融資約束和內部控制對成本粘性的影響研究
——以制造業上市公司為例

王曉巍 孫澤偉

1.哈爾濱工業大學，黑龍江 哈爾濱 150001

2.物產中大化工集團有限公司，浙江 杭州 310000

引言

近年來，隨著我國經濟步入新常態，在經濟增速整體放緩的背景下，企業面臨著競爭加劇、成本上升的挑戰。成本作為利潤的直接扣減項，如何管控成本費用，是提升企業績效的關鍵。成本管理是企業管控成本費用、降低成本的關鍵，對促進增產節支、加強經濟核算、改進企業管理、提高企業整體管理水平具有重大意義。Anderson等發現的成本粘性現象給成本管理研究帶來了新的視角。成本粘性現象表明，由于企業的成本管理行為，可能會導致企業的成本隨業務量變化呈現出一種非對稱性的變化。具體表現為企業業務量下降時成本的下降量小于業務量上升時成本的上升量。成本粘性作為解釋企業成本管理行為“黑箱”的重要線索，對其研究對企業健康發展具有重要意義。

我國制造業公司占我國上市公司的比例超過60%以上，具有很強的代表性。制造業企業生產率水平的提升有賴于固定資產、存貨及研發等具有長期性和不確定性的投資，相比其他行業更易遭受融資約束的影響。不僅如此，制造類企業的生產資源按照預計業務量來配置，各種資源的投入與預計的業務量是互相匹配的。但是隨著宏觀經濟周期波動，當業務量下降時，由于資產存在專用性特征，企業在短期內無法及時有效地削減約束性成本，這可能會導致制造業的成本粘性高于其他行業。

通過對國內外學者研究的整理來看，對于成本粘性的影響因素研究多集中在管理者行為、代理問題和公司治理等方面，很少同時關注到融資約束和內部控制。較高的融資約束會導致企業不得不削減投資，此時企業往往會通過削減固定成本來強化自身流動性管理以緩解融資約束，這可能會對成本粘性產生影響。而內部控制與企業管理有密切聯系，良好的內部控制制度能夠緩解企業的代理問題并監督管理者行為，而代理問題和管理者行為都被廣泛認為是成本粘性的主要影響因素之一。由此可見，兩者對成本粘性均可能存在一定影響，那么兩者是否對成本粘性有抑制作用？而內部控制也具有改善會計信息質量的作用，其對融資約束的緩解作用廣受認可，那么兩者共同作用于成本粘性時會表現為互補效應還是替代效應？

本文意在通過實證研究，找出融資約束、內部控制和成本粘性之間的關系，并通過對實證檢驗結果的分析提出建議，給制造業公司提供參考，幫助其正確處理融資約束、內部控制與成本粘性的關系，降低成本粘性，提高企業績效。

一、文獻綜述

成本粘性的概念由Anderson等首次提出，其在研究中首次選用了大樣本數據，對美國7 629家上市公司1979～1998年的銷售費用、一般費用和行政費用（即SG&A成本）相對于同期銷售收入的變化進行了回歸分析[1]。研究發現成本與收入的非線性變化確實存在，并且將這種現象稱為“成本粘性”，該研究驗證了成本粘性的存在性，為這一領域的研究奠定了基礎，其提出的驗證成本粘性的重要模型——ABJ模型被廣泛地運用。孫錚和劉浩隨后也對中國上市公司進行了檢驗，發現中國上市公司中也顯著存在成本粘性[2]。

（一）成本粘性的影響因素及形成機理

隨著成本粘性的存在性得到驗證，研究逐漸轉向對成本粘性動因的探索，Banker等在總結梳理了前人的研究基礎上，將成本粘性行為的內部成因分為“調整成本觀”“管理者樂觀預期觀”和“代理問題觀”三類，目前研究在進行理論分析時都基于此分類展開[3]。

調整成本觀認為，企業為了應對業務量的變化，必須調整先前已經投入的各種承諾資源，而在調整過程中會產生調整成本，成本粘性行為源于向下調整承諾資源的成本和企業向上調整承諾資源成本的不對稱性。Cannon研究了美國航空運輸業成本粘性的產生原因，并將成本粘性產生歸因于調整成本的存在[4]。于浩洋等結合調整成本、管理者樂觀預期和代理問題三方面的理論，研究了不同業績波動水平下高管變更以及不同高管變更原因對成本粘性的影響，發現業績波動會增大高管變更對成本粘性的加劇作用，且非正常原因的高管變能更大程度地加劇成本粘性[5]。

