宏观经济周期、成本结构与经营绩效

诸 波，姚宇淇

（西南交通大学 经济管理学院，四川 成都610031）

一、引言及文献述评

近年来，我国制造业成本逐年走高，部分行业亏损面加大、竞争力下降、对外转移加速，导致经济下行压力持续加大。中国企业家调查系统（2015）发现我国实体经济产能过剩问题突出，设备利用率仍在下降，企业成本持续上升，特别是人工成本和环保支出上升较多，同时企业的税收负担和非税费用有所增加，企业经营负担加重。为了缓解全球经济疲软对中国实体经济的冲击，2015 年底中央经济工作会议提出，着力加强供给侧结构性改革，在适度扩大总需求的同时，去产能、去库存、去杠杆、降成本、补短板，提高供给体系质量和效率。2016年8月8日，国务院印发《降低实体经济企业成本工作方案》，明确三年左右使实体经济企业综合成本合理下降，盈利能力明显增强。2017 年8 月1 日，中国财政科学研究院在京发布了《降成本：2017年的调查与分析》报告，这份报告调研了14 709 家样本企业，发现这些样本企业近三年的总成本费用占总营业收入的比重超过100%，这表明企业成本水平已经超过收入，企业利润空间已经被挤压到极限。2018年5月9日和2019年5月17日，国家发展改革委等四部门联合发布《关于做好2018 年降成本重点工作的通知》和《关于做好2019年降成本重点工作的通知》，明确要求把降成本与产业转型升级、提升持续发展能力结合起来，以提高实体经济供给体系质量为重点。近几年颁布的宏观经济政策均涉及成本问题，可见成本在应对经济下行中起到至关重要的作用。但是，现有理论研究大多是从成本总量角度分析其对企业产出的影响，鲜有文章考察成本的结构性问题对于企业绩效的影响。同时，姜国华和饶品贵（2011）指出，经济学研究的重点是宏观经济政策和经济产出的关系，会计学与财务学研究微观企业主体的行为与企业产出的关系，导致宏观经济政策与微观企业行为研究割裂的现象［1］。只有打通宏观经济政策与微观企业行为的逻辑路径，才能更加准确地认识企业行为和产出。因此，本文试图回答如下问题：企业的经营业绩变化具有周期效应吗？成本结构在经营业绩变化的周期效应中起到什么作用？何种成本起到的作用更大？

有关成本行为的学术研究中，将成本结构（Cost Structure）定义为变动成本（Variable Cost）与固定成本（Fixed cost）的相对比例关系。现有文献分别从成本结构的决定因素和经济后果两个方面进行研究。Holzhacker 等（2015）将成本结构的决定因素概括为两个方面：需求不确定性与财务风险［2］。Banker 等（2014）引入需求不确定性作为反映企业外部需求的变动程度，实证检验发现需求不确定性与成本刚性（Cost Rigidity）正相关［3］。但是，Holzhacker 等（2015）利用加利福尼亚州医院数据实证研究发现，需求不确定性与成本弹性（Cost Elasticity）正相关［2］。该文将研究结论的不一致性归结为管理层做出成本结构选择的决策环境差异，医院一般会提供超额的服务能力以避免将病人拒之门外。Chang 等（2017）进一步考察了客户集中度对成本结构的影响，研究发现客户集中度与成本弹性具有显著负相关关系［4］。江伟等（2018）基于中国关系导向营商环境的制度背景，研究发现客户集中度越高，企业成本结构的弹性越弱［5］。随后赵自强等（2019）结合供应链管理相关理论，将其拓展到整个供应链，研究发现随着上游供应商集中度和下游客户议价能力的提高，企业成本结构弹性变小［6］。Ding 等（2019）发现贸易开放对企业固定和可变成本投入有显著影响，这表明国际贸易的生产不确定性对成本结构决策至关重要［7］。当企业面临财务风险时，其对于成本结构产生的经营风险是非常脆弱的。此时，管理者应主动调整成本结构以缓解市场竞争中的经营风险。Kallapur 和Elden⁃burg（2005）研究发现，华盛顿州的医院通过增加成本弹性以应对管制政策的变化所带来的盈余具有不确定性［8］。Holzhacker等（2015）以德国医院引入价格管制为背景，研究发现德国医院采取措施提高成本弹性以应对价格管制所带来的财务风险［9］。另一方面，也有研究考察成本结构对于企业财务政策的影响。固定成本与其他债务负担（如利息支付、偿还债务本金等）一样，也属于企业需要定期承担的一项债务，尤其是付现固定成本更是需要企业定期以现金支付。由于销售收入的增加并不会带来同比例的成本增加，所以当期销售收入高，则现金流量也是比较高的；当销售收入下降或比较低的时候，只有变动成本会同比例下降，固定成本基本上保持不变，则现金流是比较低的。因此，高固定成本企业的盈余、现金流与销售收入变动是同步运动（co-move）。简言之，高固定成本是企业盈余与现金流的放大器，较小的销售收入波动会导致经营现金流较大的波动。Kahl等（2019）研究发现，高固定成本企业比低固定成本企业的财务杠杆更低、现金持有量更大［10］。Kulchania（2016）发现高固定成本企业支付股利的可能性更低、支付的金额更少，且通常选择股票回购作为回报股东的方式［11］。目前文献对于成本结构的经济后果研究较少，且未将外部市场环境纳入研究模型，研究的结论可能存在一定的局限性。

