规模报酬和规模经济的关系篇1
关键词：规模报酬递增；新贸易理论；贸易利益
从亚当·斯密到马克思，乃至斯密理论的继承者阿林·杨格，都从分工角度对市场与经济规模的关系进行了研究。马歇尔是第一个重视并较为系统地研究规模经济问题的经济学家。自他之后，对规模经济的研究转而采用边际分析的方法。新贸易理论的规模报酬递增的假设·既贴近现实又很好地解释了传统贸易理论无法解释的贸易现象。著名经济学家克鲁格曼(paulKrugman)在与艾瀚南(Help-mallelhanan)合著的《市场结构与对外贸易》(1985)一书中提出了规模经济贸易学说。但从某种意义上讲，是Romer(1986)的开创性研究复兴了主流经济学对对规模报酬递增现象的分析。从此，经济学家开始从不同的角度去论证是否存在显著的规模经济效应，去探求规模报酬递增的源泉·去分析规模报酬递增的影响。
1 规模报酬递增理论的论证
数十年来主流经济学家运用大量的实证研究证实了规模报酬递增现象的存在，他们利用各层面的相关数据说明了一些发达国家的经济活动中的规模报酬递增现象。
Davis和weinstein(1998)通过估计13个oeCD国家的支出变化与产出变化之间的关系来检验是否存在规模报酬递增现象。他们估计出来的产出需求弹性为l_6，因此推断出存在明显的规模报酬递增现象。Head和Rise(2001)利用美国和加拿大的总量数据对Krugman(1980)的规模收益递增模型进行实证检验的结果也表明，从整体看，这两个国家的生产活动具有较为明显的规模报酬递增特征。
至于企业内部是否存在规模报酬递增现象。由于企业层次上的微观数据很难获得，所以这方面的文献非常少见。但最令人瞩目的就是Lucas(1993)对第二次世界大战期间美国军工产品生产中的规模经济效应研究。根据Lucas(1993)提供的分析结果。自由舰的累计总产量每翻一番，生产一艘自由舰所需的时间就会下降12％～24％。同时，在生产胜利舰、护航舰和坦克的过程当中，也存在类似的规模报酬递增现象。
2 规模报酬递增的源泉
在美国等发达国家的经济活动中，规模报酬递增现象还是比较明显的。在分析哪些因素导致规模报酬递增时，现有的文献通常会将规模报酬递增区分为两类；一类是企业间的规模报酬递增；另一类是企业内部的规模报酬递增。一般认为，外部性是规模报酬递增的主要源泉。从外部性是否出现在市场交易活动中的角度将外部性分为技术外部性和货币外部性。
在现在的文献中，技术外部性主要包括知识的外部性、研究与开发的外部性、干中学的外部性以及学校教育的外部性等四种。第一，源于知识的外部性的规模报酬递增。easterly(2001)指出，知识外部性会从三方面导致规模报酬递增现象的出现。并且由于存在知识溢出的现象，所以新知识实际上会提高整个社会中现有知识和机器设备的生产率。第二，源于研发的外部性的规模报酬递增。知识生产的主要投人要素就是研究与开发投资，根据Griliches(1992)的分类，可以将分析研发活动溢出效应的文献区分为两类。一类是计算某项(或某一系列)具体创新活动的社会收益的文献。在这方面。代表性的研究是mansfield、Rapoport和Romeo(1977)以及Knutson和tweeten(1979)等人的实证分析。另外一类文献则采用回归分析方法去估计研发部门对产业部门劳动生产率的影响。这方面的代表性研究是Bernstein和nadiri(1991)的分析。他们的实证分析结果表明，研发活动的外部性是非常明显的，研发投资的规模报酬递增特征也会非常明显。第三，源于干中学的外部性的规模报酬递增。Lucas(1993)指出，通过“干中学”而积累起来的人力资本是规模报酬递增的主要源泉。nelson和pack(1999)指出，发展中国家在吸引国外的先进技术时，干中学对发展中国家的人力资本积累产生了重要的积极作用。第四，源于学校教育的外部性的规模报酬递增，Foster和Rosenzweig(1996)指出，学校教育会使一个社会在采用新的生产率更高的技术时获得递增的规模收益。
从现有的文献看，货币外部性。有时候又被称为“密集市场”效应，基本上都出现在垄断竞争市场环境之中。较早从理论上分析货币外部性的文献是murphy、Shleifer和Vishny(1989)的研究。在他们的模型中，一旦企业的利润不能完全反应其所创造的社会净收益，那么就会出现货币外部性。此时，对基础设施建设进行投资并改善各投入要素间的协调问题，或者进行“大推进”式改革，都能获得递增规模收益。这种外部性的大小是与市场中参与此活动的企业数目相关，而与企业从事的活动无关。Rodrik(1996)分析了不可贸易的中间投入品之间的互补性会使小型开放经济体中出现规模报酬递增现象的情形。
