郭艷嬌 蘇 丹

（1.沈陽師范大學(xué)，遼寧 110003；2.首鋼遷鋼分公司，河北 064400）

伴隨著我國(guó)公司制企業(yè)所有權(quán)和控制權(quán)的分離，擁有經(jīng)營(yíng)管理權(quán)的高管人員和擁有所有權(quán)的委托人之間的委托代理問題也就相應(yīng)地產(chǎn)生了。如何來有效激勵(lì)代理人，是我國(guó)改革成功與否非常重要的組成部分。Gibbons和Murphy（1992）利用美國(guó)上市公司的數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明即使存在顯性激勵(lì)合約，職業(yè)生涯考慮仍有很大的激勵(lì)作用。因此其認(rèn)為最優(yōu)的激勵(lì)合約使得來源于經(jīng)理的職業(yè)生涯考慮的隱性激勵(lì)和來源于工資合約的顯性激勵(lì)之和最大。在最優(yōu)的激勵(lì)合約中，臨近退休的經(jīng)理人員的顯性激勵(lì)應(yīng)該更強(qiáng)，因?yàn)榇藭r(shí)的職業(yè)生涯考慮的激勵(lì)機(jī)制最弱。那么在我國(guó)上市公司中，職業(yè)生涯考慮機(jī)制和顯性貨幣薪酬激勵(lì)機(jī)制之間是否形成了這種互補(bǔ)機(jī)制，是本文實(shí)證檢驗(yàn)的目的。

一、職業(yè)生涯考慮機(jī)制和GM理論假說

根據(jù) Gibbons&Murphy（1992）的理論，當(dāng)考慮職業(yè)生涯考慮時(shí)，企業(yè)的產(chǎn)出函數(shù)是：

式中：η為經(jīng)理的能力，at≥0為經(jīng)理的努力程度，εt為擾動(dòng)項(xiàng)。在每一期生產(chǎn)開始的時(shí)候，關(guān)于經(jīng)理能力的信息是對(duì)稱、但不完全的：經(jīng)理自己和所有潛在雇主相信經(jīng)理的能力服從均值為m0和方差為σ02的正態(tài)分布。假設(shè)擾動(dòng)項(xiàng)εt獨(dú)立同分布，服從期望為0，方差為σε2的正態(tài)分布且與η獨(dú)立。我們假設(shè)雇主是風(fēng)險(xiǎn)中性的，經(jīng)理的效用函數(shù)采用下面的形式：

式中：wt為t期工資，g（at）衡量努力給經(jīng)理帶來的負(fù)效用，假設(shè)g′=0，g″（∞）=∞，g蓯≥0。即努力帶來負(fù)效用，且邊際負(fù)效用隨努力程度的增加而增大。r為風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避因子，δ為折現(xiàn)因子。公式（2）表明經(jīng)理對(duì)于所有確定性收入流的現(xiàn)值無差異，就好像他能夠進(jìn)入完備的資本市場(chǎng)一樣。

為了使分析簡(jiǎn)單，Gibbons和Murphy假定短期薪酬合約是線性的，長(zhǎng)期合約是不可行的。下面我們以兩時(shí)期模型來探討顯性貨幣薪酬和職業(yè)生涯考慮的激勵(lì)機(jī)制之間的關(guān)系。

在第一時(shí)期開始的時(shí)候，潛在的雇主們同時(shí)向經(jīng)理提供單時(shí)期的線性薪酬合約w1（y1）=c1+b1y1，c1為一期消費(fèi)量。經(jīng)理選擇最有吸引力的合約并且開始生產(chǎn)，在第一時(shí)期結(jié)束時(shí)，第一時(shí)期的雇主和市場(chǎng)（潛在雇主）同時(shí)提供第二期的線性薪酬合約w2（y2）=c2+b2y2，c2為二期消費(fèi)量。第二時(shí)期的合約依賴于第一時(shí)期的產(chǎn)出y1，因?yàn)榈谝粫r(shí)期的產(chǎn)出揭示了經(jīng)理人員能力的信息；又因?yàn)殚L(zhǎng)期薪酬合約不可行的假設(shè)，第二時(shí)期的合約以第一時(shí)期的產(chǎn)出為基礎(chǔ)，僅僅是從隱性激勵(lì)的角度，而不是通過在第一時(shí)期開始的時(shí)候進(jìn)行承諾顯性貨幣薪酬激勵(lì)來實(shí)現(xiàn)的。

