摘?要：國家采取政府補(bǔ)助和財稅政策等手段激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新，然而，創(chuàng)新投入的增加可能對企業(yè)成本調(diào)整產(chǎn)生影響，促進(jìn)成本粘性的產(chǎn)生。針對創(chuàng)新投入對成本粘性的影響機(jī)制進(jìn)行實證研究，結(jié)果顯示：企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度對成本粘性的產(chǎn)生起到顯著促進(jìn)作用，享受稅收優(yōu)惠力度高的企業(yè)，成本粘性越高?；诖耍攵愂諆?yōu)惠政策調(diào)節(jié)變量，對創(chuàng)新投入與成本粘性的關(guān)系進(jìn)行補(bǔ)充研究，為企業(yè)面對成本粘性的產(chǎn)生提供新思路。

關(guān)鍵詞：創(chuàng)新投入?成本粘性?稅收優(yōu)惠

一、引言

當(dāng)前，我國正處于經(jīng)濟(jì)由高速增長向高質(zhì)量增長轉(zhuǎn)型的新階段，為充分發(fā)揮創(chuàng)新投入在調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、優(yōu)化資源配置中的關(guān)鍵作用，政府采用稅收優(yōu)惠這一財稅政策對企業(yè)進(jìn)行研發(fā)激勵。在企業(yè)提高創(chuàng)新投入強(qiáng)度的同時，成本調(diào)整過程中的“成本粘性”現(xiàn)象也日漸凸顯?，F(xiàn)有的學(xué)術(shù)研究多從管理層特征、公司治理，成本調(diào)整等這幾方面對成本粘性的影響因素進(jìn)行研究，缺少對于創(chuàng)新投入因素對成本粘性影響的關(guān)注。本文對創(chuàng)新投入與成本粘性的關(guān)系展開研究，并引入稅收優(yōu)惠這一調(diào)節(jié)變量，研究在稅收優(yōu)惠政策的作用下，創(chuàng)新投入與成本粘性的關(guān)系變化，以充實成本粘性領(lǐng)域的研究，具有重要的理論和實踐指導(dǎo)意義。

二、文獻(xiàn)回顧、理論分析與問題提出

Anderson等（2003）通過實證方法發(fā)現(xiàn)銷售收入每增加1%，銷售費(fèi)用、一般費(fèi)用和管理費(fèi)用增加0.55%;銷售收入每減少1%，這三項費(fèi)用減少0.35%，由此證實了成本粘性的存在[1]。孫錚和劉浩（2004）發(fā)現(xiàn)我國上市公司具有成本粘性，相較美國上市公司，我國上市公司更不愿意向下調(diào)整成本[2]。對于成本粘性的影響因素研究，國內(nèi)外學(xué)者主要從管理層特征、公司治理，成本調(diào)整等幾個方面進(jìn)行。在管理層特征方面，Anderson等（2003）發(fā)現(xiàn)，當(dāng)企業(yè)處于收入上升期時，管理者對公司前景較為樂觀，不削減成本費(fèi)用，導(dǎo)致成本粘性增加，相反在收入連續(xù)兩年下降的情形下，管理者受悲觀情緒影響，削減成本，減小成本粘性[1]。Banker等（2011）研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)銷量下降時，樂觀的管理者不傾向于減少物質(zhì)資本和人力資本，從而增加企業(yè)成本粘性[3]。萬壽義和王紅軍（2011）發(fā)現(xiàn)管理層自利行為會增加企業(yè)成本粘性[4]。在公司治理方面，Dierynck等（2012）、江偉等（2015）發(fā)現(xiàn)當(dāng)管理者有向上調(diào)節(jié)盈余動機(jī)時，會少記成本費(fèi)用，弱化成本粘性;管理者有向下調(diào)節(jié)盈余動機(jī)時，會多記成本費(fèi)用，加強(qiáng)成本粘性[5-6]。Banker等（2010）、Calleja（2006）從代理成本角度發(fā)現(xiàn)管理者具有帝國建造動機(jī)，即當(dāng)銷售收入上升時，會通過加大投資不斷擴(kuò)充企業(yè)規(guī)模，當(dāng)銷售收入下降時，會為了繼續(xù)維持控制權(quán)不愿意削減資源，從而增加成本粘性[7-8]。在成本調(diào)整方面，Banker等（2013）、劉媛媛等（2014）發(fā)現(xiàn)《勞動合同法》的實施加大了成本粘性，法律越嚴(yán)格，勞動力調(diào)整成本越高，成本粘性越大[9-10]。此外，王雄元和高開娟（2017）從企業(yè)與客戶關(guān)系視角切入，發(fā)現(xiàn)企業(yè)、客戶會通過合作機(jī)制促進(jìn)信息共享，緩解管理者的盲目自信狀態(tài)，從而降低成本粘性[11]。通過回顧文獻(xiàn)，只有少部分學(xué)者對創(chuàng)新投入與成本粘性的關(guān)系進(jìn)行研究。宋玉等（2017）研究發(fā)現(xiàn)削減研發(fā)投入的調(diào)整成本高于研發(fā)活動繼續(xù)進(jìn)行需要投入的資源，管理層基于理性決策，不愿意調(diào)整成本[12]。韓嵐嵐（2018）研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新投入對成本粘性的影響在內(nèi)部控制質(zhì)量高的企業(yè)中更顯著[13]。趙息等（2016）指出研發(fā)投入會提升管理層樂觀預(yù)期，進(jìn)而減少成本的削減[14]。何熙瓊和楊昌安（2019）指出在高新技術(shù)資質(zhì)企業(yè)中，創(chuàng)新投入對成本粘性的影響作用最強(qiáng)[15]?；谝陨戏治觯岢鲆韵录僭O(shè)：

