公司成本費(fèi)用波動(dòng)非對(duì)稱效應(yīng)實(shí)證研究

□文/裘腰軍

（寧波職業(yè)技術(shù)學(xué)院浙江·寧波）

公司成本費(fèi)用波動(dòng)非對(duì)稱效應(yīng)實(shí)證研究

□文/裘腰軍

（寧波職業(yè)技術(shù)學(xué)院浙江·寧波）

本文從財(cái)務(wù)費(fèi)用波動(dòng)角度分析上市公司由于非慣性財(cái)務(wù)費(fèi)用引致的成本波動(dòng)非對(duì)稱效應(yīng)特征。并從財(cái)務(wù)費(fèi)用非連續(xù)的波動(dòng)所引致的成本非對(duì)稱性波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)角度出發(fā)，為公司內(nèi)部成本控制與管理提供風(fēng)險(xiǎn)管理決策的理論依據(jù)；通過(guò)模型驗(yàn)證得出，從事制造業(yè)的公司由市場(chǎng)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)引發(fā)的公司財(cái)務(wù)費(fèi)用以及二者交叉作用風(fēng)險(xiǎn)從而引致的公司成本費(fèi)用波動(dòng)存在顯著的非對(duì)稱效應(yīng)特征。

財(cái)務(wù)費(fèi)用；非對(duì)稱效應(yīng)；成本風(fēng)險(xiǎn)

原標(biāo)題：基于財(cái)務(wù)費(fèi)用視角的公司成本費(fèi)用波動(dòng)非對(duì)稱效應(yīng)實(shí)證研究——來(lái)自我國(guó)制造業(yè)上市公司β系數(shù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

收錄日期：2016年7月28日

一、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

財(cái)務(wù)費(fèi)用在會(huì)計(jì)學(xué)上是指企業(yè)為籌集生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)所需資金而發(fā)生的費(fèi)用，包括匯兌損失（減匯兌收益）、利息支出（減利息收入）以及相關(guān)的手續(xù)費(fèi)等。同時(shí)，根據(jù)最新頒布的新企業(yè)財(cái)務(wù)通則，企業(yè)應(yīng)當(dāng)建立常態(tài)的內(nèi)部成本控制系統(tǒng)，強(qiáng)化企業(yè)內(nèi)部成本預(yù)算約束，推進(jìn)成本質(zhì)量的控制方法，實(shí)行成本定額管理、全員管理和全過(guò)程控制。但是當(dāng)前市場(chǎng)波動(dòng)、可投資項(xiàng)目非持續(xù)及偶然性條件下，企業(yè)為了籌集可投資項(xiàng)目資金，或應(yīng)付非常規(guī)性市場(chǎng)波動(dòng)帶來(lái)的企業(yè)財(cái)務(wù)費(fèi)用的波動(dòng)，比如臨時(shí)性的金融機(jī)構(gòu)借款或發(fā)行債券籌集資金所引發(fā)的利息和手續(xù)費(fèi)等突發(fā)性財(cái)務(wù)費(fèi)用增加在企業(yè)各項(xiàng)費(fèi)用支出中所占比重越來(lái)越大。因此，由企業(yè)財(cái)務(wù)費(fèi)用引發(fā)的管理風(fēng)險(xiǎn)成本已經(jīng)成為當(dāng)前企業(yè)內(nèi)部成本風(fēng)險(xiǎn)管理的重要內(nèi)容（苗鳳宏，2011）。在傳統(tǒng)的成本與管理會(huì)計(jì)學(xué)科理論架構(gòu)上，成本習(xí)性被定義為：企業(yè)成本總額的變動(dòng)與其業(yè)務(wù)量之間的依存關(guān)系。企業(yè)營(yíng)運(yùn)過(guò)程中變動(dòng)成本僅隨著企業(yè)當(dāng)期業(yè)務(wù)量的變化而呈正比例的變化（江偉、胡玉明，2011），暗含一個(gè)假定是：成本隨著企業(yè)業(yè)務(wù)量上升和下降的變動(dòng)幅度是相同的，企業(yè)成本的波動(dòng)即對(duì)稱的（Noreen，1991）。但Cooper、Kaplan和Noreen等研究認(rèn)為這一暗含假定與現(xiàn)實(shí)中成本管理的實(shí)踐不相符合，企業(yè)業(yè)務(wù)量上升引起的成本費(fèi)用增加的幅度要大于業(yè)務(wù)量下降時(shí)引起成本費(fèi)用減少的幅度，二者是不對(duì)稱的。Anderson、Banker、Janakirama在2003年借用經(jīng)濟(jì)學(xué)中價(jià)格剛性的概念將成本在企業(yè)業(yè)務(wù)量上升時(shí)增加的幅度大于業(yè)務(wù)量下降時(shí)減少的幅度這一現(xiàn)象稱為成本費(fèi)用剛性。

