梁上坤

0 引言

近年來，越來越多的研究開始關(guān)注宏觀政策環(huán)境對(duì)微觀公司行為的影響(Julio and Yook，2012；Cao et al.，2013； Francis et al.，2014；Wang et al.，2014；Colak et al.，2015；Lee et al.，2015；Gulen and Ion，2016)。相比西方國家，在轉(zhuǎn)型與新興經(jīng)濟(jì)的中國，政府對(duì)于市場一直都擁有較為強(qiáng)大的影響力和干預(yù)力，以此為背景展開研究因而十分必要和恰當(dāng)(陸正飛和韓非池，2013)。與之相應(yīng)，這一領(lǐng)域確實(shí)吸引了大量的國內(nèi)目光并取得了豐富的研究成果，包括：貨幣政策的影響(葉康濤和祝繼高，2009；祝繼高和陸正飛，2009；靳慶魯?shù)龋?012；饒品貴和姜國華，2013；朱小能和周磊，2018等)、產(chǎn)業(yè)政策的影響(陸正飛和韓非池，2013；韓乾和洪永淼，2014；黎文靖和鄭曼妮，2016,Chen et al.，2017)、通貨膨脹的影響(饒品貴和張會(huì)麗，2015；李青原等，2015；饒品貴等，2016；羅勇根等，2018等)、匯率政策的影響(章貴橋，2015)等。

在上述研究基礎(chǔ)上，本文關(guān)注了政策不確定性對(duì)公司成本粘性的影響(1)根據(jù)Baker等(2016)，本文的政策不確定性主要指政府關(guān)于財(cái)政、貨幣、匯率、稅收等宏觀政策未來走向的不確定性。Baker等(2016)指出政策不確定性對(duì)于經(jīng)濟(jì)運(yùn)行具有重要影響，比如聯(lián)邦公開市場委員會(huì)(Federal Open Market Committee)和國際貨幣基金組織(IMF)均認(rèn)為美國和歐盟在財(cái)政和貨幣政策上的不確定是2008年全球金融危機(jī)發(fā)生及危機(jī)后經(jīng)濟(jì)緩慢復(fù)蘇的重要原因。。成本粘性描述的是成本和收入變化不對(duì)稱的現(xiàn)象。若收入上升時(shí)成本的邊際增加量大于收入下降時(shí)成本的邊際減少量，即認(rèn)為出現(xiàn)了成本粘性現(xiàn)象(Anderson et al.，2003)(2)成本和費(fèi)用對(duì)應(yīng)著不同的會(huì)計(jì)科目，因而現(xiàn)有研究既有成本粘性研究，也有費(fèi)用粘性研究。然而兩者的理論基礎(chǔ)與研究方法十分接近，可以共通，本文因此不作詳細(xì)的區(qū)分。。與一般的經(jīng)營上升時(shí)的擴(kuò)張投資決策不同，成本粘性更側(cè)重于體現(xiàn)經(jīng)營下滑時(shí)公司對(duì)于維持投資決策的考量和選擇，是公司運(yùn)營效率和風(fēng)險(xiǎn)不同側(cè)面的重要補(bǔ)充。單個(gè)公司存在成本粘性現(xiàn)象，意味著收入下降時(shí)，公司的利潤會(huì)加速下滑(3)如果公司存在成本粘性現(xiàn)象，根據(jù)定義，則意味著相對(duì)于收入上升時(shí)，收入下降時(shí)成本的邊際減少量更小，也即收入下降時(shí)，公司的利潤會(huì)加速下滑。。而若這一現(xiàn)象在地區(qū)或者行業(yè)內(nèi)大范圍存在，將不僅可能意味著較為嚴(yán)重的資源誤配，還可能引發(fā)系統(tǒng)性的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)(梁上坤，2018)(4)部分研究已經(jīng)注意到加總成本粘性對(duì)于宏觀經(jīng)濟(jì)的預(yù)測作用，比如趙剛等(2020)發(fā)現(xiàn)省級(jí)層面加總的成本粘性對(duì)于未來的失業(yè)率具有預(yù)測作用。。在當(dāng)前我國整體行業(yè)產(chǎn)能過剩的背景下，借助此項(xiàng)重要的公司運(yùn)營決策考察政策不確定性的宏觀作用，因而具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義(5)當(dāng)前我國的各項(xiàng)產(chǎn)品生產(chǎn)早已走出供不應(yīng)求的匱乏狀態(tài)，反而鋼鐵、電解鋁、水泥、造船、風(fēng)電設(shè)備、光伏電池等多項(xiàng)產(chǎn)業(yè)存在著嚴(yán)重的產(chǎn)能過剩。據(jù)中國鋼鐵工業(yè)協(xié)會(huì)統(tǒng)計(jì)，2011—2012年全國新投產(chǎn)煉鋼產(chǎn)能約1.25億噸，同期淘汰煉鋼產(chǎn)能約3700萬噸，新增產(chǎn)能卻近9000萬噸；而在2016年，全國各省的有效產(chǎn)能更是凈增3659萬噸。。

具體地，本文提出并嘗試探索以下兩方面的問題：第一，在政策背景下，微觀層面的公司成本粘性是否會(huì)受到宏觀層面的政策不確定性的影響？第二，如果存在影響，那么在不同約束條件下這一關(guān)系是否以及如何存在差異？以2000—2016年中國A股制造業(yè)上市公司為樣本，本文圍繞以上問題展開研究。結(jié)果顯示：政策不確定性會(huì)強(qiáng)化成本粘性，政策不確定性越高，公司的成本粘性越大；區(qū)分公司的債務(wù)壓力，這一強(qiáng)化作用主要體現(xiàn)在債務(wù)壓力較低的公司，在債務(wù)壓力較高的公司不存在；區(qū)分公司的競爭壓力，這一強(qiáng)化作用主要體現(xiàn)在競爭壓力較低的公司，在競爭壓力較高的公司不存在。進(jìn)一步的研究顯示，政策不確定性對(duì)人力成本粘性和非人力成本粘性的作用存在異質(zhì)性，對(duì)非人力成本粘性影響顯著；此外，地方政府官員換屆對(duì)成本粘性不具有顯著影響。

本文的研究具有以下兩點(diǎn)可能的貢獻(xiàn)：第一，從政策不確定性角度拓展了宏觀政策環(huán)境對(duì)微觀公司行為影響的研究。已有文獻(xiàn)從貨幣政策、產(chǎn)業(yè)政策、通貨膨脹、匯率政策等多個(gè)方面考察了宏觀政策對(duì)微觀公司行為的影響。然而一方面，這些研究往往關(guān)注的是單一政策的影響，而不同政策其實(shí)施理念和實(shí)施效果可能存在協(xié)同或者沖突(謝平和張曉樸，2002；汪洋，2005)，那么考察整體政策環(huán)境的影響將更加全面；另一方面，以往研究大多關(guān)注于政策強(qiáng)度帶來的影響，而本文則關(guān)注了政策波動(dòng)引發(fā)的不確定性帶來的影響，這為政策環(huán)境影響的研究提供了新的視角。

第二，為公司成本粘性的調(diào)整成本動(dòng)因探索增添了證據(jù)。動(dòng)因探索是成本粘性研究的核心，然而相比管理層機(jī)會(huì)主義動(dòng)因的豐富探索(Chen et al.，2012；Dierynck et al.，2012；Kama and Weiss，2013；崔學(xué)剛和徐金亮，2013；梁上坤，2016；劉慧龍等，2017；梁上坤，2018)，調(diào)整成本動(dòng)因的探索卻較為有限。在此背景下本文選取政策不確定性展開研究，較為系統(tǒng)地討論了不同政策不確定性水平下公司投資削減決策的成本、收益及其變化，有力地豐富了成本粘性調(diào)整成本動(dòng)因的研究。鑒于中國是一個(gè)政策改革較為頻繁的新興國家，本文的發(fā)現(xiàn)將為成本粘性的跨國比較提供一定的借鑒。此外，本文顯示債務(wù)壓力與競爭壓力會(huì)削弱政策不確定性與成本粘性的關(guān)系，這將為成本粘性的治理提供一定的啟發(fā)。

