中國國有企業(yè)的代理成本估算范本

1、中國國有企業(yè)的代理成本估算 平新喬的聯(lián)系方式：北京大學中國經(jīng)濟研究中心，北京，100871。電話：62754798。Email： HYPERLINK mailto:xqping xqping；范瑛的聯(lián)系方式：北京大學中國經(jīng)濟研究中心，北京，100871。電話：62759555。Email： HYPERLINK mailto:yfan1980 yfan1980；郝朝艷的聯(lián)系方式： 大學中國經(jīng)濟研究中心，北京，100871，電話：62759555。Email： HYPERLINK mailto:hao hao。本文是福特基金會“公關政策研究項目”的“中國國有企業(yè)的激勵與交易成本”研究項目中的要緊成

2、果。感謝福特基金會“公關政策研究項目”的資助。在本文的研究與寫作過程中，作者得到了Queens大學的C. Ferrall教授的熱情指導與北京大學姚洋教授的數(shù)據(jù)關心，謹致謝忱。北京大學中國經(jīng)濟研究中心蔣承、彭云峰同學參加過討論，并貢獻過有益的建議。在此一并致謝。錯誤全歸于作者。平新喬范瑛郝朝艷北京大學中國經(jīng)濟研究中心No. C2003016 2003年7月9日摘 要 我們運用“2002年國有企業(yè)改制調(diào)查”中的激勵工資數(shù)據(jù)集，在特定的生產(chǎn)函數(shù)和代理人的效用函數(shù)的框架內(nèi)，按Broyden-Fletcher-Goldfarb-Shanno的最大似然可能模擬程序，對中國國有企業(yè)的代理成本的規(guī)模、緣故作了

3、可能與分析。發(fā)覺，中國國有企業(yè)的代理成本，相當于6070的利潤潛力。這確實是講，在現(xiàn)存的國有企業(yè)體制下，代理成本使得企業(yè)效率只利用了3040！代理成本由兩方面緣故而產(chǎn)生，信息不充分與代理人風險規(guī)避態(tài)度。所有者（政府的國資治理機構）對客觀隨機沖擊與代理人的行為參數(shù)風險規(guī)避r與努力的邊際成本遞增率缺乏充分的信息所產(chǎn)生代理成本占2/3，而由代理人風險規(guī)避而導致的代理成本占1/3。從模擬估算的結果看，采取租賃、出售或租售國企的方式，大約能夠使利潤潛力的利用率增加20個百分點。而降低契約的信息成本，從全然上來講，應該在對財產(chǎn)所有與操縱權上努力實現(xiàn)分權化。關鍵詞：激勵性契約（incentive contr

4、act）、代理成本（agent cost）、國有企業(yè)（State-owned-enterprises）JEL 索引號：D82，D23，D81中國國有企業(yè)的代理成本估算平新喬范瑛郝朝艷導言中國國有企業(yè)在過去的5、6年內(nèi)，不管在絕對數(shù)量上，依舊在相對比例上，都差不多大大收縮了。我們可從三個量綱來度量國有企業(yè)的收縮：第一、在工業(yè)企業(yè)中，從1996年到2001年，國有及國有控股的工業(yè)企業(yè)的數(shù)量，從1996年的近13萬家下降到2001年的不到5萬家，減少了近2/3。 中國統(tǒng)計年鑒，19972002年，中國統(tǒng)計出版社，19972002年各版。在這減少的8萬家企業(yè)中，由于破產(chǎn)或者被不的國有企業(yè)并購的原企業(yè)，

5、占消逝的企業(yè)的16， 中國統(tǒng)計年鑒，19972002年，中國統(tǒng)計出版社，19972002年各版。 依照世界銀行國際金融公司和中國國家經(jīng)貿(mào)委“2002年國有企業(yè)改制調(diào)查”獲得的樣本數(shù)據(jù)分析。該數(shù)據(jù)我們會在本文的后面作詳細介紹。第二、按稍寬的口徑，在全部匯編企業(yè)中，國有企業(yè)的戶數(shù)在1997年至2000年下降了7萬多戶（見表一）。表一：全部匯編的國有企業(yè)戶數(shù)年份全國（單位：萬戶）中央（單位：萬戶）地點（單位：萬戶）1997年26.22.623.61998年23.82.321.51999年2000年19.11.517.6資料來源：中國會計年鑒2001年。中國財政雜志出版社，2001年，第722頁。表一

6、講明，在19972000年消逝的7萬戶國有企業(yè)中，有6萬戶是經(jīng)地點政府之手出賣或同意破產(chǎn)的。第三、在更廣的定義，即全部法人單位中，國有及國有控股的法人單位，在數(shù)量上已不占優(yōu)勢。據(jù)國家統(tǒng)計局組織的全國第二次差不多單位普查數(shù)據(jù)（普查時點為2001年12月31日），在全國302.26個企業(yè)法人單位中，國有控股占50以上的企業(yè)法人單位只有42.78萬家，占全部企業(yè)法人單位總數(shù)的15左右，國有資本占全部實收資本的比重，在非競爭性的產(chǎn)業(yè)（如金融、交通運輸、電信、采掘與教育等）中，仍達6070；而在競爭性的產(chǎn)業(yè)（如房地產(chǎn)、服務業(yè)、批發(fā)和零售貿(mào)易、餐飲業(yè)、建筑業(yè)等）中，國有資本只占全部實收資本的30左右。 參

7、閱平新喬：中國國有企業(yè)資產(chǎn)操縱方式與操縱力的現(xiàn)狀，載經(jīng)濟社會體制比較。2003年第3期。因此，不管按最狹義的企業(yè)定義，即工業(yè)企業(yè)，依舊從最廣義的企業(yè)法人定義看，我們都發(fā)覺，在過去的5年中，中國的國有企業(yè)的數(shù)量與相對比重在收縮。國有企業(yè)的大量破產(chǎn)與消逝，從相當程度上反映了從國有企業(yè)動身來“建立現(xiàn)代企業(yè)制度”這一嘗試的失敗。國有企業(yè)作為一種企業(yè)制度，可分為產(chǎn)權制度與內(nèi)部契約制度兩個層面。中國共產(chǎn)黨第十六次全國大會提出的國家作為出資人來構建國有企業(yè)的模式，強調(diào)的是對仍要辦的國有企業(yè)的財產(chǎn)操縱權。但對國有企業(yè)內(nèi)部的契約制度，中國的最高決策層并沒有提出具體構想，這實質(zhì)上為實踐中的國有企業(yè)決策者提供了發(fā)揮

