外學者通過一定研究發(fā)現(xiàn)，過度自信是廣泛存在的。管理者比一般人擁有更豐厚的知識、更豐富的經(jīng)驗以及更廣泛的資源，更容易產(chǎn)生自信心理，更容易由于個人主觀因素而對企業(yè)成本產(chǎn)生影響。目前對于成本粘性的研究已經(jīng)較為廣泛，而管理者過度自信與成本粘性二者關系的研究相對較少。

一、文獻綜述及研究意義

(一)文獻綜述

Balakr、Janakiraman(2004)指出，在組織的成本存在粘性的現(xiàn)象，同時成本粘性的程度受國家影響。Calleja(2006)指出，公司治理方式、外部經(jīng)營環(huán)境和法律制度都會影響成本粘性的程度，成本粘性在不同的部門間是不同的，越是核心部門則成本粘性會越強。Banker(2013)指出，只有部分國家的成本粘性相對明顯，大部分國家雖然存在成本粘性但并不顯著。

方巧玲(2011)在國內(nèi)外學者對成本粘性研究的基礎上，從研究和思維邏輯的角度，總結(jié)了成本粘性形成的原因和研究現(xiàn)狀。江偉、胡玉明(2011)成本粘性的作用不僅在于表現(xiàn)企業(yè)的成本管理情況，結(jié)合我國現(xiàn)狀進行研究。王東清、房婉秋(2016)成本粘性中收入與成本的變動是不對稱的，改變了人們對成本的認識，對于今后對成本粘性探究有著舉足輕重的作用，同時就當前的文獻進行剖析，指出研究存在的缺陷。根據(jù)銷售收入的不同變動研究成本粘性，當銷售收入在連續(xù)兩個營業(yè)期內(nèi)持續(xù)上升時，成本粘性程度最大；當業(yè)務收入在持續(xù)期間內(nèi)一直下降時，成本粘性水準最小；當銷售收入在兩個連續(xù)營業(yè)期內(nèi)一期上升一期下降時，成本粘性程度居于前兩者之間。

Langer(1975)指出：當管理者遇到不確定的情況，需要做出決定，很可能受自身認知的影響。Cooper(1998)指出：通過對創(chuàng)業(yè)結(jié)果進行分析表明，管理者過度自信是普遍存在的。Russo(1999)指出：研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)管理者對自身獲取信息能力、投資決策能力和經(jīng)營管理能力的認知往往高于實際，證實管理者是過度自信的。

余明桂、李文貴、潘紅波(2013)驗證了管理者過度自信是否能夠影響風險，證明了這二者是正相關，風險與企業(yè)價值也相關。葉玲、王亞星(2013)管理者過度自信影響企業(yè)的投資水準，繼爾對企業(yè)的業(yè)績產(chǎn)生影響。肖峰磊(2011)過度自信與公司的管理決策有關，過度自信對資本布局影響不大。

由于管理者對于自身的的投資決策能力、經(jīng)營管理能力的認知往往高于實際的水平，所以當管理者遇到不確定的情況，需要做出決定，很可能受自身認知的影響，造成過度自信。過度自信會對很多要素產(chǎn)生影響，國內(nèi)外學者也正逐步加深對于該問題的探究。

(二)研究意義

本文以相關的理論基礎為鋪墊，對成本粘性現(xiàn)象進行深入的探究。目前對于成本粘性的影響因素分析大部分集中于企業(yè)特點、金融環(huán)境等客觀因素，對于管理者過度自信這類主觀因素的研究較少，這是一個比較新穎的切入點。同時，可以深化對于成本粘性理論的研究，為成本粘性理論的存在以及成本粘性理論的影響因素提供了實證證據(jù)。

通過本文的一系列研究，有利于改善企業(yè)的經(jīng)營管理、提高經(jīng)營利潤。由于經(jīng)濟的日益發(fā)展，企業(yè)所處的經(jīng)濟環(huán)境日漸復雜，影響企業(yè)成本變化的因素日漸增多，例如管理者過度自信。通過分析管理者過度自信的相關理論，有助于深化企業(yè)對于管理者過度自信的了解，提供更加全面的成本信息。為了降低企業(yè)的成本耗費，提高管理者的管理水平，增加企業(yè)效益，從而更好地促進企業(yè)的進步和發(fā)展。