需要指出的是，Lee et al.(2015)研究了政府官員換屆對(duì)公司成本粘性的影響，本文與之有一定相似，但并不等同。一方面，政府官員換屆并不是政策不確定性的唯一來源。在政府官員換屆外，政治變革、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、外交聯(lián)系等均可能導(dǎo)致政策不確定性的變化。同時(shí)，非換屆年份的政策不確定性變化也無法由政府官員換屆變量捕捉。另一方面，政策不確定性并非政府官員換屆的唯一后果。比如，對(duì)原有政企關(guān)系的打破以及加劇市場的樂觀預(yù)期都會(huì)對(duì)公司行為產(chǎn)生影響(Julio and Yook，2012；戴亦一等，2014；Lee et al.，2015)。因此，本文以BBD中國指數(shù)(BBD China Index)衡量政策不確定性展開研究，有利于排除噪音干擾，更加清潔地揭示不確定性本身所起的作用(6)此外，跨國研究更容易受到遺漏變量的內(nèi)生性問題干擾。。

本文后續(xù)的結(jié)構(gòu)如下：第1部分是文獻(xiàn)回顧、理論分析與假設(shè)發(fā)展，第2部分是研究設(shè)計(jì)，第3部分是實(shí)證分析與結(jié)果，最后是研究結(jié)論。

1 文獻(xiàn)回顧、理論分析與研究假設(shè)

1.1 文獻(xiàn)回顧

1.1.1 政策不確定性

近年來，越來越多的研究開始關(guān)注宏觀政治因素對(duì)微觀公司行為的影響。以政府官員換屆衡量政策不確定性的研究就是其中較豐富的一支(7)在跨國研究中，政治官員換屆一般為國家領(lǐng)導(dǎo)人的選舉或變更；在一國研究中，一般為地方領(lǐng)導(dǎo)人的選舉或變更(如美國研究州層面的州長，中國研究省級(jí)層面的省委書記、省長或市級(jí)層面的市委書記、市長)。。政府官員變更引發(fā)的變化主要有三方面：第一，會(huì)帶來政策實(shí)施和資源分配的不連續(xù)性，增加公司投資和運(yùn)營的風(fēng)險(xiǎn)；第二，會(huì)打破原有的政企關(guān)聯(lián)，使資源分配重新洗牌；第三，在競爭式的選舉下，會(huì)增加市場對(duì)未來的樂觀預(yù)期(Julio and Yook，2012；戴亦一等，2014；Lee et al.，2015)。

上述三方面變化會(huì)帶來一系列后續(xù)影響。宏觀上，由于破壞了政策實(shí)施和資源分配的連續(xù)性，政府官員變更會(huì)加劇資本市場動(dòng)蕩，提高資本成本，降低經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度(王賢彬等，2009；Durnev，2012；Colak et al.，2015；羅黨論和佘國滿，2015)。微觀上，政府官員變更引發(fā)的不確定性增加會(huì)提高公司“等待”的價(jià)值，公司會(huì)降低投資水平(Julio and Yook，2012；曹春方，2013；徐業(yè)坤等，2013；Gulen and Ion，2016)；為應(yīng)對(duì)未來投資機(jī)會(huì)，公司會(huì)保持較高的現(xiàn)金水平(姜彭等，2015)；為分散風(fēng)險(xiǎn)，公司會(huì)尋求跨板并購(Siyong et al.，2015；Cao et al.，2019)；公司財(cái)務(wù)決策更加穩(wěn)健，現(xiàn)金股利支出會(huì)減少(Huang et al.，2013；雷光勇等，2015)；由于原有政企關(guān)聯(lián)的斷裂，公司會(huì)增加慈善捐贈(zèng)試圖重構(gòu)(戴亦一等，2014)。

除使用政府官員換屆衡量政策不確定性進(jìn)行研究之外，一些研究使用Baker et al.(2016)設(shè)計(jì)的BBD指數(shù)研究政策不確定性的影響。Pstor and Veronesi(2013)、Brogaard et al.(2014)發(fā)現(xiàn)政策不確定性對(duì)證券定價(jià)具有重要影響。Wang et al.(2014)、Gulen and Ion(2016)、饒品貴等(2017)顯示政策不確定性的提高會(huì)降低公司的投資水平。此外，Cao et al.(2013)發(fā)現(xiàn)政策不確定性較高時(shí)，公司會(huì)選擇較為保守的資本結(jié)構(gòu)，債務(wù)融資更少被使用。陳勝藍(lán)和李占婷(2017)發(fā)現(xiàn)隨著經(jīng)濟(jì)政策不確定性加大，分析師傾向于負(fù)向修正盈余預(yù)測，支持了分析師“保守主義”假說。

1.1.2 成本粘性

Anderson et al.(2003)在財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)領(lǐng)域開啟了成本粘性的研究，他們針對(duì)美國上市公司的研究發(fā)現(xiàn)，樣本公司的銷售收入每增長1%，成本僅增長0.55%；而銷售收入每下降1%，成本僅下降0.35%，即存在成本粘性現(xiàn)象。隨后的研究顯示成本粘性在世界各國公司中普遍存在(孫錚和劉浩，2004；Calleja，2006)，由此成本粘性的研究焦點(diǎn)逐漸轉(zhuǎn)向動(dòng)因探索。時(shí)至今日，調(diào)整成本、管理層樂觀和管理層機(jī)會(huì)主義被認(rèn)為是成本粘性最重要的三方面動(dòng)因(Banker et al.，2011)。

首先，調(diào)整成本動(dòng)因。如果資源的處置收益和重置成本相同，那么公司可以隨意調(diào)節(jié)資源的使用。然而由于政策管制和市場摩擦等原因，實(shí)際的重置成本往往高于處置收益。其中的差異部分即為調(diào)整成本，比如機(jī)器設(shè)備的運(yùn)輸、安裝、調(diào)試成本，員工的招聘、培訓(xùn)、解雇成本等。當(dāng)公司業(yè)務(wù)量下降時(shí)，管理層會(huì)參考調(diào)整成本，做出維持或削減決策。調(diào)整成本越高，項(xiàng)目削減的可能性越??；調(diào)整成本越低，則削減的可能性越大。Anderson et al.(2003)指出，人力資本相比于實(shí)物資本具有更高的調(diào)整成本，因而人力資本密集的公司其成本粘性更大。Banker et al.(2013)發(fā)現(xiàn)一國的雇員保護(hù)越完善，人力資本的粘性越大。劉媛媛和劉斌(2014)發(fā)現(xiàn)，我國2008年頒布的《勞動(dòng)保護(hù)法》提高了公司的人力成本粘性。江偉等(2015)認(rèn)為公司的融資約束會(huì)強(qiáng)化調(diào)整成本，因而融資約束越強(qiáng)的公司其成本粘性越小。

其次，管理層樂觀動(dòng)因。管理層在考慮維持或削減決策時(shí)，除了調(diào)整成本的大小外，還會(huì)考慮未來形勢(shì)的預(yù)期。如果管理層對(duì)未來形勢(shì)的預(yù)期較為樂觀，則維持項(xiàng)目的可能性會(huì)比較大。反之，如果管理層對(duì)未來形勢(shì)的預(yù)期較為悲觀，則會(huì)盡快選擇削減決策。由此，公司管理層的預(yù)期越為樂觀，公司的成本粘性越大。Anderson et al.(2003)和Banker et al.(2011)發(fā)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)增速較快以及所在行業(yè)成長性較高時(shí)，公司的成本粘性較大。梁上坤(2015)發(fā)現(xiàn)管理層過度自信程度越高，公司的成本粘性越大。盧銳和陳勝藍(lán)(2015)發(fā)現(xiàn)寬松的貨幣政策會(huì)提升公司的成本粘性。