8、制造力的空間。本項研究所側重的是國有企業(yè)內(nèi)部的契約制度。企業(yè)內(nèi)的契約制度的設計，從本質(zhì)上講，是如何提供激勵，如何在激勵與保險之間進行權衡。之因此要重新研究那個問題，其差不多緣故有二：一是檢討過去10年（從1992年中國共產(chǎn)黨十四次全國代表大會提出要“建立現(xiàn)代企業(yè)制度”開始至今）里，從國有企業(yè)動身來“建立現(xiàn)代企業(yè)制度”的失敗緣故，而國有企業(yè)內(nèi)部契約的失效，乃是中國國有企業(yè)至今仍未建立起“現(xiàn)代企業(yè)制度”的關鍵一環(huán)。盡管我們認為，過去三十年來西方經(jīng)濟學家提出的“托付代理”理論并沒有為國企改造提供出良方，但假如我們能從事實中揭示出國有企業(yè)內(nèi)部契約的代理成本有多高，揭示出現(xiàn)有國有企業(yè)在不同契約形式下的效

9、率缺失，仍會有助于我們認識什么緣故國有企業(yè)會失敗。研究國有企業(yè)內(nèi)部契約的另一方面的理由是著眼于以后的。假如國有企業(yè)還要辦下去，那么除了在產(chǎn)權法律層面改進體制安排之外，是否還應查找最佳的契約形式呢？新成立的國有資產(chǎn)監(jiān)督治理治理委員會只聲稱以后不再“當婆婆” 見李融榮2003年6月12日同意記者采訪時發(fā)言，載經(jīng)濟參考報2003年6月13日。 見李融榮2003年6月12日同意記者采訪時發(fā)言，載經(jīng)濟參考報2003年6月13日。代理成本，按Jenson與Meckling（1976年）的定義，指的是企業(yè)所有者由于缺乏關于代理人努力與客觀狀態(tài)的充分信息所導致的權益損失。這是一種以充分信息條件下的最優(yōu)契約所實

10、現(xiàn)的利潤水平為基準，對信息不對稱條件下次優(yōu)契約所出現(xiàn)的預期利潤的偏差的一種估算。過去三十年里，現(xiàn)代經(jīng)濟學界在代理理論上的研究告訴我們，導致代理成本的差不多緣故是三個：一是企業(yè)所有者缺乏對企業(yè)運營中客觀的隨機沖擊（）的準確信息，而往往是處于第一線的代理人對擁有相對完全的信息。如此，由于托付人（所有者）對隨機變量的信息不充分而選擇的基于績效的契約形式，會導致激勵機制上的扭曲，這確實是所謂“次優(yōu)契約”相關于“最優(yōu)（First Best）契約”的效益損失。這是第一層次的偏離。二是在信息不完全或不對稱前提下理論上存在的最優(yōu)契約與實踐中實施的契約之間的偏離所導致的效益損失。本來，由于信息不完全的約束，理論

11、上存在的最優(yōu)契約與充分信息條件下的最優(yōu)契約相比，已是屬于“次優(yōu)”契約了，但在實踐中，連這種“次優(yōu)契約”也難以實施。Holmstrom（1979年），Grossman與Hart（1993年）都證明了，服從信息不完全這一約束的最優(yōu)契約形式一般來講不是一個顯式解，即使有顯式解，代理人對利潤的分享規(guī)則也不是線性的。然而，在實踐中，非線性的分享規(guī)則操作成本高，企業(yè)在權衡最優(yōu)契約形式的利得與實施契約的交易成本時，往往會選擇簡便易行的線性契約。這便會產(chǎn)生激勵機制的第二輪扭曲。三是由于代理人的風險規(guī)避態(tài)度，會降低最優(yōu)激勵系數(shù)的功效。一般來講，代理人的風險規(guī)避系數(shù)（r）與激勵強度系數(shù)（）在托付代理模型解中是此長

12、彼消的。工人（代理人）越是可怕風險，企業(yè)便越有存在的必要，但內(nèi)部契約的激勵強度會越弱，最終使預期利潤更加遠離信息完全條件下的基準點。由此可見，研究與估算代理成本，實質(zhì)上涉及到五個變量：1、企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的隨機沖擊（），2、代理人的努力成本與努力的邊際成本，3、代理人的風險規(guī)避系數(shù)（r），4、企業(yè)所有者對激勵系數(shù)（）的選擇，5、績效基數(shù)（x）的設定與績效評價。簡言之，企業(yè)的代理成本，便是在所有者在信息不完全的前提下，選定契約形式（，x）后，再由代理人對風險與努力的態(tài)度（r，k）加以發(fā)生作用，所綜合產(chǎn)生的效率缺失?？紤]到過去10年中中國國有企業(yè)的經(jīng)歷，在代理成本研究上還必須強調(diào)以下幾個問題：首先，隨

13、著中國經(jīng)濟的改革與開放，處于“在位”地位的國有企業(yè)所面臨的客觀的隨機沖擊是變化的，對相當一部分國有企業(yè)而言，那個可能是惡化的。而當持續(xù)惡化時，假如處于企業(yè)第一線的經(jīng)理與職員觀看到這一現(xiàn)象，又要完成作為托付人的政府硬性規(guī)定下來的績效基數(shù)x（x能夠是納稅基數(shù)，上繳利潤基數(shù)，或產(chǎn)值基數(shù)，甚至按企業(yè)分攤的各種費用的基數(shù)等），則代理人的最優(yōu)反應便是不做任何努力，甚至選擇跳槽或自動離崗。努力對惡化的這種反應，反過來又會使企業(yè)的處境更加惡化。這好比是一條遇上風浪的船，如水手們在風浪前選擇跳海逃生，則船大體都會翻掉。換言之，在過去的10年中，中國國有企業(yè)專門可能存在一種客觀隨機變量（）與代理人努力投入（）之間

14、的逆向選擇：變壞會降低代理人的努力程度，而降低努力又會使更加惡化，如此反復，直至國有企業(yè)的破產(chǎn)與消逝。據(jù)我們這項研究所依據(jù)的“2002年國有企業(yè)改制調(diào)查”的樣本數(shù)據(jù)，2001年在樣本包含的376家國有企業(yè)中，有195家企業(yè)的稅前利潤已小于零，即虧損企業(yè)占企業(yè)數(shù)近50，其中有98家企業(yè)甚至產(chǎn)值小于零。這在相當程度上是客觀環(huán)境與主觀努力之間長期逆向互動的累積結果！其次，從1992年中國最高決策層提出“建立現(xiàn)代企業(yè)制度”以后，實質(zhì)上宣告了80年代盛行于中國的那種政府與國有企業(yè)經(jīng)理層之間的公開“契約”（承包制）制的結束，但這不等于講，在國有企業(yè)中就沒有實行激勵性契約。事實上，通過我們對“2002年國有

15、企業(yè)改制調(diào)查”的樣本的觀看，發(fā)覺，在國有企業(yè)內(nèi)部，就企業(yè)與工人的關系而言，大體上存在三類激勵性契約：一是廣義的獎金制（績效工資）。二是在崗職工的差不多工資。在正統(tǒng)的托付代理模型中并不列入激勵因素，緣故是它一般與努力、績效無關。而在中國過去10年的轉型過程中，由于大量職工下崗，因此企業(yè)實際上能夠把工作崗位以及崗位的差不多工資作為一種激勵要素，來激勵職工付出相當?shù)呐?。在我們所用的統(tǒng)計量樣本里，職工的下崗比率為42，同時在崗職工的差不多工資是下崗職工的3倍以上。因此，我們有理由將在崗職工的差不多工資也列入激勵性契約的要素之一。三是下崗威脅。當在職差不多工資與下崗后的待遇差不日益增大時，當下崗的概率