从理论研究的文献看，企业内部的规模报酬递增主要是由以下两个因素导致的：第一，固定成本。Romer(1990)aghion和Howitt(1992)以及Grossman和Helpman(1991)都指出，只要企业的生产经营活动中存在固定成本，那么就一定会在企业内部出现规模报酬递增的现象。第二，生产投人品之间的互补性。Fasterly(2001)认为，除了固定成本之外，还有另外一个因素会导致企业内部的规模报酬递增现象的出现，即不同类型熟练工人之间的互补性。在团队生产中，某个成员的错误会使得其他团队成员的努力付之东流，所以将团队中的高技能工人身上投资的报酬会随着投资规模的扩大出现递增的特征。3 规模报酬递增的对经济的影响
规模报酬递增的影响主要体现在对经济增长和经济波动的影响上。规模报酬递增对经济增长的影响是长期效应。在短期内，规模经济效应是否会对经济波动产生作用是非常重要的问题。这是因为，短期内的经济波动会对社会的经济福利水平产生重要影响。如果不能理解经济波动产生的原因，就很难运用恰当的宏观经济政策去熨平经济波动。我们分别概述供给边和需求边的规模经济效应对经济波动的影响。
3.1 供给边规模报酬递增对经济波动的影响
在分析供给边的规模报酬递增对规模经济的影响时，代表性的研究主要有Diamond(1982)、weitzman(1982)、Shleifer(1986)、Diamond和Fudenberg(1998)、Howitt和mcafee(1988)等人的分析，他们都假设生产技术具有规模报酬递增的特性，并以此为基础从理论上阐述规模经济效应对经济变动的影响。他们指出，规模报酬递增会导致多重均衡的出现。由于不存在唯一的稳定均衡，所以经济在各个均衡之间的转换会导致大幅度的波动。近年来对经济波动的研究发现，经济波动通常都呈现出非线性的特征，而且这种非线性波动都是内生的。Ryzhenkov(2006)利用1948～2004年间美国的总量数据对一个含有规模经济递增现象的内生增长模型进行校准后得到的研究结果表明，规模报酬递增对经济的直接影响并不显著，但是其累计循环效应却非常明显。aloi、Dixon和Lloyd—Braga(2000)以及Lloyd－Braga(2007)等人则在世代交叠模型中利用Hopf分叉法分析了规模报酬递增对非线性内生经济波动的影响。他们的研究表明，规模经济效应使得那些能导致非线性内生经济波动的条件更加容易出现。
3.2 需求边规模报酬递增对经济波动的影响
由于需求因素的变动都能通过价格机制反映到供给上去，所以在研究经济波动现象的文献中，很少有人从需求角度展开分析。Young(2007)分析了需求边的规模经济报酬递增对经济波动的影响。他的研究表明，当带有明显网络特征的高新技术产业在经济中的比重越来越大时，为了获得消费外部性所带来的需求边的规模经济，高新企业会在需求发生很小的变动时做出重大的价格和产量调整。这会使经济变动得更加剧烈。尤其需要注意的是，当需求边的规模收益递增现象比较显著时，即便投资和产出不发生变动，价格水平也会发生大幅度的变化。其原因在于，所有需求边的规模经济都源自于网络效应。由于存在网络效应的产业，基本上都是生产的固定成本较高，而边际成本趋近于零的产业，所以对于这些产业中的企业而言，价格竞争是最常用的竞争手段。
从对经济增长的影响来看。如果经济体中所有投入的规模报酬都不变(或递减)，那么就无法从理论上系统地解释为什么人均收人会持续地增长。为了克服这个缺点，相关的理论研究又把技术进步内生为状态变量。但是，不管内生增长模型如何精致复杂，其基本思想都强调。外部性都会带来递增的规模收益。所以有很多内生增长模型系统地分析了外部性(或递增的规模收益)对经济增长的影响。在这方面的代表性研究有Romer(1986，1990)Barro(1990)、aghion和Howitt(1992)、Young(1991，1993，1998)、List和Zhou(2007)等人对物质资本的外部性对经济增长的影响分析，以及Lucas(1988，1993)、Becker、murphy和tamura(1990)、tamura(1991)、Goodfriend和mcDerott(1995)等人对人力资本外部性对经济增长的影响的研究。内生增长理论中这些最具有代表性的模型从不同角度指出：没有递增的规模收益，就不会有人均收入的持续增长。