目前，針對(duì)企業(yè)整體成本費(fèi)用黏性即是剛性的研究基本上趨于成熟。但是針對(duì)具體的企業(yè)內(nèi)部非慣性財(cái)務(wù)費(fèi)用引起的非對(duì)稱成本波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)方面的研究文獻(xiàn)并不多見(jiàn)，綜觀現(xiàn)有的研究，大多是從企業(yè)實(shí)體營(yíng)運(yùn)角度進(jìn)行成本剛性研究，基本上沒(méi)有考慮由成本非對(duì)稱波動(dòng)引致的風(fēng)險(xiǎn)角度出發(fā)進(jìn)行研究，更沒(méi)用針對(duì)性的對(duì)從企業(yè)內(nèi)部財(cái)務(wù)費(fèi)用非慣性波動(dòng)引起的非對(duì)稱成本風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行研究。因此，本文從財(cái)務(wù)費(fèi)用非慣性波動(dòng)引致成本非對(duì)稱變化引致的風(fēng)險(xiǎn)的角度出發(fā)，研究由風(fēng)險(xiǎn)引致的公司成本費(fèi)用非對(duì)稱效應(yīng)特征。在此基礎(chǔ)上本文分四部分，第二部分就是理論模型的引進(jìn)及相關(guān)變量選擇；然后是模型實(shí)證結(jié)果及分析；最后是本文結(jié)論。

二、模型的設(shè)定及變量選擇的經(jīng)濟(jì)學(xué)原理

結(jié)合本文研究核心是市場(chǎng)波動(dòng)引致的上市公司財(cái)務(wù)費(fèi)用非慣性波動(dòng)所產(chǎn)生的成本費(fèi)用的非對(duì)稱分析，則根據(jù)前文對(duì)成本費(fèi)用剛性的定義，本文選取了非對(duì)稱的CARCH模型作為實(shí)證分析模型。因?yàn)樵谫Y本市場(chǎng)中前人研究者發(fā)現(xiàn)：在利好或利空消息的沖擊下，資產(chǎn)向下運(yùn)動(dòng)的幅度往往要比向上運(yùn)動(dòng)的幅度要大，表明資本市場(chǎng)中存在一種信息沖擊的非對(duì)稱效應(yīng)。這種非對(duì)稱效應(yīng)的存在也會(huì)在一定程度上引致一個(gè)企業(yè)的資本或成本波動(dòng)率對(duì)市場(chǎng)的下跌的反應(yīng)比對(duì)市場(chǎng)上升反應(yīng)幅度要大，而研究這種非對(duì)稱效應(yīng)存在常用的模型就是EGARCH模型。但本文研究公司財(cái)務(wù)費(fèi)用非慣性波動(dòng)產(chǎn)生內(nèi)部成本費(fèi)用的非對(duì)稱性波動(dòng)造成的成本風(fēng)險(xiǎn)，同時(shí)由于公司財(cái)務(wù)費(fèi)用風(fēng)險(xiǎn)波動(dòng)在很大程度上和市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)波動(dòng)相聯(lián)系，因此從風(fēng)險(xiǎn)形成的影響期限來(lái)說(shuō)，存在暫時(shí)或偶然性風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)及長(zhǎng)期或必然性的風(fēng)險(xiǎn)成本效應(yīng)，對(duì)應(yīng)所造成的公司成本費(fèi)用的波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)也可分為暫時(shí)和長(zhǎng)期效應(yīng)，同時(shí)進(jìn)一步考慮到市場(chǎng)波動(dòng)引致財(cái)務(wù)費(fèi)用非慣性波動(dòng)引致的成本費(fèi)用風(fēng)險(xiǎn)，因此在模型中對(duì)這一因素進(jìn)行控制，基于以上波動(dòng)期限效應(yīng)分析，為把這種波動(dòng)期限效應(yīng)在實(shí)證分析中加以控制，筆者選取了非對(duì)稱的CARCH模型。則本文非對(duì)稱的CARCH模型的具體形式設(shè)定為：