16、達到42（在樣本量企業(yè)中，下崗概率甚至高達60）以上時，“續(xù)聘”或“下崗”的命運安排理所因此地要列入“激勵性契約”的內(nèi)容之中。這能夠被視為對西方“永聘制”理論的一種引申。第三，代理人對風險的態(tài)度與大量國有企業(yè)的出售是否相關？如前所述，最近5年中我們目睹了大量的國有企業(yè)被出售的現(xiàn)象，而按經(jīng)典的契約理論，假如代理人是風險中立的，則將國有企業(yè)賣或租賃給代理人，乃是最優(yōu)的體制安排。但在那個地點的關鍵是要估算出代理人的風險規(guī)避系數(shù)。一旦了解了這一信息，我們才能夠評估代理人風險規(guī)避態(tài)度會給國有企業(yè)帶來多大的代理成本？從而也能夠預測，假如代理人情愿冒風險或?qū)︼L險中立，假如風險中立的他們買下國有企業(yè)，會在多大

17、程度上降低代理成本？從而在多大程度上可能改善整個經(jīng)濟的效率？第四，國有企業(yè)的大量虧損，能否可從契約層面上找到一部分緣故？在我們的樣本中，近一半的企業(yè)是虧損的。假如虧損是與契約形式有關的，那我們就應該探究，哪一種形式的契約會易于導致虧損？這種易導致虧損的契約形式在什么條件（契約所依據(jù)的隨機變量，工人努力成本等參數(shù)）下會使?jié)撛诘奶潛p變?yōu)楝F(xiàn)實？這種研究，不然而為了總結教訓，更是為了以后對最優(yōu)契約形式的選擇。因此，與已往的研究托付代理問題的國內(nèi)外文獻不同，我們并不是著眼于從理論上貢獻一個新的最優(yōu)契約的特征或者條件，也不是著重于探討“內(nèi)部人操縱”與資本流失問題，而是在過去10年內(nèi)中國國有企業(yè)的經(jīng)營環(huán)境（

18、）逐漸惡化、大量國有企業(yè)被出賣，國有企業(yè)存在巨額虧損、42的職工下崗的大背景下，來考察與查找在實際經(jīng)濟運作過程中發(fā)生作用的內(nèi)部契約的幾個關鍵參數(shù)，從而進一步揭示，除了在對產(chǎn)權體制安排、企業(yè)融資結構等方面的問題外，在內(nèi)部契約上，國有企業(yè)是否存在大量的“內(nèi)出血”？因此，本文的研究從本質(zhì)上講，是實證性的工作。實證研究的最終結果是觸目驚心的。我們依照樣本數(shù)據(jù)中的376家中國國有企業(yè)2001年的工資帳單信息所作的有關參數(shù)估算顯示，代理成本大約相當于使6070的潛在利潤不能實現(xiàn)，即代理成本使國有企業(yè)的潛在效率只利用了3040！在這6070的效率損失中，大約有1/3（2025的效率漏出）來自于代理人（企業(yè)職

19、員）的風險規(guī)避態(tài)度，其余2/3（4045的效率損失）則是由于所有者（政府）關于隨機的生產(chǎn)沖擊要素（）、代理人努力投入（）與努力成本函數(shù)等經(jīng)濟變量缺乏充分信息，從而選擇線性契約這一次優(yōu)激勵契約形式所導致的。與國外已有的同類實證結果不同的是，我們發(fā)覺，線性契約與無績效考核基數(shù)的“簡單比例分成”合約相比，前者的代理成本反而高出后者的代理成本23個百分點，意味著績效考核基數(shù)（x）更易于使代理人放棄努力，這間接地意味著國有企業(yè)面臨的客觀經(jīng)營環(huán)境（）在惡化！當代理人見到惡化使上級設定的目標績效基數(shù)x難以實現(xiàn)時，索性選擇放棄努力，最后導致代理成本的上升。應當指出，這一系列由效率損失所度量的代理成本，并不包括

20、國有資本流失、內(nèi)部人操縱、融資方式扭曲、產(chǎn)權不清晰等等更為全然性的制度缺陷所導致的效率損失，而只是在給定的國有企業(yè)財務資源條件、客觀經(jīng)營環(huán)境與人力資源條件下，純粹由于信息不完全所導致的契約扭曲與代理人的風險規(guī)避態(tài)度所產(chǎn)生的。換言之，我們發(fā)覺，國有企業(yè)除了產(chǎn)權、資產(chǎn)結構層面所導致的“失血癥”以外，在內(nèi)部機理上仍存在著“消化不良癥”或“出血癥”。兩癥并發(fā)或者數(shù)病并發(fā)，是中國國有企業(yè)在過去10年中迅速萎縮，難以“脫困”的真正緣故。我們的那個估算結果是否可靠？在下面的行文中，我們就以要緊篇幅來介紹我們估算所依據(jù)的理論模型、估算程序與方法，以及估算所賴以進行的數(shù)據(jù)。本文的安排如下：第2節(jié)綜合前人對代理成

21、本的估算方法與要緊發(fā)覺，并指出我們在方法論上的若干特點，估算所依據(jù)的理論模型與幾種具體的契約形式解在第3節(jié)中給出。第4節(jié)討論代理模型的關鍵參數(shù)的識不。第5節(jié)介紹數(shù)據(jù)并給出模擬程序，并給出模擬方法所得到的無約束估算模型與結構型估算模型的關鍵參數(shù)的可能值，這是本項研究中最困難的環(huán)節(jié)。第6節(jié)依照關鍵參數(shù)的可能值，比較了充分信息條件下的最優(yōu)契約與信息不對稱條件下被扭曲了的契約形式所對應的不同的預期利潤水平，從而估算出以效率損失為度量的代理成本規(guī)模，這是本研究的要緊發(fā)覺。最后，第7節(jié)總結全文，并給出實證結果對中國企業(yè)改革的政策含義。為保持論文的主體部分簡潔通順，我們將理論模擬與估算所依據(jù)的幾個重要定理的

22、數(shù)學證明附在文后，以便讀者驗證與查閱。2、文獻綜述與本文差不多方法關于激勵性契約與代理成本的實證研究，是滯后于托付代理理論進展的。在上世紀70年代最優(yōu)契約理論形成20年之后，即90年代，開始出現(xiàn)這方面的實證研究。具體地講，關于企業(yè)內(nèi)部契約及其代理成本的幾項重要實證研究成果，都發(fā)表于1996年以來的短短幾年里。這些實證研究就其關注的問題來看，大體可分為兩大類：一類研究者關懷企業(yè)內(nèi)部的激勵性契約如何降低了代理成本，從而提高了生產(chǎn)率。而另外一類研究者則注重識不現(xiàn)實中實施的激勵性契約的關鍵參數(shù)，進而對契約的效率增進效應或效率扭曲效應作出定量分析。2.1激勵性契約對降低代理成本的效應毫無疑問，假如沒有契