规模报酬和规模经济的关系篇2
aschauer采用C－D生产函数对美国年度数据测算发现基础设施的产出弹性为0．39［3］；马栓友采用C－D生产函数首次测算我国公共资本与私人部门的产出弹性为0．55［4］。当然，也有学者测算的基础设施的产出弹性较低：如Ratner利用美国1949－1973年的数据，运用总量生产函数测算基础设施对总产出的影响，发现基础设施对产出的弹性系数为0．06［5］；tatom认为aschsuer的研究忽略了时间序列数据可能存在自相关这一特性，因而对数据进行了一阶差分处理，得出基础设施的产出弹性为0．14［6］。李胜文等利用完全修正oLS对我国1997－2008年省级面板数据进行研究，发现农村基础设施的产出弹性为0．19［7］。在面对政府财政预算的约束下，弄清楚基础设施对经济增长的贡献率十分必要，唯其如此才能把有限的资金投资到最具生产力的部门。本文利用C－D生产函数对湖北省1996－2010年间的基础设施投资数据进行实证研究，测算湖北省农村基础设施投资的产出弹性，找出其对农村经济增长的影响程度，为农村基础设施科学投入提出对策建议。
理论模型
计算基础设施投资对经济增长贡献的主要方法有生产函数法、成本（利润）函数法和向量自回归法等。其中美国数学家柯布和经济学家道格拉斯于20世纪30年代提出的C－D生产函数以其简单的形式揭示了经济学家关注的生产本质，自产生以来一直被广泛使用。本文的实证研究主要在C－D生产函数的框架内展开的，利用C－D生产函数估计湖北省农村基础设施资本投资的产出弹性。
在农村GDp的投入要素中，土地、资本、劳动力是现在农村生产生活必不可少的生产要素。而资本可以根据经济增长中地位的不同分为基础设施资本和一般固定资产资本。基础设施资本是社会的基础资本或先行资本，在经济增长中发挥着基础性作用。除基础设施之外的其他物质资本称为一般固定资产资本，也是农村经济增长的重要推力。除了资本和劳动力外，土地也是其中比较重要的要素。由于湖北省耕地面积长期以来变化较小，且测算发现其对农村GDp影响不显著，没有纳入模型。因此，本文将农村基础设施资本看作是一种投入要素，与一般固定资产资本和劳动力等其他投入要素一起纳入总量生产函数研究，构建三要素生产函数形式，如式（1）。Yt＝aLαtKβtiγt（1）
其中，Yt为t时期农村生产总值，Lt为t时期农村劳动投入，Kt为t时期农村一般固定资产资本，it为t时期农村基础设施资本，a为常数项（包含技术进步的贡献）；α、β、γ分别为农村劳动投入、一般固定资产资本和基础设施资本的产出弹性。α＋β＋γ的值决定了生产函数规模报酬的类型：若α＋β＋γ＝1，则存在规模报酬不变；若α＋β＋γ＞1，则存在规模报酬递增；若α＋β＋γ＜1时，则存在规模报酬递减。对参数估计的一般方法是取对数后再进行回归。式（1）两边取对数可得式（2）。LnYt＝Lnat＋αLnLt＋βLnKt＋γLnit（2）
生产技术一般具有规模报酬递减、规模报酬不变和规模报酬递增3种。规模报酬不变还是规模报酬可变的假定，可能会导致完全不同的结论，使各投入要素的贡献率有失偏颇［8］。因此，本文分以下2种假定来对上述3种情况加以验证。假定一：假定生产技术对所有的生产要素都有规模报酬不变的性质，这时α＋β＋γ＝1，把α＝1－β－γ带入式（2），可得：LnYt＝Lnat＋（1－β－γ）LnLt＋βLnKt＋γLnit（3）整理可得：LnYt－LnLt＝Lnat＋β（LnKt－LnLt）＋γ（Lnit－LnLt）（4）
假定二：假定其他投入项的规模报酬不变，而基础设施资本具有规模报酬可变的特性。至于是递增还是递减，由回归后的参数值加以验证。若γ＞1，则存在规模报酬递增；若γ＜1时，则存在规模报酬递减。这时，α＋β＝1，把α＝1－β带入式（2），可得：LnYt－LnLt＝Lnat＋β（LnKt－LnLt）＋γLnit（5）对于式（4）和式（5）作时间序列回归可得农村劳动投入、一般固定资产资本和基础设施资本的产出弹性α、β、γ。而实际规模报酬特性状况，可以通过回归结果的各参数和统计量进一步分析。
变量衡量与数据来源
产出变量。农村经济增长（Y）以农村GDp来衡量。农村GDp按照熊启泉［!］的计算方法，以农林牧渔业增加值、乡镇企业增加值、农村非物质部门增加值3个部分之和来测算。其中农林牧渔业增加值，农民人均纯收入来源于1997－2011年《湖北统计年鉴》，乡镇企业增加值来源于1997－2011年《中国乡镇企业及农产品加工业年鉴》。
