職業(yè)生涯考慮機制的實證檢驗——基于中國上市公司的數(shù)據

郭艷嬌 蘇 丹

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

伴隨著我國公司制企業(yè)所有權和控制權的分離，擁有經營管理權的高管人員和擁有所有權的委托人之間的委托代理問題也就相應地產生了。如何來有效激勵代理人，是我國改革成功與否非常重要的組成部分。Gibbons和Murphy（1992）利用美國上市公司的數(shù)據進行檢驗，結果表明即使存在顯性激勵合約，職業(yè)生涯考慮仍有很大的激勵作用。因此其認為最優(yōu)的激勵合約使得來源于經理的職業(yè)生涯考慮的隱性激勵和來源于工資合約的顯性激勵之和最大。在最優(yōu)的激勵合約中，臨近退休的經理人員的顯性激勵應該更強，因為此時的職業(yè)生涯考慮的激勵機制最弱。那么在我國上市公司中，職業(yè)生涯考慮機制和顯性貨幣薪酬激勵機制之間是否形成了這種互補機制，是本文實證檢驗的目的。

一、職業(yè)生涯考慮機制和GM理論假說

根據 Gibbons&Murphy（1992）的理論，當考慮職業(yè)生涯考慮時，企業(yè)的產出函數(shù)是：

式中：η為經理的能力，at≥0為經理的努力程度，εt為擾動項。在每一期生產開始的時候，關于經理能力的信息是對稱、但不完全的：經理自己和所有潛在雇主相信經理的能力服從均值為m0和方差為σ02的正態(tài)分布。假設擾動項εt獨立同分布，服從期望為0，方差為σε2的正態(tài)分布且與η獨立。我們假設雇主是風險中性的，經理的效用函數(shù)采用下面的形式：

式中：wt為t期工資，g（at）衡量努力給經理帶來的負效用，假設g′=0，g″（∞）=∞，g蓯≥0。即努力帶來負效用，且邊際負效用隨努力程度的增加而增大。r為風險規(guī)避因子，δ為折現(xiàn)因子。公式（2）表明經理對于所有確定性收入流的現(xiàn)值無差異，就好像他能夠進入完備的資本市場一樣。

為了使分析簡單，Gibbons和Murphy假定短期薪酬合約是線性的，長期合約是不可行的。下面我們以兩時期模型來探討顯性貨幣薪酬和職業(yè)生涯考慮的激勵機制之間的關系。

在第一時期開始的時候，潛在的雇主們同時向經理提供單時期的線性薪酬合約w1（y1）=c1+b1y1，c1為一期消費量。經理選擇最有吸引力的合約并且開始生產，在第一時期結束時，第一時期的雇主和市場（潛在雇主）同時提供第二期的線性薪酬合約w2（y2）=c2+b2y2，c2為二期消費量。第二時期的合約依賴于第一時期的產出y1，因為第一時期的產出揭示了經理人員能力的信息；又因為長期薪酬合約不可行的假設，第二時期的合約以第一時期的產出為基礎，僅僅是從隱性激勵的角度，而不是通過在第一時期開始的時候進行承諾顯性貨幣薪酬激勵來實現(xiàn)的。

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

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

所以經理的第二時期努力水平的選擇問題就變成了：

經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?shù)诙跐撛诠椭髦g存在完全競爭的時候，將會使雇主的期望利潤為零，因此，c2（b2）滿足：

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

計算E{y2|y1}時，首先假設市場猜測的經理人員第一期努力水平a1（在均衡狀態(tài)下，市場對經理人員第一期投入水平的猜測將是正確的），則η條件分布的均值為：

方差為：

將對應的值帶入到式（4）中，我們將得到經理人員的期望效用。由此，市場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時的一個觀察，則：

對公式（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g蓯≥0，則我們可以看到當風險規(guī)避系數(shù)r和不確定性上升的時候b2*會下降。

給定第二期的最優(yōu)合約，并且假設第二期合約只是通過職業(yè)生涯考慮的隱性激勵機制與第一期的產出相關，則經理人員第一期的激勵問題就變成了選擇自己的努力水平a1來實現(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對經理人員第一期投入水平的猜測值a1。公式（16）刻畫了經理人員對這一猜測的最優(yōu)反應。在均衡條件下，市場的猜測必然是正確的，但是對于固定工資的影響是非常小的，因為公式（16）不含市場對經理人員第一期努力水平的猜測。因此，在均衡時，該猜測等于：