23、約（既無顯性契約，亦無隱性契約），則企業(yè)會面臨更大程度的效率損失。因此，關于激勵性契約的實證研究，首先會注重它們是如何降低代理成本的？在多大程度上改進了企業(yè)效率？1996年，有四項實證研究貢獻了各自的發(fā)覺。Lazear（1996年）考察了簡單分成的契約對在汽車內(nèi)安裝擋風玻璃的工人績效的效應。他發(fā)覺，將固定工資制改為收入分成制，會使工人工資水平上升12，同時，工人的生產(chǎn)率會上升大約35。Lazear進一步將分成契約的這種降低代理成本的效應分解為兩種子效應，一是激勵性契約會起到篩選工人的效應，即有努力潛能的工人會同意這種激勵性契約，參與合約以替代原來較懶惰的工人。這種篩選效應在35的生產(chǎn)率增量中占

24、到了1/3左右。其余部分的效率增進可歸于原有職工由于激勵而提高努力投入的效應。Harry Paarsch與Bruce Shearer（1996年）提供了類似的實證研究結果。在加拿大植樹業(yè)中，既有固定薪金制，又有收入分成制。Paarsch與Shearer發(fā)覺，與薪金制相比，收入分成制使植樹業(yè)工人的工資水平上升了6。6也成了企業(yè)采納收入分成制的績效改進率的下限，即，若生產(chǎn)率的提高幅度不能達到6，則企業(yè)寧可接著采納固定工資制，而拒絕收入分成制。在實踐中，改成“收入分成制”后，植樹業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)率最高能夠提高35。上述兩項實證研究所采納差不多上以職工個人為觀看單位的數(shù)據(jù)樣本，與此不同，R. Banker

25、，SerkYoung Lee與G. Potter（1996年）則運用以企業(yè)為觀看單位的統(tǒng)計樣本數(shù)據(jù)，結果同樣發(fā)覺，在零售商業(yè)中，“收入分成制”較之于固定工資制，會使商店的生產(chǎn)率上升914。S. Fernie 與Metcalf（1996年）所作的實證分析是分組回歸分析。發(fā)覺在英國賽馬中，拿獎金的賽馬師會比拿固定收入的賽馬師有更高的贏率。具體到中國的經(jīng)濟改革過程中激勵性契約對降低代理成本的效應，John McMillan，John Whalley與Lijing Zhu（1989），林毅夫（Lin，1992年）都對中國農(nóng)業(yè)在上世紀80年代的迅速增長與激勵性契約之間的關系作過開創(chuàng)性的實證研究。McMi

26、llanWhalleyZhu把19781984年間中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長的75歸因于承包制。而林毅夫則把19781984年間中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的上升要緊歸因于激勵性契約與價格改革，其中，由承包制的貢獻大體占一半，農(nóng)產(chǎn)品相對價格上升的生產(chǎn)率貢獻也是顯著的。與McMillanWhalleyZhu的分析稍有不同，林毅夫的實證研究實質(zhì)上分析了激勵性契約與外界因素（）對當事人努力的效應：承包制顯然屬于契約變革，而價格上升則更多地是屬于的內(nèi)容。一份關于上世紀80年代中國國有企業(yè)的樣本調(diào)查統(tǒng)計數(shù)據(jù)（800戶樣本企業(yè)）引發(fā)了一系列關于中國國有企業(yè)引入激勵性契約后關于降低代理成本的實證研究。其中，T. Groves,

27、Hong, Yongmiao, J. McMillan 與B. Naughton（1994年，1995年）的兩篇論文，分不估罷了激勵性契約關于中國國有企業(yè)生產(chǎn)率的效應，以及激勵性契約關于經(jīng)理人員的篩選功能。的確，在80年代，當國有企業(yè)還在經(jīng)濟中處于壟斷地位時，內(nèi)部激勵性機制的引入在外界因素總體來講還有利于國有企業(yè)的前提下，是對企業(yè)的績效改進發(fā)揮過積極作用。然而，跟80年代中國國有企業(yè)的績效改進與激勵性契約之間存在顯著的正向關系的情形截然相反，在進入90年代后的近10年里，中國國有企業(yè)步履蹣跚，一蹶不振，并于1997年后實質(zhì)上進入悄無聲息的拍賣出售時期。中國盡管未象俄羅斯那樣實行一次性批量出售國

28、有企業(yè)的全盤私有化，但迄今為止的“零售性”出售國有企業(yè)的過程事實上遍布全國，破產(chǎn)與出售的國企在數(shù)量上也與俄羅斯差不多。這就引出兩個問題：1、在中國農(nóng)村引入的承包制這種激勵性契約與在都市國有工業(yè)企業(yè)中引入的激勵性契約之間究竟有什么不同？2、當國有企業(yè)所處的經(jīng)營的客觀環(huán)境日益不利時，代理人的努力投入決策 是否與發(fā)生了逆向的互動關系，以至于中國國有企業(yè)在上世紀80年代曾有過的生氣不再重現(xiàn)？關于這第一個問題，理論界早就指出，在中國農(nóng)村引入的承包契約，乃是一種基于代理人風險中立的“特許經(jīng)營權出售”體制。那個地點，代理人確實是托付人，代理成本問題并不存在，因此會有持久的激勵功效。S. Shavell（19

29、79年）早對此給出過嚴密的理論證明。而中國國有企業(yè)中的內(nèi)部契約則不同，政府一直是名義上的托付人，代理成本一直存在。關于上述第二個問題的回答，則就需從實際變量中識不出與，而這方面的工作就涉及到這篇文獻綜述的第二大成果了。2.2、對契約的參數(shù)與代理成本的估算與前一類實證研究關注契約對降低代理成本、提高企業(yè)績效的效應不同，另一類實證研究是關注現(xiàn)實生活中實施的激勵性契約的特征參數(shù)，考量由這些參數(shù)所決定的激勵性契約下仍然存在的代理成本的大小。一般來講，激勵性契約的功效取決于諸如外界隨即沖擊（），代理人的努力投入（），努力的邊際成本參數(shù)（k），代理人的風險規(guī)避系數(shù)（r）等參數(shù)。然而，這些參數(shù)差不多上不可觀

30、看的。因此，不可觀看并不意味著它們不發(fā)生作用。因此，理論研究與實證研究的任務確實是要設法從現(xiàn)實經(jīng)濟數(shù)據(jù)中識不出這些參數(shù)。J. Laffont與M. Matoussi（1995年）曾指出，在最佳的分成比率的契約中，分成比率的設定就決定于代理人的風險規(guī)避系數(shù)。1997年，C. Ferral 與S. Smith運用結構模型方法，對契約中的不可觀看到的參數(shù)作了識不與估算。J. Garen（1994年）則考察到代理人績效度量中的噪聲（）關于契約效率的阻礙，但他的結論是，這種阻礙并不顯著。Brown（1990年）通過對諸多行業(yè)中實施的分成制契約數(shù)據(jù)的實證研究，則發(fā)覺，客觀環(huán)境因素的噪聲（）與工資補償方案的