从国家宏观经济走势和一系列经济政策的出台来看，经济结构转型伴随的需求冲击确实对中国实体经济的盈利能力具有较大的影响，也充分反映出外部环境对企业经营业绩的影响。根据清华大学、北京大学联合发布的2020 年中小企业受疫情影响情况调查数据看，29.58%的企业2020 年营业收入下降幅度超过50%，58.05%的企业下降20%以上，85.01%的企业维持不了3 个月生存（朱武祥等，2020）［12］。波士顿咨询公司的研究报告认为，处于经济衰退期的企业应对经济下行的有效方式是将固定成本转换成变动成本（Kachaner，2009）［13］。在外部市场衰退的经营环境中，企业可以采用成本变动化（Variabilization）方式提高成本结构弹性，以抵御外部市场冲击，获取一个基本的盈利水平。但是，该方法仅仅是停留在实践操作层面，并未从理论上论证该方法的有效性。同时，现有文献对于企业成本结构经济后果的研究并未置于宏观经济波动的外部环境下，也未从理论层面检验成本结构在宏观经济周期波动传导到企业经营绩效中的作用。因此，在宏观经济周期性波动的大背景下，识别企业的经营业绩会受到怎样的影响，证明成本结构是否能够起到“缓冲剂”的作用，能为企业缓解宏观经济冲击提供新的管理思路。

本文采用2007—2018年中国宏观经济与微观企业季度数据，测算企业的成本结构，运用理论模型和实证检验系统地考察了企业经营业绩的“顺周期效应”以及成本结构是否能够弱化企业经营业绩的“顺周期效应”，以维持经营业绩的相对稳定。结果表明，企业经营业绩确实存在强烈的“顺周期效应”，富有弹性的成本结构可以有效地缓解企业经营业绩的“顺周期效应”，且该“缓冲剂”作用对于周期性行业的企业更为凸显。本文根据企业经营过程产生的营业成本、销售费用和管理费用单独分析成本结构的调节作用，发现企业销售费用缓解宏观经济波动的作用更显著。为了提升研究结论的稳健性，从引起内生性问题的原因出发，分别进行分析，最终检验了度量误差和遗漏变量所致的内生性问题，最后将2008 年发生的金融危机作为自然实验，发现成本结构弹性同样可以缓解外生的宏观经济冲击。此外，还进行了缩小样本、替换成本结构及宏观经济周期的度量指标，纳入未考虑因素等一系列的稳健性检验，结果依然稳健。

与已有研究相比，本文的贡献主要体现在三个方面：①将成本结构嵌入姜国华和饶品贵（2011）［1］构建的宏微观研究框架，为认识宏观经济政策作用于微观企业产出提供了新的路径，拓展了该研究框架的适用范围和解释能力；②借鉴Kulchania（2016）［11］的估计方法度量成本结构，站在一个新的研究视角上分析成本结构在缓解企业受到外部宏观经济冲击中的作用，丰富了企业成本结构经济后果的相关文献；③研究发现成本结构确实能够有效地缓解宏观经济周期波动对企业经营业绩的影响，并且周期性行业的“缓冲剂”效果更加明显，销售费用发挥的缓冲作用最大。研究结论对于当前企业有效应对疫情冲击具有较强的政策意义。

