营商环境建设有助于优化企业成本管理吗

赵欣 侯德帅

【摘要】要素成本上升已成为侵蚀我国企业竞争优势、 阻碍企业高质量发展的重要因素。鉴于要素成本上升的系统性和外部性特征， 探索更有效的外部解决机制显得尤为关键。据此， 本文从营商环境建设视角研究发现， 良好的营商环境有助于降低企业成本粘性， 优化成本管理， 而这主要源于优化营商环境能够降低企业的资源调整成本、 降低需求不确定性和提升政府效率。进一步研究表明， 营商环境优化对成本粘性的抑制作用在民营企业、 小规模企业和中西部地区的企业中更为显著。本文的研究结论为各地区持续优化营商环境、 提升企业成本优势、 推动企业高质量发展等， 提供了重要的政策启示。

【关键词】营商环境；成本粘性；资源调整成本；需求不确定性；政府效率

【中图分类号】F234；F272      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2024）04-0070-6

一、 引言

在国际竞争加剧、 逆全球化潮流盛行趋势下， 要素成本上升问题已成为阻碍我国企业高质量发展的重要障碍， 例如， 2022年度多家上市公司将业绩大幅下降的原因归结于成本显著上涨。在此背景下， 国家也出台了多项政策和措施来解决企业成本上升问题， 如2022年国家进一步加大增值税期末留抵退税政策实施力度等， 以减轻企业成本负担。虽然相关政策已初见成效， 但企业成本上升问题依然突出， 因此， 如何控制企业成本已成为理论界和实务界关注的焦点。

已有研究发现， 优化供应链管理（陈良华等，2019）、 实施数字化转型（赵玲和黄昊，2022）、 提高管理层能力等（张路等，2019）途径， 都有助于改善企业的成本管理。然而限于导致企业成本增长的因素具有较强的外部性特征， 仅从企业自身寻求突破， 可能不足以更大程度地解决企业成本负担上升问题， 还需要外界环境支持。近年来， 我国政府多次强调要持续改善营商环境。2019年， 国务院发布《优化营商环境条例》。2022年， 中共中央、 国务院《关于加快建设全国统一大市场的意见》提出， 加快营造稳定公平透明可预期的营商环境， 充分发挥各地区比较优势， 因地制宜为各类市场主体投资兴业营造良好生态环境。本文认为， 优化营商环境逐渐成为提高资源配置效率、 降低企业成本负担、 促进实体企业发展的关键之举， 然而现有研究却较少涉及营商环境优化对企业成本管理的影响， 本文将对此进行深入讨论。

本文可能的贡献有以下三点： 第一， 丰富了成本粘性影响因素的研究内容。现有研究主要聚焦于企业内部变量， 探索企业成本粘性问题。但随着外部环境的复杂性提升， 影响企业成本的外化因素逐渐突出。本文则聚焦于营商环境这一外部制度环境对企业成本粘性的潜在影响， 其研究结果丰富了成本粘性的外部影响因素研究。第二， 拓展了营商环境微观经济后果方面的研究。现有文献主要从企业信贷（周泽将等，2020）、 技术创新（Darnihamedani等，2018）等方面探讨营商环境对企业的影响， 而对企业成本方面的关注不足。当前成本攀升已成为侵蚀企业利润的关键因素， 本文针对营商环境优化对企业成本粘性的影响展开研究， 有助于弥补已有研究的不足。第三， 丰富了宏观环境对微观企业经济行为的影响研究。外部环境是影响企业经济决策的重要因素之一， 本文从营商环境这一宏观制度背景出发， 探讨了其对企业成本粘性的影响路径， 研究结论为促进微观企业提升成本管理水平提供了经验证据。

二、 理论分析与研究假设

现实中， 企业的生存和发展与其依赖的外部环境息息相关， 营商环境作为企业经营所面临的重要外部环境， 会对企业成本决策行为产生深远的影响。当下导致企业成本增长的因素往往具有很强的外部性特征， 因此学术界对成本粘性的研究重心逐渐发生转移， 开始关注外部环境因素对成本粘性的影响。为加深对外部制度环境与微观企业成本决策行为之间关系的理解， 本文拟从以下几个方面分析营商环境优化对企业成本粘性的影响。