二、研究設計

(一)理論假設

1.存在成本粘性

在成本的函數(shù)中，成本和業(yè)務量滿足Y=a+bX 的函數(shù)形式，即X增加相應的量后，導致的成本的變化，與X減少相應的量后，導致的成本的變化，大致是相對應的。然而事實上在該函數(shù)中，正向和負向的線性關系并不符合常規(guī)的函數(shù)標準，成本與業(yè)務量之間的變動不是完全對應的。成本在業(yè)務量增長時的增長額，大于其業(yè)務量削減時的削減額，即主營業(yè)務收入增加1個單位導致營業(yè)總成本的增加，與減少1個單位導致的總成本的減少是不對應的。例如，當企業(yè)盈利時，業(yè)務量就會增加，此時企業(yè)一般會進行投產(chǎn)、擴張，則會使成本增加的較多。然而，當企業(yè)虧損時，業(yè)務量會減少，但此時企業(yè)不會立即停產(chǎn)，則成本就會減少的較小，因此增加的量會大于減少的量。或是說，在企業(yè)業(yè)績較好時，企業(yè)的經(jīng)理或其他高層人員，出于個人的利益角度，會增加個人工資，使成本增加的較多。然而，業(yè)績較差時，他們反而不愿意降低個人工資，僅會使成本緩慢減小。

同時，對于制造行業(yè)的成本現(xiàn)象來說，成本特點較為突出、對于成本的控制管理也比較完善，在整個制造業(yè)的成本管理實施的過程中，能較好的反映該成本粘性現(xiàn)象，進而提出以下假設1：

假設1:成本粘性普遍存在于我國的制造業(yè)上市公司中。

2.管理者過度自信的影響

由于管理者對于自身的的投資決策能力、經(jīng)營管理能力的認知往往高于實際的水平，人們在現(xiàn)實生活中的決定很容易會受到非理性要素的影響。所以當管理者遇到不確定的情況，需要做出決定，很可能造成過度自信現(xiàn)象，因此過度自信是普遍存在的。管理者由于在公司管理中處于重要地位，很容易影響公司決策，進一步對公司的相關成本產(chǎn)生影響。管理者在知識、閱歷、職位等方面都具有明顯的優(yōu)勢，所以他們會處于樂觀的現(xiàn)狀中。他們認為即使虧損也會是暫時的，也不會造成長期的萎靡，因此他們不會過大的減少成本，進而提出以下假設2：

假設2：管理者過度自信與成本粘性是正向關系，前者水平越大，成本粘性越大。

(二)樣本選取及數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源于2014—2018年我國制造業(yè)A股上市公司的數(shù)據(jù)，考證是不是存在成本粘性，同時驗證管理者過度自信要素的影響。本文選取的數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫、巨潮資訊等，匯總了企業(yè)公布的有關訊息。

本文在對樣本數(shù)據(jù)進行篩除時，剔去了財政狀況異常，或已連續(xù)虧損兩年以上的ST 和 ST*企業(yè)。采用SPSS18.0以及Excel軟件，通過一系列的數(shù)據(jù)篩選，最終得到7870個樣本數(shù)據(jù)。

(三)變量設定

1.被解釋變量：營業(yè)總成本變化，ln(Ct/Ct-1)=本年營業(yè)總成本與上一年的比值取對數(shù)，營業(yè)總成本為營業(yè)成本、期間費用等的和。

2.解釋變量：主營業(yè)務收入，ln(Rt/Rt-1)=本年主營業(yè)務收入與上一年的比值取對數(shù)；企業(yè)本年的計劃凈利潤與實際凈利潤的差作為盈余預測偏差。若差額>0，即計劃凈利潤>實際凈利潤，則為過度自信。

3.虛擬變量：收入的下降(A)=本年主營業(yè)務收入小于上一年，取1，否則取0；管理者過度自信(B)=本年實際凈利潤小于計劃凈利潤，取1，否則取0。

4.控制變量：勞動力密集度(LI)=企業(yè)員工數(shù)與主營業(yè)務收入的比值；資本密集度(CI)=資產(chǎn)與主營業(yè)務收入的比值。

(四)模型設計

檢驗成本粘性是否存在模型1：

ln(Ct/Ct-1)=β0+β1×ln(Rt/Rt-1)+β2×A×ln(Rt/Rt-1)+Control +ε

ln(Ct/Ct-1)表示營業(yè)總成本的變化，即本年營業(yè)總成本與上一年的比率，然后取對數(shù)。ln(Rt/Rt-1)表示主營業(yè)務收入的變化，即本年主營業(yè)務收入與上一年的比，然后取對數(shù)。A為虛擬變量，表示收入的下降，若本年主營業(yè)務收入小于上一年，取1，否則取0。B也為虛擬變量，表示管理者過度自信，若本年實際凈利潤小于計劃凈利潤，取1，否則取0。β1表示主營業(yè)務收入每增加1個單位時，營業(yè)總成本的增加；(β1+β2)表示主營業(yè)務收入每降低1個單位時，營業(yè)總成本的削減。若成本粘性存在，則β1>β1+β2，假設 1成立。