二、理论模型与研究假设

宏观经济波动会直接影响微观企业的经济产出，李远鹏（2009）发现，在控制IPO效应后，中国上市公司的经营业绩和宏观经济周期的波动是一致的［14］。但是，不可否认的是处于同一宏观经济周期中，同一行业的不同企业的业绩往往表现出较大的差异。当面临宏观经济周期下行时，不同企业也表现出截然不同的应对能力和经营业绩。对于一个成本弹性较低的企业来讲，销量的下降并未带来成本同比例的下降，相对来说成本下降的幅度比营业收入下降的幅度更小。可见，考虑成本结构与公司业绩的关系时，应该结合公司面临的外部需求环境。如果公司面临的外部需求环境是比较稳定的，那么具有弹性的或者不具有弹性的成本结构对于公司业绩并没有显著的影响；当公司处于不确定的需求环境中时，一个不具有弹性的成本结构将使得公司的会计利润和经营现金流发生较大的波动［2］。显然，成本弹性较低的企业比成本弹性较高的企业需要更大的销售量才能达到盈亏平衡点。成本弹性较低的企业更有可能无法产生充足的经营现金流来满足企业经营活动的需要，比如利息支出、人员工资、运营费用等，从而增加企业发生亏损的概率。由于外部需求很可能下降到盈亏平衡点以下，所以企业的违约风险会随着需求不确定性的增加而增加。为了降低企业的违约风险，易于受到外部需求冲击的企业通常采取措施增加成本结构的弹性。

为了深刻理解成本结构如何影响宏观经济周期与企业经营业绩的关系，本文试图构建一个理论模型以拆解宏观经济波动对企业盈余形成过程的影响及其成本结构在其中发生作用的机理。具体逻辑在于：宏观经济发生周期性波动会影响企业经营业绩，呈现出企业经营业绩的“顺周期效应”，而成本结构弹性越高，会弱化企业经营业绩的“顺周期效应”，降低这种外部冲击的影响。如图1所示，假设企业的营业成本完全变动，当营业收入高时，营业成本也高；当营业收入低时，营业成本也低。此时营业利润与营业收入的协同动关系较弱，说明变动成本可以有效缓解外部需求冲击的影响，以维持一个相对稳定的盈余。如果营业成本完全固定，当企业受到宏观经济冲击时，营业利润与营业收入的协同运动关系较强，也就是营业利润不稳定。换言之，如果一个企业的营业成本主要是以固定成本为主，那么成本无法作为一个抵御外部冲击的“缓冲剂”，此时企业的盈余将与宏观经济周期具有高度相关性。

图1 宏观冲击与企业业绩变动

基于上述理论分析，不同企业的成本结构弹性差异可能导致同一宏观经济周期的不同经营业绩变动程度。成本结构弹性较高的企业，在面对宏观经济下行时，具备更加稳定的盈利能力，盈余波动性较低。参考Banker 和Chen（2006）［15］的做法，本文将企业盈余分解如下：

其中：E、S和C分别表示营业利润、营业收入和营业成本；v表示单位变动成本，该值介于0～1之间，越接近0，表示变动成本的比例越小，即成本结构的弹性越小，反之成本结构的弹性越大，也就是说，v值可以表示成本结构的弹性大小；F表示固定成本。

在宏观经济发生周期性波动的背景下，宏观经济周期上行会导致营业收入增加，反之营业收入减少。设定企业在面对宏观经济周期上行期和下行期时的营业利润函数分别为：

其中：E1和E2分别表示宏观经济周期上行期和下行期时的营业利润，可以表征企业的经营业绩；ΔS表示营业收入的变动额（ΔS＞0）；p1和p2分别表示宏观经济周期上行和下行的概率；1-p1和1-p2分别表示两种情形下宏观经济周期无波动的概率。对于风险中性的企业，在宏观经济上行期和下行期时的营业利润期望值分别为：

对（4）式和（5）式分别关于概率p1和p2求偏导，对应的一阶条件分别为：

可以看出，宏观经济周期上行的概率p1越高，此时的营业利润E ( E1)越高，宏观经济周期下行的概率p2越高，对应的营业利润E(E2)越低，说明企业的经营业绩存在“顺周期效应”。因此，本文提出研究假设1：