最后，管理層機(jī)會(huì)主義動(dòng)因。由于代理沖突的存在，管理層的成本決策可能偏離最優(yōu)的資源配置，導(dǎo)致較大的成本粘性。為提升自身效用，管理層可能修建豪華辦公室、雇用大量的下屬人員。這些支出會(huì)隨公司收入的增長而增長，但收入下降時(shí)管理層卻不一定愿意削減，由此就帶來了成本粘性。Chen et al.(2012)發(fā)現(xiàn)管理層建造“個(gè)人帝國”的動(dòng)機(jī)會(huì)顯著增加公司的成本粘性。崔學(xué)剛和徐金亮(2013)發(fā)現(xiàn)跨境上市有利于降低公司成本粘性。梁上坤(2015)顯示高質(zhì)量的外部審計(jì)有利于抑制成本粘性。梁上坤(2018)發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者持股有利于降低成本粘性，劉慧龍等(2017)則發(fā)現(xiàn)金字塔層級(jí)的增加會(huì)增強(qiáng)成本粘性。

1.2 理論分析與研究假設(shè)

有關(guān)政策不確定性與公司成本粘性的直接討論，目前并不多見。Bernanke(1983)針對(duì)不確定性與新增投資決策的關(guān)系時(shí)分析指出，若投資項(xiàng)目難以轉(zhuǎn)回，那么面對(duì)高不確定性，推遲投資的決策是有價(jià)值的；同時(shí)如果不確定性伴隨著壞消息，那么不確定性的增加會(huì)導(dǎo)致投資降低。就宏觀形勢(shì)而言，當(dāng)政策不確定性較高，且未來可能出臺(tái)不利的財(cái)政、稅收、貨幣或環(huán)境政策時(shí)，公司會(huì)推遲投資。Julio and Yook(2012)進(jìn)一步補(bǔ)充，即使未來出臺(tái)的是有利政策，不確定性也可能延緩?fù)顿Y。原因在于，政策的變化會(huì)導(dǎo)致不同投資項(xiàng)目預(yù)期收益的改變。在此不確定性下，公司會(huì)推遲新增投資決策，將資源留待未來。

與上述邏輯一致，不確定性同樣會(huì)影響公司維持或削減投資的決策(8)需要指出的是，在政策不確定性較高的情況下，業(yè)務(wù)量增加時(shí)的投資水平和業(yè)務(wù)量下降時(shí)的投資水平可能同時(shí)受到抑制。而此處考察的項(xiàng)目維持決策其立足點(diǎn)是已受到政策不確定性影響的業(yè)務(wù)量增加時(shí)的投資水平，此時(shí)增量的變化就會(huì)反映到粘性上。當(dāng)政策不確定性較高時(shí)，在已有的投資水平上，如果出現(xiàn)業(yè)務(wù)量下滑，那么項(xiàng)目更可能會(huì)推遲削減。而當(dāng)政策不確定性較低時(shí)，在已有的投資水平上，如果出現(xiàn)業(yè)務(wù)量下滑，那么項(xiàng)目更可能會(huì)立刻削減。由此，政策不確定性越高會(huì)帶來越強(qiáng)的成本粘性。。本文認(rèn)為，政策不確定性對(duì)于成本粘性的影響，主要受到成本粘性三方面動(dòng)因中的調(diào)整成本動(dòng)因的影響。Anderson et al.(2003)指出，調(diào)整成本是公司維持或削減投資決策的重要考慮。當(dāng)公司收入下降時(shí)，如果立即執(zhí)行削減決策，公司會(huì)獲得一定的收益：比如，處置資產(chǎn)獲得的資金以及節(jié)約裁減員工的薪酬。同時(shí)，公司也會(huì)面臨一定的成本：直接的，公司需要支付解雇員工的補(bǔ)償(Banker et al.，2013；劉媛媛和劉斌，2014)；間接的，若未來形勢(shì)好轉(zhuǎn)，公司需要支付資產(chǎn)重置和重新雇傭員工的成本，并會(huì)降低對(duì)市場需求響應(yīng)的速度和策略調(diào)整的余地，損失競爭優(yōu)勢(shì)(Anderson et al.，2003)。需要指出的是，由于交易成本的存在，資產(chǎn)重置的價(jià)格往往高于處置時(shí)的價(jià)格；而解雇員工會(huì)降低公司聲譽(yù)，使得重新雇用需付出更高的成本(Banker et al.，2013)。以上三方面的成本收益因素的期望凈值會(huì)形成削減決策最終的調(diào)整成本(9)將收益記為Income，直接成本記為Outcome_de，間接成本記為Outcome_inde，未來形勢(shì)發(fā)生好轉(zhuǎn)的概率記為P，削減決策的調(diào)整成本記為Cost。則Cost=Outcome_de+P×Outcome_inde-Income。。若該調(diào)整成本越低，則削減決策執(zhí)行的概率越高，公司的成本粘性越小；反之，若該調(diào)整成本越高，則削減決策執(zhí)行的概率越低，公司的成本粘性越大。

結(jié)合政策不確定性的高低進(jìn)行分析，在低不確定性情況下，若公司當(dāng)期收入下降，則未來有較大的概率仍會(huì)出現(xiàn)收入下降(10)極端地，可以設(shè)想不確定性為零，則未來一期收入必然下降。。此時(shí)如果選擇削減項(xiàng)目策略，則收益和直接成本恒定，但期望的間接成本較低，由此總的調(diào)整成本較低。反之在高不確定性情況下，若公司當(dāng)期收入下降，一方面未來有較大的概率出現(xiàn)形勢(shì)好轉(zhuǎn)，此時(shí)如果采取削減項(xiàng)目策略，會(huì)面臨較高的間接成本期望，導(dǎo)致總的調(diào)整成本較高；另一方面即使未出現(xiàn)好轉(zhuǎn)，政策變化帶來不同投資項(xiàng)目預(yù)期收益的變化，也將有利于公司重新排序，決定最優(yōu)策略，加劇當(dāng)期的調(diào)整成本。由此當(dāng)政策不確定性較高時(shí)，由于較高的調(diào)整成本，收入下降的公司會(huì)傾向于推遲削減決策，從而導(dǎo)致公司成本粘性的增大。據(jù)此，形成本文的研究假設(shè)1。

研究假設(shè)1：政策不確定性較高時(shí)，公司的成本粘性較大。

政策不確定性會(huì)通過影響調(diào)整成本，在總體上推遲收入下降公司的削減決策。然而對(duì)于不同類型的公司，這一影響會(huì)存在差異，原因在于調(diào)整成本各細(xì)分部分對(duì)不同約束條件下的公司其實(shí)際效用并不一致。具體地，我們認(rèn)為上述政策不確定性對(duì)公司成本粘性的影響會(huì)隨著公司債務(wù)壓力和競爭壓力的差異而存在不同。首先從短期來看，負(fù)債水平較高的公司對(duì)眼前的削減決策的收益會(huì)更加重視，這一收益將被賦予更高的權(quán)重(11)江偉等(2015)將高負(fù)債水平視為更低的融資約束，由于其研究的是中小企業(yè)，因此從結(jié)果上來看取得高負(fù)債可以被視為具有更強(qiáng)的融資能力。而本文則更加關(guān)注高負(fù)債水平對(duì)未來借貸能力的壓縮以及會(huì)遭受更為嚴(yán)格的債權(quán)人監(jiān)督，因此認(rèn)為高負(fù)債水平的企業(yè)會(huì)面臨更強(qiáng)的短期營運(yùn)壓力。。一方面，負(fù)債水平較高的公司距離財(cái)務(wù)困境更近，公司可能不得不采取減少冗員和處置多余機(jī)器設(shè)備等短期策略換取生存；另一方面，公司負(fù)債水平較高時(shí)，債權(quán)人的話語權(quán)更大，對(duì)公司財(cái)務(wù)決策的干預(yù)力度更強(qiáng)，也可能使公司被動(dòng)地選取短期策略(Bernanke，1983；江偉等，2015；梁上坤，2015；盧銳和陳勝藍(lán)，2015)。而遠(yuǎn)期較低的間接成本此時(shí)會(huì)被忽視，導(dǎo)致負(fù)債水平較高的公司最終更偏向于加速削減決策。反之，負(fù)債水平較低的公司面臨的短期壓力較小，會(huì)推遲削減決策，以便更加充分地享受高政策不確定性下未來較低的間接成本。因而相對(duì)于負(fù)債水平較高的公司，相同條件下負(fù)債水平較低的公司選擇削減策略的可能性更低，即政策不確定性強(qiáng)化公司成本粘性的關(guān)系在低債務(wù)壓力公司中會(huì)更加明顯。據(jù)此，形成本文的研究假設(shè)2。