投入变量。劳动投入（L）。用农村劳动力来衡量，农村劳动力的数据来源于1997－2011年《湖北统计年鉴》。农村基础设施资本（i）。用农村基础设施投资衡量。理论上应以资本存量数据为优先，但我国很少有资本存量数据；而采用永续盘存法构造的数据也由于存在基年资本存量的确定与折旧率的问题。本文综合权衡，采用流量数据来代替存量数据以更真实反映农村基础设施资本投入对农村经济增长的贡献率。从广义的角度可将农村基础设施定义为：与农业生产、农民生活、农村经济发展紧密相关的，为维护农业生产及保障农民生活而提供的公共服务设施，包括水电燃气及水的生产供应、交通运输仓储、农田水利、教育、文化、卫生、福利事业等生产和生活服务设施。因此，农村基础设施投资选择国民经济行业分类中的电力煤气及水的生产供应业、建筑业、交通运输仓储邮政业、信息传输计算机服务和软件业、水利环境和公共设施管理业、教育、卫生、社会保障和社会福利业、文化、体育和娱乐业等比较合适。农村一般固定资产资本（K）。用农村一般固定资产投资衡量，农村一般固定资产投资计算方法是农村固定资产总投资减去农村基础设施投资。农村基础设施投资与一般固定资产投资计算所需国民经济行业投资数据来源于1997－1999年《中国固定资产投资统计年鉴》和2000－2011年《中国农村统计年鉴》。产出变量（农村GDp）和投入变量（农村基础设施投资、农村一般固定资产投资）均以1996年为基年，采用居民价格指数平滑，消除各期价格波动。居民价格指数来源于1997－2011年《湖北统计年鉴》。
模型估计结果与分析
计量模型的实质是利用回归分析处理经济变量间的依存性问题，但这并不说明变量间存在稳定的关系。一般来说，在建立时间序列模型时，要求所选择变量的时间序列必须是平稳的，即没有随机趋势或者确定趋势，否则，模型可能出现“伪回归”现象。然而，在现实经济中，许多经济和商业时间序列通常都存在趋势性，趋势性直接导致一些总括性的统计量如均值、方差、协方差会随时间的变化而变化，使得最小二乘估计失去意义。如果某序列是非平稳的，一般对其差分使之平稳；但差分会使我们失去总量的部分长期信息，而长期信息对于分析问题非常必要，采用协整检验来验证模型是否存在长期稳定性。
平稳性检验。运用eViews6．0软件对农村GDp、农村劳动力、一般固定资产投资与基础设施投资的平稳性进行单位根检验。如果序列不存在单位根，则说明该序列是平稳的；反之，则说明序列是不平稳的。检验序列Yt是否存在单位根的回归方程为：ΔYt＝C＋αt＋βYt－1∑mi＝1γiΔYt－1（6）其中，C为常数项，αt为时间趋势项，m一般选择能使残差为白噪声序列的最小值。通过对比式（6）中的回归系数β的t值和aDF检验在每个水平下的临界值来检验该序列是否存在单位根。对各变量的时间序列进行单位根检验，结果见表1。表1说明各序列在二阶平稳，可以进行下一步的协整检验。二阶单整序列虽然会丢失原序列的部分长期信息，但如果序列通过协整检验，研究结果仍然是可信的。
协整性检验。用eG两步法对模型进行协整检验，确定变量间是否具有长期稳定关系。如果残差平稳，则模型通过协整检验，变量间存在长期稳定关系，否则，不存在长期稳定关系。分别对规模报酬不变和规模报酬可变两组假定模型进行回归，得到回归结果如表2、表3。分别对规模报酬不变和规模报酬可变模型回归后得到的残差序列进行aDF单位根检验，结果见表4。由于在没有常数项和趋势项下的2个t值－4．019、－4．018均小于显著水平1％的临界值－4．004，即估计的残差序列为平稳序列，表明两组假定模型均通过协整检验，都存在长期稳定关系。表2、表3的回归结果可知：在规模报酬可变与规模报酬不变的两组假定下，农村基础设施投资的产出弹性均较小，分别为0．108、0．106。因此两组模型的各统计量值的差异也比较微弱。但是在规模报酬可变假定下的调整后可决系数（0．966）、对数似然估计值（17．888），F统计量（85．733）都比在规模报酬不变假定下的调整后可决系数（0．965）、对数似然估计值（17．792），F统计量（84．446）要大些，因此接受规模报酬可变的假定，认为规模报酬可变的生产函数模型符合实际情况。特别需要指出的是农村基础设施的产出弹性为正值，说明整个生产函数具有规模报酬递增的特性。具体回归方程如下：Y＝4．282L0．296K0．704i0．106（7）。