宏观经济周期与企业经营业绩正相关，即企业经营业绩的“顺周期效应”。

进一步地，根据单位变动成本v值可以表示成本结构的弹性大小，对（6）式和（7）式关于v求偏导，可得：

可见，（6）和（8）式的偏导数符号相反，（7）和（9）式的符号相反，说明宏观经济周期无论处于上行期还是下行期，企业成本结构的弹性越大，都会使得其对经营业绩的影响朝着相反的方向发展，即成本结构都可以缓解其对企业经营业绩的冲击。换言之，在其他条件相同的情况下，成本结构弹性高的企业其经营业绩的“顺周期效应”低于成本结构弹性低的企业，其经营业绩的波动更加平缓。据此提出研究假设2：

成本结构弹性高的企业其经营业绩的“顺周期效应”低于成本结构弹性低的企业。

三、研究设计

（一）数据来源

本文所研究的成本结构在除金融业以外的行业中能否起到缓冲外部冲击的作用都值得探讨，并鉴于2007 年中国上市公司开始执行新会计准则，本文选取2007 年第一季度至2018 年第四季度共12 年A 股除金融业以外的全部上市公司作为研究样本。剔除数据中的ST和*ST类上市公司，剔除数据缺失的公司，剔除资产负债率大于1 的样本，最终得到包含3 362家公司的102 147个样本观测值。为了控制离群值对估计结果造成的偏差，对所有连续型变量在1%和99%的水平上进行Winsorize 缩尾处理。本文的数据类型主要分为两类，即宏观经济数据和微观企业数据。

（二）指标选取

1.被解释变量

经营业绩perfi,t。参考李远鹏（2009）关于经营业绩指标的选择，使用净资产收益率（ROE）、总资产收益率（ROA）、每股收益（EPS）三种指标进行度量［14］。

2.解释变量

宏观经济周期cyclet。在基本检验中参考陈冬等（2016）使用实际GDP 增长率来表征宏观经济周期，该指标能够很好地反映宏观经济的波动状况［16］。

3.调节变量

成本结构CSi,t。借鉴Kulchania（2016）［11］的成本结构估计方法，根据企业营业收入和企业营业成本过去两个季度的指数增长率计算本期的营业收入和营业成本预期值，计算公式如下：

公式中营业收入与营业成本都是经过公司季度总资产去规模化处理的数据。基于上述预期值，使用当期营业收入与营业成本的实际值，计算营业收入增长率US 与营业成本增长率UC，计算公式如下：

然后，使用过去7个季度的公司数据运行如下回归模型：

该回归模型中USi,t的估计系数反映了营业成本增长率对营业收入增长率的敏感度，即成本结构估计值，该值越大表示企业成本结构的弹性越大。为了更好地解释实证研究结果，本文将成本结构变量根据其中位数设置为虚拟变量，如果CS 大于其中位数，则CS=1，否则CS=0。

4.控制变量

根 据 李 远 鹏（2009）［14］、张 涤 新 和 李 忠 海（2017）［17］、白俊和王婉婉（2017）［18］等的研究，选取反映企业特征以及市场结构变量作为模型的控制变量。公司规模（SIZE）、公司上市年限（AGE）、资产负债率（LEV）、公司成长性（GROWTH）和公司治理（COPGOV）5个企业层面的控制变量可以反映企业特征；市场份额（MS）和行业竞争度（HHI）2个行业层面的控制变量可以表示市场结构。具体变量说明见表1所列。

表1 变量说明

（三）模型设定

结合前文理论分析可知，宏观经济周期与企业经营业绩正相关，即企业经营业绩的“顺周期效应”，而成本结构弹性越高，会弱化企业经营业绩的“顺周期效应”。为对上述理论假说进行验证，参考李远鹏（2009）［14］的实证模型，以企业经营业绩作为被解释变量，以宏观经济周期和成本结构作为解释变量，将宏观经济周期与成本结构的交互项引入方程，并纳入企业层面的异质性特征，构建研究模型（1）如下：