首先， 营商环境优化有助于降低企业的资源调整成本， 进而降低企业成本粘性。资源调整成本是影响企业成本粘性的重要因素， 较高的调整成本会抑制企业资源的重新配置， 加剧企业成本粘性（Anderson等，2003；Banker等，2013）。一方面， 良好的营商环境能够促进企业所需生产要素的自由流动， 提升企业资源的配置效率（Mazzi等，2016）。地区生产要素流动性越强， 意味着企业越容易通过市场交易快速获取所需资源， 因此也就越愿意及时削减落后产能上所配置的无效的人力、 物质、 技术等相关资源， 降低企业的资源调整成本， 促进企业资源重新配置。另一方面， 企业在对闲置资源进行调整转换时不仅需要考虑人力、 设备、 技术等生产要素， 还需要考虑企业的资金状况， 充足的资金将有助于提升企业的降成本能力， 资金匮乏则会严重抑制企业的资源调整速度和降成本的能力（李颖等，2020）。而营商环境优化可以提高金融市场透明度， 缓解债权人与企业之间的信息不对称， 降低债权人要求的风险溢价， 从而降低企业的融资成本， 缓解企业融资约束（Fisman和Svensson，2005）。企业资金压力的缓解有助于降低企业的资源调整成本， 促进企业及时转换过剩产能和处置闲置资源。可见， 营商环境优化能够通过促进生产要素流动和缓解企业资金压力降低企业的资源调整成本， 进而抑制企业成本粘性。

其次， 营商环境优化有助于降低企业需求不确定性， 进而降低企业成本粘性。Banker等（2014）研究认为， 外部需求不确定性会通过影响企业承诺资源的投入水平和资源的调整行为来影响企业的成本性态， 加剧企业成本粘性。本质上， 不确定性来自于不完全或未知信息（权小锋和李闯，2022）， 而营商环境优化能够提高企业信息获取效率， 降低企业需求不确定性。一方面， 营商环境优化有利于提升市场竞争程度， 改善企业面临的商业关系。周泽将等（2020）研究认为， 在市场竞争程度高的营商环境下， 企业会掌握更多的有效市场信息， 这有助于企业全面了解下游客户的需求， 及时调整产品的营销策略。可见， 商业关系的改善有利于管理者对未来销售量做出更精准的预测， 降低企业需求不确定性， 从而避免盲目的生产投资行为， 减少企业相关成本。另一方面， 营商环境的优化改善了企业面临的政企关系。良好的政企关系有助于企业及时获得竞争对手信息、 最新政策动态等有效信息（刘军和付建栋，2019）。当企业与政府之间的互动和沟通渠道较畅通时， 政府可以及时提供市场信息和政策变化信息， 使企业能够更好地了解市场需求和行业趋势。这样， 企业可以减少信息获取成本， 同时能够更准确地预判市场需求， 避免冗余资源的投入和配置。可见， 营商环境优化有助于降低企业的信息获取成本， 提高企业的市场需求预测准确性， 进而抑制企業成本粘性。