31、選擇依舊存在一定的關系的。在風險與激勵之間的關系上，迄今也有了一些實證研究結果。R. Hayes 與S.Shaefer（1997年）發(fā)覺，基于績效的酬勞率是隨企業(yè)規(guī)模不同而變化的，越是大的企業(yè)，激勵系數(shù)反而越低。Hayes與Shaefer對此的解釋是，大企業(yè)的經(jīng)營風險高，從而，會降低激勵系數(shù)。R. Aggerwal與A.Samwick（1998年）也發(fā)覺，在代理人的風險規(guī)避系數(shù)（r）與激勵之間存在著此長彼消的關系。C. Ferral L 與B.Shearer（1999年）運用上世紀20年代加拿大英屬哥倫比亞礦區(qū)的工資數(shù)據(jù)，運用數(shù)學模擬程序估罷了獎金激勵契約的諸個參數(shù)。他們以充分信息條件企業(yè)預期

32、利潤的理論估算值為基準，分不估罷了信息不完全條件下各種契約形式所能達到的利潤水平，從而發(fā)覺，信息不充分所導致無效（代理成本）占了代理成本一半左右，而代理成本的另一半則由特定的契約方式產(chǎn)生。具體的契約方式之因此會產(chǎn)生代理成本，緣故是實踐中實施的契約往往是線性的，而這要緊由于簡單易行而被選擇的契約往往會背離企業(yè)的最優(yōu)目標。換言之，契約形式選擇上的扭曲，實質(zhì)上反映了企業(yè)對實施契約中遇到的交易成本的讓步，由于交易成本高，企業(yè)只好采取“簡單解法”，盡管這種簡便易行的線性契約會產(chǎn)生代理成本?；谶@種理由，F(xiàn)errall與Shearer把這種由契約扭曲所致的代理成本歸因于交易成本。因此，企業(yè)的代理成本，大體

33、包括信息不完全的成本與交易成本。A. Copeland與C. Monnet（2002年）同樣運用數(shù)值模擬方法，依照企業(yè)的生產(chǎn)記錄，估罷了看不見的代理人的努力投入以及努力的邊際成本。他們發(fā)覺，隨著激勵增加，代理人的努力會增加，而且努力的邊際成本只相當于由增加的努力所帶來的生產(chǎn)率增量的10。因此，企業(yè)提高激勵會有助于增進凈福利（那個地點，凈福利被定義為產(chǎn)出減去努力成本）。綜上所述，經(jīng)濟理論界差不多制造出能夠識不往常以為是不可觀看的契約參數(shù)的模擬方法。那個地點最為差不多的是最大似然可能方法。我們這項研究，借鑒的是FerrallShearer（1999年）的研究方法，在設定的生產(chǎn)函數(shù)與代理人的效用函數(shù)

34、的基礎上，要緊運用BroydenFletcherGoldfarbShanno關于最大似然可能的模擬程序，運用中國采掘業(yè)、制造業(yè)、電力、煤氣水公用事業(yè)、交通運輸、服務業(yè)、商業(yè)等七個產(chǎn)業(yè)的376家國有企業(yè)的工資獎金數(shù)據(jù)，分不在無約束模型與有約束模型的結構模型中估罷了激勵性契約的關鍵參數(shù)，從而獲得了關于中國國有企業(yè)在現(xiàn)時期的代理成本的一種測度。我們在FerrallShearer的理論模型基礎上，做了如下的改動：第一，由于FerrallShearer所考量的是礦井作業(yè)的工人的激勵性獎金制，因此他們將工人按作業(yè)分為采掘與運煤兩組，運用了里昂惕夫生產(chǎn)函數(shù)。而我們的考察對象是376家企業(yè)，并不是某個專門工種

35、的職工，因此，我們將每個企業(yè)的職員（工人與經(jīng)理人員合為一體）全體視為一個團隊，以企業(yè)為一個觀看單位，因此，就放棄了里昂惕夫生產(chǎn)函數(shù)的形式，而采納更為一般的科布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)形式：。那個地點，為客觀的外界沖擊，實質(zhì)上代表了企業(yè)的物質(zhì)生產(chǎn)條件與經(jīng)營環(huán)境，為代理人的努力投入。第二，工資與獎金的數(shù)據(jù)就不取個人的數(shù)據(jù)，我們將獎金按其廣義的定義來度量，立即差不多工資以外的績效工資統(tǒng)稱為獎金。理由是，這種績效工資反映了與企業(yè)績效掛鉤的激勵。第三，由于我們運用的是以企業(yè)為觀看單位的工資總額與獎金總額，因此，當企業(yè)的獎金總額發(fā)生變化時，實質(zhì)上可能是由于其人均獎金發(fā)生了變化，也可能是由于該企業(yè)的就業(yè)人數(shù)發(fā)生了變

36、化，還可能是由于該企業(yè)的上崗職工與下崗職工的比率發(fā)生了變化。但按我們在第一節(jié)所闡述的關于激勵的定義，人均獎金、就業(yè)量與上崗/下崗比率這三種變化，在中國特定的環(huán)境下，實質(zhì)都屬于激勵契約的變動。因此，我們運用企業(yè)的工資總額與獎金總量作為模擬的變量單位，而非人均工資與人均獎金，考察企業(yè)工資總量與獎金總量隨外界隨機沖擊（）的變化而發(fā)生的變化，事實上便是在更廣的范圍內(nèi)考量中國國有企業(yè)的內(nèi)部激勵機制。在模擬方法上，我們也在FerrallShearer的基礎上作了若干改進。由于結構模擬模型實質(zhì)上要求同時解代理人的期望效用極大化問題與企業(yè)預期利潤極大化問題。因此，我們并沒有象FerrallShearer（19

37、99年）與CopelandMonnet（2002年）那樣，直接運用現(xiàn)成的算子程序來估算結構型模型的參數(shù)，而是把代理人期望效用極大化問題作為一個約束條件寫進企業(yè)期望利潤極大化的拉氏函數(shù)中，然后將那個拉氏函數(shù)的一組一階條件離散化，通過數(shù)學模擬，識不出關于契約的六個關鍵參數(shù)。在模擬過程中，我們發(fā)覺，在無約束模型中，四個關鍵參數(shù)的均衡值（強收斂點）與初值無關，但在有約束的結構模型的模擬過程中，六個參數(shù)值的均衡可能值（收斂點數(shù)值）與它們的初始值的設定是有關的。因此，我們盡可能采納無約束模型的模擬結果與外界隨機沖擊變量產(chǎn)生過程的程序，來設關于契約的六個參數(shù)的初始值，并相應列出這六個參數(shù)與其不同初始值相對應