其中：下标i和t分别代表企业和时期；perfi,t表示企业经营业绩；cyclet表示宏观经济周期；CSi,t表示企业成本结构。除模型考虑的企业自身特征和市场结构外，实际控制人类型、公司所属地区、独立董事比例和董事会规模等不随时间变化且不可观测的企业固有特征也是影响企业经营业绩的重要因素［19-20］，而这些因素可以通过企业层面的个体固定效应ui得到一定程度的控制［21-22］。由于本文所选取的客观经济同期度量指标是实际GDP 增长率，该指标是全国层面的时间序列，因此不直接控制时间固定效应［23］。根据研究假设1、假设2，预期模型估计系数a1为正、估计系数b3为负。

（四）描述性统计

变量的描述性统计结果见表2所列。

表2 变量的描述性统计

由表2 可知，净资产收益率（ROE）、总资产收益率（ROA）和每股收益（EPS）的最大值分别为0.292 5、0.169 4和1.260 0，最小值分别为-0.255 8、-0.077 9 和-0.278 6，说明企业的经营业绩存在较大差异，其标准差分别为0.061 3、0.034 6和0.215 0，表明在观测区间内，多数企业的经营业绩水平波动比较明显。CYCLE的均值为8.26%，大于其均值为宏观经济上行期，小于其均值为宏观经济下行期，中位数为7.50%，小于均值，说明样本观测值中处于宏观经济下行期的居多，所以导致样本观测值中经营业绩三个指标的中位数均小于均值，出现了经营业绩的“顺周期效应”，从而初步支持了假设1。CS 变量的均值为0.587 4，说明有58.74%的观测值的成本结构为高成本弹性，共计55 103个公司—季度样本，高低成本弹性的样本观测值大约各占一半，说明所选取的样本观测值分布均衡。此外，其他变量的取值均处于正常范围内，且不存在极端值的影响。

四、实证结果与分析

为验证宏观经济周期如何影响企业经营业绩，成本结构是否在两者之间起到调节作用以及成本结构会起到怎样的调节作用，本文主要分为三步：一是开展全样本估计，对假设1 和假设2 进行验证；二是对企业按照周期性行业和非周期性行业进行划分，进行子样本估计，进行假设1 和假设2 的验证，并予以进一步的分析；三是将成本按照功能划分，找出起主要调节作用的成本类型。

（一）基本回归

表3展示了全样本回归结果。在基准回归中，使用净资产收益率（ROE）、总资产收益率（ROA）、每股收益（EPS）三个指标表征经营业绩。不难看出，在1%的统计水平下，经营业绩用ROE、ROA或EPS 表征时，系数a1均为正且显著，意味着宏观经济周期（CYCLE）与企业经营业绩（Perf）正相关，即企业经营业绩的“顺周期效应”，支持研究假设1。加入成本结构（CS）这一变量以及宏观经济周期（CYCLE）与成本结构（CS）的交互项，经营业绩用ROE、ROA、EPS 三个指标表征时，系数b3为负，且均在1%的水平上显著，表明成本结构弹性越高，会弱化企业经营业绩的“顺周期效应”，即成本结构弹性高的企业其经营业绩的“顺周期效应”低于成本结构弹性低的企业，研究假设2 得到验证。

表3 基本回归结果

续表3

（二）按照行业周期性进行行业分组

本文将企业所在行业按照行业周期性划分为周期性行业和非周期性行业，重点考察成本结构的作用在不同子样本中是否存在异质性。关于区分周期性和非周期性行业的方法，学术界并没有形成一个完全统一的标准，本文主要参考以往研究中对其的划分标准。陈武朝（2013）根据证监会行业门类和辅助类划分标准，将金融保险、采掘、交通运输仓储、金属非金属、房地产等行业归为周期性行业，将其他行业归为非周期性行业［24］。

本文主要参考陈武朝（2013）［24］的划分标准进行分析，表4展示了按照行业周期性区分样本的回归结果（2）。结果显示，在所有子样本中，研究假设1和假设2仍然得以支持，说明无论是周期性行业还是非周期性行业，经营业绩的“顺周期效应”都存在，成本结构（CS）对于这种效应都会起到一定的调节作用（3）。进一步地，对比两组结果，周期性行业的系数a1均大于非周期性行业对应的数值，系数b3的绝对值也大于非周期行业对应的数值，且在1%水平上显著。这说明周期性行业企业经营业绩的“顺周期效应”比非周期性行业企业明显，前者的成本结构弱化企业经营业绩的“顺周期效应”相较于后者也更加明显。这可能是由于不同企业自身产品需求不同，周期性行业企业的产品表现为弹性需求（Elastic Demand），与宏观经济周期波动的相关性较强，而非周期性行业则表现为刚性需求（Rigid Demand），所生产的产品大多为生活必需品。因此，周期性行业更应该利用好成本结构这一“缓冲剂”的作用。