管理層樂觀預期觀認為企業的業務量的長期趨勢總是逐漸增長的，這讓管理者往往會對未來有較為樂觀的預期，認為未來需求和收入變動（尤指下降時）趨勢是暫時的。Yang研究了韓國市場中企業合并，管理層過度自信對成本粘性的影響，研究發現自信的管理者會給企業帶來更高的成本粘性[6]。梁上坤研究了管理者過度自信和債務約束對成本粘性的影響，研究將管理者樂觀預期作為管理者過度自信影響成本粘性的機制，驗證了過度自信會加劇成本粘性，而債務約束可以起到調節作用[7]。周兵等研究了企業戰略和管理者預期對成本粘性的影響，研究發現選擇不同競爭戰略的企業成本粘性也會出現差異，而管理層預期會調節企業戰略和成本粘性之間的關系[8]。

代理問題觀認為成本粘性產生的原因是企業所有權和控制權的分離而產生的代理問題。謝獲寶和惠麗麗研究了代理問題和公司治理對成本粘性的影響，驗證了代理問題是企業成本粘性的重要影響因素，但良好的公司治理環境會削弱這種影響[9]。張玉華等研究了企業避稅活動對成本粘性的影響，從成本避稅效應和代理理論入手，認為避稅活動會通過加劇企業代理問題而加劇成本粘性[10]。

（二）融資約束、內部控制對成本粘性的影響

關于融資約束和成本粘性的關系，Gertler等發現，在經濟蕭條的環境下，企業銷售量出現下降時，小企業面臨更強的融資約束會使其減少生產，從而降低存貨成本[11]。這間接印證了融資約束對成本粘性的緩解作用。江偉等以及梁上坤等都在2015年關注了融資約束對企業成本粘性的影響。江偉等研究選取我國非上市工業企業為樣本，從融資約束會影響企業調整成本入手，驗證了融資約束會減弱企業的成本粘性[12]。而梁上坤等從貨幣政策對管理層預期的影響入手，發現融資約束會加強緊縮貨幣政策對成本粘性的抑制作用[13]。

內部控制作為企業一項重要的治理機制，也受到學者注意，Kim等發現存在內部控制缺陷公司會計信息質量較低，影響到管理者的資源配置決策，從而導致成本粘性，其研究以內部控制缺陷披露作為解釋變量，表明內部控制質量可能會影響到成本粘性[14]。牟韶紅等實證檢驗了內部控制質量對成本粘性的影響，研究發現內部控制對成本粘性有顯著的抑制作用[15]。韓嵐嵐研究了創新投入和內部控制對成本粘性的影響，研究發現創新投入會促進成本粘性的產生，而內部控制可以起到調節作用[16]。于浩洋等則研究了內部控制質量以及供應商關系對成本粘性的影響，研究發現較高的供應商集中程度會削弱成本粘性，而較大的供應商波動程度則會加劇成本粘性，高質量的內部控制可以緩解供應商波動對成本粘性的加劇作用[17]。

融資約束和內部控制都是學術界研究的熱點題材，將兩者相結合進行研究的文章也有不少。這一方面的研究涉及到成本粘性的研究較少[18]。梅丹研究了融資約束和內部控制對成本粘性的影響，研究發現融資約束和內部控制之間具有互補效應，內部控制質量的提高會顯著提升融資約束對成本粘性的抑制作用[19]。除此之外，張德剛和劉耀娜研究了融資約束和公司治理對成本粘性的影響，研究發現公司治理可以抑制企業的成本粘性，但融資約束會減弱這一抑制作用[20]。公司治理和內部控制之間存在一些共同點，從理論分析上講其對成本粘性的作用應當相似，但研究結果卻出現了分歧，有關內部控制和融資約束影響成本粘性的研究還有待深入。

二、理論分析及假設提出

（一）融資約束與成本粘性關系的理論分析及假設提出

由于資本市場中存在信息不對稱，企業往往面臨較高的外部融資成本，企業在無法獲取最優投資支出所需資金支持時，只能高度依賴內源融資，這導致了融資約束現象[21]。調整成本觀是成本粘性形成的一種主要解釋，其觀點核心是企業在業務量變動時會對投入的資源進行調整，而這種調整會產生調整成本，向上調整成本與向下調整成本的不同導致了成本粘性，但是這個理論忽略了調整成本的一個重要組成部分——融資成本。早在1994年，Gertler等就已經提出面臨更強融資約束的企業在銷售量減少時會更多地減少生產和其他方面的成本[1]，從而緩解成本粘性，后續我國學者梁上坤[13]和江偉[12]的研究也證明了此觀點。