研究假設(shè)2：政策不確定性對(duì)公司成本粘性的強(qiáng)化作用在負(fù)債壓力低的公司中更加明顯。

其次從長期來看，競爭壓力較高的公司會(huì)更加注重未來較低的間接調(diào)整成本。Datta et al.(2013)指出，擁有差異化或高品質(zhì)的產(chǎn)品以及擁有高聲譽(yù)的品牌，可以幫助公司在市場中獲取競爭優(yōu)勢(shì)。這一競爭優(yōu)勢(shì)可以幫助公司抵御未來的風(fēng)險(xiǎn)：一方面，面對(duì)外來生產(chǎn)率的沖擊，這類公司因?yàn)檩^強(qiáng)的定價(jià)能力，可以維持較高的盈利水平；另一方面，面對(duì)消費(fèi)者需求的變化，這類公司往往也具有更強(qiáng)的調(diào)整能力(周夏飛和周強(qiáng)龍，2014；陳志斌和王詩雨，2015)。那么競爭壓力較低的公司若維持項(xiàng)目，一旦未來形勢(shì)好轉(zhuǎn)，會(huì)獲取高額現(xiàn)金流；而即使形勢(shì)并未好轉(zhuǎn)，較強(qiáng)的定價(jià)能力和調(diào)整能力下其損失也會(huì)較小。相比之下，競爭壓力較高的公司則更可能及早退出。因而相對(duì)于競爭壓力較高的公司，相同條件下競爭壓力較低的公司選擇削減策略的可能性更低，即政策不確定性強(qiáng)化公司成本粘性的關(guān)系在低競爭壓力公司中會(huì)更加明顯。據(jù)此，形成本文的研究假設(shè)3。

研究假設(shè)3：政策不確定性對(duì)公司成本粘性的強(qiáng)化作用在競爭壓力低的公司中更加明顯。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 模型構(gòu)建與變量定義

借鑒Anderson et al.(2003)、孫錚和劉浩(2004)等構(gòu)建回歸模型(1)，檢驗(yàn)本文的研究假設(shè)。模型(1)如下：

(1)

模型(1)包含的變量具體如下所述。

2.1.1 因變量

ΔLncost表示成本變動(dòng)，為公司當(dāng)年?duì)I業(yè)成本的自然對(duì)數(shù)與前一年?duì)I業(yè)成本自然對(duì)數(shù)之差。

2.1.2 自變量

ΔLnRev表示收入變動(dòng)，為公司當(dāng)年?duì)I業(yè)收入的自然對(duì)數(shù)與前一年?duì)I業(yè)收入自然對(duì)數(shù)之差。D表示收入下降，虛擬變量，若公司當(dāng)年?duì)I業(yè)收入相比上一年?duì)I業(yè)收入下降取1，否則取0。

Uncertain為政策不確定性，采用BBD中國指數(shù)衡量。BBD中國指數(shù)是Baker et al.(2016)設(shè)計(jì)的用于衡量政策不確定性的指標(biāo)，具體根據(jù)政策和經(jīng)濟(jì)不確定性的相關(guān)新聞報(bào)道數(shù)量計(jì)算(12)在Baker等(2016)之后，BBD指數(shù)也按月即時(shí)更新。BBD美國指數(shù)由三個(gè)分項(xiàng)指標(biāo)加權(quán)合成：有關(guān)政策和經(jīng)濟(jì)不確定性的新聞報(bào)道數(shù)量、即將到期的稅收法規(guī)數(shù)量、對(duì)于消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)和政府采購的預(yù)測分歧，權(quán)重分別為1/2、1/6、1/3。。借助龐大的數(shù)據(jù)采集和運(yùn)算支持，BBD指數(shù)較為精確地涵蓋了各項(xiàng)重要事件和變化，是學(xué)術(shù)界廣為接受的衡量政策不確定性的指標(biāo)(Cao et al.，2013；Pstor and Veronesi，2013；Brogaard et al.，2014；Francis et al.，2014；Wang et al.，2014；Suleman and Daglish，2015；Gulen and Ion，2016)。BBD中國指數(shù)為月度數(shù)據(jù)，取12個(gè)月BBD指數(shù)的均值隨后除以100得到變量Uncertain(13)穩(wěn)健性測試中嘗試了其他方法的取值，結(jié)果穩(wěn)定。。Uncertain數(shù)值越大，即為政策不確定性越高。

2.1.3 控制變量

Economic_Var為經(jīng)濟(jì)變量。根據(jù)調(diào)整成本動(dòng)因和管理層樂觀動(dòng)因，Anderson et al.(2003)認(rèn)為有四方面的因素對(duì)公司成本粘性構(gòu)成重要影響，將之歸納為經(jīng)濟(jì)變量(Economic Variables)。具體包括：連續(xù)兩年收入下降(D_twoyear)，虛擬變量，若公司營業(yè)收入連續(xù)兩年下降取1，否則取0；經(jīng)濟(jì)增長(Gdpgrowth)，當(dāng)年GDP相對(duì)上一年的增長率；人力資本密度(Einten)，以公司年末員工人數(shù)與當(dāng)年?duì)I業(yè)收入(百萬元)的比值衡量；固定資本密度(Ainten)，以公司年末資產(chǎn)總額與當(dāng)年?duì)I業(yè)收入的比值衡量。在模型中控制這四個(gè)變量本身及其與粘性的交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×Economic_Var)。

Control_Var表示以上經(jīng)濟(jì)變量外的其他控制變量。具體包括：盈利水平(Roa)，公司當(dāng)年凈利潤與年末資產(chǎn)總額的比值；財(cái)務(wù)杠桿(Lev)，公司年末負(fù)債總額占資產(chǎn)總額的比例；公司年齡(Age)，公司的上市年限；第一大股東持股比例(Sh)，公司年末第一大股東持股數(shù)占公司總股數(shù)的比例；獨(dú)立董事比例(Rinde)，公司年末獨(dú)立董事人數(shù)占董事會(huì)總?cè)藬?shù)的比例；兩職合一(Dual)，虛擬變量，若董事長、總經(jīng)理兩職合一取1，否則取0；管理層持股比例(Mshare)，公司年末管理層持股數(shù)占公司總股數(shù)的比例；公司所在地市場化水平(Index)，公司所在地省份當(dāng)年的市場化指數(shù)。

表1是本文主要變量的定義和說明。

表1 主要變量的定義和說明

2.1.4 預(yù)期結(jié)果

考慮模型(1)僅控制收入變動(dòng)(ΔLnRev)和粘性(ΔLnRev×D)兩項(xiàng)時(shí)的情況，若收入上升，即D=0時(shí)，ΔLnRev的回歸系數(shù)a1刻畫了收入上升1%時(shí)成本上升的比例；而收入下降，即D=1時(shí)，ΔLnRev的回歸系數(shù)a1與ΔLnRev×D的回歸系數(shù)a2共同刻畫了收入下降1%時(shí)成本下降的比例，成本下降比例為a1+a2。若a2為負(fù)且顯著，則意味著收入下降時(shí)成本下降的速率比營業(yè)收入上升時(shí)成本上升的速率顯著更低，即出現(xiàn)了明顯的成本粘性現(xiàn)象。若a2為正且顯著，則意味著出現(xiàn)了明顯的成本反粘性現(xiàn)象(見圖1)(14)成本研究的本意是關(guān)注業(yè)務(wù)量變化時(shí)成本的增減變化情況。然而上市公司的產(chǎn)量數(shù)據(jù)難以取得，不同商品的產(chǎn)量也無法簡單累加，因而使用營業(yè)收入替代。。成本粘性影響因素的進(jìn)一步檢驗(yàn)，根據(jù)該因素與粘性(ΔLnRev×D)交乘項(xiàng)系數(shù)的方向與顯著性，考察其加劇還是抑制粘性。