表4 按照行业周期性区分样本的回归结果

（三）按照支出类别分析调节作用

在基本回归中，成本结构反映的是营业成本增长率对营业收入增长率的敏感度，该值越大表示企业成本结构的弹性越大。进一步地，区分报表支出（包括成本和费用）类别分析其调节作用，本文将营业成本分别替换为销售费用和管理费用再次计算成本结构值，分别反映的是销售费用增长率对营业收入增长率的敏感度和管理费用增长率对营业收入增长率的敏感度。如果营业成本、销售费用和管理费用中变动成本所占的比例更大，企业盈余与销售收入的协同运动关系更弱，将保持一个相对稳定的状态。将重新计算成本结构估计值代入计量模型（12），如果系数b3为负且显著，可以再次验证研究假设2。进一步地，系数b3的绝对值越大，所对应的支出类别对于经营业绩“顺周期效应”的调节作用更大，说明该类支出可调整性越高；反之，如果系数b3的绝对值越小，其调节作用就越小，说明该类支出中固定成本所占比例较高，企业可以适当削减其酌量性固定成本，例如新产品开发费、广告费、职工培训费等。

区分支出类别的分析结果见表5所列，三类支出都能对经营业绩的“顺周期效应”起到调节作用，其中销售费用的调节作用最大，其次是营业成本，最后是管理费用，说明销售费用的灵活性最高，企业可以根据宏观经济周期等外部环境因素的变化着重对销售费用进行调整，并且适当对营业成本和管理费用加以关注。

表5 区分支出类别的分析结果

五、稳健性检验

（一）模型内生性问题

引起内生性问题的原因主要有三种，分别是双向交互影响、度量误差和遗漏变量。首先，本文所研究的宏观经济周期变量具有外生性，将其作为解释变量与被解释变量经营业绩的反向因果关系较弱，故不考虑双向交互影响所导致的内生性问题，只考虑度量误差和遗漏变量所致的内生性问题。进一步验证成本结构是否能有效地缓解外部冲击，本文将2008 年金融危机作为冲击事件，通过自然实验法检验模型的内生性。

1.检验度量误差所致内生性

在上述的基本检验中，用中国季度实际GDP增长率度量宏观经济周期，但是中国乃贸易强国，其经济必然会受到其他经济强国的影响，导致度量误差。借鉴Gulen&Ion（2016）［25］的思路，将中国季度实际GDP增长率与美国、俄罗斯、日本、韩国、德国、加拿大6 个国家的季度实际GDP 增长率进行相关性分析，中国与俄罗斯的相关系数最大，为0.653 9。因此，本文试图利用中国与俄罗斯经济之间的关联性来进一步缓解度量误差的问题。具体做法是通过提取与俄罗斯季度实际GDP 增长率正交的中国季度实际GDP 增长率的这部分来消除受影响的部分，其季度时间序列回归模型如下：

其中：CHINACYt和RUSSIACYt分别表示中国和俄罗斯的宏观经济周期，用季度实际GDP 增长率度量，上述控制变量一并纳入模型；残差εt为中国宏观经济周期更加干净的度量数值，依旧用CYCLE 表示，再次根据计量模型（11）和（12）进行面板回归。回归结果列示在表6中（1）和（2）列，可以看出，结果支持假设1和假设2，并且在剔除其他国家影响之后，经营业绩的“顺周期效应”和成本结构的调节作用都更加明显。