在企業業務量上升時，通常企業會增加對固定資產、存貨或者研發等資產的投資，這些投資需要大量資金，且具有長期性和不確定性，只靠內源融資難以滿足需求，因此企業會考慮進行外源融資。在融資約束水平較高的情況下，企業獲取外源融資的融資成本也會升高，此時企業向上調整成本與向下調整成本的差距會減小，企業成本粘性會減弱。而在企業業務量下降時，企業通常會保留由于業務量下降而閑置的資產，一方面削減這些資產會產生較高的調整成本，另一方面削減后未來業務量恢復時還會產生額外的調整成本。但在較高的融資約束水平下，企業對這些閑置資產的保留會帶來更高的財務風險，因此企業可能會通過削減這些閑置資產換取短期生存，如為了增加流動性而出售閑置固定資產等行為，這也會降低成本粘性。因此，融資約束會通過縮小向上和向下調整成本的差距以及迫使企業出售閑置資產這兩種方式來降低成本粘性。

因此，本文根據以上理論分析提出假設H1：

假設H1：制造業企業的融資約束水平與成本粘性負相關，即制造業企業的融資約束水平越高，成本粘性越低。

（二）內部控制與成本粘性關系的理論分析及假設提出

代理問題觀認為是由于代理問題引起的管理層自利行為導致了成本粘性，而管理者樂觀預期觀認為成本粘性歸因于管理層總是對未來抱有較為樂觀的預期，而做出了不合理決策，這兩種觀點都認為成本粘性與管理層的行為有關。有效的內部控制可以監督管理層，規范管理層行為，限制管理層的機會主義決策[22]，并且限制管理層出于過度自信和樂觀預期而做出的非理性決策[23]，從而降低企業成本粘性，保障企業實現經營目標。

內部控制是現代組織管理框架的重要組成部分，內部控制的主要目標之一是提高企業的經營效率和效果，而成本管理作為企業盈利的關鍵部分，也受到內部控制的監督，良好的內部控制會對管理層行為進行約束，防止其不合理行為導致的成本浪費。高水平的內部控制會在企業內部建立有效監督和制衡制度，監督管理層行為，限制其權利，并且將管理層決策與企業戰略相統一，防止管理層做出自利的或者不合理的決策。其次，內部控制還會通過輪崗、不相容崗位分離、內審等方式對企業的信息傳遞過程進行管控，從而提升企業內部信息質量和信息傳遞效率。良好的信息質量一方面可以讓管理層對企業有更客觀的認識，不會出于盲目自信和樂觀做出不合理決策，另一方面可以緩解管理層和股東之間的代理問題，使股東能客觀評價管理層能力和履行情況，制定合理的獎懲決策約束管理層的自利行為。總之，內部控制通過有效的內控制度安排和對信息質量的提升，可以改善企業的代理問題，并對管理層行為做出監督和約束，從而降低成本粘性。

因此，本文基于以上理論分析提出假設H2：

假設H2：制造業企業的內部控制水平與成本粘性負相關，即制造業企業的內部控制質量越高，企業的成本粘性越低。

（三）融資約束、內部控制與成本粘性關系的理論分析及假設提出

從前文分析中可以看出，融資約束和內部控制都會減弱企業的成本粘性，但當兩者交互作用于企業成本粘性時，二者對企業成本粘性的交互影響既可能表現為互補效應，也可能表現為替代效應，因此本文基于這兩種不同效應提出兩個研究假設。

從管理層行為來看，一方面，面臨高融資約束時，企業生存問題會使管理層會產生風險厭惡心理，此時管理層決策會更加謹慎，良好的內部控制能進一步促使管理層按照企業制度做出正確合理的決策，減少管理者的自利行為，避免成本粘性帶來的資源浪費，從而降低成本粘性；另一方面，良好的內部控制帶來的高質量信息能夠讓管理層對未來經濟和市場環境做出合理預期，避免在高融資約束情況下做出過于樂觀的預期，在業務量下降時能及時處置閑置資源，從而達到降低成本粘性的作用。由此可見，內部控制和融資約束兩者應該是互補的，良好的內部控制能加強融資約束對內部控制的影響。

