[摘要] 通過銷售數(shù)量與銷售費用及管理費用(以下簡稱銷管費用)兩者之間的關系可獲得關于銷管費用成本性態(tài)的信息。由于銷售數(shù)量的資料取得不易，因此本研究采用Anderson Banker Janakiraman (2003) 的分析模型 ，以主營業(yè)務收入凈額替代銷售數(shù)量，探討兩岸上市公司銷管費用是否具有粘性。分別從觀察期長短來看、宏觀經(jīng)濟景氣、企業(yè)規(guī)模大小及公司治理等方面，研究銷管費用變動的幅度及方向是否也會有差異。

[關鍵詞] 銷管費用粘性 代理理論 公司治理

一、引言

中國上市公司是否存在銷管費用“粘性”行為(stickinessofcosts)？其銷管費用“粘性”保持一個什么樣的水平？企業(yè)經(jīng)理人員是否在蓄意延長銷管費用調(diào)整的時間？銷管費用“粘性”受到哪些因素的影響？完善的公司治理能否使銷管費用“粘性”行為得到遏制？銷管費用“粘性”對成本管理人員有哪些啟示？這些問題促使我們對銷管費用粘性進行不斷深入的探索。

中國寶島臺灣自1970年時期開始，長期奉行與歐美相似的自由市場經(jīng)濟模式，但關于費用“粘性”的問題也少有研究。臺灣社會的民族構成、語言文化、風俗習慣等與中國大陸同源，雖然兩岸體制不同，但經(jīng)濟運作模式卻有相同點。因此，在我們研究大陸經(jīng)濟問題時，將兼具西方成熟市場經(jīng)濟與中國文化行為模式特點臺灣經(jīng)濟作為參照可能得出更有意義的結(jié)論。

本研究探討的問題有幾點：

1.兩岸上市柜公司銷管費用是否具有粘性的現(xiàn)象?

2.比較兩岸上市公司銷管費用粘性的差異，分析造成粘性差異的原因?

本研究希望通過上述問題之探討，使企業(yè)財務會計管理人員對成本性態(tài)有更進一歩的認識，有助于進一歩加強成本管理，促使企業(yè)做好經(jīng)營決策。

本研究為企業(yè)管理層提供了很有意義的啟示，即銷管費用不僅存在變動與固定費用的劃分，而且變動費用在業(yè)務量增長不下降的不同情況下變動的幅度是不同的。而且本研究還指出，銷管費用粘性是可控的，銷管費用會隨著企業(yè)資產(chǎn)相對規(guī)模增加，增加不具競爭力的產(chǎn)品外包能有效地減輕銷管費用粘性的程度。

二、研究模型與變量

第一節(jié) 研究假說與模型

1.主營業(yè)務收入凈額與銷管費用之關聯(lián)性

本研究測試銷管費用是否具有粘性的方式，比較當主營業(yè)務收入凈額增加時，銷管費用增加的幅度會大于當主營業(yè)務收入凈額減少時，銷管費用減少的幅度。因此，本研究建立假說一：

假說一：當主營業(yè)務收入凈額較前一期增加時，銷管費用增加的幅度會大于當主營業(yè)務收入凈額較前一期減少時，銷管費用減少的幅度。

2.時間因素與銷管費用粘性

上述假說，僅檢查一年期間的粘性。當我們對銷管費用調(diào)整幅度的觀察期不夠長時，粘性的現(xiàn)象是十分明顯。但隨著觀察期的增加，企業(yè)進行調(diào)整承諾資源的可能性也隨之提高。因此，當觀察期間增加時，銷管費用粘性程度應會出現(xiàn)減緩的趨勢。因此，本研究建立假說二：

假說二:銷管費用的粘性程度會隨觀察期的增加而有減緩的趨勢。

本研究參考相關之文獻，并針對研究目的選取適當?shù)淖兞浚潓⒈狙芯克褂玫淖兞慷x、衡量方法及研究模型加以說明如下。

本研究所使用的財務變量分別定義如下：

模型Ⅰ：為了確定主營業(yè)務收入凈額與銷管費用之間確實具有相關性，且了解在尚未加入“本期主營業(yè)務收入凈額是否較前期增加或是減少”的區(qū)別虛擬變量之前，主營業(yè)務收入凈額的變動與銷管費用變動幅度之間的關系，在模型中增加虛擬變量，用以區(qū)別“兩岸上市公司的主營業(yè)務收入凈額變動，對銷管費用變動的影響程度”，故建立本研究模型Ⅰ：