表1 成本方程（1）中變量序列的基本描述統(tǒng)計(jì)

其中，在成本方程（1）式中，Cr為樣本公司的成本費(fèi)用增長(zhǎng)率，Si為樣本公司資產(chǎn)規(guī)模；Le為公司的財(cái)務(wù)杠桿；Tof為公司資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率；Lr為公司資產(chǎn)負(fù)債比；Egr為公司收入增長(zhǎng)率；Cg為公司財(cái)務(wù)費(fèi)用增長(zhǎng)率；βt為公司的t期的貝塔系數(shù)。其計(jì)算公式為，其中Cov（Rit，RM）是第i種證券的收益與市場(chǎng)組合收益之間的協(xié)方差；σ2（RM）是市場(chǎng)組合收益的方差。在方差方程中，σ2t為公司t期波動(dòng)率；Bt為隨著時(shí)間變化的長(zhǎng)期變動(dòng)率；z為外生變量；d為虛擬變量，表示負(fù)向沖擊，當(dāng)μt-1＜0時(shí)，dt=1，反之，當(dāng)μt-1≥0，dt=0。只要γ≠0，外源性市場(chǎng)波動(dòng)沖擊就會(huì)對(duì)變動(dòng)率的短期波動(dòng)產(chǎn)生非對(duì)稱效應(yīng)影響，也即是說(shuō)短期波動(dòng)中存在非對(duì)稱效應(yīng)，而在長(zhǎng)期，波動(dòng)率沖擊的影響主要體現(xiàn)在系數(shù)ρ的變化上。則綜上分析可知：當(dāng)γ＞0，存在外源性負(fù)向沖擊即μt-1＜0時(shí)，外源性沖擊引起公司t期ln（βt）短期波動(dòng)為（α+γ），結(jié)合成本方程（1）可知：外源性負(fù)向沖擊通過(guò)公司t期ln（βt）波動(dòng)引起公司成本費(fèi)用的波動(dòng)為b7×（α+γ）；在控制市場(chǎng)外源性沖擊的條件下，財(cái)務(wù)費(fèi)用非慣性波動(dòng)對(duì)公司成本波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)為：b6×（α+γ）；同理二者交叉共同作用對(duì)公司成本波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)為：b8×（α+γ）；同理當(dāng)存在外源性正向沖擊時(shí)即μt-1≥0，該沖擊引起公司t期ln（βt）短期波動(dòng)為α，外源性市場(chǎng)波動(dòng)正向沖擊通過(guò)公司t期ln（βt）波動(dòng)引起三因素對(duì)公司成本費(fèi)用的波動(dòng)依次為：b7×α、b6×α、b8×α。長(zhǎng)期來(lái)看，外源性短期沖擊所形成的長(zhǎng)期變動(dòng)率通過(guò)公司t期ln（βt）波動(dòng)引起公司成本費(fèi)用的長(zhǎng)期波動(dòng)為b7×ρ。

三、樣本數(shù)據(jù)選擇及回歸結(jié)果分析

結(jié)合本文研究思路，筆者選取了屬于制造業(yè)的中國(guó)重工、航天動(dòng)力等216家國(guó)內(nèi)上市制造企業(yè)為樣本，考慮到樣本公司上市時(shí)間及實(shí)證分析的需要，筆者選取了216家樣本制造業(yè)2003～2011年上半季度的季度數(shù)據(jù)。對(duì)應(yīng)數(shù)據(jù)均來(lái)自于樣本公司相關(guān)財(cái)務(wù)報(bào)表及CSMAR系列研究數(shù)據(jù)庫(kù)及對(duì)應(yīng)樣本公司的年度財(cái)務(wù)報(bào)表。

為了避免整體變量序列數(shù)據(jù)中的部分?jǐn)?shù)據(jù)的異常值對(duì)整體回歸擬合結(jié)果造成擬合偏誤，我們首先對(duì)整體變量數(shù)據(jù)序列原始序列數(shù)據(jù)的基本統(tǒng)計(jì)規(guī)律分布進(jìn)行分析，成本方程（1）中變量序列的基本描述統(tǒng)計(jì)如表1所示。（表1）