因此，本文基于以上分析提出假設H3：

假設H3：良好的內部控制能進一步加強融資約束對成本粘性的減弱作用，即融資約束和內部控制在對成本粘性的共同作用中存在互補效應。

從內部控制和融資約束的關聯性來看，內部控制和融資約束之間存在不可忽視的聯系。良好的內部控制可以減輕企業內部的委托代理問題，使企業會計信息可靠性更高也更公允，緩解了外部環境和企業內部的信息不對稱。Ashbaugh-skaife等和方紅星等的研究均表明高質量的內部控制是信息質量的保證，內部控制可以有效緩解企業內部與外部投資者之間的信息不對稱[24]。如前文所述，資本市場上的信息不對稱是企業融資約束的重要成因，高質量的內部控制保證了企業信息披露質量，降低了內外部的信息不對稱，減輕企業融資約束問題，從而減弱成本粘性。除了對信息不對稱的影響外，內部控制還會降低企業的風險和資本成本。方紅星等發現，高質量的內部控制能有效應對特質風險和系統風險，且內部控制質量越高，風險就越低。企業風險的降低能顯著降低企業融資成本，從而緩解企業融資約束問題[25]。

綜上所述，高質量的內部控制能通過減輕委托代理問題，降低信息不對稱風險的方式來降低企業的外源融資成本，從而緩解融資約束問題，企業發展面臨的資金短缺問題得到緩解，企業自然也就沒有處置閑置資源的動機，融資約束對成本粘性的減弱效應就會減弱。基于以上分析，本文提出假設H4：

假設H4：良好的內部控制會減弱融資約束對成本粘性的減弱作用，即融資約束和內部控制在對成本粘性的共同作用中存在替代效應。

三、研究設計

（一）樣本選取

本文以2015～2019年制造業上市公司為研究樣本，并對樣本數據進行了篩選，篩選主要按照以下標準進行：

首先，剔除被標記為ST的公司，此類公司通常經營情況異常；其次，剔除數據不完整，連續缺失數據的上市公司，例如，由于回歸分析中需使用前兩年的銷售收入數據，因此剔除上市時間不足三年的樣本；再次，對于篩選出的財務指標，如資產負債率和托賓q值等，存在極端值等嚴重失真的情形，為消除極端值的影響，對所有連續變量進行0.5%的縮尾處理；最后，剔除銷售收入小于等于零的公司，剔除當年銷售管理費用大于銷售收入的公司。經過上述處理后，最終得到1 275家樣本公司，共計6 269個樣本觀測值。

本文中上市公司財務原始數據以及相關財務分析指標，均來自于國泰安數據庫，內部控制指數來自于深圳迪博內部控制與風險管理數據庫。

（二）研究模型

對成本粘性的衡量主要有兩種模型，即ABJ模型和Weiss模型。由于ABJ模型的運用較為廣泛，且本文研究不涉及成本粘性的經濟后果，因此本文選擇ABJ模型進行研究。本文參考Anderson等的經典方法構建模型（1）來檢驗模型的成本粘性現象。

模型（1）中，變量Exp表示銷管費用，Rev表示營業收入，啞變量di，t表示當期營業收入是否上升，當企業存在成本粘性時，β2會顯著為負，β2的絕對值越大，成本粘性越強。根據前文的理論分析和假設，借鑒現有文獻對成本粘性的研究，本文進一步構建了模型（2）對假設H1進行檢驗：

在對假設H2進行驗證時，只需將模型2中的FC變量改為IC即可。為驗證假設H3和H4，由于前述模型中已存在三項交乘項，故依舊選擇使用模型2，采用分組回歸的方式來對假設進行檢驗，通過將樣本分為高內部控制質量組和低內部控制組來檢驗融資約束對成本粘性的影響，從而分析兩者共同作用的影響。