最后， 营商环境优化有助于提升政府效率， 进而降低企业成本粘性。地方政府的不当干预是造成企业效率损失的原因之一。由于政府干预因素的存在， 企业在固定资产、 无形资产等长期资产上具有投资冲动， 这会增加企业的成本刚性（罗栋梁和焦雨蒙，2021）。公平透明的营商环境意味着政府效率较高， 地方政府的干预程度较低， 这有助于企业提升投资效率， 降低成本粘性。一方面， 营商环境优化有助于建立新型政企关系， 降低企业的制度性交易成本。具体地， 营商环境的改善可以减少政府行政管制、 简化审批流程， 为企业的生产经营节省大量成本以及缩短相关证照获批时间， 使得企业能够快速地对市场需求做出反应， 以此避免企业因贻误商机或者无法及时止损而造成的资源配置效率低下问题（张乃丽和马荣国，2023）。可见， 制度性交易成本的降低能够促使企业管理层将更多的精力用于提高企业经营效率， 而经营效率的提升有助于降低企业成本粘性。另一方面， 营商环境优化可降低企业的寻租成本。以往企业为了获得政府的投资项目及资金补助会主动迎合政府偏好， 盲目扩大投资规模， 而营商环境优化意味着政府简政放权， 市场能够在资源配置中充分发挥决定性作用（孙莹和王甜甜，2022）。这一变化可以提高企业投资活动的自主性， 使企业不必再为了获取更多政府资源的扶持而付出寻租成本（李振洋和白雪洁，2023）， 从而提高了企业的资源配置效率。可见， 营商环境优化能够通过提高政府效率、 减少政府干预， 进而抑制企业成本粘性。

综合上述分析， 本文提出如下研究假设：

H1： 营商环境优化能够抑制企业成本粘性。

三、 研究设计

（一） 样本选取与数据来源

本文选取的研究样本为2007 ～ 2020年我国沪深A股制造业上市公司， 这是因为相比于其他行业企业， 制造业企业成本高企的现象更为突出。由于被解释变量营业成本变动、 解释变量营业收入变动以及控制变量连续两年收入下降均需要前1年或前2年的收入或成本数据， 因此在搜集企业收入和成本数据时实际使用的時间区间为2005 ～ 2020年， 其他变量的时间区间仍然是2007 ～ 2020年， 本文在整理样本的过程中剔除了ST和∗ST公司以及相关数据缺失的样本公司。相关财务数据来自于CSMAR数据库。为控制极端值的影响， 本文对连续变量进行了Winsorize处理。

（二） 变量定义

1. 被解释变量。营业成本变动（Lncost）， 即当年营业成本与上年营业成本比值的自然对数。

2. 解释变量。营业收入变动（Lnrev）， 即当年营业收入与上年营业收入比值的自然对数。收入下降虚拟变量（D）， 若当年营业收入较上年下降则取值为1， 否则为0。营商环境（BE）， 本文借鉴杨仁发和魏琴琴（2018）的研究方法， 以基于宏观经济环境、 市场环境、 基础设施和政策环境共4个一级指标构建的指标体系计算地区营商环境总指数， 其中该指标体系下设15个二级基础指标。具体而言， 采用熵值法合成指标并确定指标权重， 然后进一步测算出营商环境总指数。

3. 控制变量。本文参考已有研究（Anderson等， 2003）， 在模型中控制了以下经济因素变量（Econ_Vars）： 连续两年收入下降、 经济增长率、 人力资本密集度、 固定资本密集度。此外， 本文还控制了若干代表公司特征的变量（Con_Vars）： 公司规模、 资产负债率、 资产收益率、 营业收入增长率、 产权性质、 董事会规模、 股权集中度、 机构投资者持股比。同时， 本文还控制了公司、 年份、 行业和省份固定效应。

（三） 模型设定

为了检验营商环境优化对企业成本粘性的影响， 本文借鉴Anderson等（2003）的研究， 构建如下回归模型：

Lncost=α0+α1Lnrev+α2Lnrev×D+α3Lnrev×D×BE+

α4BE+α5Lnrev×D×Econ_Vars+α6Econ_Vars+

α7Con_Vars+Firmi+Yeart+Indj+Provincek+εi，t

为了控制企业特征和时间效应相关的不可观测因素对实证结果的影响， 本文控制了企业层面（Firmi）、 时间层面（Yeart）、 行业层面（Indj）和省份层面（Provincek）的固定效应。在回归模型中， 若系数α2显著为负， 即表明制造业企业存在成本粘性。在加入营商环境（BE）变量后， 重点关注系数α3， 系数α3代表营商环境对企业成本粘性的影响， 如果α3显著大于零， 则证明营商环境优化能够显著降低企业成本粘性， 由此证明了H1， 反之则拒绝H1。此外， 由于成本粘性并非通过单一的变量计算来衡量， 而是通过观察成本变动与收入变动之间的关系进行解释， 为了反映本文选取的经济因素控制变量（Econ_Vars）对营业成本变动（Lncost）的影响， 同样也要与解释变量营商环境（BE）一样分别和企业成本粘性（Lnrev×D）进行交乘， 以此来反映四大经济因素控制变量在模型中的影响。上述回归模型中具体变量的定义和说明见表1。

