朱靈犀 管 萍

(上海工程技術(shù)大學(xué)管理學(xué)院，上海 201620)

0 引 言

醫(yī)藥行業(yè)是我國國民經(jīng)濟的重要組成部分，是中國制造2025和戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)的重點領(lǐng)域，是推進健康中國的重要保障。受醫(yī)保控費、招采降價、醫(yī)保目錄談判等多重因素影響，醫(yī)藥制造業(yè)業(yè)績增速下滑嚴重。與此同時，新型冠狀病毒的爆發(fā)也為醫(yī)藥制造業(yè)帶來了新的機遇和挑戰(zhàn)，市場需求不斷擴大，傳統(tǒng)的經(jīng)營模式已經(jīng)不能適應(yīng)激烈的競爭環(huán)境，企業(yè)應(yīng)加強內(nèi)部成本的管理，提高資源配置效率，促進利潤增長。

傳統(tǒng)的成本習(xí)性理論認為業(yè)務(wù)量與成本之間是線性關(guān)系，然而Noreen和Soderstrom對該理論提出了質(zhì)疑，現(xiàn)實中企業(yè)管理者對成本的管理會使得成本與銷售量的變化不成比例[1]。孫錚、劉浩研究發(fā)現(xiàn)我國上市公司也存在增加成本容易，減少成本困難的現(xiàn)象[2]。這無疑會影響企業(yè)的發(fā)展，本文基于以上現(xiàn)狀，研究醫(yī)藥制造業(yè)成本粘性的存在性，分析成本粘性對醫(yī)藥制造業(yè)績效的影響，并進一步探究股權(quán)性質(zhì)對成本粘性和企業(yè)績效的調(diào)節(jié)作用。

1 文獻綜述

1.1 成本粘性的成因

Chen等從公司治理的特征變量考察對成本粘性的影響，發(fā)現(xiàn)公司有良好的治理結(jié)構(gòu)，能有效降低由代理問題產(chǎn)生的成本粘性的程度[3]。國內(nèi)劉晉、趙麗萍通過財務(wù)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)不同競爭市場會影響成本粘性的大小[4]。周兵等從企業(yè)戰(zhàn)略入手，不同的戰(zhàn)略會影響管理層對成本的管理，同時管理層預(yù)期樂觀和悲觀會使企業(yè)成本粘性的程度產(chǎn)生波動[5]。江偉等認為在民營企業(yè)中客戶集中度會對成本粘性產(chǎn)生影響，使其先減弱后增強[6]。

1.2 成本粘性的經(jīng)濟后果

Weiss直接分析了成本粘性對分析師一致盈余預(yù)測的影響。發(fā)現(xiàn)在成本粘性較強的企業(yè)，分析師的盈余預(yù)測的準(zhǔn)確程度要低于成本粘性較弱的企業(yè)[7]。孫澤露等基于制造業(yè)企業(yè)營運能力的視角，發(fā)現(xiàn)成本粘性與企業(yè)的存貨周轉(zhuǎn)率、固定資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率存在相關(guān)關(guān)系[8]。胡華夏等以研發(fā)創(chuàng)新投入為切入點，證實成本粘性對其有積極影響，進一步分析發(fā)現(xiàn)管理者特征對二者有調(diào)節(jié)作用[9]。

2 理論分析與研究假設(shè)

企業(yè)為了持續(xù)性經(jīng)營一般會和客戶簽訂長期合同，而生產(chǎn)經(jīng)營過程中的所需資源由業(yè)務(wù)量決定和分配，長期契約使得這部分資源成為不可控成本。當(dāng)業(yè)務(wù)量下降達不到預(yù)期的經(jīng)濟利益時，管理者則會對不可控成本進行調(diào)整，然而調(diào)整所需的成本費用更高，從而導(dǎo)致企業(yè)產(chǎn)生成本粘性；以市場制度為導(dǎo)向的企業(yè)在如今市場體制不完善的情況下很容易缺乏引導(dǎo)機制，當(dāng)經(jīng)濟環(huán)境略有波動，管理者便會立即調(diào)整資源配置，這往往會產(chǎn)生不必要的成本費用，成本粘性由此產(chǎn)生。