（三）變量定義

企業的融資約束水平無法直接觀察，因此許多學者提出通過建立融資約束指標來對其進行度量，常見的指標主要有KZ指標、ZFC指標和WW指標等。在構建融資約束指標的過程中，本文發現股利支付率作為一個較常用的指標，在Logistic回歸過程中卻常常出現系數顯著性不夠理想的情況。在查閱文獻后，發現王彥超提出我國的股利支付通常是不連續的[26]，而且證監會在2012年要求上市公司強制分紅后，也可能導致股利支付與企業實際情況脫節，故決定不選取股利支付率來構建融資約束指標。在參考KZ指標、ZFC指標和WW指標的基礎上，從償債能力、現金狀況、投資機會和企業規模四個角度選擇了資產負債率、流動比率、經營現金流、企業規模和托賓Q值五個變量來構建融資約束指標，并將構建的融資約束指標定義為FC。構建模型（3）如下所示，FC的數值越大，表明企業所受融資約束越嚴重。

在模型構建過程中，先按照企業的利息保障倍數對樣本進行預分類，取利息保障倍數高的33%作為低融資約束組，利息保障倍數低的33%作為高融資約束組，并設置啞變量，給低融資約束組賦值為0，高融資約束組賦值為1，logistic回歸后得到模型如下：

本文設置了啞變量IC來衡量企業的內部控制質量，當企業不存在以下任一情況時，IC取值為1，代表企業的內部控制質量較高，否則IC取值為0，代表內部控制質量較差。這些情況包括：（1）當年企業內部控制評價報告披露內部控制存在缺陷，且缺陷類型為重要或重大；（2）當年因違規行為受到交易所或證監會等監管機構的處罰；（3）當年被出具非標準無保留財務報表審計意見或內控審計意見；（4）當年進行過重大會計差錯更正或財務報表重述。

除了述變量外，還有其他因素可能會對企業成本粘性產生影響，為了控制這些因素對成本粘性的影響，本文選取了銷售凈利率、資產周轉率、人力資本密集度和總資產收益率作為控制變量。并且加入了行業虛擬變量IND和年度虛擬變量YEAR作為控制變量。所涉變量與計算如表1所示。

表1 研究變量及其定義

四、實證檢驗結果

（一）描述性統計分析

表2為研究變量的描述性統計結果。從表2可以看出，變量ln(Revi,t/Revi,t-1)的平均值為0.1155，大于零，而ln(Expi,t/Expi,t-1)的平均值為0.0751，同樣略大于零，兩者對應增長率的數值為12.24%和7.80%，可以看出我國制造業整體為增長態勢。對比前人研究發現增長率的數值大幅降低，這可能是由于前人研究選取時間較早，而我國制造業總體自16、17年之后營業收入和利潤都出現下降，導致五年平均增長率下降，與實際情況相符。營業收入下降的虛擬變量di,t的平均值為0.2629，這說明樣本數據中有26.29%的公司本年度相比上年度出現銷售收入下降，其余73.71%企業的營業收入上升，總體來說，2015～2019年度樣本企業營業收入上升占大多數。

表2 研究變量描述性統計

FC為融資約束變量，其最大值為4.1442，最小值為-5.2492，平均值為-0.6221，中位數為-0.5778，這說明上市公司面臨的融資約束程度存在一定差異，這可能是由于制造業企業數量眾多，各企業規模大小、面臨的競爭程度也不同。IC為內部控制變量，內部控制變量最小值為0，而最大值是1，而平均值為0.6259，說明有62.59%的企業內部控制質量較高，37.41%的企業內部控制質量較低，可以看出我國制造業上市公司內部控制質量大部分較好。

在各個控制變量中，銷售凈利率的最小值為-0.6192，最大值為0.3626，而總資產收益率的最小值為-0.2135，最大值為0.2087，說明制造業企業整體有盈有虧，且差異較大，部分企業虧損嚴重，而部分企業盈利能力優秀。銷售凈利率的平均值為0.0631，總資產收益率的平均值為0.0414，兩者均大于0，且兩變量的標準差均很小，說明制造業企業總體而言是盈利的，并且兩者的中位數也大于零，說明制造業企業中大部分企業都是盈利的。總資產周轉率最大值為2.3268，最小值為0.1510，極差比較大，制造業企業的資產周轉率存在較大差異，部分企業的總資產周轉率可以達到2以上，說明資金周轉非常迅速，銷售收入很高。總體來講，總資產周轉率的平均值為0.6494，中位數為0.5727，兩者均小于1，且也小于正常企業所設定的標準值0.8，這符合制造業企業資本密集的特點，也說明制造業企業資產周轉率總體偏低，與實際相符。人力資本密集度的最小值為0.1355，最大值為4.2827，兩者差距較大，說明不同上市公司的人力資本密度差距較大。