四、 实证结果与分析

（一） 描述性统计

从表2的描述性统计结果可以看出， 营业成本变动（Lncost）的均值为0.109， 中位数为0.095， 营业收入变动（Lnrev）的均值为0.107， 中位数为0.096。营业成本变动的均值和中位数接近于营业收入变动的均值和中位数， 这表明企业中存在利润被成本费用大幅挤占的现象， 从而会导致企业业绩逐渐下滑， 这可能是企业存在成本粘性的直观表现。营商环境（BE）的最小值和最大值分别为0.031和0.309， 可见全国各地区的营商环境水平差异较大。总体上本文相关变量的描述性统计结果均处于正常范围。

（二） 营商环境与企业成本粘性回归结果分析

表3列示了营商环境与企业成本粘性关系的实证检验结果。其中， 第（1）列仅包含了营业收入变动（Lnrev）和成本粘性（Lnrev×D）两项， 结果显示成本粘性（Lnrev×D）的系数在1%的水平上显著为负， 表明制造业上市公司普遍存在着成本粘性现象。第（2）列是加入成本粘性（Lnrev×D）和营商环境（BE）交乘项（Lnrev×D×BE）后未考虑控制变量的检验结果， 结果显示Lnrev×D×BE的系数在1%的水平上显著为正。第（3）列是考虑所有控制变量后的回归结果， Lnrev×D×BE的系数依然在1%的水平上显著为正。表3的检验结果表明， 无论是否考虑控制变量的影响， 营商环境优化都能够显著降低企业成本粘性， 该结果支持了H1。

（三） 稳健性检验

为确保上述研究结论稳健成立， 本文进行了如下稳健性检验： 第一， 工具变量法。参考潘越等（2019）的研究， 以我国分地市地形起伏度作为营商环境的工具变量（Instru_BE）， 采用两阶段最小二乘法（2SLS）进行估计。检验结果显示Lnrev×D×Instru_BE的系数在1%的水平上显著为正， 表明本文的研究結论依然成立。第二， 倾向得分匹配法。为避免样本选择性偏差导致的内生性问题， 本文以公司特征控制变量作为匹配变量， 采用1∶1最近邻匹配的倾向性得分法进行回归检验。检验结果显示Lnrev×D×BE的系数显著为正， 表明本文的研究结论仍然成立。第三， 公司—年度双维聚类调整。为了缓解个体层面上的组间相关性以及面板数据存在时间序列相关性问题， 本文采用企业层面和年度层面双重聚类的方法进行回归检验， 结果依然支持本文的研究结论。第四， 改变营商环境变量的度量方式。本文借鉴于文超和梁平汉（2019）的研究， 选用“各省份市场化指数”（BE1）以及“市场中介组织的发育和法治环境指数”（BE2）这两个指标作为营商环境的替代指标。检验结果显示Lnrev×D×BE1和Lnrev×D×BE2的系数均显著为正， 说明本文的研究结论稳健成立。由于篇幅所限， 稳健性检验结果留存备索。

（四） 影响机制分析

上述理论分析从降低企业资源调整成本、 降低企业需求不确定性和提升政府效率三个方面探讨了营商环境对企业成本粘性的影响， 下面将对这三条影响路径进行实证检验。具体地， 本文借鉴Chen等（2012）的研究， 采用分组回归方法进行机制检验。若在资源调整成本较高、 需求不确定性较高和政府效率较低的组中营商环境对成本粘性的抑制效应显著， 则说明营商环境优化可以通过上述路径降低企业成本粘性。