由原始變量序列的整體基本統(tǒng)計(jì)描述分析結(jié)果看，各變量序列基本統(tǒng)計(jì)分布規(guī)律在一定程度上符合預(yù)期，成本費(fèi)用、收入增長(zhǎng)率和資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率呈現(xiàn)右偏分布，公司規(guī)模、杠桿水平及公司βt系數(shù)近似于正態(tài)分布，其中整體樣本制造業(yè)上市公司的杠桿水平較高，但是其財(cái)務(wù)費(fèi)用整體平均水平較低也接近于正態(tài)分布。

在對(duì)變量數(shù)據(jù)序列基本統(tǒng)計(jì)分布分析的基礎(chǔ)上，為了檢驗(yàn)成本方程（1）中樣本公司βt的系數(shù)及財(cái)務(wù)費(fèi)用系數(shù)是否具有顯著的成本風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)效應(yīng)，筆者首先利用216家樣本公司2003～2011年的季度數(shù)據(jù)所組成的非平衡面板數(shù)據(jù)對(duì)成本方程（1）進(jìn)行回歸。首先對(duì)成本方程（1）中的變量序列數(shù)據(jù)進(jìn)行整體（LLC）平穩(wěn)性檢驗(yàn)，其結(jié)果摘錄如下：

由檢驗(yàn)結(jié)果看：在5%的顯著水平上，序列數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。根據(jù)所選取面板數(shù)據(jù)的構(gòu)成，筆者在數(shù)據(jù)平穩(wěn)的基礎(chǔ)上直接對(duì)成本方程進(jìn)行固定效應(yīng)回歸，則成本方程回歸結(jié)果如下：

ln（Crt）=0.53-0.13×ln（Sit）+0.12×ln（Let）+0.06*×ln（Toft）+ 0.115*×ln（Lrt）+0.09*×ln（Egrt）+0.08×ln（Cgt）+0.107×ln（βt）+ 0.11*ln（Cgt）×ln（βt）（5）

（4.204）（-2.09）（2.402）（1.53）（-1.618）（1.61）（2.99）（3.27）（2.21）

則由成本方程回歸參數(shù)可知：樣本公司βt系數(shù)所衡量的市場(chǎng)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)于公司成本費(fèi)用邊際效應(yīng)為0.107，在這里表明市場(chǎng)波動(dòng)成本傳導(dǎo)參數(shù)為0.107；財(cái)務(wù)費(fèi)用的成本邊際效應(yīng)為0.08，表明在控制市場(chǎng)波動(dòng)的條件下公司財(cái)務(wù)費(fèi)用對(duì)于整體公司成本費(fèi)用的影響參數(shù)為0.08；同時(shí)二者交叉影響相對(duì)較大（0.11），并且三者在5%的置信水平上顯著。

在成本方程回歸基礎(chǔ)上，筆者對(duì)均值方程（2）與方差方程（3）、（4）進(jìn)行回歸。根據(jù)前文公司βt系數(shù)的計(jì)算公式，筆者首先計(jì)算以樣本上市公司為代表的制造業(yè)的行業(yè)βt值，其行業(yè)βt值是單個(gè)樣本公司βt值的加權(quán)平均，其權(quán)數(shù)是單個(gè)樣本公司總資產(chǎn)占行業(yè)總資產(chǎn)的比例。而單個(gè)樣本公司βt值則是根據(jù)計(jì)算公式利用單個(gè)公司季度收益與整個(gè)國(guó)內(nèi)A股市場(chǎng)季度市場(chǎng)收益計(jì)算而得。在此基礎(chǔ)上，筆者同樣對(duì)方程均值方程和方差方程中的變量序列數(shù)據(jù)進(jìn)行整體（LLC）平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果摘錄如下：

則由檢驗(yàn)結(jié)果看：在5%顯著水平上，序列數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。在此基礎(chǔ)上首先對(duì)均值方程（2）進(jìn)行OLS估計(jì)，并對(duì)估計(jì)結(jié)果利用ARCH效應(yīng)對(duì)其進(jìn)行殘差檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果摘錄如下：

由檢驗(yàn)結(jié)果看，在5%的顯著水平上，拒絕殘差序列不存在ARCH效應(yīng)的原假設(shè)，表明普通OLS回歸的殘差具有ARCH效應(yīng)。綜合以上分析和相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果，對(duì)均值方程及方差方程進(jìn)行回歸，則回歸結(jié)果摘錄如下：均值方程