圖1 成本粘性與成本反粘性

研究假設(shè)1預(yù)期政策不確定性較高時(shí)，公司的成本粘性較大。若研究假設(shè)1成立，則模型(1)中政策不確定性與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×Uncertain)的系數(shù)a3應(yīng)該顯著為負(fù)，即政策不確定性會(huì)加劇成本粘性。

研究假設(shè)2預(yù)期政策不確定性對(duì)公司成本粘性的強(qiáng)化作用在負(fù)債壓力低的公司中更加明顯。研究假設(shè)3預(yù)期政策不確定性對(duì)公司成本粘性的強(qiáng)化作用在競爭壓力低的公司中更加明顯。由于模型(1)已經(jīng)包含了三項(xiàng)交乘項(xiàng)，故分別按公司的債務(wù)壓力和競爭壓力分組回歸，以檢驗(yàn)研究假設(shè)2和研究假設(shè)3。若研究假設(shè)2和研究假設(shè)3成立，則模型(1)中在債務(wù)壓力低的公司組和競爭壓力低的公司組，a3應(yīng)該顯著為負(fù)；在債務(wù)壓力高的公司組和競爭壓力高的公司組，a3應(yīng)該為正，或者為負(fù)但不顯著，或者為負(fù)顯著但絕對(duì)值顯著更小。

2.2 樣本選取

劉武(2006)發(fā)現(xiàn)中國上市公司的成本粘性存在明顯的行業(yè)差異，同時(shí)Weiss(2010)指出制造業(yè)公司的粘性測度受壟斷價(jià)格的干擾較小，故本文以制造業(yè)公司為研究對(duì)象。具體的，本文以2000—2016年中國A股制造業(yè)上市公司為樣本，獲得初始觀測18943個(gè)(15)由于成本變動(dòng)(ΔLncost)、收入變動(dòng)(ΔLnRev)、收入下降(D)變量需要使用上一期數(shù)據(jù)，連續(xù)兩年收入下降(D_Twoyear)變量需要使用上兩期數(shù)據(jù)，故本文實(shí)際使用了1998—2016年的數(shù)據(jù)。。隨后，依次進(jìn)行如下處理：(1)為減輕IPO伴隨的盈余管理的影響，剔除上市不滿兩年的觀測2894個(gè)；(2)為減輕極端值的影響，參考Chen et al.(2012)，剔除成本變化、收入變化低于1%、高于99%的觀測419個(gè)；(3)剔除其他數(shù)據(jù)缺失的觀測4176個(gè)，最終獲得11454個(gè)觀測用于實(shí)證分析。本文使用的財(cái)務(wù)和治理數(shù)據(jù)來自于CSMAR和CCER數(shù)據(jù)庫，使用STATA軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理和結(jié)果輸出。

3 實(shí)證分析與結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

表2報(bào)告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)?？梢园l(fā)現(xiàn)，成本變動(dòng)(ΔLncost)的均值為0.157、收入變動(dòng)(ΔLnRev)的均值為0.134、收入下降的觀測占比24.4%，這些統(tǒng)計(jì)值均與梁上坤等(2015)的發(fā)現(xiàn)接近。政策不確定性(Uncertain)的均值為1.540，標(biāo)準(zhǔn)差為0.834，表明樣本期間內(nèi)公司面臨的外部環(huán)境具有較大波動(dòng)，有可能對(duì)公司治理和決策產(chǎn)生較大影響。此外，樣本公司中連續(xù)兩年收入下降的觀測占比7.5%，盈利水平的均值為4.3%，財(cái)務(wù)杠桿的均值為42.6%，公司年齡平均為8年，獨(dú)立董事占比35.9%，兩職合一的公司占比17.7%，管理層持股比例的均值為3.8%，這些變量的統(tǒng)計(jì)值均處于正常范圍。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

續(xù)表

表3報(bào)告了本文主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣(限于篇幅，未報(bào)告其他控制變量)?？梢园l(fā)現(xiàn)，成本變動(dòng)(ΔLncost)、收入變動(dòng)(ΔLnRev)、收入下降(D)三者之間，連續(xù)兩年收入下降(D_Twoyear)與當(dāng)年收入下降(D)兩者之間，存在著較強(qiáng)的機(jī)械相關(guān)關(guān)系。政策不確定性(Uncertain)與經(jīng)濟(jì)增長(Gdpgrowth)負(fù)相關(guān)，意味著經(jīng)濟(jì)增長趨緩?fù)殡S著較高的政策不確定性，與Gulen and Ion(2016)的發(fā)現(xiàn)一致。其余變量(包括未報(bào)告的其他控制變量)之間的相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值基本在0.4以內(nèi)?；貧w時(shí)檢查了各變量的方差膨脹因子(VIF)，均在5以內(nèi)，因此多重共線性對(duì)本文回歸結(jié)果的干擾不大。

表3 主要變量的相關(guān)系數(shù)矩陣

注：*、**和***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著。

3.2 研究假設(shè)檢驗(yàn)

3.2.1 研究假設(shè)1檢驗(yàn)： 政策不確定性與公司成本粘性

表4報(bào)告了研究假設(shè)1的回歸結(jié)果。模型回歸時(shí)，控制了公司固定效應(yīng)(Firm)以及CSRC標(biāo)準(zhǔn)下的制造業(yè)細(xì)分行業(yè)效應(yīng)(Industry)，并報(bào)告經(jīng)異方差調(diào)整的t值。這些處理可以提高結(jié)果的穩(wěn)健性。第(1)列僅包含收入變動(dòng)(ΔLnRev)和粘性(ΔLnRev×D)兩項(xiàng)。結(jié)果顯示，收入變動(dòng)(ΔLnRev)的系數(shù)為正，且在1%水平下顯著，即公司的營業(yè)成本總體上隨營業(yè)收入的變化而同向變化；粘性(ΔLnRev×D)的系數(shù)為負(fù)，且在1%水平下顯著，由此表明樣本公司存在明顯的成本粘性現(xiàn)象。第(2)列增加了經(jīng)濟(jì)變量、經(jīng)濟(jì)變量與粘性的交乘項(xiàng)及其他控制變量。結(jié)果顯示，人力資本密度與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×Einten)以及固定資本密度與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×Ainten)的系數(shù)均在1%水平下顯著，表明兩者是成本粘性的重要驅(qū)動(dòng)因素(16)注意到第(2)列粘性本身(LogIncomeR×D)不再負(fù)向顯著。然而這一變化并不能簡單地視為粘性的消失，而是在整體粘性存在的情況下(如第(1)列結(jié)果)，隨著更多動(dòng)因的識(shí)別(比如Anderson等(2003)識(shí)別的四個(gè)經(jīng)濟(jì)變量以及未來新發(fā)現(xiàn)的變量)，初始發(fā)現(xiàn)的“粘性”會(huì)逐漸被剝離，由新發(fā)現(xiàn)的變量承擔(dān)解釋。與本文類似，Chen等(2012)的結(jié)果也顯示加入經(jīng)濟(jì)變量與粘性的交乘項(xiàng)以及解釋變量與粘性的交乘項(xiàng)后，粘性本身不再顯著。。第(3)列進(jìn)一步加入政策不確定性(Uncertain)及其與粘性的交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×Uncertain)(17)若僅加入政策不確定性及其與粘性的交乘項(xiàng)，不控制經(jīng)濟(jì)變量、經(jīng)濟(jì)變量與粘性交乘項(xiàng)以及控制變量，則ΔLnRev×D×Uncertain的系數(shù)也為負(fù)，且在1%水平下顯著。。結(jié)果顯示，政策不確定性與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×Uncertain)的系數(shù)為負(fù)，且在1%水平下顯著(18)由于本文研究的對(duì)象是營業(yè)成本，而不是管理費(fèi)用，因此模型的擬合優(yōu)度高于Anderson等(2003)，但與Banker等(2011)、Kama和Weiss(2013)等接近。。這一結(jié)果表明，隨著政策不確定性的增強(qiáng)，公司的成本粘性趨于增加，即政策不確定性強(qiáng)化了成本粘性。表4的發(fā)現(xiàn)支持了研究假設(shè)1。