2.检验遗漏变量所致内生性

计量模型（11）和（12）可能遗漏了同时影响宏观经济周期和企业经营业绩的重要变量，从而造成模型内生性问题。为检验模型的内生性，本文考虑宏观经济周期的影响会产生滞后效应，因此将之滞后一期（L.CYCLE）作为工具变量，该工具变量同时满足与内生变量存在相关性和与扰动项不相关的外生性（4）。通过两阶段最小二乘法（2SLS）进行检验，在第一阶段回归中，内生变量CYCLE对工具变量L.CYCLE 进行OLS 回归，得到内生变量CYCLE的拟合值；在第二阶段回归中，被解释变量经营业绩对第一阶段中得到的内生变量CYCLE的拟合值进行OLS 回归，从而得到两阶段最小二乘估计量。表6 中（3）（4）列列示了内生性检验的2SLS 第二阶段回归结果，可见，在考虑模型内生性后，宏观经济周期的系数以及宏观经济周期与成本结构的交互项系数均显著。这些结果表明，经营业绩确实存在“顺周期效应”，且成本结构也确实会弱化企业经营业绩的“顺周期效应”，假设1和假设2得到支持。

3.基于自然实验检验成本结构的调节作用

进一步地，根据研究年限内GDP 增长率的变动趋势，2007 年第一季度到2008 年第四季度一直保持着高速发展，此后呈现快速下降趋势，直到2011 年第一季度才缓慢上升。究其原因，可能是2007年发生的次贷危机引起了2008年美国金融危机的爆发，2009年波及我国经济，导致GDP增长率快速下降，金融危机的影响延续到2011 年才有所减弱。基于此，本文为了更好地解决模型内生性问题，参考陈冬等（2016）［16］进行自然实验的做法，将2009年第一季度作为宏观经济周期下行的冲击时点，分别用虚拟变量0 和1 表示不存在和存在宏观经济周期下行冲击，即2007—2008年1-4季度的宏观经济周期取值为0，2009—2010 年1-4 季度的宏观经济周期取值为1，再次根据计量模型（11）和（12）进行面板回归。

表6中（5）（6）列列示了基于自然实验检验成本结构调节作用的估计结果，可见，宏观经济周期的系数显著为负（因为经济周期下行取值为1，系数为负表明经济周期下行时，经营业绩的变动方向与之一致），交互项系数的符号与其相反且显著，表明宏观经济周期下行会对经营业绩产生负向影响，即在经济危机冲击下，经营业绩依旧呈现“顺周期效应”，并且企业的成本结构弹性越高，会降低这种外部冲击的影响，起到缓冲剂的作用，假设1和假设2均得证。

表6 内生性检验的回归结果

（二）其他稳健性检验

1.调整样本

由于成本结构的概念在制造业中可能更加突出，并且制造业上市公司占据全部上市公司的大部分［4］，因此，本文在稳健性检验中只选取制造业上市公司进行检验，在对样本进行处理之后，得到包含2 108 家公司的55 459 个样本观测值。表7 的（1）（2）列列出了相应的检验结果，在1%的统计水平上，系数a1为正且显著，系数b3为负且显著，假设1和假设2得以验证。

2.调整成本结构（CS）的度量方式

本文在稳健性检验中参考Chen等（2011）用经营杠杆系数作为成本结构的替代度量指标，即企业息税前利润的变动相对于营业收入的变动的敏感系数［26］。当经营杠杆系数较小时，企业各种成本的灵活性较差，外部环境将导致企业利润产生较大的波动，所以较小的经营杠杆系数反映了更加刚性的成本结构。本文参照Chen 等（2011）的方法，先以息税前利润对营业收入进行回归，再将回归系数乘以营业收入均值与息税前利润均值的比值作为成本结构的估计值［26］。为了更好地解释实证研究结果，本文依旧将成本结构根据其中位数设置为虚拟变量，而在稳健性检验的度量方式中，该估计值越小，成本弹性越大，与基本检验相反，所以CS 小于其中位数取1，否则取0。表7中（3）（4）列出了其检验结果，结果均支持假设1和假设2。3.调整宏观经济周期（CYCLE）的度量方式

表7 缩小样本或调整CS度量方式检验结果

本文在稳健性检验中参考黎春等（2018）使用宏观经济景气指数中的一致指数（以后简称为一致指数）来表征宏观经济周期［27］。一致指数可以反映当前经济的基本走势，是工业生产、就业、社会需求（投资、消费、外贸）、社会收入（国家税收、企业利润、居民收入）等4 个方面的综合反映。首先参考Gulen&Ion（2016）使用月度指标的算术平均值，对一个季度内3 个月的一致指数值均赋予1/3 的权重，以其和来度量该季度的宏观经济周期［25］。然后，参考李凤羽和史永东（2016）的做法，即距离观测值越近的月度，宏观经济周期对经营业绩的影响应该越强，所以依次赋予权重1/6、2/6 和3/6，利用月度指标的加权平均值再次进行检验［28］。为了使CYCLE 的系数和交互性系数不会太小，将一致指数缩小1 000倍进行回归。表8中列出了其检验结果，结果均支持研究假设1和假设2。