方差方程：

由回歸結(jié)果及其待估計(jì)參數(shù)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量z值看：均值方程及方差方程在計(jì)量意義上顯著，也即是說(shuō)回歸參數(shù)在計(jì)量意義上具有很強(qiáng)的擬合能力。

結(jié)合前文及回歸結(jié)果分析可知：γ＝0.385＞0，α＝-0.011，b7＝0.107。當(dāng)公司面臨外源性負(fù)向（μt-1＜0）沖擊時(shí)，外源性市場(chǎng)波動(dòng)沖擊引起公司t期ln（βt）短期波動(dòng)為：（α+γ＝0.374），也即是說(shuō)外源性負(fù)向（利空消息）沖擊會(huì)引致公司當(dāng)期風(fēng)險(xiǎn)波動(dòng)幅度上升0.374個(gè)百分點(diǎn)；而正向（μt-1≥0）外源性市場(chǎng)波動(dòng)沖擊引起公司t期ln（βt）短期波動(dòng)為：α＝-0.011，也即是外源性正向（利好消息）引致公司當(dāng)期風(fēng)險(xiǎn)下降0.011個(gè)百分點(diǎn)，上升幅度（0.374）大于其下降幅度（0.011）表明不同性質(zhì)的消息對(duì)于以βt系數(shù)衡量的公司成本波動(dòng)影響具有非對(duì)稱效應(yīng)。同時(shí)，由成本方程（1）可以知道：樣本公司的風(fēng)險(xiǎn)對(duì)于其成本費(fèi)用的傳導(dǎo)系數(shù)為：b7＝0.107，同時(shí)在市場(chǎng)外源性正（負(fù)）向信息沖擊進(jìn)行控制條件下，引致的公司財(cái)務(wù)費(fèi)用對(duì)其公司整體成本風(fēng)險(xiǎn)的傳導(dǎo)系數(shù)為：b6＝0.08，在同等條件下二者的交叉影響因素引致的公司整體成本費(fèi)用風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)參數(shù)為：b8＝0.11。則我們可以得出公司財(cái)務(wù)費(fèi)用波動(dòng)引致公司整體成本費(fèi)用風(fēng)險(xiǎn)的比較靜態(tài)等式為：

則令（9）式等于0可得：βt＝0.486，因?yàn)棣聇取值遠(yuǎn)小于0.486，所以；由財(cái)務(wù)費(fèi)用引致公司整體成本費(fèi)用波動(dòng)的比較靜態(tài)等式可以知道：在市場(chǎng)波動(dòng)既定條件下財(cái)務(wù)費(fèi)用對(duì)公司整體成本費(fèi)用波動(dòng)影響是遞減的，并且其遞減的幅度是增加的。

則結(jié)合成本方程：外源性負(fù)向（利空消息）沖擊通過(guò)公司t期ln（βt）波動(dòng)引起公司成本費(fèi)用的波動(dòng)為b7×（α+γ）＝0.04，在控制市場(chǎng)外源性沖擊的條件下，財(cái)務(wù)費(fèi)用非慣性波動(dòng)對(duì)公司成本波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)為：b6×（α+γ）＝0.029；同理二者交叉共同作用對(duì)公司成本波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)為：b8×（α+γ）＝0.041。表明在其他條件不變情況下，我國(guó)A股市場(chǎng)利空消息沖擊會(huì)使從事制造業(yè)的公司當(dāng)期風(fēng)險(xiǎn)增加1個(gè)百分點(diǎn)從而引致該公司當(dāng)期成本費(fèi)用增加0.04個(gè)百分點(diǎn)；在控制市場(chǎng)外源性沖擊的條件下，財(cái)務(wù)費(fèi)用非慣性波動(dòng)對(duì)公司成本費(fèi)用波動(dòng)影響增加0.029個(gè)百分點(diǎn)，同時(shí)二者交叉共同作用對(duì)公司成本費(fèi)用波動(dòng)增加0.041個(gè)百分點(diǎn)；同上，當(dāng)A股市場(chǎng)存在外源性正向（利好消息）沖擊時(shí)，該沖擊引起公司t期ln（βt）短期波動(dòng)為α，外源性市場(chǎng)正向波動(dòng)沖擊通過(guò)公司t期ln（βt）波動(dòng)引起公司成本費(fèi)用的波動(dòng)為：b7×α＝-0.0012，基于外源性市場(chǎng)波動(dòng)沖擊的財(cái)務(wù)費(fèi)用非慣性波動(dòng)對(duì)公司成本費(fèi)用影響是b6×α＝-0.0008；二者交叉作用影響為b8× α＝-0.00121。