給定薪酬合約的形式（即b1、b2給定），經(jīng)理兩個(gè)時(shí)期的期望效用是兩個(gè)時(shí)期努力程度a1和a2的函數(shù)：

我們采用倒推的方法，先來看第二時(shí)期的均衡。在第二時(shí)期時(shí)，經(jīng)理已經(jīng)選擇了自己的努力水平a1，并且產(chǎn)出y1也已經(jīng)被觀察到了。則經(jīng)理的期望效用是：

所以經(jīng)理的第二時(shí)期努力水平的選擇問題就變成了：

經(jīng)理人員第二期的最優(yōu)努力水平a2*（b2）滿足式（4）的一階條件：

所以，當(dāng)?shù)诙跐撛诠椭髦g存在完全競(jìng)爭(zhēng)的時(shí)候，將會(huì)使雇主的期望利潤(rùn)為零，因此，c2（b2）滿足：

給定公式（1），在已知經(jīng)理第一期產(chǎn)出的情況下，經(jīng)理第二期的條件期望產(chǎn)出等于經(jīng)理的條件期望能力和第二期的最優(yōu)基本薪酬之和：

計(jì)算E{y2|y1}時(shí)，首先假設(shè)市場(chǎng)猜測(cè)的經(jīng)理人員第一期努力水平a1（在均衡狀態(tài)下，市場(chǎng)對(duì)經(jīng)理人員第一期投入水平的猜測(cè)將是正確的），則η條件分布的均值為：

方差為：

將對(duì)應(yīng)的值帶入到式（4）中，我們將得到經(jīng)理人員的期望效用。由此，市場(chǎng)相信第二期薪酬合約的斜率b2*，最大化了：

公式（11）用到了如果x服從均值μ，方差σ2時(shí)的一個(gè)觀察，則：

對(duì)公式（11）求最優(yōu)值，隱含著公式（6）的微分，得到了b2*的一階條件：

給定假設(shè)g蓯≥0，則我們可以看到當(dāng)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)r和不確定性上升的時(shí)候b2*會(huì)下降。

給定第二期的最優(yōu)合約，并且假設(shè)第二期合約只是通過職業(yè)生涯考慮的隱性激勵(lì)機(jī)制與第一期的產(chǎn)出相關(guān)，則經(jīng)理人員第一期的激勵(lì)問題就變成了選擇自己的努力水平a1來實(shí)現(xiàn)效用最大化：

將公式（8）、（9）帶入公式（7），得出：

到目前為止，我們一直采用的是市場(chǎng)對(duì)經(jīng)理人員第一期投入水平的猜測(cè)值a1。公式（16）刻畫了經(jīng)理人員對(duì)這一猜測(cè)的最優(yōu)反應(yīng)。在均衡條件下，市場(chǎng)的猜測(cè)必然是正確的，但是對(duì)于固定工資的影響是非常小的，因?yàn)楣剑?6）不含市場(chǎng)對(duì)經(jīng)理人員第一期努力水平的猜測(cè)。因此，在均衡時(shí)，該猜測(cè)等于：

經(jīng)理人員市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)導(dǎo)致企業(yè)會(huì)獲得零期望利潤(rùn)，這意味著：