表8 调整CYCLE度量方式检验结果

六、结论与建议

本文从宏观经济周期波动直接影响企业营业收入的视角出发，将企业成本划分为变动成本和固定成本，通过理论模型阐释成本结构对于企业经营业绩“顺周期效应”的“缓冲剂”作用。进而，采用2007—2018 年中国宏观经济与微观企业季度数据，借鉴Kulchania（2016）［11］的估计方法对成本结构进行度量，实证检验经营业绩的“顺周期效应”以及成本结构的“缓冲剂”作用。同时，按照产权性质和企业规模对样本进行了划分，重点考察成本结构的作用在不同子样本中是否存在异质性，研究发现相比非周期性行业企业，周期性行业企业经营业绩的“顺周期效应”和成本结构的调节作用均更加明显。进一步地，区分成本支出类别，分析不同类别成本结构的调节作用，即将成本结构估计模型中的营业成本分别替换为销售费用和管理费用重新计算成本结构值，结果显示三类成本支出都能对经营业绩的“顺周期效应”起到调节作用。其中，销售费用的调节作用最大，其次是营业成本，最后是管理费用。此外，从引起内生性问题的原因出发，分别进行分析，最终检验了度量误差和遗漏变量所致的内生性问题，并将2008 年金融危机作为外生冲击事件，进一步检验发现成本结构依旧能够有效地缓解外部冲击。

结合本文的理论分析和实证结果，针对当前“新冠肺炎”疫情对我国宏观经济的冲击，本文从成本结构调整的角度对于企业应对疫情冲击下的经营压力提出如下建议：①在宏观经济周期波动的大背景下，不同行业的企业均应重视成本结构在缓解宏观经济冲击时的作用，可以充分利用“成本变动化”的方法增加企业成本结构的弹性，比如业务外包、短期合同雇佣、设备租赁等。②成本结构弹性对于产品需求弹性更高的周期性行业的企业发挥宏观经济周期波动的“缓冲剂”作用更大，其更应该重视付现成本的弹性化调整，以降低企业的资金压力。③企业在缓解宏观经济冲击时应实施成本分类管理，实证结果发现销售费用、营业成本、管理费用发挥“缓冲剂”作用的效果是有差别的，应该着重对灵活性最高的销售费用进行动态管理，在营销合同设计中加强其与销售规模的动态匹配度，以提升销售费用的弹性程度。对于灵活性较低的营业成本和管理费用，企业可以适当削减其酌量性固定成本，在保证产能的情况下实施约束性固定成本的“变动化”转化。

注 释:

（1）为克服因遗漏变量所带来的内生性，进行F检验、LM检验、适用于普通标准误的Hausman检验以及适用于聚类稳健标准误的辅助回归检验，结果表明，固定效应面板数据模型最优。

（2）将证监会行业分类2012年版中的以下行业界定为周期性行业：B 采矿业；G 交通运输仓储和邮政业；K 房地产业；C 制造业门类下的二级行业，包括C25 石油加工炼焦和核燃料加工业、C30非金属矿物制品业、C31黑色金属冶炼和压延加工业、C32 有色金属冶炼和压延加工业。其他一级行业及制造业门类下的其他二级行业均归为非周期性行业。

（3）限于篇幅，这里仅展示用ROE来表征经营业绩的结果，其他两个指标的结果与其一致，后文不再进行列表展示。

（4）先进行内生性检验，DWH检验的p值为0，这表明在1%水平上拒绝所有变量为外生的原假设。为了证实工具变量选择的合理性，通过弱工具变量检验该工具变量与内生变量满足相关性，并且使用对弱工具变量更不敏感的有限信息最大似然法（LIML），从侧面印证了不存在弱工具变量。由于此处内生变量与工具变量的个数相等，属于恰好识别，不进行过度识别检验，在理论层次上可以说明该工具变量满足外生性。