38、的均衡可能值，以揭示參數(shù)的均衡值對其初始值的依靠。同理，由于參數(shù)的均衡值會隨初值不同而呈差不，最終關于契約的代理成本的估算也會有多個結果。我們最后列出了8種關于代理成本的估算結果。所幸的是，這8種估算結果大都差不不多，講明中國國有企業(yè)的代理成本總體上相當于使70的利潤潛力不能實現(xiàn)那個差不多估算，是大體成立的。模型我們假設廠商j的生產(chǎn)函數(shù)為 （1） 那個地點，為企業(yè)的產(chǎn)出，和是描述廠商j的生產(chǎn)狀況的兩個隨機變量，P是產(chǎn)品價格，這些值關于廠商和工人來講差不多上可觀測的。為了簡化我們的生產(chǎn)函數(shù)，不妨令， 在后面的定理中我們會進一步討論那個假設對結構的阻礙。，因此，生產(chǎn)函數(shù)就能夠?qū)憺椋?。我們理解為生產(chǎn)

39、性沖擊，它通過特定的方式阻礙產(chǎn)出，描述工人的努力程度，由于我們在本文中要緊討論不同工資形式對工人努力的激勵效果，以及對效率的阻礙，因此，我們認為工人的努力直接決定了產(chǎn)出。假如工人在決定作出多少努力之前，工人和廠商都能夠觀測到的值，我們把這種情況稱為完全信息；假如工人在決定作出多少努力之前，只有工人明白的值，這確實是不完全信息的情況，意味著廠商必須提供激勵性工資契約才能夠使工人多努力，而從增加產(chǎn)出。 在后面的定理中我們會進一步討論那個假設對結構的阻礙。工人的效用函數(shù)具有的形式，那個地點W是工人的工資收入，是努力程度，是努力的成本。假設工人差不多上同質(zhì)的，每個工人都有保留效用。參數(shù)，它衡量了工資和

40、努力在效用函數(shù)中的相對比重。我們首先討論工人是風險規(guī)避的情形，因此，且，工人情愿為不確定的生產(chǎn)沖擊支付保險。為了簡化符號，我們令。假設1（1）的對數(shù)服從于均值為，方差為的正態(tài)分布，即，同時在各個企業(yè)之間是獨立同分布的；（2），且；（3）工人的效用函數(shù)為：。 （2）我們記的概率密度函數(shù)和累積概率函數(shù)分不為和。依照假設1，有，其中和分不表示標準正態(tài)分布的概率密度函數(shù)和累積概率函數(shù)。工人努力的邊際成本為，的假設講明了努力的邊際成本是遞增的。我們假設了工人在作出努力程度決策之前能夠觀測到的值，因此U的函數(shù)形式可不能阻礙到努力的選擇，然而U會阻礙到企業(yè)支付給工人工資的最優(yōu)選擇，因此在求解企業(yè)問題時，我們

41、引入那個假設。情況一：完全信息條件下的最優(yōu)契約本文的目的要比較不同情況下工資契約對經(jīng)濟效率的阻礙。完全信息下的最優(yōu)工資契約是沒有效率損失的，因此，我們將完全信息的情況作為比較的基準。定義1：完全信息條件下（工人和企業(yè)都能夠觀測到的值）的最優(yōu)契約用工資函數(shù)、努力函數(shù)來表示，它們滿足如下關系： （3）定理1：完全信息條件下的最優(yōu)契約具有如下形式努力：產(chǎn)出： （4）工資：利潤： 證明見附錄A = 1 * ROMAN I。公式（4）表明，在完全信息的情況下，工人的工資由兩部分組成，一部分由產(chǎn)出決定，另一部分由保留效用和r決定，我們將這部分稱為基礎工資。工資并不是一個常數(shù)，因為產(chǎn)出會受到外生沖擊的阻礙，

42、因此，工人努力的最優(yōu)選擇會依照的變動而不同。工人的努力程度是的增函數(shù)，講明有利的生產(chǎn)性沖擊會促使工人付出更多努力。同時，由于工人是風險規(guī)避，而廠商是風險中性的，故完全信息的最優(yōu)契約要求工人的風險完全由企業(yè)擔保。假如工人的保留工資不同，在相同產(chǎn)出下的工資便不同，然而最優(yōu)的分成的比例是相同的，都為。情形二：線性獎金我們下面開始考慮不完全信息的情形。假如廠商不能夠觀測到的值，他無法區(qū)分是由于外界沖擊依舊由于工人不努力而造成產(chǎn)出波動，工人就有了偷懶的動機。這時，廠商便需要使用工資（獎金）與產(chǎn)出掛鉤的工資契約來激勵工人多努力。我們首先討論線性獎金的工資契約，工資包括差不多工資，用表示，和獎金w。企業(yè)j中

43、工人獎金采取下面的形式： （5）那個地點，是企業(yè)j中能夠獲得獎金的最小產(chǎn)出，即產(chǎn)出基數(shù)；是企業(yè)j的獎金率。因此，企業(yè)j中工人的工資等于差不多工資加獎金，即。獎金率和獲獎的產(chǎn)出標準在各個企業(yè)之間可能是不同的。假設2：（1），和是獨立分布的；（2）；（3）；（4）工人被隨機的分配于各個企業(yè)。因為工人在不同的企業(yè)之間能夠自由流淌，因此我們假定企業(yè)能夠選擇和以消除不同企業(yè)之間的差不，令和，則關于每個，當時，企業(yè)j中工人的獎金，從而使得不同企業(yè)的工人獲得獎金的機會均等。在如此的假設下，工人對配置于哪個企業(yè)是無差異的。因此，假設2中的第四點是合理的。我們?nèi)匀谎赜煤喕蟮纳a(chǎn)函數(shù)，的阻礙我們在后文中討論。是

44、刻劃企業(yè)經(jīng)營客觀狀態(tài)的參數(shù)，當企業(yè)經(jīng)營的客觀狀態(tài)專門差，不管工人如何樣努力，產(chǎn)出都不可能超過產(chǎn)出的最低標準x的時候，工人就沒有努力的動力了。因此，我們假設存在一個的下限，當時，所有工人的努力都為零；而當時，工人會在努力的邊際收益等于邊際成本的地點確定最優(yōu)的努力程度。的存在性關于模型的識不是至關重要的，下面我們來求解。定義2： （6）定理2：在給定的的獎金制度中，存在工人努力的唯一有效的納什均衡，努力的函數(shù)形式如下： （7）證明見附錄A = 2 * ROMAN II。企業(yè)在個人理性和激勵相容約束條件下選擇最優(yōu)的獎金制度來最大化預期利潤。企業(yè)的預期利潤等于預期收入減去預期成本，那個地點的預期收入確

45、實是產(chǎn)出，預期成本確實是支付給工人的工資。企業(yè)依照個人理性約束條件等號成立的原則來確定差不多工資， 即，也即，得到：記 （8）故 （9）企業(yè)的利潤函數(shù)為：那么廠商的期望利潤為=+=+=- （10）定義3：最優(yōu)的線性工資要滿足廠商的期望利潤最大化，即：- 那個地點，我們省略了常數(shù)項，因為它可不能阻礙到最后的結果。 （11） 那個地點，我們省略了常數(shù)項，因為它可不能阻礙到最后的結果。定義3考慮到了企業(yè)經(jīng)營的客觀狀態(tài)特不不行時工人努力為零的情況，這時產(chǎn)出為，在簡化形式中，。當時，我們把這種情況下的線形獎金制度稱為簡單的分成比率制。現(xiàn)在，記。我們把和帶入上面的式子，得到簡單的分成比率制下廠商的利潤函數(shù)