其中：

SGAi，t：第i家公司第t期的銷管費用。

sales i，t：第i家公司第t期的主營業(yè)務收入凈額。

chn： 區(qū)分臺灣及大陸數(shù)據(jù)的虛擬變量，當chn 為 1 時， 表示大陸資料;當 chn 為0 時， 表示臺灣資料。

εi，t ： 第i家公司于第t期的殘差。

如果β1﹥0表示主營業(yè)務收入凈額確實是銷管費用的成本動因，對正常企業(yè)而言，β1應處于0至1之間，該值越接近1，表明營業(yè)收入凈額對銷管費用的影響越大，亦即銷管費用中變動費用占總費用的比重越大。

模型Ⅱ：

本研究假說二認為管理層會等待信息以制定決策，決策與成本變動實現(xiàn)之間的時間延遲現(xiàn)象，將造成銷管費用的粘性程度在主營業(yè)務收入凈額減少的下一期反轉(zhuǎn)。為驗證假說二，本研究采用下列的回歸模型Ⅱ，探討時間因素對銷管費用粘性的影響。在模型中增加虛擬變量chn，主要區(qū)別“兩岸上市公司銷管費用粘性反轉(zhuǎn)程度的不同”，故建立本研究模型Ⅱ：

其中：Di，t-1： 為一虛擬變量，當?shù)趇家公司第t-1期的主營業(yè)務收入凈額相對于第t-2期為減少時，其值為1，增加時其值為0。其他變量與模型Ⅰ相同模型Ⅱ系將前兩期主營業(yè)務收入凈額的變動對于當期銷管費用增減變動幅度的影響做整體考慮。

第二節(jié)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本研究中國大陸(1994年至2003年)及臺灣(1975年至2003年)，我們選取了1997年12月31日前上市的公司作為樣本。這樣每家公司至少有7年(1997年上市)或8年(1997年以前上市) ，計算增長率時，分別有6年或7年，符合本研究的需要。選擇樣本的標準如下：

(1)排除金融保險業(yè);金融保險是特殊行業(yè)，負債比率和一般公司不同，經(jīng)營過程和經(jīng)營范圍都是不可比較，所以用一般選取樣本的做法將它排除。

(2)中國大陸在 CSMAR數(shù)據(jù)庫，中國臺灣各變量數(shù)據(jù)取自臺灣經(jīng)濟新報社數(shù)據(jù)庫，若有變量數(shù)據(jù)不全的公司將被排除于樣本外;

有的公司數(shù)據(jù)缺失，本研究需要長時間的數(shù)據(jù)研究，時間序列數(shù)據(jù)，為了不讓數(shù)據(jù)對研究結(jié)果造成影響，所以將它排除。

(3)研究期間主營業(yè)務收入凈額或銷管費用需大于0。這兩種變量的值為0或負值時將會導致本研究參數(shù)估計產(chǎn)生偏差，故刪除之。

這些企業(yè)都屬非正常企業(yè)，經(jīng)營特征和正常企業(yè)不同，把這些數(shù)據(jù)放在一起研究，會干擾我們的研究結(jié)果。

(4)研究期間主營業(yè)務收入凈額小于銷管費用需的樣本， 屬于異常樣本， 故刪除之。

這些企業(yè)都屬非正常企業(yè)，經(jīng)營特征和正常企業(yè)不同，把這些數(shù)據(jù)放在一起研究，會干擾我們的研究結(jié)果。

(5)至少于1997年年底前上市的公司。本研究是時間序列的研究，時間數(shù)據(jù)要足夠才能保證每個企業(yè)的時間段供我們研究。

本研究的分析方法采用回歸分析(Regression Analysis) 。所謂回歸分析，系指單一分析性反應變量(Y)對多個分析性解釋變量(X1，X2，……，Xk)函數(shù)關系之統(tǒng)計分析模型。換言之，回歸分析的目的在探討(X1，X2，……，Xk)的改變，如何影響Y變化的程度?；貧w系數(shù)(Regression Coefficient)則是衡量變動程度的指標，也是檢定的核心，用以探討模型的可用性及個別解釋變量的解釋力是否顯著。

由于本研究所選取的樣本來自兩岸上市公司，而上市公司所處的產(chǎn)業(yè)類別及企業(yè)規(guī)模皆存在著許多差異。因此本研究所采用的研究模型之變量皆以比率(ratio)的方式表示，再分別對解釋變量及反應變量取對數(shù)以改善各公司變量的可比較性及和緩潛在的殘差異質(zhì)化(Heteroskedasticity)問題。

三、實證結(jié)果與分析

兩岸的比較分析

1. 模型Ⅰ實證結(jié)果

從表3-1臺灣中得知 salesi，t/salesi，t-1的系數(shù)β1估計值為0.54543(t統(tǒng)計值 為70.09)， 并為顯著正值。如果不考慮主營業(yè)務收入凈額增加或減少， 對銷管費用調(diào)整所造成的不對稱影響時， 銷管費用的調(diào)整幅度為主營業(yè)務收入凈額變動幅度的55%。