表4 政策不確定性與公司成本粘性

續(xù)表

注：括號(hào)中為t值，*、**和***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著。

3.2.2 研究假設(shè)2檢驗(yàn)： 政策不確定性、債務(wù)壓力與公司成本粘性

為檢驗(yàn)研究假設(shè)2，根據(jù)財(cái)務(wù)杠桿是否低于行業(yè)中位數(shù)將公司區(qū)分為低債務(wù)壓力公司組與高債務(wù)壓力公司組。表5報(bào)告了回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，第(1)列低債務(wù)壓力公司組，政策不確定性與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×Uncertain)的系數(shù)為負(fù)，且在1%水平下顯著。第(2)列高債務(wù)壓力公司組，政策不確定性與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×Uncertain)的系數(shù)為負(fù)，不顯著。這一結(jié)果表明，政策不確定性對(duì)公司成本粘性的強(qiáng)化作用主要體現(xiàn)于低債務(wù)壓力公司；而在高債務(wù)壓力公司中，政策不確定性對(duì)公司成本粘性不具有顯著影響。表5的結(jié)果顯示債務(wù)壓力對(duì)于政策不確定性與公司成本粘性的關(guān)系具有顯著的調(diào)節(jié)影響，這一發(fā)現(xiàn)支持了研究假設(shè)2。

表5 政策不確定性、債務(wù)壓力與公司成本粘性

續(xù)表

注：括號(hào)中為t值，*、**和***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著。

3.2.3 研究假設(shè)3檢驗(yàn)： 政策不確定性、競爭壓力與公司成本粘性

為檢驗(yàn)研究假設(shè)3，參考以往文獻(xiàn)(Gaspar and Massa，2006；周夏飛和周強(qiáng)龍，2014)，采用勒納指數(shù)(Lener Index)衡量公司的競爭壓力，勒納指數(shù)為1減去營業(yè)成本與營業(yè)收入之比。勒納指數(shù)越大，表明競爭壓力越低。隨后首先在行業(yè)層面，將不同行業(yè)的勒納指數(shù)(行業(yè)內(nèi)公司勒納指數(shù)的中位數(shù))相比，區(qū)分出低競爭壓力行業(yè)組和高競爭壓力行業(yè)組(19)如使用勒納指數(shù)的均值作為分組標(biāo)準(zhǔn)，得到的回歸結(jié)果保持一致。；其次在公司層面，根據(jù)勒納指數(shù)是否高于行業(yè)中位數(shù)將公司區(qū)分為低競爭壓力公司組與高競爭壓力公司組(20)為減輕內(nèi)生性影響，取上一年的負(fù)債水平與勒納指數(shù)進(jìn)行分組。。

表6報(bào)告了回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，第(1)列低競爭壓力行業(yè)組，政策不確定性與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×Uncertain)的系數(shù)為負(fù)，且在5%水平下顯著。第(2)列高競爭壓力行業(yè)組，政策不確定性與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×Uncertain)的系數(shù)為負(fù)，不顯著。第(3)列低競爭壓力公司組，政策不確定性與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×Uncertain)的系數(shù)為負(fù)，且在5%水平下顯著。第(4)列高競爭壓力公司組，政策不確定性與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×Uncertain)的系數(shù)為負(fù)，不顯著。以上結(jié)果表明，政策不確定性對(duì)公司成本粘性的強(qiáng)化作用主要體現(xiàn)于公司競爭壓力較低時(shí)；而當(dāng)公司競爭壓力較高時(shí)，政策不確定性對(duì)公司成本粘性不具有顯著影響。表6的結(jié)果顯示競爭壓力對(duì)于政策不確定性與公司成本粘性的關(guān)系具有顯著的調(diào)節(jié)影響，這一發(fā)現(xiàn)支持了研究假設(shè)3。

表6 政策不確定性、競爭壓力與公司成本粘性

續(xù)表

注：括號(hào)中為t值，*、**和***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著。

3.3 穩(wěn)健性測試

3.3.1 內(nèi)生性問題討論

1) 變動(dòng)的政策不確定性的檢驗(yàn)

對(duì)因變量和自變量取差分值的變動(dòng)模型可以較好地緩解遺漏變量的內(nèi)生性問題，故在以往研究中被廣泛使用(方軍雄，2009；江偉，2010)。因此，本部分考察變動(dòng)的政策不確定性對(duì)成本粘性的影響(21)由于成本粘性模型的特殊設(shè)計(jì)，本文無法對(duì)因變量和自變量同時(shí)取差分值：一方面在于模型中包含了高次交乘項(xiàng)，增加了解釋難度；另一方面在于模型的因變量和自變量已經(jīng)是變化的差量。。本文將當(dāng)年的政策不確定性(Uncertain)分解為兩部分：上一年的政策不確定性(LagUncertain)以及當(dāng)年與上一年政策不確定性的差異(DifUncertain)。隨后，使用LagUncertain、DifUncertain替代Uncertain分別與粘性交乘，納入模型(1)回歸。若結(jié)果顯示，上一年政策不確定性與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×LagUncertain)的系數(shù)顯著，而變動(dòng)的政策不確定性與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×DifUncertain)的系數(shù)不顯著，則本文之前發(fā)現(xiàn)的結(jié)果更有可能是遺漏變量干擾的結(jié)果。

表7 Panel A報(bào)告了回歸結(jié)果(22)為節(jié)約篇幅，未報(bào)告經(jīng)濟(jì)變量、經(jīng)濟(jì)變量與粘性交乘項(xiàng)以及控制變量的回歸結(jié)果，但這些結(jié)果未出現(xiàn)異常。。結(jié)果顯示，第(1)列全樣本中上一年政策不確定性與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×LagUncertain)的系數(shù)為負(fù)，且在5%水平下顯著，同時(shí)變動(dòng)的政策不確定性與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×DifUncertain)的系數(shù)為負(fù)，且在1%水平下顯著。此外，第(2)列低債務(wù)壓力公司組、第(4)列低競爭壓力行業(yè)組、第(6)列高競爭壓力公司組，上一年政策不確定性與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×LagUncertain)的系數(shù)、變動(dòng)的政策不確定性與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×DifUncertain)的系數(shù)均為負(fù)，且在1%、或5%水平下顯著。而第(3)列高債務(wù)壓力公司組、第(5)列高競爭壓力行業(yè)組、第(7)列高競爭壓力公司組，上一年政策不確定性與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×LagUncertain)的系數(shù)、變動(dòng)的政策不確定性與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×DifUncertain)的系數(shù)均不顯著。這些結(jié)果增強(qiáng)了之前發(fā)現(xiàn)的穩(wěn)健性。

2) 考慮出口業(yè)務(wù)的檢驗(yàn)