檢驗管理者過度自信影響模型2：ln(Ct/Ct-1)=β0+β1×ln(Rt/Rt-1)+β2×A×ln(Rt/Rt-1)+β3×A×ln(Rt/Rt-1)×B+Control +ε

為檢驗假設2是不是成立，引入管理者過度自信變量。β1表示主營業(yè)務收入每增加1個單位時，營業(yè)總成本的增加；(β1+β2+β3)表示主營業(yè)務收入每降低1個單位時，營業(yè)總成本的削減。β3表示管理者過度自信這一要素的影響效果，若β1+β2>β1+β2+β3，假設2成立。

三、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

本文采用SPSS18.0以及Excel軟件，本文的數(shù)據(jù)來源于2014—2018年我國制造業(yè)A股上市公司的數(shù)據(jù)。描述性統(tǒng)計表如表1所示：

表1 描述性統(tǒng)計表

根據(jù)上表可知：本文共選取了7870個樣本，其中營業(yè)總成本增長率的均值為0.137919，說明營業(yè)總成本2014-2018年是上升的；營業(yè)總成本增長率的極大值為3.6910，極小值為-2.3953，標準差為0.3170727，說明營業(yè)總成本增長的差異較小。同理，在主營業(yè)務收入增長率中，平均數(shù)是0.132475，說明此指標也是增加的；其最大值是4.6827，最小值是-4.7467，標準差相對較小，為0.3540897，說明此指標的差異較小。營業(yè)總成本的增長大于主營業(yè)務收入的增長，說明我國制造業(yè)A股上市公司中，主營業(yè)務收入的變化、營業(yè)總成本的變化是不對稱的。勞動力密集度的均值為0.000002，標準差為0.0000029；資本密集度的均值為2.537994，標準差為7.4306229。

(二)回歸分析

表2 成本粘性回歸分析表

模型1中，sig<0.05，自變量與因變量的關系都是顯著的。如表2所示，β1的值為 0.853，β2的值為-0.133，β1、β2均為顯著的。β1表示主營業(yè)務收入每增加1個單位時，營業(yè)總成本增加0.853；(β1+β2)表示主營業(yè)務收入每降低1個單位時，營業(yè)總成本減少0.72。成本粘性存在，β1>β1+β2，此表中0.853>0.72，因此假設1成立，成本函數(shù)正向和負向的線性關系并不符合常規(guī)的函數(shù)標準，成本在業(yè)務量增長時的增長額，大于其業(yè)務量削減時的削減額。證明了假設1，成本粘性普遍存在于我國的制造業(yè)上市公司中。

表3 管理者過度自信回歸分析表

模型2中，sig<0.05，自變量與因變量的關系仍然為顯著的。如表3所示，β1的值仍然為 0.857，β2的值為-0.0051，β3的值為-0.216。由β1、β2、β3的sig可以得出這三者均為顯著的。β1表示主營業(yè)務收入每增加1個單位時，營業(yè)總成本增加0.857；(β1+β2)表示主營業(yè)務收入每降低1個單位時，營業(yè)總成本減少0.8519。驗證了假設1的成立，即成本粘性的存在。在其成立的基礎上，引入β3，β3表示引入管理者過度自信要素后產(chǎn)生的影響，(β1+β2)>(β1+β2+β3)，假設2成立。(β1+β2+β3)的值為0.6359，0.8519>0.6359，因此驗證了假設2，管理者過度自信與成本粘性是正相關的，管理者過度自信水平越大，成本粘性越大。

四、研究結(jié)論

本文的數(shù)據(jù)來源于2014—2018年我國制造業(yè)A股上市公司的數(shù)據(jù)得出：

第一，成本粘性普遍存在于我國的制造業(yè)上市公司中。成本與業(yè)務量之間并不是完全符合嚴格的線性關系，成本與業(yè)務量之間的變動不是對稱的，當業(yè)務量增長一個單位時總成本的增長額，大于當業(yè)務量削減一個單位時總成本的削減額。

第二，管理者過度自信與成本粘性是正相關的。管理者比一般人擁有更豐厚的知識、更豐富的經(jīng)驗以及更廣泛的資源，更容易產(chǎn)生自信心理，更容易由于個人主觀因素而對企業(yè)成本產(chǎn)生影響。管理者過度自信水平越大，成本粘性越強。