根据以上回归结果，湖北省1996－2010年农村基础设施投资的产出弹性为0．106，一般固定资产投资的产出弹性为0．704，农村劳动力的产出弹性为0．296。其中，一般固定资产投资在模型选择的投入变量中产出弹性最大，说明其流量变化对农村经济增长的影响非常显著；农村劳动力的产出弹性为正，说明农村劳动力投入在农村经济增长中有着积极的作用；农村基础设施资本投资的产出弹性虽然较小，但也对农村经济增长存在正向作用。虽然湖北农村基础设施投资的产出弹性不及一般固定资产投资和劳动力的产出弹性，但是对于湖北农村经济总量函数有着规模报酬递增的作用。
规模报酬和规模经济的关系篇3
[关键词]企业家报酬；非线性报酬；激励；线性叠代
[中图分类号]C931[文献标识码]a[文章编号]1006—5024（2013）04—0054—05
企业家报酬是人力资源管理的重要问题，关系到企业核心竞争力的形成，报酬作为最有效的激励手段，得到企业界和学术界的广泛关注。在现代组织中控制权和所有权相分离的前提下，这种Veblen所说的“经济工程师”、Basel所谓的“主动资产”，以职业经理人的身份出现在现代经济组织中。2008年以前由于金融市场的繁荣，国内外众多企业家的报酬普遍高涨，但在金融危机的背景下，这些企业家的报酬依然居高不下，企业家报酬和企业绩效的相关性不断减弱，企业家和员工的报酬两极分化明显加剧。比如：中国平安保险董事长马明哲年薪超过6000万元，然而其普通员工年薪仅为3.5万元。学术界花大量的时间研究如何对这些企业家进行报酬激励约束，尽量避免Leibenstein（1968）所谓的x低效率，以提高企业产出。
现有企业家报酬激励的研究存在四个误区：一是大多数实证研究基于报酬与绩效的线性假设；二是企业家报酬指数式的增长；三是对企业家英雄主义的崇拜；四是企业家报酬支付手段与计量手段的混淆。现有的文献集中于对企业家报酬支付方式的研究，但很少涉及报酬支付量的研究。
一、企业家报酬研究角度分析
企业家报酬问题既涉及经济学，也涉及管理学。虽然两个领域对企业家报酬的研究角度不同，但都研究报酬的影响因素以及如何对企业家进行激励与约束两个方面的内容。我们把企业家报酬的影响因素归结为企业外部因素、企业内部因素和企业家自身因素三方面。由古典经济学理论及新古典经济学理论得出企业外部因素包括企业家市场、行业、地区以及政府的干预等；由公司治理理论、分享工资理论及激励理论得出企业内部因素包括企业绩效、企业多元化程度、企业规模、企业治理结构以及企业发展阶段等；由人力资本理论和锦标赛理论得出企业家自身因素包括年龄、教育程度、企业家精神、地位和管理幅度以及个人特质。
不同学者基于不同的视角，实证研究了企业家报酬的决定因素。国外学者主要注重研究企业内部因素和企业家自身因素对其报酬的影响，对行业、地区和政府干预对企业家报酬的影响研究甚少。国内学者研究的范围比较广，但对企业多元化程度对企业家报酬的影响研究甚少，这可能是因为国家文化背景、经济体制的不同而导致的差异也限制了研究结论在不同国家的适应性。国内外很早就对企业家报酬的影响因素进行研究，并取得相当丰硕的成果，但许多结果互相矛盾，没有一个系统结构，并不排除还有很多内容没有被纳入研究框架。
二、企业家报酬影响因素的归类与提取
（一）企业家报酬因素归类
企业家的年龄、教育、精神以及地位与能力，实际上是企业家人力资源才能的各种体现，企业家才能是稀缺的资源，企业家个人特质正好体现这种才能的稀缺性，并且包括上述各种因素。余来文（2005）认为企业多元化是指企业在原主导产业范围以外的领域从事生产经营活动，是企业拓展企业规模的一种战略。胡铭（2005）指出企业发展的四个阶段（创业期、成长期、稳定期、衰落期）实际是企业规模不断变化的过程。本着可操作性原则，我们将企业家的年龄、教育程度、企业家精神、企业家地位与管理幅度归类到企业家个人特质这个因素中，将企业多元化程度和企业发展阶段归类到企业规模中。于是，现有归类后的7项影响企业家报酬的因素：（1）企业绩效；（2）企业家个人特质；（3）企业规模；（4）企业治理结构；（5）企业家市场；（6）行业与地区；（7）政府干预。
（二）企业家报酬因素的提取
1.德尔菲法。我们以邮件的方式发给20名学术界和企业界的研究企业家报酬的专家。第一轮共收到返回的有效问卷16份，其中10份来自理论界的专家，6份来自企业的管理者。
经过相应的技术处理后，笔者将第一轮问卷的统计结果反馈给各位专家，请其参照其他专家的意见作出适当的修改。第二轮共收到返回的有效问卷12份，其中7份来自理论界的专家，5份来自企业的高层管理者。