將a1*（b1）和c1（b1）帶入到公式（14），并且引用公式（12）會(huì)得到基于b1的經(jīng)理人員的期望效用（從第一期的視角來看）：

其中B1表示的是顯性和隱形激勵(lì)機(jī)制之和，σ02+σε2是 η+ε1的方差。第一期最優(yōu)薪酬合約的斜率b1*滿足下面的一階條件：

從這樣的一個(gè)兩階段模型，我們可以看出，b1*

b1*

檢驗(yàn)假說1.1：如果已當(dāng)CEO的時(shí)間保持不變，那么越接近退休，βt越大。

檢驗(yàn)假說1.2：如果繼續(xù)擔(dān)任CEO的時(shí)間不變，那么已當(dāng)CEO的時(shí)間越長(zhǎng)βt越大。

檢驗(yàn)假說1.3：如果已當(dāng)CEO的時(shí)間保持不變，那么越接近退休，γt越小。

檢驗(yàn)假說1.4：如果繼續(xù)擔(dān)任CEO的時(shí)間不變，那么已當(dāng)CEO的時(shí)間越長(zhǎng)，γt越小。

二、樣本的選擇和差異性檢驗(yàn)

本文利用國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫選取中國(guó)上市公司2004年—2009年離職的高管作為研究樣本。由于我國(guó)年薪制等激勵(lì)措施一般只針對(duì)上市公司的董事長(zhǎng)和總經(jīng)理，所以本文高管人員僅指上市公司的董事長(zhǎng)和總經(jīng)理，不包括其他副職。本文樣本的選擇采取如下步驟：

首先，排除在B股H股交叉上市、金融類和創(chuàng)業(yè)板上市公司，然后將其余的上市公司在國(guó)泰安中國(guó)上市公司治理數(shù)據(jù)庫進(jìn)行搜索，從中獲得中國(guó)上市公司高管變更情況的數(shù)據(jù)和中國(guó)上市公司高管基本信息數(shù)據(jù)。然后，參照GM模型的做法，為了區(qū)分接近退休和職業(yè)生涯還很長(zhǎng)的兩類高管，將樣本限定在2004年—2009年期間離開工作崗位的高管。即，假定高管人員遵循以下職業(yè)路徑：當(dāng)一個(gè)高管被任命為上市公司董事長(zhǎng)或者總經(jīng)理時(shí)，他的職業(yè)生涯開始，并且一直作為上市公司的董事長(zhǎng)或者總經(jīng)理直到退休。在此期間，該高管取得以公司業(yè)績(jī)?yōu)榛A(chǔ)的薪酬。

本文采取以下方法獲得2004年—2009年離開工作崗位的數(shù)據(jù)：

首先，在2004年—2009年上市公司高管變更數(shù)據(jù)庫中，將離職原因?yàn)橥诵莸臉颖玖粝?。?duì)于非退休原因離職的我們采用第二種方法，即根據(jù)年齡來進(jìn)行判斷。鑒于我國(guó)規(guī)定的退休年齡是60歲左右，而且聘期一般是3年，所以如果一個(gè)高管將近60歲或者超過60歲從上市公司離職，那么即使他在非上市公司找到工作，作為董事長(zhǎng)或者總經(jīng)理的可能性不大，特別是在大型公司或者是國(guó)有公司。所以對(duì)非退休原因離職的且59周歲以上的高管，本文認(rèn)為其作為董事長(zhǎng)或者總經(jīng)理的職業(yè)生涯結(jié)束。

而后，我們從CSMAR數(shù)據(jù)庫中的中國(guó)上市公司治理結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)庫中提取了高管的薪酬數(shù)據(jù)，從CSMAR數(shù)據(jù)庫中的中國(guó)上市公司財(cái)務(wù)指標(biāo)分析數(shù)據(jù)庫中提取了股東的財(cái)富數(shù)據(jù)。其中高管的薪酬數(shù)據(jù)為公司前三名董事和前三名高管的薪酬總額，包括基本工資、各項(xiàng)獎(jiǎng)金、福利補(bǔ)貼和津貼。股東的財(cái)富數(shù)據(jù)我們采用年初經(jīng)物價(jià)調(diào)整的普通股的市場(chǎng)價(jià)值①這里指全部股份的市場(chǎng)價(jià)值，而不是僅僅包括流通股的市場(chǎng)價(jià)值。和年末經(jīng)物價(jià)調(diào)整的累計(jì)凈資產(chǎn)收益率的乘積來表示?？鄢魞糍Y產(chǎn)收益率異常值和薪酬、凈資產(chǎn)收益率等缺失數(shù)據(jù)，最后得到275個(gè)離職樣本，共1，103財(cái)年。表1列出了數(shù)據(jù)完整樣本的描述性統(tǒng)計(jì)。