H1：我國醫(yī)藥制造業(yè)上市公司存在成本粘性。

2.1 成本粘性與企業(yè)績效

代理問題觀認為，管理層的帝國建設(shè)動機使得他們不顧企業(yè)所處的外部經(jīng)濟環(huán)境的波動和內(nèi)部條件的約束，尋求更多的經(jīng)濟資源來滿足自己的利益。一旦業(yè)務(wù)量下降，管理者更不愿意摧毀這種利己局面，導(dǎo)致企業(yè)資源配置效率低下，加劇成本粘性，不利于企業(yè)績效的提升。戰(zhàn)略決策觀認為，外部的環(huán)境是不斷變化的，如果管理者對業(yè)務(wù)量過于敏感，業(yè)務(wù)量下降就打破之前簽訂的契約，業(yè)務(wù)量上升就花費更多的資源彌補，這并不利于企業(yè)發(fā)展。但從另一方面說，企業(yè)為應(yīng)對緊急需要而持有適當(dāng)?shù)娜哂噘Y源能夠彌補市場波動對企業(yè)的沖擊，有助于提升企業(yè)業(yè)績。

H2a：成本粘性與企業(yè)績效呈正相關(guān)關(guān)系。

H2b：成本粘性與企業(yè)績效呈負相關(guān)關(guān)系。

2.2 股權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

國家通常會聘請專門的代理人負責(zé)國有企業(yè)。但因產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)模糊，代理關(guān)系復(fù)雜，使得企業(yè)內(nèi)部控制不強。同時國家將經(jīng)營管理權(quán)下放弱化了對管理者決策行為的控制和監(jiān)督，導(dǎo)致管理者產(chǎn)生機會主義行為，企業(yè)也就會對成本疏于管理，冗余的資源無法有效的利用，也不利于企業(yè)業(yè)績的發(fā)展。而非國有控股公司的股東利益往往與管理者利益有直接關(guān)系，企業(yè)的監(jiān)督管理機制比較完善，管理者迫于壓力會非常重視企業(yè)成本的管理，所以呈現(xiàn)出較低的粘性程度。

H3：股權(quán)性質(zhì)對成本粘性與企業(yè)績效間的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。

3 研究設(shè)計

3.1 數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文以2013—2019年滬深A(yù)股醫(yī)藥制造行業(yè)上市公司為數(shù)據(jù)研究對象，為保證數(shù)據(jù)的適用性和準(zhǔn)確性，本文對數(shù)據(jù)按以下標(biāo)準(zhǔn)進行篩選和處理：剔除ST、ST*以及數(shù)據(jù)異常的企業(yè)；剔除2013—2019年數(shù)據(jù)不完整以及不滿足成本粘性模型的上市公司；對所有數(shù)據(jù)進行1%的Winsorize處理。研究所使用的數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，主要運用stata軟件、excel軟件處理數(shù)據(jù)。

3.2 變量定義

3.2.1 被解釋變量：企業(yè)績效

企業(yè)績效表示企業(yè)在一段時期內(nèi)的生產(chǎn)經(jīng)營成果，國內(nèi)外的學(xué)者將企業(yè)績效的指標(biāo)分為兩大類：財務(wù)指標(biāo)和市場指標(biāo)。對于醫(yī)藥制造業(yè)來說，總資產(chǎn)收益率是凈利潤與總資產(chǎn)的比值，直接反映了公司的競爭實力和發(fā)展能力,也是決定公司是否應(yīng)舉債經(jīng)營的重要依據(jù)。因此本文選擇ROA作為衡量短期績效的指標(biāo)。同時為了實證結(jié)果的穩(wěn)健性，用凈資產(chǎn)收益率(R0E)代替總資產(chǎn)收益率進行進一步分析。

3.2.2 解釋變量：成本粘性

最初成本粘性計算方法是由Anderson提出的ABJ模型，但此模型只能從國家和行業(yè)層面來分析成本粘性，不能細化到單個企業(yè)。隨后Weiss設(shè)計出一種可以直接用企業(yè)季度數(shù)據(jù)中的銷售下降或上升時的邊際成本來測算的模型，為企業(yè)層面的研究帶來了便利。本文運用WEISS模型計算單個企業(yè)的成本粘性水平(sticky)。

(1)

其中，stickyi，t表示i企業(yè)在t時期的成本粘性，△cost代表總成本差，總成本包括營業(yè)成本、銷售費用和管理費用；△sale代表營業(yè)收入差。m表示樣本企業(yè)一年四個季度中業(yè)務(wù)量下降的最近季度，n表示樣本企業(yè)一年四個季度中業(yè)務(wù)量上升的最近季度。根據(jù)式(1)可以得出3種結(jié)果：stichy<0時，成本粘性存在；stichy>0時，反成本粘性存在；stichy=0時，成本粘性不存在。