综合衡量各项指标，笔者排序出这7个影响因素对企业家报酬的决定程度：企业绩效、企业规模、企业治理结构、企业家市场、企业家个人特质、行业与地区、政府干预。从显示的结果可以看出，各专家一致认为企业内部因素决定企业家报酬比企业外部因素和企业家自身因素更有影响力。
2.层次分析法。进行层次分析法之前，我们根据德尔菲法得出的结果将企业家个人特质、行业与地区、政府干预这三个影响因素不纳入层次分析法考量。企业家个人特质属于企业家自身因素的范畴，人的“逆向选择”和“道德风险”行为在外部监督机制下会受到合理的控制，不会随意决定自己的报酬。不同的行业与地区，企业家报酬确实存在着差异，发达地区的企业家报酬明显高于不发达地区，但是本文是基于分水制笔这个特定产业群做研究，所以，在本文中行业与地区这个影响因素就不是很显著。考虑现代公司治理机制的制衡机理，企业董事会拥有企业家报酬的决定权。企业董事会依据报酬委员会的建议，参照市场竞争和效率的原则来制定企业家报酬结构和报酬水平。政府对企业的报酬管制应在保证给予企业董事会充分决策权的同时，进一步规范市场经济主体的行为。
本文根据可操作性原则以及专家的意见，将企业绩效、企业规模、企业治理结构、企业家市场这四个影响因素用层次分析法进行考量，通过比较分析得出最能决定企业家报酬的因素。对剔除的其他三个因素，笔者认同它们对企业家报酬存在一定的影响，但是相对于这四个因素，这个影响就不那么显著了。
（1）建立递阶层次结构
（2）层次总排序
（3）结果分析
从方案层总排序的结果看，企业绩效（c1）的权重（0.340）和企业规模（C2）的权重（0.359）远远大于企业治理结构的权重（0.202）和企业家市场的权重（0.099），因此，最能影响企业家报酬的两个决定因素是企业绩效和企业规模。
对于准则层的4个因子，物质激励（B1）和精神激励（B2）的权重比较高，皆为0.375，监督程度（B3）和控制程度（B4）的权重比较低，皆为0.125，说明在决策中比较看重企业家的激励，而不是企业家的约束。
由此，我们可以分析出决策思路，即决策比较看重激励企业家长期为谋求企业发展而努力，使其才能用于生产经营而不是再分配性活动。对于具体因子，物质激励和精神激励成为主要考虑因素。因此，最后选择企业绩效和企业规模作为企业家报酬的决定因素也顺理成章。
三、企业家非线性报酬的线性叠代研究
（一）数据收集
本次调查共计发放问卷180份（问卷全部发放到分水制笔企业），回收问卷158份，回收率为88%，扣除成立不到5年的企业以及“家庭作坊式”的企业，共得到有效问卷144份。根据调查问卷结果，综合分水制笔企业家给出的划分规模区间，本着可操作性原则，去掉最大值与最小值，加权求平均值，权衡各方因素，将分水制笔企业按销售收入划分为三个规模区间，（0，1000万]、[1000万，3000万]和[3000万，+∞）。销售收入为1000万元以内的企业样本量为64个，1000万元到3000万元的企业样本量为50个，3000万元以上的企业样本量为30个。分别
用SpSSl7.0统计软件进行回归分析。
（二）趸重测量
关于企业家的定义学术界有不同的看法，大多数的研究是将企业的董事长或者总经理界定为企业家。在部分分水制笔企业，股东有时候也参与企业的经营决策。因此，本文结合分水制笔企业的实际情况，将企业具有最高决策权的人界定为企业家，并且作为研究对象。控制变量方面，我们借鉴了袁安府（2007）和任国良（2010）的研究，控制了销售收入、利润和利润增长等因素。具体涉及的变量如下表：
（三）模型
在现状分析和理论研究的基础上提出一个具有实用性的企业家报酬设定的模型——分段设定激励系数报酬模型，即paY=aaXSSR+baLR+caLRZZ+u。aXSSR是企业销售收入与设定的基准销售收入的差，aLR是企业利润与设定的基准利润的差，aLRZZ是企业利润增长与设定的基准利润增长的差。
（四）计量分析
传统线性回归模型假定指标变量之间呈现线性相关关系，但是实际的情况是实证和理论都是非线性的，这就使得传统的计量分析方法在实际应用中往往存在很大的模型设定误差。通过SpSS软件对3个规模区间的因变量和自变量进行回归分析，得到以下结果：
企业家对企业的劳动贡献是边际递减，其劳动报酬也应该是边际递减。本文的报酬设计整合多元性需求因素，并协调企业家、组织和产业集群三方的期望值，以达到整体组织战略的要求、个人物质需求与精神需求的高度统一。本着可操作性原则，本文采用线性叠代的方式来描述企业家报酬情况。为了更直观地了解企业家报酬的激励现状，基于分水制笔企业，我们剔除利润和利润增长为负的企业，根据各区间回归结果拟和企业家工资性报酬叠代曲线、奖金性报酬叠代曲线以及分红性报酬叠代曲线。