表1的第1列給出的是全部數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表1中的A部分，可以看到高管的平均任職年限是5年左右。每年的薪酬水平在65萬左右。其中薪酬數(shù)據(jù)經(jīng)過了以2000年為基期的消費(fèi)物價(jià)指數(shù)為基期進(jìn)行調(diào)整。在調(diào)整后的完整數(shù)據(jù)樣本中，股東在2001年—2009年期間實(shí)現(xiàn)了4.51%收益率。

表1中的第2列、第3列和第4列分別表示離職前3年內(nèi)的數(shù)據(jù)和離職超過3年的數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性描述和差異性檢驗(yàn)。3年內(nèi)退休的樣本中年齡和任職年限要明顯高于超過3年才退休的樣本。同時(shí)，3年內(nèi)退休的平均薪酬要高于離職超過3年的平均薪酬，而且這3個(gè)變量的均值差異在樣本所代表的總體之間存在顯著差異。薪酬變化量和薪酬變化的百分比，3年內(nèi)退休的樣本和離退休超過3年的樣本相比均相差不大。但是薪酬變化量的標(biāo)準(zhǔn)差，3年內(nèi)退休的樣本比離退休超過3年的樣本要顯著大一些。這說明3年內(nèi)退休的樣本中，高管薪酬之間的差異較大。

?

從公司規(guī)模、股票市場(chǎng)價(jià)值來看，3年內(nèi)退休的樣本比離退休超過3年的樣本要顯著大一些。但是收益報(bào)酬率這一指標(biāo)，卻是離退休超過3年的樣本比3年內(nèi)退休的樣本要顯著高一些。股東財(cái)富變化量均值的差異在統(tǒng)計(jì)上不顯著。而在GM模型中，3年內(nèi)退休和超過3年退休的兩個(gè)樣本的公司規(guī)模（以銷售收入和市場(chǎng)價(jià)值來體現(xiàn)）和業(yè)績(jī)績(jī)效（股東財(cái)富變化量和累計(jì)普通股收益報(bào)酬率來衡量）相似。這樣的結(jié)果意味著在我國(guó)，對(duì)于將近退休的高管人員的總激勵(lì)是不足的；同時(shí)薪酬受公司規(guī)模的影響要大一些，即公司規(guī)模越大，薪酬越高。

三、實(shí)證模型和檢驗(yàn)結(jié)果

（一）實(shí)證模型

為了檢驗(yàn)假說1.1，我們首先參照的模型是：

其中，Δln（ROEit）≈ln（1+ROEit），ROEit是普通股凈資產(chǎn)收益率。Δln（Wit）是報(bào)告期內(nèi)t年i高管的薪酬總額對(duì)數(shù)差額。yearn是年度虛擬變量。leftτ離退休前年限虛擬變量，τ=0，1，…，8，若屬于該期限，取1，否則取0。我們預(yù)期βτ的符號(hào)為正，而且隨著離退休時(shí)間越近，βτ的值越大。

為了檢驗(yàn)假說1.1，我們同時(shí)還選擇了模型1-2：

其中l(wèi)eftfew123取高管離職前3年，我們預(yù)期β1的符號(hào)為正。

為了檢驗(yàn)假說1.2，我們參照的模型是：

其中l(wèi)owtenure3取高管任職前3年，預(yù)期β2的符號(hào)為負(fù)。

為了檢驗(yàn)假說1.3和假說1.4，本文加入了滯后一期的股東財(cái)富變化變量，得到模型1-4（假說1.3）和模型1-5（假說1.4）。在模型1-4中，預(yù)期γ1的符號(hào)為負(fù)，而在模型1-5中γ2的符號(hào)為正。