本文的理論分析認(rèn)為，出于成本收益的不同考慮公司會(huì)根據(jù)政策不確定性的變化而調(diào)整成本決策，同時(shí)本文以BBD中國指數(shù)衡量政策不確定性。那么對(duì)于商業(yè)活動(dòng)不局限于國內(nèi)的上市公司，即具有出口業(yè)務(wù)的上市公司，其成本調(diào)整受國內(nèi)政策不確定性的影響會(huì)趨弱。反之，若其商業(yè)活動(dòng)完全發(fā)生于國內(nèi)，那么成本調(diào)整決策會(huì)受到政策不確定性更重要的影響。為檢驗(yàn)這一推論，本文手工收集了公司出口收入數(shù)據(jù)，隨后將樣本公司分為無出口收入公司組與有出口收入公司組，進(jìn)行檢驗(yàn)(23)該數(shù)據(jù)目前收集截至2014年，故此處的回歸樣本量有所下降。。表7 Panel B報(bào)告了回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，第(1)列無出口收入公司組，政策不確定性與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×Uncertain)的系數(shù)為負(fù)，且在10%水平下顯著。第(2)列有出口收入公司組，政策不確定性與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×Uncertain)的系數(shù)為負(fù)，不顯著。這一結(jié)果表明，政策不確定性對(duì)于僅在國內(nèi)開展商業(yè)活動(dòng)公司的成本粘性具有顯著的強(qiáng)化作用，對(duì)于具有出口業(yè)務(wù)的公司則不具有顯著影響。這一發(fā)現(xiàn)加強(qiáng)了本文邏輯，并與Cao et al.(2019)發(fā)現(xiàn)吻合。以無出口收入公司為基準(zhǔn)的進(jìn)一步分組測試結(jié)果盡管顯著性有所下降，但基本穩(wěn)定。

3.3.2 加權(quán)計(jì)算政策不確定性的檢驗(yàn)

本文之前使用12個(gè)月BBD中國指數(shù)的均值衡量政策不確定性。然而，年內(nèi)不同時(shí)期的政策不確定性對(duì)公司當(dāng)年成本決策的影響可能不同，年初的政策波動(dòng)對(duì)全年表現(xiàn)的影響可能更大。故本部分采用加權(quán)計(jì)算的方法計(jì)算政策不確定性。具體的，將第一個(gè)季度三個(gè)月賦權(quán)4、將第二個(gè)季度三個(gè)月賦權(quán)3、將第三個(gè)季度三個(gè)月賦權(quán)2、將第四個(gè)季度三個(gè)月賦權(quán)1，加權(quán)計(jì)算后除以100得到Uncertain。表7 Panel C報(bào)告了回歸結(jié)果。結(jié)果保持穩(wěn)定。

表7 穩(wěn)健性測試

續(xù)表

續(xù)表

續(xù)表

注：括號(hào)中為t值，*、**和***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著。

3.3.3 控制操控性應(yīng)計(jì)的檢驗(yàn)

陳磊等(2012)、江偉等(2015)等以往文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，公司的盈余管理行為會(huì)影響成本粘性。為排除這一影響，本部分控制操控性應(yīng)計(jì)進(jìn)行檢驗(yàn)。根據(jù)Dechow et al.(1995)，計(jì)算出公司的操控性應(yīng)計(jì)，取其絕對(duì)值計(jì)為(Absda)，以衡量公司的盈余管理程度。將其單獨(dú)項(xiàng)及其與粘性的交乘項(xiàng)納入模型(1)，進(jìn)行回歸。表7 Panel D報(bào)告了回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，各列中操控性應(yīng)計(jì)與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×Absda)的系數(shù)均顯著，由此顯示操控性應(yīng)計(jì)確實(shí)對(duì)成本粘性存在重要影響。在此基礎(chǔ)上，之前有關(guān)政策不確定性的結(jié)果保持穩(wěn)定。

3.3.4 剔除金融危機(jī)年份的檢驗(yàn)

馬永強(qiáng)和張澤南(2013)發(fā)現(xiàn)，2008年發(fā)生的金融危機(jī)對(duì)我國公司的成本粘性產(chǎn)生了系統(tǒng)性影響。為減輕金融危機(jī)發(fā)生對(duì)本文結(jié)果的沖擊，本部分剔除2008年和2009年觀測，進(jìn)行檢驗(yàn)(24)若僅剔除2008年觀測檢驗(yàn)，結(jié)果一致。。表7 Panel E報(bào)告了回歸結(jié)果。結(jié)果保持穩(wěn)定。

3.3.5 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

除上述測試外，本文還進(jìn)行了未報(bào)告的其他穩(wěn)健性測試：(1)為減輕管理層機(jī)會(huì)主義的影響(Chen et al.，2012)，控制財(cái)務(wù)杠桿、公司年齡、第一大股東持股比例、獨(dú)立董事比例、兩職合一、管理層持股比例、公司所在地市場化水平、跨境上市、四大審計(jì)、董事會(huì)規(guī)模、分析師跟蹤等變量的單獨(dú)項(xiàng)及其與粘性的交乘項(xiàng)；(2)與Kama and Weiss(2013)一致，針對(duì)公司總的經(jīng)營成本(營業(yè)成本與期間費(fèi)用之和)展開研究；(3)以公司年末固定資產(chǎn)總額與當(dāng)年?duì)I業(yè)收入的比值衡量固定資本密度；(4)以公司當(dāng)年的勒納指數(shù)度量競爭壓力；(5)使用行業(yè)內(nèi)公司勒納指數(shù)均值進(jìn)行分組；(6)以操控性應(yīng)計(jì)的原始值衡量盈余管理；(7)剔除當(dāng)年并購重組金額超過年末公司資產(chǎn)總額20%的觀測回歸。這些測試的結(jié)果均不改變之前的發(fā)現(xiàn)。

3.4 拓展性分析

3.4.1 政策不確定性、人力成本粘性與非人力成本粘性

本文之前的分析認(rèn)為，債務(wù)壓力及競爭壓力不同的公司之間由于調(diào)整成本的差異，受到政策不確定性的影響會(huì)不一致。沿此邏輯，在同一公司內(nèi)部，政策不確定性對(duì)不同類型成本的粘性——人力成本粘性與非人力成本粘性的影響也應(yīng)存在差異，有兩方面主要的原因：一方面，Anderson et al.(2003)、Banker et al.(2013)以及劉媛媛和劉斌(2014)等基于不同國家的研究指出，勞動(dòng)法規(guī)中有關(guān)工資水平以及雇用保護(hù)的規(guī)定使得雇傭關(guān)系的調(diào)整難度相對(duì)較高，公司一般不會(huì)輕易涉足這一調(diào)整；另一方面，在我國，由于國有經(jīng)濟(jì)和地方保護(hù)的存在，雇傭關(guān)系調(diào)整受到的限制進(jìn)一步放大(曾慶生和陳信元，2006；張敏等，2013)。這兩方面原因都將使得公司面臨宏觀環(huán)境變化時(shí)，優(yōu)先考慮非人力資本的調(diào)整。即公司面臨不同程度的宏觀政策不確定性時(shí)，非人力成本的粘性會(huì)受到較大影響，而人力成本粘性受到的影響較小。

為檢驗(yàn)這一推論，參考陸正飛等(2012)，以“支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金”扣除高管薪酬，衡量普通員工的人力成本，以營業(yè)成本扣減人力成本衡量非人力成本，進(jìn)行檢驗(yàn)。類似與ΔLncost的定義，ΔLncostL表示人力成本變動(dòng)，為公司當(dāng)年人力成本的自然對(duì)數(shù)與前一年人力成本自然對(duì)數(shù)之差；ΔLncostNL表示非人力成本變動(dòng)，為公司當(dāng)年非人力成本的自然對(duì)數(shù)與前一年非人力成本自然對(duì)數(shù)之差。表8報(bào)告了回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，第(1)列人力成本粘性檢驗(yàn)中，政策不確定性與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×Uncertain)的系數(shù)為正，不顯著。第(2)列非人力成本粘性檢驗(yàn)中，政策不確定性與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×Uncertain)的系數(shù)為負(fù)，且在1%水平下顯著。這一結(jié)果表明，政策不確定性對(duì)公司成本粘性的強(qiáng)化作用主要體現(xiàn)于非人力成本粘性上，對(duì)人力成本粘性則不具有顯著影響。這一發(fā)現(xiàn)與推論一致。