1. 资源调整成本。本文通过理论分析认为， 良好的营商环境有助于降低企业的资源调整成本， 提升企业资源配置效率。具体地， 本文借鉴李青原等（2007）的研究， 使用资产专用性指数的倒数衡量资源调整成本①。资产专用性程度越高， 企业的资源调整成本就越高， 反之越低。检验结果如表4所示， 依据年度行业资源调整成本的中位数进行分组， Lnrev×D×BE的系数只在资源调整成本较高的样本组中显著为正， 结果说明营商环境优化能够通过降低资源调整成本抑制企业成本粘性。

2. 需求不确定性。本文通过理论分析认为， 良好的营商环境有助于提升企业的信息获取效率， 降低企业的需求不确定性， 进而避免企业承诺资源的盲目投入， 提升企业成本变化的弹性。具体地， 本文参考Banker等（2014）的做法， 使用公司近三年营业收入增长率的移动标准差衡量需求不确定性。检验结果如表4所示， 在需求不确定性较高的样本组中， Lnrev×D×BE的系数在5%的水平上显著为正， 在需求不确定性较低的样本组中系数不显著， 该结果说明营商环境优化能够通过降低企业需求不确定性抑制企业成本粘性。

3. 政府效率。本文通过理论分析认为， 营商环境优化意味着政府简政放权， 政府效率提高， 市场能够在资源配置中充分发挥决定性作用。具体本文采用政府干预程度衡量政府效率， 政府干预程度越高， 政府效率越低， 反之则越高。且本文使用政府补助规模衡量政府干预指标， 政府补助规模越大表明政府干预程度越深， 反之越低。检验结果如表4所示， 在政府效率较低的样本组中， Lnrev×D×BE的系数在1%的水平上显著为正， 而在政府效率较高的样本组中系数不显著， 由此说明营商环境优化可通过提升政府效率降低企业成本粘性。

五、 异质性分析

（一） 区分企业产权性质

营商环境对企业成本粘性的影响可能会因为企业的产权性质不同而有所差异。民营企业以企业价值和股东利益增长为主要目标， 而国有企业在经营和发展中还要承担较多的社会责任， 这使得国有企业在销售量下降时不会立即削减成本， 其需要考虑的社会因素比较多， 因此国有企业的成本刚性较强， 营商环境优化对国有企业成本粘性的抑制作用有限。而对于民营企业而言， 市场化、 法治化的营商环境有助于降低民营企业与政府之间的信息不对称程度， 良好的政商关系可以帮助民营企业熟悉政府政策走向和执行强度， 使得民营企业可以相机调整经营策略（于文超和梁平汉，2019）， 提升营业成本弹性， 降低成本粘性。因此可以得出， 相比国有企业， 民营企业的发展会更依赖于良好的营商环境， 营商环境对民营企业成本决策行为的影响会更大。按产权性质进行分组检验的结果如表5所示， Lnrev×D×BE的系数在民营企业组中显著为正， 而在国有企业组中不显著， 该结果揭示了营商环境优化显著降低了民营企业成本粘性。

（二） 区分企业规模

企业规模越大， 在市场竞争中就越容易获得市场优势（如资金优势、人才优势、客户资源优势、品牌效应优势等）， 大规模企业自身强势的竞争地位使其对营商环境的依赖性降低， 营商环境优化对其发挥的边际作用减小。相比规模较大的企业， 规模较小的企业面临更多的挑战， 比如融资困难、 高质量人才匮乏、 市场环境恶劣、 风险承担能力低等。而公开、 透明、 法治化的营商环境有助于激发中小企业的经营活力， 助推中小企业高质量发展。因此本文认为， 相比大规模企业， 营商环境优化对规模较小的企业成本粘性的抑制作用会更加显著。具体地， 本文依据公司规模（Size）的中位数对样本进行分组， 检验结果如表5所示， Lnrev×D×BE的系数在小规模企业中显著为正， 而在大规模企业中不显著， 由此表明相比大规模企业， 小规模企业成本粘性的降低会更依赖于营商环境的优化。