根据期望理论，报酬激励的有效性在很大程度上取决于企业家感知到的报酬吸引力。当企业家需要创造个人财富时，报酬具有较大的吸引力，能发挥较好的激励作用。当企业家需要实现个人价值时，报酬将由激励因素转变为保健因素，报酬的激励作用会开始下降。随着报酬的继续升高，报酬的收入效应强度开始超过替代效应，企业家会降低工作努力程度，这可能会损害企业绩效。股东应考虑到企业家报酬激励存在的边际递减效应以及过度的报酬激励会损害企业利益。
从拟和图看出，企业家报酬与企业规模之间存在正相关关系，因为规模较大的企业有较强的报酬支付能力，大企业的企业家控制较多资源，他们的工作更复杂，需要更多的努力、更多的技能以及更大的压力和责任。这和mushy（1985）所发现的企业家报酬与企业规模存在显著的相关性的结论相一致。利润和利润增长表征企业绩效。同样地，企业家报酬与企业绩效存在正相关关系。这与陈志广对上海企业家2000年年度报酬的研究中认为上海的企业已经将绩效作为决定报酬的主要因素的结论相一致。
但是总体来看，企业家的报酬随着销售收入、利润、利润增长的增加而增加，但是其边际报酬减小，报酬曲线变得越来越平坦，最后趋向于一条水平直线。企业家报酬与企业绩效存在非线性的特征，报酬随着绩效边际递减，但是总的激励效果是增加，只是在增加度上相对减小。报酬激励系数随着企业规模的不断扩大而逐渐变小，企业对企业家激励的系数总量上不断增加，但是在增加率上呈现的是一个相对递减的趋势，这样既有利于对企业家的恰当激励，也有利于对股东利益的保护。
从拟合图还可以看出，企业家非线性报酬的线性叠代的实证研究解决很多实证研究基于报酬与绩效线性假设的误区。企业家报酬随着绩效的增长，最后趋向于一条平的直线，避免了企业家报酬的指数式的增长，避免企业家对股东利益的侵蚀。同时避免了现实中人们对企业家英雄主义的崇拜，对企业家都是基于统计意义上的研究，根据企业规模和企业绩效来划分企业家处于哪个区间，不存在对个别“英雄企业家”的特殊情况。本文对企业家报酬的研究结合了支付方式和计量方式，解决企业家报酬支付量的计量，解决对企业家的过度激励，计量方式基于产业集群的实际情况。
四、结论
本文汇总归类国内外学者的研究角度，并且用德尔菲法和层次分析法提取影响企业家报酬的决定因素，基于报酬一业绩线性假设去研究企业绩效与企业家报酬敏感性，并不能有效了解企业家报酬激励的实际效果。在指出已有研究不足的基础上，本文基于分水制笔企业，论述了企业家报酬非线性激励形式，提出企业家报酬的分段激励模式，并且绘制了报酬激励模式的线性叠代曲线。
规模报酬和规模经济的关系篇4
关键词：分部经理报酬方案基础报酬报酬结构
报酬方案是激励机制的重要组成部分，报酬方案在提高员工积极性、创造性，实现民营企业战略目标中发挥着重要作用。我国学者对经理人报酬激励的研究主要集中在上市企业、国有企业等方面，而单独以非上市的中小民营企业为研究对象的极为少见，本文以西部某省民营企业为调查对象，根据调查取得的数据研究以下问题：员工工作特点对报酬方案的影响是否显著；以企业规模反映的企业组织特点对报酬方案的影响是否显著；分部经理报酬与财务业绩的关系。
一、文献综述
（一）国外文献本文所定义的分部经理指企业内部各部门的负责人。关于分部经理报酬方案的研究，主要集中在报酬方案的影响因素研究，以及报酬方案与激励效果的相关性研究等方面。边际生产率工资理论认为，职业经理人的报酬水平取决于经理人的生产率的大小，并通过公司绩效来衡量职业经理人的生产率。人力资源管理理论多从职业经理人人力资本特性、职业标准和在管理阶层中的层级来解释职业经理人报酬水平的决定。组织行为学主张从行为的标准，即从职业经理人发生的行为来说明其报酬水平。理论主张经理人的报酬将由企业的经营业绩来决定。经理人基础报酬水平（basepay）可以用经济学中最普通的“预期”来解释。经理人越努力，企业的年度业绩越好，其得到的“预期”价值越高。在实证研究方面，Gerhart&milkovich（1990）发现，基础报酬水平（basepay）与员工个人人力资源投资及工作责任正相关；报酬结构（paymix）与员工个人人力资源投资及工作责任正相关。在控制员工的个人特点和工作特点的情况下，组织间在基础报酬水平和报酬结构方面呈现出区别。