3.2.3 調(diào)節(jié)變量

為研究企業(yè)股權(quán)性質(zhì)是否對成本粘性與企業(yè)績效起到了調(diào)節(jié)作用，本文將樣本企業(yè)分為國有控股企業(yè)和非國有控股企業(yè)。

3.2.4 控制變量

參考以往學(xué)者的研究，并考慮到影響成本粘性和企業(yè)績效的其他因素，在控制變量的選取上從公司內(nèi)外兩方面著手，選取營業(yè)收入增長率、企業(yè)規(guī)模、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、資產(chǎn)負債率。各變量的具體定義見表1。

表1 變量定義

3.3 模型構(gòu)建

基于前文的分析以及驗證前文提出的假設(shè)，參考葛堯[10]構(gòu)建以下多元回歸模型：

ROAi,t=α0+α1stickyi,t+α2lnsizei,t+α3growthi,t+α4managei,t+α5alri,t+εi,t

(模型1)

ROAi,t=α0+α1stickyi,t+∑year+∑scode+εi,t

(模型2)

ROAi,t=α0+α1stickyi,t+α2lnsizei,t+α3growthi,t+α4managei,t+α5alri,t+∑year+∑scode+εi,t

(模型3)

對于股權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)作用采用分組回歸。

4 實證結(jié)果與分析

4.1 描述性統(tǒng)計

運用stata軟件對樣本數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計，結(jié)果如表2所示。企業(yè)績效的衡量指標(biāo)總資產(chǎn)收益率(ROA)的最小值為-0.048，而最大值為0.184，說明醫(yī)藥制造業(yè)的經(jīng)營績效差別較大，選取的樣本具有代表性，整個行業(yè)的均值為0.041。營業(yè)收入增長率(growth)平均值為0.068，表明樣本企業(yè)處于穩(wěn)定期，需要改善公司現(xiàn)有狀況進一步發(fā)展。從企業(yè)規(guī)模(lnsize)、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(manage)、資產(chǎn)負債率(alr)可以看出該行業(yè)的上市公司狀況差異比較明顯。此外，股權(quán)性質(zhì)均值為0.268，說明醫(yī)藥制造行業(yè)的大部分企業(yè)為非國有控股公司。

表2 描述性統(tǒng)計

成本粘性的統(tǒng)計結(jié)果見表3，滿足條件的醫(yī)藥制造業(yè)上市公司有142家，其中成本粘性的樣本量為1 969個，反成本粘性的樣本量為1 865個。成本粘性的最小值、最大值、平均值分別為-0.471 30、-0.000 03、-0.087 6，反成本粘性的最小值、最大值、平均值分別為0.406 58、0.000 14、0.077 08。所以醫(yī)藥制造業(yè)存在成本粘性，驗證了H1的假設(shè)。國有企業(yè)的成本粘性和反成本粘性均值都要低于非國有企業(yè)，可能是因為政府的關(guān)系，國有企業(yè)采購資源的成本要略低，而且現(xiàn)在國有企業(yè)改革對人員和薪資都有所調(diào)整，削減了不必要的成本。

表3 成本粘性分析表

4.2 相關(guān)性分析

本文對各變量進行了相關(guān)系數(shù)檢驗，結(jié)果如表4所示。成本粘性(sticky)與企業(yè)績效(ROA)的相關(guān)系數(shù)為0.166，說明成本粘性與企業(yè)績效為顯著正相關(guān)關(guān)系，初步驗證了H2a假設(shè)。調(diào)節(jié)變量(nature)與成本粘性顯著正相關(guān)，而與企業(yè)績效呈較顯著負相關(guān)，表明醫(yī)藥制造業(yè)上市公司非國企的績效比國企好。除此之外，企業(yè)績效與營業(yè)收入增長率(growth)、企業(yè)規(guī)模(lnsize)和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(manage)都顯著正相關(guān)，與和資產(chǎn)負債率(alr)顯著負相關(guān)，符合該行業(yè)的發(fā)展規(guī)律。變量之間的關(guān)系系數(shù)均小于0.8，則不存在多重共線的問題，可以進行多元回歸分析。

表4 相關(guān)性分析結(jié)果

4.3 回歸結(jié)果分析

成本粘性對企業(yè)績效的回歸結(jié)果見表5。模型1采用OLS估計，成本粘性的系數(shù)為0.048，表現(xiàn)為1%的顯著性水平，說明與企業(yè)績效呈正相關(guān)關(guān)系，即醫(yī)藥制造業(yè)成本粘性越大，企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績越好。模型2采用固定效應(yīng)但沒有加入控制變量，而模型3采用固定效應(yīng)并加入控制變量，兩個模型的成本粘性系數(shù)都為正數(shù)，且通過1%的顯著性水平檢驗。驗證了假設(shè)H2a，推斷出假設(shè)H2b不成立。同時，控制變量均在不同程度上通過了顯著性檢驗。