（三） 区分企业所处区域②

在不同区域， 营商环境对企业成本粘性的影响可能会存在差异。具体地， 相比中西部地区， 东部地区具有便利的交通基础设施、 良好的技术创新环境、 稳定的外部经济环境等， 总体上具有一定的软硬环境优势， 因此东部地区企业经营过程中受到市场环境和政策冲击等的影响相对较小。而中西部地区由于地理位置、 要素流动、 公共服务等方面均处于劣势， 经济发展情况较差， 更需要政府部门改善营商环境， 为中西部地区的企业营造公平高效的竞争环境， 进而有效促进中西部地区各生产要素的自由流动， 优化企业的成本控制和提高企业的生产效率。因此本文认为， 相比东部地区， 营商环境优化对中西部地区企业成本粘性的抑制作用会更为显著。本文按照东部、 中部和西部的地域划分对样本企业进行分组检验， 回归结果如表5所示。可见在中部地区和西部地区企业中， Lnrev×D×BE的系数均显著为正， 而在东部地区企业中系数不显著。表5的结果表明， 相比东部地区， 中西部地区企业的健康发展会更加依赖于良好的营商环境。

六、 结论与建議

本文以营商环境为切入点， 深入研究了其与微观企业成本粘性的关系并得出如下研究结论： 第一， 营商环境优化有助于降低企业成本粘性。第二， 营商环境优化通过降低企业资源调整成本、 降低需求不确定性和提升政府效率抑制企业成本粘性。第三， 相较于国有企业， 营商环境优化对企业成本粘性的抑制作用在民营企业中更为显著； 相较于大规模企业， 营商环境优化对成本粘性的抑制作用在小规模企业中更显著； 与东部地区相比， 营商环境优化对中西部地区企业成本粘性的抑制作用更显著。

本文的研究具有以下政策启示： 第一， 应重视营商环境优化工作， 为企业的高质量发展营造公平透明的外部市场环境。具体地， 营商环境的优化可以从市场环境、 创新环境、 政府效率、 法律环境等方面做出努力， 并且政府要高度重视各区域之间营商环境发展水平的差异性， 努力发挥政府与市场的协同效应， 加强营商环境建设， 提升企业资源配置效率， 助力企业降本增效。第二， 要重视产权性质、 企业规模和地域差异在营商环境影响企业成本粘性过程中的异质性作用。具体地， 相较于国有企业、 大规模企业和东部地区企业， 民营企业、 小规模企业和中西部地区企业的经营决策行为享受的制度和资源等红利较少， 因此其对营商环境优化带来的便利性会更加敏感。因此， 民营企业、 小规模企业和中西部地区的企业要抓住营商环境优化所带来的政策机遇， 努力提升产品质量， 着力推进企业成本结构优化， 提升成本弹性， 促进企业高质量发展。第三， 减少政府的过度干预是企业高质量发展的重要举措， 为此监管部门要加强对政府补助资金流向的监督， 抑制企业利用政府补助过度投资的行为动机。营商环境优化助推了有为政府与有效市场的和谐共振， 能够充分发挥市场在资源配置中的决定性作用， 激发市场活力， 从而有助于提升企业的资源配置效率， 降低企业成本粘性。

【 注 释 】

① ASI=EX（-0.08+0.152Rec-0.575Inv+0.687PPE+0.198ONC），其中，ASI是资产专用性指数，Rec是期末应收账款净额比上期末资产总额，Inv是期末存货净额比上期末资产总额，PPE是期末固定资产净额比上期末资产总额，ONC是期末其他非流动资产比上期末资产总额。ASI越小，企业的资产专用性越高，资产调整成本越高。

② 东部地区包括北京、上海、天津、江苏、浙江、山东、福建、河北、广东、辽宁、海南共11个省（市），中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南共8个省份，西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆共11个省（区、市）（西藏和港澳台地区除外）。

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【基金項目】国家自然科学基金面上项目（项目编号：71472127）；河南省软科学研究计划项目（项目编号：232400412003）

【作者单位】1.郑州航空工业管理学院商学院， 郑州 450046；2.首都经济贸易大学会计学院， 北京 100070