檢驗(yàn)假說1.3的模型：

檢驗(yàn)假說1.4的模型：

（二）實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果

首先按照模型1-1進(jìn)行普通最小二乘回歸，“離職前年限×股東收益變化率”不僅在統(tǒng)計(jì)上不顯著，它們的系數(shù)也并沒有表現(xiàn)出臨近退休而增加的趨勢(shì)。

為了避免按年度數(shù)據(jù)回歸所形成的較大標(biāo)準(zhǔn)誤差，本文將離職前3年的數(shù)據(jù)合在一起，形成“離職前幾年”的虛擬變量，然后按照模型1-2進(jìn)行回歸?；貧w的結(jié)果見表2中的第3列。其中，“year01roe0”和“year02roe0”在模型1-2的回歸中均顯著為正，其系數(shù)分別是2.519和2.165，“year05roe0”也顯著為正，但是系數(shù)要相對(duì)小一些。這表明當(dāng)經(jīng)理人員任職期限還很長(zhǎng)的時(shí)候，股東收益每增加10%，高管人員就會(huì)獲得25.19%和21.65%的收益。但是這樣的結(jié)果除了表示離退休時(shí)間長(zhǎng)的人比離退休時(shí)間短的人薪酬高之外，也有可能表示任職期限長(zhǎng)的高管比任職期限短的高管獲利高。為此，我們將模型中任職期限超過5年的留下，重新按照模型1-2來進(jìn)行回歸，回歸的結(jié)果見表2中的第4列。其中，“l(fā)nroe0，year02roe0”和“year01roe0”的結(jié)果和全樣本一致，仍然與薪酬的對(duì)數(shù)變化值顯著正相關(guān)。但是，“l(fā)eftfew0123”與薪酬的對(duì)數(shù)變化值顯著負(fù)相關(guān)，表明臨近退休的高管人員的薪酬水平不僅沒有增加，反而減少了。而“l(fā)eftfew123×LN（1+ROE0）”變量在統(tǒng)計(jì)上依然不顯著，所以本文的實(shí)證結(jié)果不支持假說1.1。

假說1.2、1.3和1.4的檢驗(yàn)結(jié)果見表2中的第5、6和第7列。在模型1-3中，我們預(yù)期“LOWTENURE3×LN（1+ROE0）”這一變量前的系數(shù)為負(fù)，但是回歸結(jié)果系數(shù)是正的，而且在統(tǒng)計(jì)上不顯著。所以本文的實(shí)證結(jié)果不支持假說1.2。在模型1-4中，我們預(yù)期γ1的系數(shù)為負(fù)，β1和γ1雖然符號(hào)與預(yù)期相同，但在統(tǒng)計(jì)上均不顯著，表明本文的實(shí)證結(jié)果不支持假說1.3。在模型1-5中，β1和β1符號(hào)和預(yù)計(jì)的相同，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著；我們預(yù)期γ1為負(fù)，γ2為正，結(jié)果γ1的符號(hào)和預(yù)計(jì)的不同，γ2的符號(hào)和預(yù)計(jì)的相同，但兩者在統(tǒng)計(jì)上均不顯著，表明本文的實(shí)證結(jié)果不支持假說1.4。

四、結(jié)論

本文按照GM模型的方法來檢驗(yàn)我國(guó)上市公司高管激勵(lì)中，職業(yè)生涯考慮和顯性貨幣薪酬的激勵(lì)機(jī)制是否形成最優(yōu)激勵(lì)合約。實(shí)證結(jié)果表明，從總體上來說，職業(yè)生涯考慮和顯性貨幣薪酬激勵(lì)機(jī)制之間不存在顯著的互補(bǔ)關(guān)系。但如果將“幾年內(nèi)離職”變量改為“預(yù)期幾年內(nèi)離職”時(shí)，這種互補(bǔ)關(guān)系會(huì)有所提高，但是依然沒有通過顯著性檢驗(yàn)。本文認(rèn)為導(dǎo)致這樣結(jié)果的原因可能包括以下四個(gè)方面：