46、：=。由（10）式可知=而這最后一項正好是簡單的分成比率制下的利潤函數(shù)。由于工人的效用保持不變，因此，的情況與情況相比，顯然，對企業(yè)來講，線形獎金契約是有凈損失的。情形三：不完全信息條件下的最優(yōu)工資契約定義4： 在對的信息不對稱的情形下，最優(yōu)的工資契約由努力（）和工資（W）的函數(shù)組成，同時滿足企業(yè)的利潤最大化以及工人的個人理性和激勵相容條件，即： （12）我們不明白不完全信息條件下的最優(yōu)工資契約的具體形式，但它應該是不同于完全信息下的最優(yōu)工資契約形式和線性工資形式。不完全信息條件下的最優(yōu)工資契約帶來的企業(yè)利潤值應該介于定理1和定義3所描述的利潤之間。由于我們無法用數(shù)值解法求解定義4中的最大化問

47、題，我們只能首先可能出滿足定義3的一組參數(shù)，然后采納離散化的方法得到關于定義4的一個近似表達，最后將參數(shù)值代入表達式進行計算，作為對不完全信息條件最優(yōu)工資契約下企業(yè)最大利潤的一個近似描述。我們分兩步來近似那個最優(yōu)的合約。首先，離散化服從連續(xù)分布的生產(chǎn)性沖擊，方法是找800個分位數(shù)，滿足：， （13）這些是由真實分布相鄰兩個分位數(shù)的中點構成的。實現(xiàn)的概率為常數(shù)。令，這只是依照的分布作出的一個大致可能，由于只是一個點的問題，因此取值的準確性對離散后的結果阻礙不大。第二步，離散化后，關于的連續(xù)函數(shù)變?yōu)榉植加谶@800點上的階梯函數(shù)，在此基礎上，我們計算最優(yōu)工資契約。當?shù)娜≈捣秶薅ㄔ谶@800個點上時，

48、y最多有800個取值。因此，最優(yōu)的合約能夠由如下1600個值確定?，F(xiàn)在，工資是一個階梯函數(shù)：時，其中。而是企業(yè)劃分不同工資水平的產(chǎn)出的分界點。定義4中描述的最優(yōu)工資契約也是滿足個人理性約束條件的，因此不妨把那個工資形式記為 ， l=1,2,800 （14）其中表示在第時期，工人得到的產(chǎn)出份額。我們不妨令，工人的工資等于差不多工資，因此工人失去了努力的激勵。由于工人的努力無法觀測，他們總是能夠選擇不努力，因此我們能夠令。當時，要生產(chǎn)出所需的努力為，現(xiàn)在工人的效用為 （15）給定工資形式時，工人會選擇使得其效用最大的生產(chǎn)水平 工人選擇努力水平，從而間接選擇了產(chǎn)出水平。 （16）那么被生產(chǎn)出的概率為

49、 （17）定義5：在不完全信息條件下近似的最優(yōu)合約是如下問題的解 那個地點我們?nèi)匀皇÷粤顺?shù)項 （18） 那個地點我們?nèi)匀皇÷粤顺?shù)項將可能得到的參數(shù)值帶入（18）式就能夠計算出利潤函數(shù)的值。4、模型識不在上面一部分所描述的模型依靠于參數(shù)，而保留效用只阻礙基礎工資，并可不能阻礙到不同工資形式績效，因此，下面我們只討論的可能和確定因為，因此我們討論。因為，因此我們討論。首先，假設我們后面所用到的實際工資和獎金數(shù)據(jù)來源于線性獎金制度。我們無法從數(shù)據(jù)中直接獲得的信息，是企業(yè)選擇的變量，只有求解企業(yè)利潤最大化問題才能夠得到函數(shù)。模型識不的任務之一，確實是要從企業(yè)樣本的工資支付數(shù)據(jù)中估算出，甚至與的值。

50、假如在進行參數(shù)可能時，沒有對進行限制，我們就叫它無約束模型；假如在可能參數(shù)時，要求滿足企業(yè)利潤最大化的目標，就稱它為有約束模型或者結構模型。定義：如此，。定理3：由假設1和定理2中的納什均衡明白獎金的分布服從如下四個性質(zhì)：（1）獎金的下界為（2）獎金為0的概率為（3）關于,密度函數(shù)和分布函數(shù)為（4）不管和x的取值是多少，最小的獎金總是能夠識不的。當0且x=0時，和能夠識不。當x0時，和能夠分不識不，x能夠計算出來。定理證明見附錄A = 3 * ROMAN III。定理3的結論用到前面納什均衡的結果。將納什均衡的工人努力函數(shù)帶入線性獎金（5）式，就能夠證明出定理3的前三個結論。關于模型識不問題的

51、講明見附錄A = 3 * ROMAN III關于定理3的證明，更為詳細的講明能夠參考Ferrall與Shearer（1999）。5、模 擬下面我們依照附錄定理3證明中的似然函數(shù)（A3.7）分不可能無約束模型和結構模型中的參數(shù)。5.1數(shù)據(jù)本文的數(shù)據(jù)全部來自于世界銀行國際金融公司和國家經(jīng)濟貿(mào)易委員會的“2002年國有企業(yè)改制調(diào)查”。為了保證樣本企業(yè)具有充分的代表性，本次調(diào)查覆蓋了11個都市的683個企業(yè)，在抽取這11個都市的時候，調(diào)查既考慮了都市的地域分布，同時也考慮了都市的規(guī)模大小。這11個都市自北向南分不為：哈爾濱、撫順、唐山、蘭州、濰坊、西寧、鎮(zhèn)江、黃石、成都、衡陽和貴陽。在企業(yè)的選擇上，盡

52、管從初衷上講，調(diào)查希望能夠隨機的抽取企業(yè)使得樣本具有更好的代表性從企業(yè)的成分上講應該包括差不多改制的國有企業(yè)和尚未改制的國有企業(yè)，從企業(yè)改制前的隸屬（尚未改制的企業(yè)則指當前的隸屬）上講應該包括中央直屬、省、市以及區(qū)縣各個層次上的（前）國有企業(yè)，從企業(yè)所處的行業(yè)上講應該包含各種行業(yè)的工業(yè)企業(yè)。然而由于調(diào)研是通過國家經(jīng)貿(mào)委以及各地市經(jīng)貿(mào)委組織進行的，此次調(diào)研的樣本企業(yè)并不能完全符合隨機抽取得原則，這中間存在的一些問題是：1、由于地點經(jīng)貿(mào)委不再是改制企業(yè)的主管部門，或者講地點經(jīng)貿(mào)委關于改制后企業(yè)的阻礙力差不多遠遠小于對尚未改制企業(yè)的阻礙力，在樣本抽取的過程中，地點經(jīng)貿(mào)委會更容易讓那些尚未改制的企業(yè)填