H1：創(chuàng)新投入與企業(yè)成本粘性之間顯著正相關(guān)

關(guān)于創(chuàng)新投入影響因素的研究，成果頗豐。康志勇（2013）發(fā)現(xiàn)融資約束會抑制企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新投入[16]。鮑新中等（2014）研究發(fā)現(xiàn)相較于成本領(lǐng)先戰(zhàn)略，差異化戰(zhàn)略對企業(yè)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用更明顯[17]。蔡地和萬迪昉（2012）發(fā)現(xiàn)當(dāng)政府干預(yù)水平低、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平高、外部金融環(huán)境發(fā)展穩(wěn)定時，有利于促進(jìn)企業(yè)投身研發(fā)創(chuàng)新[18]。方陽春和陳潔（2018）通過實證檢驗發(fā)現(xiàn)，對企業(yè)家進(jìn)行股權(quán)激勵、鼓勵高層管理者參加繼續(xù)教育提升學(xué)歷、為高層管理者合理制定任職時間，這些舉措都將有效促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新[19]。楊炳昕和陳耿飛（2019）研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境不確定性將有效促進(jìn)企業(yè)提升創(chuàng)新能力，以應(yīng)對客戶變化的需求，從而獲取競爭優(yōu)勢[20]。王水娟、江希和（2015）和胡華夏等（2017）進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)政府的稅收優(yōu)惠政策能夠激勵企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新。稅收優(yōu)惠主要是政府讓渡部分稅收收益以激勵企業(yè)加大創(chuàng)新投入[21-22]。本文研究稅收優(yōu)惠對創(chuàng)新投入與成本粘性關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，提出以下假設(shè)：

H2：稅收優(yōu)惠政策會加強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)新投入對成本粘性的促進(jìn)作用。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

由于我國制造業(yè)存在固定資產(chǎn)比重大，產(chǎn)業(yè)鏈長等特點(diǎn)，存在的成本粘性現(xiàn)象最為明顯，所以本文選取我國2008-2019年滬深兩市A股制造業(yè)上市公司作為樣本進(jìn)行研究。財務(wù)數(shù)據(jù)選取于國泰安數(shù)據(jù)庫，經(jīng)過篩選，剔除ST、*ST的公司、研究期間內(nèi)相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的公司，最終獲得14914個樣本觀測值。為消除極端值的影響，本文對連續(xù)型變量進(jìn)行1%水平winsorize處理。使用STATA軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理和結(jié)果輸出。