主營業(yè)務收入凈額的變動對銷管費用變動的影響程度，臺灣大于大陸，這說明臺灣企業(yè)的銷管費用中，變動費用占大多數(shù)，超過50%，而大陸企業(yè)的銷管費用中，變動費用所占的比重僅為百分之26%，反映了兩岸企業(yè)的銷管費用在成本性態(tài)方面的顯著差異。

1.t-值中以 * 表示 10% 顯著水平 ， * * 表示5%顯著水平 ， * * * 表示1%顯著水平。

2. 模型Ⅱ?qū)嵶C結(jié)果

由表3-2臺灣得知系數(shù)β1估計值為 0.55767 (t統(tǒng)計值 為 45.08)， 并為顯著正值， 說明當主營業(yè)務收入凈額增加一個百分點時，銷管費用會相對增加56%。系數(shù)β2估計值為-0.24648(t統(tǒng)計值 為 -8.67 )， 并為顯著負值。說明當本期主營業(yè)務收入凈額低于前期時， 銷管費用的調(diào)整幅度也會因而減少。這與模型(1)的實證結(jié)果均相同， 顯示假說 1所稱的粘性，進一歩得到支持。β1+β2的加總值為 0.31119，說明當主營業(yè)務收入凈額減少一個百分點時，銷管費用減少的幅度為31%，小于當主營業(yè)務收入凈額增加一個百分點時， 銷管費用增加的幅度56%。由此可知，銷管費用的成本態(tài)性確實存在”粘性”的現(xiàn)象。

系數(shù)β3估計值為 0.09880 (t統(tǒng)計值為10.10)為顯著正值。由上述實證結(jié)果得知:前期主營業(yè)務收入凈額的變化效果的確會延續(xù)到下一期并進一步影響該期銷管費用的調(diào)整幅度，且該影響的變動方向為正。而系數(shù)β4估計值 0.08186 (t統(tǒng)計值為3.02)， 為顯著正值。其中β4為前期遞延至本期的銷管費用調(diào)整幅度， 實證結(jié)果顯示β4＞0 ，且︱β2︱＞β4，表示當?shù)趖-1期的主營業(yè)務收入凈額低于第t-2 期時，在經(jīng)過一期的觀察及調(diào)整后，銷管費用的粘性會在第t 期出現(xiàn)部分反轉(zhuǎn)的跡象，與假說3的推論結(jié)果一致，此實證結(jié)果顯示:管理層在面對原有資源配置是否進行調(diào)整的問題時，確實會出現(xiàn)決策延遲的現(xiàn)象。

前面已經(jīng)提到，由于臺灣的市場經(jīng)濟較大出起步早，發(fā)展也較為成熟，我們預計臺灣銷管費用的“粘性”應該相對較低，但在僅引進一期的銷售收入變動數(shù)據(jù)后我們并沒有得到預期的結(jié)果。因此在本模型中，我們引進了滯后一期的銷售收入變動資料，發(fā)現(xiàn)結(jié)果與預期一致，β7的系數(shù)顯著為負，因而β2＋β7小于β2，表明大陸企業(yè)的費用“粘性”大于臺灣企業(yè)。另外，β9的符號為正，且為邊際顯著（p值為0.1102），從而β4＋β9大于β4，表明反轉(zhuǎn)的程度大陸大于臺灣，大陸出現(xiàn)決策延遲的現(xiàn)象比臺灣嚴重。

1.t-值中以 * 表示 10% 顯著水平 ， * * 表示5%顯著水平 ， * * * 表示1%顯著水平。

四、研究結(jié)論

實證結(jié)果匯總?cè)缦拢赫f明兩岸的主營業(yè)務收入凈額的變動對銷管費用變動的影響程度，臺灣大于大陸。銷管費用變動相對于主營業(yè)務收入凈額之變動的粘性，大陸小于臺灣。

管理層在面對原有資源配置是否進行調(diào)整的問題時， 確實會出現(xiàn)決策延遲的現(xiàn)象。反轉(zhuǎn)的程度大陸大于臺灣， 大陸出現(xiàn)決策延遲的現(xiàn)象比臺灣嚴重。 說明當公司連續(xù)兩期的主營業(yè)務收入凈額都出現(xiàn)負成長的情況時，管理層認為需求減少的可能性提高，會更愿意檢討資源配置， 使銷管費用的粘性程度出現(xiàn)減緩的現(xiàn)象程度，大陸不如臺灣。對于連續(xù)衰退情況，臺灣上市公司對未來的預期比大陸悲觀。說明在宏觀經(jīng)濟處于成長時期時，管理層對未來景氣抱持樂觀的態(tài)度， 使銷管費用的粘性程度大陸比臺灣更明顯。 說明當企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模越大時， 管理層在進行處分資產(chǎn)等配置的過程中， 需要付出更高的成本，使得銷管費用粘性的程度大陸比臺灣更明顯。

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