53、寫問卷，他們也更樂意讓這些企業(yè)填寫問卷。這使得我們的樣本在專門大程度上存在國有企業(yè)比重過大，而改制企業(yè)比例不夠的問題。2、與前面的理由一樣，由于各地市經(jīng)貿(mào)委要緊負責治理市屬企業(yè)，因此我們的企業(yè)樣本要緊是（原）市屬企業(yè)，在一些都市還包括區(qū)縣所屬的企業(yè)。只是我們認為，這一點并可不能阻礙我們的分析。緣故在于，首先市屬工業(yè)中有專門多企業(yè)差不多上由中央或者省里下放到市里的，市屬企業(yè)具備了專門好的代表性。其次，當前的中央直屬和省屬的企業(yè)只是少數(shù)大型的國有企業(yè)，與我們關懷的改制主體國有中小型企業(yè)存在專門大的差不。3、從問卷回收以及問卷的填寫質(zhì)量上看，較大的企業(yè)以及當前仍然為國有的企業(yè)數(shù)據(jù)質(zhì)量較高。然而，就我

54、們研究的目標來講，樣本中未改制國有企業(yè)多恰好符合我們對國有企業(yè)代理成本的研究。由于改制企業(yè)中的大多數(shù)是2001年后改制的，因此，我們運用2001年的財務數(shù)據(jù)，差不多仍然反映中國國有企業(yè)的狀況。表二 數(shù)據(jù)小結變量個數(shù)均值方差最小值最大值產(chǎn)值（萬元）2783403.185190.74030562.00利潤（萬元）324399.78086422485.02-5019.0029433.00全部職工人數(shù)375939.84800001726.39321130在崗工人人數(shù)372563.65053761230.92213096人均年工資（在崗）（萬元）3723.834312440.98170780695.65

55、21739人均年工資（全部）（萬元）3751.256375511.94438110222.0689655工資總額（萬元）37657148017910.00工資總額/產(chǎn)值2670.23557380.30122410.00249362.6842105工資總額/利潤3202.368749714.9932617-45.3333333191.0000000績效工資比例3760.44284200.387191101在崗職工比例3710.58351380.29681960.00620561表二中各項指標的樣本量不同，是由于抽樣調(diào)查中的數(shù)據(jù)缺乏所致。而對本項研究至為重要的“工資”數(shù)據(jù)

56、，有376家國有企業(yè)填報了信息，因此，我們的模擬估算所賴以進行的樣本規(guī)模為376家。粗略分析一下表二，可獲四個方面的信息：（1）績效工資（獎金）占工資總額的比率，均值為0.44，講明激勵性工資收入在工人的收入中占有相當權重。（2）在崗職工均值僅為563人，而職工總數(shù)的均值為939人，下崗率為42%（見“在崗職工比例的均值”），講明下崗概率特不高。（3）在崗職工的工資水平大大超過下崗工人的收入水平。企業(yè)即使以全部職工平均的年工資為在崗職工的年工資水平（而這顯然是被低估了的），其均值為1.25萬，即月工資為1000元，相當于下崗工人月收入（300400元）的2.53倍。（4）不管平均工資依舊工資總

57、額，方差都專門大，講明企業(yè)之間工資標準與就業(yè)量差異不小。我們估算契約的幾個要緊參數(shù)依據(jù)的只是“績效工資”（獎金）總額，它按“績效工資比例”與“工資總額”之積來定義。5.2無約束模型我們將376家企業(yè)樣本在2001年發(fā)放的績效工資（獎金）以散點圖描述了出來。下圖是獎金數(shù)據(jù)的散點圖。在我們所使用的獎金數(shù)據(jù)中，獎金大于零的企業(yè)有273個，我們首先將數(shù)據(jù)從大到小進行了排序。由于表度的緣故，為了使圖象更加清晰，也由于絕大多數(shù)企業(yè)的獎金分布集中于1000以下，下面的散點圖省略了獎金在1000以上的13個企業(yè)。我們在附錄中給出了273個企業(yè)獎金分布的散點圖。橫軸表示企業(yè)的編號，縱軸是每個企業(yè)的獎金總額，單位

58、：萬元。我們的理論模型（定理3（2）差不多預測到，企業(yè)不發(fā)獎金的正概率是存在的，即當客觀外界的隨機沖擊時，也確實是企業(yè)經(jīng)營狀況差到一定程度時，績效工資W會等于零。按定理3（4），最小獎金W（）總是能夠識不的。我們從散點圖中能夠觀看到，獎金量在50（萬元）的企業(yè)就屬于最低檔次的獎金發(fā)放量企業(yè)，大約占到376家企業(yè)樣本數(shù)的1/5。因此，我們設（萬元）。我們還需要找動身放最低獎金量的企業(yè)的經(jīng)營狀態(tài)的上界，一旦確定了，便知如，企業(yè)職工的獎金總額就落在（0，50）這一最低檔次內(nèi)。下面求解W（）的上界50（萬元）所對應的值的上界。由定理3（1）及其證明過程，可知，由 見附錄定理的證明（A3.1）。，得到：

59、，因此，工人得到獎金為50的概率確實是。似然函數(shù)也相應的分為三個部分，在下面的（20）式中，第一項是獎金為0的部分，第二項是獎金小于等于50的部分，第三項是獎金大于50的部分。 見附錄定理的證明（A3.1）。因此，得到的似然函數(shù)為： （20）在證明過程中，我們用獎金正的最小值代替了，如此可能的結果受樣本選擇的阻礙較大，因此我們用（20）式來可能參數(shù)值。直接最大化（20）式得到無約束模型參數(shù)的極大似然可能?？赡艿慕Y果見表三。表三：無約束模型可能結果：7.57051.34010.0119429.765表三的結果是我們使用Broyden-Fletcher-Goldfarb-Shanno的最大似然模擬

60、程序而得到的，所用的獎金數(shù)據(jù)是從企業(yè)績效工資數(shù)據(jù)中分離出來的大于50（萬元）的獎金量列向量。將此代入（20）式的，就得到了實際計算的算子式。無約束模型估算的只是探究工人獎金在什么參數(shù)條件下獲得的概率最大，這是從已觀看到的工人獲得的獎金量列向量動身，反推出使w得以發(fā)生的契約的參數(shù)值，從而找出激勵性契約所受制于其中的客觀環(huán)境與工人努力的邊際成本參數(shù)（），以及阻礙獎金量的契約激勵力度（）與績效基數(shù)（x）之積（）。表三的結果顯示，工人努力的邊際成本曲線形狀為下凸，而且形狀特不陡峭，其斜率。往后我們將會看到，當代理人風險規(guī)避系數(shù)r為1時，結構性模型的模擬結果同樣顯示出與此差不多的努力邊際成本曲線的斜率。