經理人員市場的競爭導致企業(yè)會獲得零期望利潤，這意味著：

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

其中B1表示的是顯性和隱形激勵機制之和，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：

從這樣的一個兩階段模型，我們可以看出，b1*

b1*

檢驗假說1.1：如果已當CEO的時間保持不變，那么越接近退休，βt越大。

檢驗假說1.2：如果繼續(xù)擔任CEO的時間不變，那么已當CEO的時間越長βt越大。

檢驗假說1.3：如果已當CEO的時間保持不變，那么越接近退休，γt越小。

檢驗假說1.4：如果繼續(xù)擔任CEO的時間不變，那么已當CEO的時間越長，γt越小。

二、樣本的選擇和差異性檢驗

本文利用國泰安數(shù)據庫選取中國上市公司2004年—2009年離職的高管作為研究樣本。由于我國年薪制等激勵措施一般只針對上市公司的董事長和總經理，所以本文高管人員僅指上市公司的董事長和總經理，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泰安中國上市公司治理數(shù)據庫進行搜索，從中獲得中國上市公司高管變更情況的數(shù)據和中國上市公司高管基本信息數(shù)據。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：當一個高管被任命為上市公司董事長或者總經理時，他的職業(yè)生涯開始，并且一直作為上市公司的董事長或者總經理直到退休。在此期間，該高管取得以公司業(yè)績?yōu)榛A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：

首先，在2004年—2009年上市公司高管變更數(shù)據庫中，將離職原因為退休的樣本留下。對于非退休原因離職的我們采用第二種方法，即根據年齡來進行判斷。鑒于我國規(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，作為董事長或者總經理的可能性不大，特別是在大型公司或者是國有公司。所以對非退休原因離職的且59周歲以上的高管，本文認為其作為董事長或者總經理的職業(yè)生涯結束。

而后，我們從CSMAR數(shù)據庫中的中國上市公司治理結構數(shù)據庫中提取了高管的薪酬數(shù)據，從CSMAR數(shù)據庫中的中國上市公司財務指標分析數(shù)據庫中提取了股東的財富數(shù)據。其中高管的薪酬數(shù)據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、各項獎金、福利補貼和津貼。股東的財富數(shù)據我們采用年初經物價調整的普通股的市場價值①這里指全部股份的市場價值，而不是僅僅包括流通股的市場價值。和年末經物價調整的累計凈資產收益率的乘積來表示?？鄢魞糍Y產收益率異常值和薪酬、凈資產收益率等缺失數(shù)據，最后得到275個離職樣本，共1，103財年。表1列出了數(shù)據完整樣本的描述性統(tǒng)計。

表1的第1列給出的是全部數(shù)據的描述性統(tǒng)計結果。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)據經過了以2000年為基期的消費物價指數(shù)為基期進行調整。在調整后的完整數(shù)據樣本中，股東在2001年—2009年期間實現(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年內的數(shù)據和離職超過3年的數(shù)據的統(tǒng)計性描述和差異性檢驗。3年內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，3年內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準差，3年內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年內退休的樣本中，高管薪酬之間的差異較大。

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從公司規(guī)模、股票市場價值來看，3年內退休的樣本比離退休超過3年的樣本要顯著大一些。但是收益報酬率這一指標，卻是離退休超過3年的樣本比3年內退休的樣本要顯著高一些。股東財富變化量均值的差異在統(tǒng)計上不顯著。而在GM模型中，3年內退休和超過3年退休的兩個樣本的公司規(guī)模（以銷售收入和市場價值來體現(xiàn)）和業(yè)績績效（股東財富變化量和累計普通股收益報酬率來衡量）相似。這樣的結果意味著在我國，對于將近退休的高管人員的總激勵是不足的；同時薪酬受公司規(guī)模的影響要大一些，即公司規(guī)模越大，薪酬越高。

三、實證模型和檢驗結果

（一）實證模型

為了檢驗假說1.1，我們首先參照的模型是：

其中，Δln（ROEit）≈ln（1+ROEit），ROEit是普通股凈資產收益率。Δln（Wit）是報告期內t年i高管的薪酬總額對數(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。我們預期βτ的符號為正，而且隨著離退休時間越近，βτ的值越大。