（二）相關性檢驗

研究變量相關性分析的檢驗結果如表3所示，銷管費用變化率ln(Expi,t/Expi,t-1)和收入變化率ln(Revi,t/Revi,t-1)之間的相關系數為0.515，小于0.6且顯著，剩余各變量之間的相關性系數較小，且各變量之間具有較顯著的相關性，因此，本文認為各變量之間不存在突出的共線性問題，可以進行進一步的回歸分析。

表3 研究變量相關性分析

具體而言，銷管費用的變化率與營業收入的變化率顯著相關，說明銷管費用會隨收入變化而變化，且呈正相關，企業業務量的增長率越大，銷管費用的增長率也越大，與實際相符。銷管費用的變化率與內部控制指數呈顯著正相關，說明以上內部控制指數會增加銷管費用的變化幅度，增加其波動性。而銷管費用變化率與融資約束指數以及營業收入下降虛擬變量d呈顯著負相關，說明營業收入下降，以及融資約束水平較高都會導致銷管費用變化率波動幅度的下降。

值得注意的是，融資約束指數FC與內部控制啞變量IC的相關系數為-0.136，為負數且在1%的水平上顯著，初步說明了融資約束和內部控制之間的關系是負相關，內部控制質量越高，企業的融資約束水平越弱。融資約束指數與收入下降啞變量的相關系數為0.072，大于零且在1%水平上顯著，說明融資約束和收入下降之間可能存在正相關關系，業績下降的企業更容易受到融資約束，這一點也與實際相符。內部控制與收入下降啞變量的相關系數為-0.048，小于零且在1%的水平上顯著，說明內部控制與收入下降之間可能存在負相關關系，業績好的企業可能有更多的資金去建立良好的內部控制體系，同樣與實際相符。

（三）回歸分析

1.融資約束與成本粘性回歸分析。表4是假設H1的回歸結果。如表所示，調整后的R2為0.4508，說明模型擬合度較好，有較強的解釋力，為回歸結果的科學準確性提供了保障。模型中的系數β2即d*ln(Revi,t/Revi,t-1)的系數為-0.3102，小于0，且在1%的水平上顯著，說明制造業企業中確實存在顯著的成本粘性。具體來說，制造業的成本粘性表現為：營業收入增加1%，費用增加0.603%，營業收入減少1%，費用減少0.293%。融資約束指數與d*ln(Revi,t/Revi,t-1)的交乘項的系數為0.016，大于零且在5%的水平上顯著相關，這說明融資約束在一定程度上削弱了成本粘性，即公司的融資約束水平越高，成本粘性越弱，驗證了假設H1。根據理論分析，高水平的融資約束會加大企業生存壓力，企業為了生存不得不在收入下降時削減成本，這降低了成本粘性，并且減少了資源浪費。

表4 融資約束與成本粘性回歸分析

2.內部控制與成本粘性的回歸分析。表5是對假設H2的回歸分析結果。內部控制啞變量與d*ln(Revi,t/Revi,t-1)交乘項的系數為0.0952，大于零且在5%的水平上顯著相關，說明內部控制與企業的成本粘性是負相關的，高質量的內部控制能夠削弱企業的成本粘性，驗證了假設H2。根據理論分析，成本粘性與管理者行為有著密不可分的關系，委托代理問題和企業內部的信息不對稱導致了管理者做出不合理的行為，而高質量的內部控制可以改善企業內部信息質量，監督制約管理層，緩解企業委托代理問題，從成本粘性產生源頭減弱成本粘性。

表5 內部控制與成本粘性回歸分析

3.融資約束、內部控制與成本粘性回歸分析檢驗。表6為假設H3和H4的回歸結果。對假設H3和H4的檢驗，需要用分組回歸分析的方式進行實證，由于本文選用的內部控制變量為啞變量，故將內部控制啞變量為1的組作為高內部控制質量組，內部控制啞變量為0的組作為低內部控制組，通過模型2，對不同分組情況下融資約束對成本粘性的影響進行回歸分析如表6所示。高內部控制組的融資約束與d*ln(Revi,t/Revi,t-1)交乘項的系數為-0.0006，小于零且結果無顯著性，低內部控制組的融資約束與d*ln(Revi,t/Revi,t-1)交乘項的系數為0.0209，大于零且在5%的水平上顯著。這說明當企業內部控制質量較高時，企業的融資約束并沒有起到抑制企業成本粘性的作用，而當企業內部控制質量較低時，企業的融資約束對企業成本粘性的抑制作用較為顯著。較高質量的內部控制會削弱融資約束對成本粘性的抑制作用，這驗證了假設H4，拒絕了假設H3，即企業的融資約束和內部控制共同作用于成本粘性時，兩者之間為替代關系而不是互補關系。