表8 政策不確定性、人力成本粘性與非人力成本粘性

續(xù)表

注：括號(hào)中為t值，*、**和***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著。

3.4.2 政策不確定性、政府官員換屆與成本粘性

以往有文獻(xiàn)以政府官員換屆衡量政策的不確定性(曹春方，2013；徐業(yè)坤等，2013；戴亦一等，2014；羅黨論和佘國滿，2015)。由于深入到區(qū)域?qū)用?，這一衡量提供了一定的增量信息，故我們將政府官員(省級(jí)地方政府領(lǐng)導(dǎo)人)換屆作為政策不確定性的衡量納入研究(25)鑒于數(shù)據(jù)的可得性，目前只取得了省級(jí)地方政府領(lǐng)導(dǎo)人換屆的數(shù)據(jù)。。定義虛擬變量政府官員換屆(Leaderch)，若公司所在地當(dāng)年省級(jí)地方政府領(lǐng)導(dǎo)人換屆取1，否則取0。

表9報(bào)告了回歸結(jié)果，第(1)列、第(2)列剔除了中央企業(yè)觀測。第(1)列包含政府官員換屆(Leaderch)單獨(dú)項(xiàng)及其與粘性交乘項(xiàng)。結(jié)果顯示，政府官員換屆與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×Leaderch)的系數(shù)為負(fù)，但不顯著。第(2)列進(jìn)一步加入政策不確定性(Uncertain)單獨(dú)項(xiàng)及其與粘性交乘項(xiàng)。結(jié)果顯示，政府官員換屆與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×Leaderch)的系數(shù)為正，不顯著，而政策不確定性與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×Uncertain)的系數(shù)為負(fù)，且在10%水平下顯著。第(3)列、第(4)列進(jìn)一步剔除了非國有企業(yè)觀測。結(jié)果顯示，政府官員換屆與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×Leaderch)的系數(shù)為負(fù)，但均不顯著；而政策不確定性與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×Uncertain)的系數(shù)為負(fù)，且在1%水平下顯著。即地方政府官員換屆對(duì)成本粘性不存強(qiáng)化作用，而以BBD指數(shù)衡量的政策不確定性對(duì)公司成本粘性始終存在顯著影響。以上結(jié)果產(chǎn)生的原因可能與前述討論一致，地方政府官員換屆不僅包含了未來的不確定性，也包含了其他一些噪音，比如政企關(guān)系斷裂。斷裂的政企關(guān)系有可能促使公司加速削減銷售下滑的項(xiàng)目，這與不確定性對(duì)成本粘性的影響相反。

表9 政策不確定性、政府官員換屆與成本粘性

續(xù)表

注：括號(hào)中為t值，*、**和***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著。

3.4.3 政治、社會(huì)環(huán)境穩(wěn)定替代性動(dòng)因的檢驗(yàn)

前文的研究發(fā)現(xiàn)隨著政策不確定性的增強(qiáng)，公司的成本粘性趨于增加，其理論解釋是基于調(diào)整成本的經(jīng)濟(jì)考慮。然而類似于政府官員，政治、社會(huì)環(huán)境穩(wěn)定的考慮，也可能導(dǎo)致公司成本粘性的增大(王賢彬和董一軍，2017)。那么，若考慮這一動(dòng)因，本文之前的發(fā)現(xiàn)是否存在？對(duì)此，接下來進(jìn)行檢驗(yàn)。本文認(rèn)為這一動(dòng)因的具體踐行，取決于管理層的晉升預(yù)期：一方面，若管理層的考核中包含穩(wěn)定目標(biāo)時(shí)，則晉升預(yù)期較高的管理層會(huì)承擔(dān)更多的社會(huì)責(zé)任，表現(xiàn)出較高的成本粘性；另一方面，若管理層的考核中不包含穩(wěn)定目標(biāo)時(shí)，則晉升預(yù)期較高的管理層會(huì)更快速地裁減項(xiàng)目、解雇員工，表現(xiàn)出較低的成本粘性。

參考楊瑞龍等(2013)、曹偉等(2016)、步丹璐等(2017)，管理層的年齡、學(xué)歷、前任管理層是否晉升以及業(yè)績?cè)鲩L是影響國有企業(yè)管理層晉升的主要因素。由此，首先定義平均年齡(Age)，為董事長和總經(jīng)理年齡的平均值；學(xué)歷(Edu)，虛擬變量，董事長或總經(jīng)理具有博士學(xué)位取1，否則取0；前任管理層是否晉升，虛擬變量，前任董事長或總經(jīng)理晉升取1，否則取0；業(yè)績?cè)鲩L(Perfgrow)，為公司營業(yè)收入增長率。隨后，針對(duì)上述四個(gè)變量進(jìn)行主成分分析，由其綜合得分得到管理層的晉升預(yù)期水平(Promote)。在回歸模型(1)中加入按照晉升預(yù)期水平(Promote)及其與粘性的交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×Promote)，進(jìn)行測試。結(jié)果如表10(26)由于學(xué)歷信息的缺失，降低了樣本數(shù)量。。結(jié)果顯示，第(1)列國有公司中，晉升預(yù)期與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×Promote)的系數(shù)為正，不顯著；而政策不確定性與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×Uncertain)的系數(shù)為負(fù)，在5%水平下顯著。為避免政治、社會(huì)穩(wěn)定動(dòng)因外溢至非國有公司而產(chǎn)生影響，將這一檢驗(yàn)拓展至所有國有公司及非國有公司。第(2)列全樣本中，晉升預(yù)期與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×Promote)的系數(shù)為正，依然不顯著；而政策不確定性與粘性交乘項(xiàng)(ΔLnRev×D×Uncertain)的系數(shù)為負(fù)，在1%水平下顯著。以上結(jié)果并未支持政策不確定性下政治、社會(huì)環(huán)境穩(wěn)定的替代性動(dòng)因。

表10 政治、社會(huì)環(huán)境穩(wěn)定替代性動(dòng)因的檢驗(yàn)

續(xù)表

續(xù)表

注：括號(hào)中為t值，*、**和***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著。

4 研究結(jié)論

本文關(guān)注了政策不確定性對(duì)公司成本決策的影響。以2000—2016年中國A股制造業(yè)上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)：政策不確定性對(duì)公司成本粘性具有顯著的強(qiáng)化作用，政策不確定性越高，公司成本粘性越大。若區(qū)分公司的債務(wù)壓力與競爭壓力，這一強(qiáng)化作用主要體現(xiàn)于債務(wù)壓力較低的公司和競爭壓力較低的公司，在債務(wù)壓力較高的公司和競爭壓力較高的公司不存在。進(jìn)一步的研究還發(fā)現(xiàn)，政策不確定性對(duì)人力成本粘性和非人力成本粘性的作用存在異質(zhì)性；并且，地方政府官員換屆對(duì)成本粘性不具有顯著影響。本文較為全面地展示了宏觀環(huán)境波動(dòng)對(duì)公司成本粘性的影響，對(duì)于公司成本粘性的動(dòng)因研究具有重要啟示。

當(dāng)然，本文仍存在一定不足：第一，成本粘性的計(jì)量與識(shí)別。有關(guān)公司成本粘性的研究近年來才逐漸展開，其計(jì)量的方法仍存在一定爭論。比如，Weiss(2010)提出了基于季度經(jīng)營狀況波動(dòng)的成本粘性的計(jì)量方法。但經(jīng)營的季節(jié)周期性較強(qiáng)的公司使用這一方法可能會(huì)導(dǎo)致較大的測算偏誤，同時(shí)季度報(bào)告不要求強(qiáng)制審計(jì)，可信度較低，故本文未采用這一方法驗(yàn)證。第二，政策不確定性的度量。本文目前采用Baker et al.(2016)設(shè)計(jì)的BBD指數(shù)研究政策不確定性的影響。但這一方法一方面難以體現(xiàn)區(qū)域?qū)用娴漠愘|(zhì)性，另一方面其度量的參考較為單一。這兩方面的不足都可能影響本文發(fā)現(xiàn)的穩(wěn)健性，因?yàn)槭潜疚哪壳按嬖诘木窒?，也有待未來的探?27)比如，李兵等(2018)采用了以基于中文報(bào)紙的大數(shù)據(jù)文本分析計(jì)算的不確定性指數(shù)。。