為了檢驗假說1.1，我們同時還選擇了模型1-2：

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

為了檢驗假說1.2，我們參照的模型是：

其中l(wèi)owtenure3取高管任職前3年，預期β2的符號為負。

為了檢驗假說1.3和假說1.4，本文加入了滯后一期的股東財富變化變量，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，預期γ1的符號為負，而在模型1-5中γ2的符號為正。

檢驗假說1.3的模型：

檢驗假說1.4的模型：

（二）實證檢驗及結果

首先按照模型1-1進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。

為了避免按年度數(shù)據回歸所形成的較大標準誤差，本文將離職前3年的數(shù)據合在一起，形成“離職前幾年”的虛擬變量，然后按照模型1-2進行回歸?；貧w的結果見表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)要相對小一些。這表明當經理人員任職期限還很長的時候，股東收益每增加10%，高管人員就會獲得25.19%和21.65%的收益。但是這樣的結果除了表示離退休時間長的人比離退休時間短的人薪酬高之外，也有可能表示任職期限長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來進行回歸，回歸的結果見表2中的第4列。其中，“l(fā)nroe0，year02roe0”和“year01roe0”的結果和全樣本一致，仍然與薪酬的對數(shù)變化值顯著正相關。但是，“l(fā)eftfew0123”與薪酬的對數(shù)變化值顯著負相關，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)計上依然不顯著，所以本文的實證結果不支持假說1.1。

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

四、結論

本文按照GM模型的方法來檢驗我國上市公司高管激勵中，職業(yè)生涯考慮和顯性貨幣薪酬的激勵機制是否形成最優(yōu)激勵合約。實證結果表明，從總體上來說，職業(yè)生涯考慮和顯性貨幣薪酬激勵機制之間不存在顯著的互補關系。但如果將“幾年內離職”變量改為“預期幾年內離職”時，這種互補關系會有所提高，但是依然沒有通過顯著性檢驗。本文認為導致這樣結果的原因可能包括以下四個方面：

第一，我國顯性貨幣薪酬激勵機制無效。Gibbons和Murphy（1992）構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)績敏感度是由企業(yè)績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)績效給管理層帶來的薪酬影響越大，激勵強度也就越大。所以，本文的樣本中，如果薪酬和業(yè)績之間不存在相關性，即我國顯性貨幣薪酬激勵無效，那么“l(fā)eftfew123roe”前的系數(shù)就有可能與GM模型預測的不同。

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第二，我國高管人員的基本薪酬不能反映經理人員的能力水平。在Gibbons和Murphy（1992）的模型中，經理人員市場通過公司業(yè)績來推斷高管人員的能力，進而影響他的基本薪酬。所以，如果我們國家高管人員的基本薪酬受到管制，那么GM模型在中國也不可能成立。國內學者范瑛、平新喬（2004）和陳冬華等（2005）認為在我國真正起到反映高管人員才能的是在職消費水平。從而可以用在職消費替代基本薪酬對GM模型進行修正來研究職業(yè)生涯考慮和顯性貨幣薪酬之間的關系。

第三，漸進性改革的背景導致我國上市公司激勵制度的總體性特征不存在。如果我國上市公司因為實際控制人、地域和行業(yè)等的差別而導致激勵制度也存在差別的話，那么從總體上來考察GM模型在中國是否成立就會存在偏差。此時，應該分組進行檢驗。

最后，職業(yè)生涯考慮機制和顯性貨幣薪酬激勵機制之間互補關系不存在的原因是我國上市公司的股東們在設計激勵合約時，未將職業(yè)生涯考慮機制計算在內，從而也不會在高管人員接近退休時提高顯性貨幣薪酬激勵的力度。我們并不能有效證明這一點的存在，但是可以預期，如果這是事實，可以推斷由于我國上市公司對臨近退休的高管人員激勵不足，就會導致高管人員在任職末期不會付出努力來提高股東利益，公司業(yè)績將會下滑。

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

〔2〕李軍林.聲譽、控制權與博弈均衡——一個關于國有企業(yè)經營績效的博弈分析框架[A].中國《資本論》研究會第11次學術年會論文集，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.