綜合實(shí)證分析顯示：外源性負(fù)向（利空消息）沖擊引致的公司成本費(fèi)用的波動(dòng)b7×（α+γ）＝0.04遠(yuǎn)大于外源性正向（利好消息）沖擊引致的公司成本費(fèi)用的波動(dòng)b7×α＝-0.0012，同樣財(cái)務(wù)費(fèi)用非慣性波動(dòng)引致的公司成本費(fèi)用的波動(dòng)b6×（α+γ）＝0.029遠(yuǎn)大于對(duì)應(yīng)利好消息造成的影響（-0.0008），二者的交叉作用同樣如此。表明從事制造業(yè)的公司由市場(chǎng)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)引發(fā)的公司財(cái)務(wù)費(fèi)用及二者交叉作用風(fēng)險(xiǎn)從而引致的公司成本費(fèi)用波動(dòng)存在顯著的非對(duì)稱效應(yīng)特征，具體來(lái)說(shuō)，利空消息會(huì)通過(guò)財(cái)務(wù)費(fèi)用波動(dòng)及二者交叉作用而引致公司成本費(fèi)用增加遠(yuǎn)大于利好消息引致公司成本費(fèi)用下降的幅度，表明制造業(yè)內(nèi)的公司成本費(fèi)用一旦增加就會(huì)形成黏性。最后，就是由長(zhǎng)期來(lái)看，外源性短期沖擊所形成的長(zhǎng)期變動(dòng)率通過(guò)公司t期ln（βt）波動(dòng)、財(cái)務(wù)費(fèi)用波動(dòng)及二者交叉作用波動(dòng)引起公司成本費(fèi)用的長(zhǎng)期波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)依次為：b7×ρ＝0.084；b6×ρ＝0.06，b8×ρ＝0.087表明從長(zhǎng)期來(lái)看，短期內(nèi)只要A股市場(chǎng)存在外源性沖擊，那么對(duì)于從事制造業(yè)的公司而言由整體市場(chǎng)波動(dòng)引發(fā)的公司波動(dòng)、財(cái)務(wù)費(fèi)用波動(dòng)及二者共同波動(dòng)均會(huì)使公司的成本費(fèi)用波動(dòng)增加。

四、結(jié)語(yǔ)

本文從財(cái)務(wù)費(fèi)用波動(dòng)角度分析了國(guó)內(nèi)上市公司由于非慣性財(cái)務(wù)費(fèi)用引致的成本波動(dòng)非對(duì)稱效應(yīng)特征，增加當(dāng)前國(guó)內(nèi)外對(duì)成本（費(fèi)用）波動(dòng)非對(duì)稱效應(yīng)研究領(lǐng)域的內(nèi)容，同時(shí)結(jié)合我國(guó)整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展背景、資本市場(chǎng)發(fā)育程度及在現(xiàn)有的我國(guó)企業(yè)成本剛性的存在性、成因等方面分析的基礎(chǔ)上進(jìn)行實(shí)證研究，在顯著的置信水平上財(cái)務(wù)費(fèi)用波動(dòng)角度論證我國(guó)從事制造業(yè)公司成本費(fèi)用非對(duì)稱效應(yīng)特征，具有很強(qiáng)的實(shí)踐意義。鑒于此，由公司角度看，有助于公司從財(cái)務(wù)費(fèi)用波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)的角度完善其內(nèi)部控制方面的成本管理行為，為內(nèi)部管理者進(jìn)行科學(xué)的管理決策提高競(jìng)爭(zhēng)力提供理論依據(jù)；并為外部投資者在理解公司成本費(fèi)用剛性基礎(chǔ)上全面的利用公司會(huì)計(jì)盈余信息及相關(guān)財(cái)務(wù)報(bào)表信息提供新的分析視角，提高投資者做出適合自身風(fēng)險(xiǎn)－收益均衡投資決策的效率。

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