（二）變量定義

1.被解釋變量。本文借鑒韓嵐嵐（2018）與何熙瓊和楊昌安（2019）研究，選擇營業(yè)成本作為成本粘性研究中的被解釋變量[13，15]。

2.解釋變量。本文借鑒宋玉等（2017）、鮑新中等（2014）的研究，選擇創(chuàng)新投入水平R&D作為解釋變量[12，17]。

3.控制變量。本文參考宋玉等（2017）、趙息等（2016）、韓嵐嵐（2018）的研究成果，對其他會影響回歸結(jié)果的變量進(jìn)行控制，最終選取了資本密集度、員工密集度、連續(xù)兩年營業(yè)收入下降、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、兩職合一、資產(chǎn)負(fù)債率作為控制變量[12，13，14]。此外還應(yīng)控制年份效應(yīng)。

4.調(diào)節(jié)變量。本文的調(diào)節(jié)變量為稅收優(yōu)惠。借鑒胡華夏等（2017）的研究，采用企業(yè)所得稅稅率作為稅收優(yōu)惠（Erp）的替代變量[22]。將所得稅稅率高于中位數(shù)的企業(yè)劃分為稅收優(yōu)惠力度低組，低于中位數(shù)的企業(yè)劃分為稅收優(yōu)惠力度高組。

（三）模型構(gòu)建

本文參照Anderson等（2003）的研究，采用ABJ模型驗證成本粘性的存在[1]。在模型（1）中，β1表示營業(yè)收入增加1%時企業(yè)成本費(fèi)用的變化，β1+β2表示當(dāng)營業(yè)收入減少1%時，成本費(fèi)用的變化，當(dāng)β2顯著小于0時，表示存在成本粘性。建立模型（2）以分析創(chuàng)新投入對成本粘性的影響，當(dāng)β4為負(fù)時，表明創(chuàng)新投入促進(jìn)成本粘性的產(chǎn)生。

（一）描述性統(tǒng)計

分析發(fā)現(xiàn)，營業(yè)收入變動的均值為0.125、營業(yè)成本變動的均值為0.126，意味著樣本營業(yè)收入、營業(yè)成本總體是增加的，這與我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基本趨勢相一致。此外，樣本公司營業(yè)收入下降的均值為0.264，營業(yè)收入連續(xù)兩年下降的均值為0.083，再次說明樣本公司收入呈增長態(tài)勢的良好情況。研發(fā)支出占營業(yè)收入的?均值為0.044，最小值為0，最大值為2.516，說明樣本企業(yè)的創(chuàng)新投入強(qiáng)度總體不高，兩極分化嚴(yán)重。稅收優(yōu)惠、資本密集度、員工密集度、兩職合一、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、資產(chǎn)負(fù)債率的均值與現(xiàn)有文獻(xiàn)吻合，驗證了數(shù)據(jù)的可靠性。

（二）相關(guān)性分析

分析發(fā)現(xiàn)，營業(yè)成本變動與營業(yè)收入變動之間、營業(yè)收入持續(xù)下降與營業(yè)收入下降之間存在著較強(qiáng)的機(jī)械相關(guān)關(guān)系，這與以往文獻(xiàn)的研究結(jié)論相同。其余變量間的相關(guān)系數(shù)均小于0.57，與現(xiàn)有文獻(xiàn)預(yù)測方向基本一致，不存在多重共線性，可進(jìn)行回歸分析。

（三）回歸分析

本文首先通過混合隨機(jī)效應(yīng)模型OLS對數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸。H1的檢驗結(jié)果如表2所示：運(yùn)用模型（1）檢驗成本粘性得到列（1）的數(shù)據(jù)。ln?salei，t?salei，t-1?的系數(shù)為0.990，而D*ln?salei，t?salei，t-1?的系數(shù)為-0.071，并且都呈現(xiàn)1%水平下的顯著狀態(tài)，實證了成本粘性的存在。列（2）是檢驗創(chuàng)新投入對成本粘性影響的結(jié)果，由于缺失值的影響，加入變量創(chuàng)新投入后，樣本量減少2227個，為12687家上市公司。加入創(chuàng)新投入變量后，交乘項D*ln?salei，t?salei，t-1?*R&D的系數(shù)仍顯著為負(fù)（β4=-0.452，t=-5.17），說明創(chuàng)新投入可以促進(jìn)成本粘性的產(chǎn)生。本文的假設(shè)H1成立。