表6 融資約束、內部控制與成本粘性回歸分析

融資約束和內部控制單獨作用于成本粘性時，兩者都對成本粘性有一定削弱作用，但當兩者共同作用于成本粘性時，這種削弱作用并沒有被加強。從理論分析來看，融資約束產生歸因于資本市場的信息不對稱和企業的委托代理問題，而高質量的內部控制可以降低企業的委托代理問題，提高企業的會計信息質量，降低企業內部和外部之間信息不對稱，從而降低企業的融資約束。當企業面臨的融資約束水平降低時，企業就沒有強烈動機在業務量下降時削減閑置資源，融資約束對成本粘性的抑制作用就會減弱。因此，可能是高質量內部控制削弱了融資約束對成本粘性的抑制作用。

（四）穩健性檢驗

為驗證本文實證檢驗結果的準確性和穩健性，選用替換解釋變量重新檢驗的方法。

原公式中采用的融資約束指數是在參考KZ指數以及文獻之后選取變量構建的，但KZ指數仍是衡量企業融資約束水平的一個重要指標，因此，本文在穩健性檢驗中將融資約束指數替換為KZ指標，選擇托賓Q值、資產負債率、經營現金流量、現金持有量和股利支付率來構建KZ指標。與本文所構建指數的方法類似，不同的是參考陳作華的研究，在預分組的過程中將公司規模前33%的企業視為低融資約束組，賦值為0，而把公司規模后33%的企業視為高融資約束組，賦值為1，之后再進行Logistic回歸，構建KZ指標，回歸后得到的KZ指標模型如下：

該模型中，Q代表托賓Q值，Lev代表資產負債率，Cf代表經營現金凈流量與期初總資產的比值，Ch代表現金持有量，計算方法為（貨幣資金+交易性金融資產）/期初資產，Div代表股利支付率。

本文構建了內部控制啞變量衡量企業內部控制水平，不過實際上，由深圳迪博內部控制與風險管理數據庫系統發布的內部控制指數也是常被實證研究用來衡量內部控制水平的標準之一，該指標能較全面地衡量我國上市公司的綜合內部控制水平。在穩健性檢驗中將內部控制變量替代為深圳迪博內部控制與風險管理數據庫系統發布的內部控制指數帶入模型進行回歸，由于該指數的標準差較大，先對該指數進行對數化處理，將對數化后的指數定義為ICd，即ICd=ln（內控指數+1），ICd的數值越大，代表企業內部控制質量越好。

確定替換的變量之后，對替換變量進行指標計算，后將所得變量數據代入原模型重新進行回歸分析，檢驗各假設。最后，根據回歸結果與之前的結果進行一致性分析，以驗證模型的穩定性。

表7為替換變量重新回歸后得到的結果，第二列為對假設H1的檢驗，第三列為對假設H2的檢驗，第四列和第五列為對假設H3和H4的檢驗。在對假設H1進行檢驗的回歸分析中，KZ指數與d*ln(Revi,t/Revi,t-1)交乘項的系數0.0147，大于零且在5%的水平上顯著，說明融資約束確實有緩解企業成本粘性的作用。對假設H2進行檢驗的回歸分析中，內部控制指數ICd與d*ln(Revi,t/Revi,t-1)之間交乘項的系數為0.0366，大于0且在1%的水平上顯著，這說明內部控制指數能起到削減企業成本粘性的作用。對假設H3和H4進行檢驗時，需要用到分組回歸的方法，內部控制指數并不是一個啞變量，因此在分組時以中位數為分界點，大于或等于中位數的樣本作為高內部控制組，代表內部控制質量較高，小于中位數的樣本作為低內部控制組，代表內部控制質量較低。從表7所示回歸結果中，可以看出高內部控制組KZ指標與d*ln(Revi,t/Revi,t-1)交乘項的系數為0.0502，大于零但不顯著，低內部控制組KZ指標與d*ln(Revi,t/Revi,t-1)交乘項的系數為0.023，大于零且在5%的水平上顯著。這說明高質量的內部控制削弱了融資約束對成本粘性的抑制作用，兩者共同作用于成本粘性時，出現的是替代效應而不是互補效應。穩健性檢驗的實證結果與原來的結論具有一致性，檢驗了相關關系模型的有效性。