表5 成本粘性與企業(yè)績效的回歸結(jié)果

本文加入股權(quán)性質(zhì)作為調(diào)節(jié)變量，進一步分析成本粘性對企業(yè)績效的影響，回歸結(jié)果如表6所示。從模型3可以看出國企和非國企的sticky系數(shù)分別為0.041和0.045，均表現(xiàn)為正向顯著，進一步驗證了H1a假設(shè)。說明無論是是國有控股還是非國有控股，成本粘性均會對企業(yè)績效產(chǎn)生影響，但是非國有企業(yè)的影響更大。這種現(xiàn)象產(chǎn)生的原因可能是，醫(yī)藥制造業(yè)需要研發(fā)和投入，產(chǎn)品的更新也比較快，相比非國有企業(yè)，國有企業(yè)難以快速應(yīng)對市場的波動及需求，體制繁瑣在資源配置方面效率比較低，因而成本粘性對企業(yè)績效的影響較弱，假設(shè)H3得到驗證。

表6 股權(quán)性質(zhì)分組回歸

4.4 穩(wěn)健性檢驗

為了研究的準(zhǔn)確性，本文做了如下的穩(wěn)健性檢驗：將成本粘性進一步分為成本粘性和反成本粘性，更詳細的驗證成本粘性對企業(yè)績效的影響作用，并用凈資產(chǎn)收益率(ROE)來衡量企業(yè)績效，重新檢驗成本粘性對企業(yè)績效的影響，ROE體現(xiàn)了自有資本的獲利能力，其值越高代表投資的收益越多。回歸結(jié)果見表7第2～4列，sticky系數(shù)均顯示1%顯著水平的正相關(guān)，與前文的分析無太大差別，即醫(yī)藥制造業(yè)上市公司無論是成本粘性還是反成本粘性對不同的企業(yè)績效變量的作用仍穩(wěn)健。此外，表7第5～6列結(jié)果顯示與前文的結(jié)果一致，國有控股與非國有控股都會對代表業(yè)績的ROE變量產(chǎn)生顯著影響，非國有控股企業(yè)影響力更強。

表7 穩(wěn)健性檢驗

5 結(jié)論與建議

5.1 結(jié) 論

本文基于2013—2019年我國A股醫(yī)藥制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)為研究對象，證實了我國醫(yī)藥制造業(yè)上市公司存在成本粘性，并通過一系列實證分析驗證了文中提出的假設(shè)，得出以下結(jié)論：成本粘性與企業(yè)績效呈正相關(guān)關(guān)系，無論成本粘性還是反成本粘性對企業(yè)績效都有促進作用；股權(quán)性質(zhì)能夠?qū)Τ杀菊承耘c企業(yè)績效的關(guān)系產(chǎn)生影響，非國有企業(yè)的成本粘性對企業(yè)績效的影響較強，國有企業(yè)的成本粘性對企業(yè)績效的影響較弱。

5.2 建 議

成本粘性是客觀存在的，對企業(yè)績效也有正向促進作用，因此管理者要充分利用成本粘性的優(yōu)勢，完善企業(yè)的成本控制體系，利用先進的信息技術(shù)手段，預(yù)測企業(yè)的資源存儲量以及業(yè)務(wù)量發(fā)展趨勢，以便于在業(yè)務(wù)量變動時提供正確的決策。

醫(yī)藥制造業(yè)也是一個研發(fā)創(chuàng)新的行業(yè)，企業(yè)可以根據(jù)自身情況對企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、營業(yè)收入增長率等進行調(diào)節(jié)，重新配置企業(yè)資源，防止資源過度冗余和資源短缺的情況發(fā)生，提高成本粘性的效用最大化，將資源更好地使用在研發(fā)創(chuàng)新活動中，增強企業(yè)的核心競爭力，進一步提高企業(yè)績效。

醫(yī)藥制造行業(yè)的國有控股企業(yè)要對內(nèi)部控制多加完善，采取適當(dāng)?shù)募顧C制，如薪酬激勵和股權(quán)激勵等，同時也要加強對管理層的監(jiān)管，使其重視成本的配置和安排，避免大量資產(chǎn)閑置得不到及時的利用，提高產(chǎn)能利用率。