為了說明檢驗的穩(wěn)健性，本文再次通過固定效應(yīng)模型對數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸。列（3）是運(yùn)用模型（1）檢驗成本粘性的存在性，ln?salei，t?salei，t-1?的系數(shù)為0.988，D*ln?salei，t?salei，t-1?的系數(shù)為-0.089，同樣為1%水平顯著，證明存在成本粘性。列（4）是加入創(chuàng)新投入后的結(jié)果，交乘項D*ln?salei，t?salei，t-1?*R&D的系數(shù)為-0.547，1%水平顯著，再次驗證假設(shè)H1成立。

為了證明本文的假設(shè)H2，本文將制造業(yè)上市公司樣本按照實際所得稅率的中位數(shù)，分為低稅收優(yōu)惠力度組和高稅收優(yōu)惠力度組，研究稅收優(yōu)惠力度對創(chuàng)新投入影響成本粘性的調(diào)節(jié)效應(yīng)。結(jié)果如表3所示：列（1）是采用OLS模型驗證低稅收優(yōu)惠力度組下，創(chuàng)新投入對成本粘性的影響，交乘項D*ln?salei，t?salei，t-1?*R&D的系數(shù)為正0.446，列（2）是采用OLS模型驗證高稅收優(yōu)惠力度組下，創(chuàng)新投入對成本粘性的影響，交乘項D*ln?salei，t?salei，t-1?*R&D的系數(shù)為負(fù)且顯著（β4=-0.474，t=-4.95）。最后為了驗證分組回歸結(jié)果的可靠性，本文采用費(fèi)舍爾組合檢驗?zāi)Ｐ蛯M間相關(guān)系數(shù)進(jìn)行檢驗，得到p值為0.03。根據(jù)以上數(shù)據(jù)分析，得出在低稅收優(yōu)惠組下，創(chuàng)新投入并沒有促進(jìn)成本粘性的產(chǎn)生，在高稅收優(yōu)惠組中，創(chuàng)新投入對成本粘性的產(chǎn)生具有促進(jìn)作用，本文的假設(shè)H2得到驗證。

為了說明檢驗的穩(wěn)健性，本文再次通過固定效應(yīng)模型對數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸。列（3）是固定效應(yīng)模型下的低稅收優(yōu)惠組回歸結(jié)果，交乘項D*ln?salei，t?salei，t-1?*R&D的系數(shù)為正1.517，列（4）是固定效應(yīng)模型下的高稅收優(yōu)惠組回歸結(jié)果，交乘項D*ln?salei，t?salei，t-1?*R&D的系數(shù)為負(fù)且顯著（β4=-0.592，t=-4.91）。采用費(fèi)舍爾組合檢驗?zāi)Ｐ蛯M間相關(guān)系數(shù)進(jìn)行檢驗，得到p值為0.04，固定效應(yīng)模型下的回歸結(jié)果依舊支持假設(shè)H2。

五、結(jié)論與建議

本文以2008-2019年滬深兩市A股制造業(yè)上市公司為樣本，實證檢驗了成本粘性、創(chuàng)新投入與成本粘性的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新投入對成本粘性存在促進(jìn)效應(yīng)，并發(fā)現(xiàn)這種促進(jìn)作用在高稅收優(yōu)惠力度的企業(yè)組里更顯著。本文的研究結(jié)論為企業(yè)正視成本粘性的存在提供了新思路：一方面，享受稅收優(yōu)惠力度大的企業(yè)不愿意向下調(diào)整企業(yè)成本費(fèi)用，造成資源的浪費(fèi)，稅收優(yōu)惠的調(diào)節(jié)效應(yīng)敦促企業(yè)重視成本費(fèi)用的管理;另一方面，企業(yè)應(yīng)正確看待成本粘性的產(chǎn)生，政府稅收優(yōu)惠政策旨在對企業(yè)進(jìn)行研發(fā)激勵，但是不可避免對成本粘性的產(chǎn)生發(fā)揮了促進(jìn)作用，企業(yè)可將適當(dāng)?shù)氖Ｓ噘Y源作為應(yīng)對環(huán)境變化的緩沖物，化資源冗余的消極效應(yīng)為積極，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)，提升企業(yè)績效。

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（凌雁，上海財經(jīng)大學(xué)浙江學(xué)院）