表7 KZ指標與成本粘性回歸分析

五、結論

成本粘性作為管理會計的重要內容，一直是研究熱點，研究成本粘性對企業管理有重要的現實意義。本文以2015～2019年滬、深兩市A股制造業上市公司作為研究樣本，研究了融資約束和成本粘性分別對成本粘性的影響以及兩者共同作用時對成本粘性的影響。研究發現：融資約束能起到抑制成本粘性的作用，企業面臨的融資約束水平越高，其成本粘性越低。內部控制也起到抑制成本粘性的作用，即企業內部控制質量越高，其成本粘性越低。但當兩者同時作用于成本粘性時，兩者的共同作用表現為替代效應，即較高質量的內部控制削弱了融資約束對成本粘性的抑制作用。

本文研究為成本粘性成因提供了新的文獻支持，也豐富了內部控制和融資約束與成本粘性相關聯的研究，并且基于以上研究提出建議，為企業管理和市場監管提供參考。

一定水平的融資約束可以抑制成本粘性，但是，較高的融資約束本身就對企業發展存在不利影響，也會為企業帶來較高風險，本文研究中也發現，我國制造業企業均面臨不同程度的融資約束，影響企業發展。企業應當從健康長遠發展的角度出發，通過強化流動性管理，降低信息不對稱等方式，積極拓寬融資渠道和融資方式，降低企業面臨的融資約束水平，才能為可持續發展提供方向和支撐。

同時本文研究發現內部控制對成本粘性有抑制作用，且內部控制會減弱融資約束對成本粘性的影響。高質量的內部控制可以提高信息披露水平，降低資本供求雙方信息不對稱，從而緩解融資約束對企業發展的困擾，同時由于內部控制本身也可以降低成本粘性，高質量的內部控制雖然降低了融資約束，但依舊能夠抑制成本粘性，加強內部控制制度建設是一個較為健康有效且可持續地抑制成本粘性的方式。企業應積極、主動地建立和健全內部控制制度。可以參考國內外優秀案例和我國頒布的《企業內部控制基本規范》《企業內部控制配套指引》等文件，結合具體情況建立適合自身的內部控制制度。具體而言，企業可以通過設立規范的財務內控、風險內控制度，成立專門內部監督審計部門，加強信息化管理建設以及促進優秀企業文化形成等方式加強內部控制制度的建設。

企業的成本粘性和融資約束與委托代理理論、信息不對稱理論具有密切聯系。良好的內部控制是提高信息披露水平，緩解信息不對稱的重要途徑。但是現有《企業內部控制基本規范》是否已經完善還有待商榷，李連華等研究發現，企業根據行業特點有重點地實施風險控制要比全面均衡的風險控制效果更好，而我國《企業內部控制基本規范》堅持的是全面內部控制的思想[27]。現在距離《企業內部控制基本規范》頒布已經過去十多年，《企業內部控制基本規范》也需與時俱進。除此之外，監管機構也應強化對內部控制制度在企業落實情況的監督，加強對內部控制信息披露的要求，以外部監管的形式推動企業內部控制制度的建立，幫助企業改善信息環境。

限于筆者本人和現有研究水平，本文還存在一定局限性：首先，在成本粘性的識別上，本文采用的是ABJ模型，ABJ模型是對成本粘性的間接測度模型，在進行多變量對成本粘性的研究時容易出現交乘項過多導致實證檢驗不準確問題，而現有的直接測度模型Weiss模型也有其局限性，不適合在此使用，若能有更加合適的直接測度模型對本文的研究模型進行優化，可以得出更準確的結論。其次，本文只對銷管費用的成本粘性進行了研究，沒有考慮到成本粘性還可以進行細分，如分類為人力成本粘性和非人力成本粘性，對細分后的成本粘性進行研究可能會更有實踐意義。最后，本文只對制造業上市公司進行了研究，制造業中也存在不同產權性質的企業，融資約束和內部控制對成本粘性的影響在不同產權性質的企業中可能會有不同影響。