第一，我國(guó)顯性貨幣薪酬激勵(lì)機(jī)制無效。Gibbons和Murphy（1992）構(gòu)建了以管理層薪酬變化量為因變量的多元回歸方程，其中薪酬業(yè)績(jī)敏感度是由企業(yè)績(jī)效解釋變量前的回歸系數(shù)來衡量的。該系數(shù)越大，說明企業(yè)績(jī)效給管理層帶來的薪酬影響越大，激勵(lì)強(qiáng)度也就越大。所以，本文的樣本中，如果薪酬和業(yè)績(jī)之間不存在相關(guān)性，即我國(guó)顯性貨幣薪酬激勵(lì)無效，那么“l(fā)eftfew123roe”前的系數(shù)就有可能與GM模型預(yù)測(cè)的不同。

?

第二，我國(guó)高管人員的基本薪酬不能反映經(jīng)理人員的能力水平。在Gibbons和Murphy（1992）的模型中，經(jīng)理人員市場(chǎng)通過公司業(yè)績(jī)來推斷高管人員的能力，進(jìn)而影響他的基本薪酬。所以，如果我們國(guó)家高管人員的基本薪酬受到管制，那么GM模型在中國(guó)也不可能成立。國(guó)內(nèi)學(xué)者范瑛、平新喬（2004）和陳冬華等（2005）認(rèn)為在我國(guó)真正起到反映高管人員才能的是在職消費(fèi)水平。從而可以用在職消費(fèi)替代基本薪酬對(duì)GM模型進(jìn)行修正來研究職業(yè)生涯考慮和顯性貨幣薪酬之間的關(guān)系。

第三，漸進(jìn)性改革的背景導(dǎo)致我國(guó)上市公司激勵(lì)制度的總體性特征不存在。如果我國(guó)上市公司因?yàn)閷?shí)際控制人、地域和行業(yè)等的差別而導(dǎo)致激勵(lì)制度也存在差別的話，那么從總體上來考察GM模型在中國(guó)是否成立就會(huì)存在偏差。此時(shí)，應(yīng)該分組進(jìn)行檢驗(yàn)。

最后，職業(yè)生涯考慮機(jī)制和顯性貨幣薪酬激勵(lì)機(jī)制之間互補(bǔ)關(guān)系不存在的原因是我國(guó)上市公司的股東們?cè)谠O(shè)計(jì)激勵(lì)合約時(shí)，未將職業(yè)生涯考慮機(jī)制計(jì)算在內(nèi)，從而也不會(huì)在高管人員接近退休時(shí)提高顯性貨幣薪酬激勵(lì)的力度。我們并不能有效證明這一點(diǎn)的存在，但是可以預(yù)期，如果這是事實(shí)，可以推斷由于我國(guó)上市公司對(duì)臨近退休的高管人員激勵(lì)不足，就會(huì)導(dǎo)致高管人員在任職末期不會(huì)付出努力來提高股東利益，公司業(yè)績(jī)將會(huì)下滑。

〔1〕范瑛、平新喬.工資合約、灰色收入和職業(yè)生涯考慮[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2004（4）：679-702.

〔2〕李軍林.聲譽(yù)、控制權(quán)與博弈均衡——一個(gè)關(guān)于國(guó)有企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的博弈分析框架[A].中國(guó)《資本論》研究會(huì)第11次學(xué)術(shù)年會(huì)論文集，2002（4）.

〔3〕Fama，E.F.，Agency Problems and the Theory of the Firm，Journal of Political Economy，1980，88，288-307.

〔4〕Holmstrom，B.，Managerial Incentives Schemes-A Dynamic Perspective，in Essays in Economics and Management in HonorofLarsWahlbeck，SwenskaHandelshogkolan，Helsinki，1982.

〔5〕Robert.Gibbons and Kevin J.Murphy，Optimal Incentive Contracts in the Presence of Career Concerns：Theory and Evidence，The Journal of Political Economy，1992，Vol.100，No.3，pp.468-505.