变动报酬的比例与财务业绩正相关。Holmstrom（1979）通过允许薪酬契约依赖于y（w，z）扩展了委托模型，其中w为产出，z为代表其他可观测变量的一个向量。他说明薪酬支付取决于期望得到的管理行为在实际中实际的可能性。这一“信息提供原则”表明薪酬支付以产出w为基础，不是因为股东偏好较高的产出而是因为w提供了用于确定管理者实际上采取何种行为的信息。公式也明确了薪酬契约中额外绩效度量的作用：这些度量提供了用于估计管理者是否确定采取期望行为的信息。特别是，如果z包含了对于评估不可观测的努力水平有价值的额外信息，那么最优契约有y（w，z）的形式。G.m.main&Charlesa.o’Reilly（1993）发现薪酬差距与公司规模呈显著正相关关系。waston（1994）对UK的97家中小公司的非所有者高管人员的薪酬进行研究，发现公司的资产规模是显著变量，能解释大部分薪酬的横截面差异。
（二）国内文献中国不少学者的实证结果也发现，高管人员的现金收入水平与企业规模有显著相关性。魏刚（2000）发现薪酬水平与企业规模相关。李增泉（2000）进一步证实了魏刚的结论。夏天（2006）发现，不考虑持股的显性报酬（年薪）与上市公司的净资产收益率Roe没有显著相关关系；业绩类型和薪酬类型在1%的水平上显著，即业绩类型对薪酬类型有显著影响。经理人年薪的增长随着上市公司总资产规模的增长具有一致性，这种弹性效应证明许多经理人正是通过规模扩张来加快业务增长的经营模式来提高公司业绩，从而能够较大幅度地增加年薪报酬水平，为我国的职业经理人报酬和企业业绩关系的研究提供了基本的材料。魏刚（2000）发现，我国上市公司的经营绩效与公司高级管理层年薪、公司经营业绩、公司规模、公司所在行业的景气度存在显著的正相关，与其持股比例存在显著的负相关。
二、研究设计
（一）研究假设综上所述，分部经理报酬方案的影响因素是多方面、多层次的，是众多因素共同作用的结果。尽管上述国内外研究结果呈现出一定的差异，但都涉及到将员工特点、组织特点和业绩指标作为影响报酬的重要因素加以研究。我国民营企业分部经理报酬方案的影响因素研究可能和上述研究有共同之处，也可能存在差别。基于以上分析，本文提出以下研究假设：
假设1a：基础报酬水平（basepay）与分部经理个人工作能力及工作责任正相关
假设1b：报酬结构（paymix）与分部经理个人工作能力及工作责任正相关
假设2a：在控制员工的个人特点和工作特点的情况下，基础报酬水平与组织特点之一企业规模相关
假设2b：在控制员工的个人特点和工作特点的情况下，报酬结构与组织特点之一企业规模相关
假设3a：在不考虑组织特点的情况下，资产报酬率与分部经理基础报酬水平（basepay）存在显著的正相关关系，企业业绩随着分部经理基础报酬水平（basepay）的增加而上升
假设3b：在不考虑组织特点的情况下，资产报酬率与分部经理报酬结构（paymix）存在显著的正相关关系
假设3c：在不考虑组织特点的情况下，人均销售收入与分部经理基础报酬水平（basepay）存在显著的正相关关系
假设3d：在不考虑组织特点的情况下，人均销售收入与分部经理报酬结构（paymix）存在显著的正相关关系
假设3e：在不考虑组织特点的情况下，利润与分部经理基础报酬水平（basepay）存在显著的正相关关系
假设3f：在不考虑组织特点的情况下，利润与分部经理报酬结构（paymix）存在显著的正相关关系
（二）变量选取本文数据需要采取问卷调查的方式从民营企业取得，所以，如果数据过多，则问卷回收率可能会降低。从这个考虑出发，本文采用简洁的五级度量的方法来计量各变量。解释变量是报酬水平的相关变量，按利克特多项目量度方法确定。考虑到问卷数据的可收集性，从员工特点、组织特点、财务业绩三个方面选取有代表性的变量进行研究。第一，员工特点：员工特点是影响报酬方案的内生因素，它表现为分部经理的工作能力和工作责任，并和分部经理的努力程度密切相关。按照激励理论中的路径-目标理论，高薪应该是经理人努力带来的公司绩效提升的必然结果，换句话说，良性的激励机制应该是经理人努力带来业绩越好，经理人的薪酬越高；而不是薪酬越高，经理人的业绩越好。而委托理论则认为，委托人和人之间的信息不对称和风险偏好的差异使得人的风险规避程度不易直接观测，人努力的成本系数反映了不同努力程度带来的成本大小的敏感性，主观努力的效果不易衡量，但是努力实现的客观条件如制度环境、公司规模、市场竞争环境、社会责任等在很大程度上间接反映了人努力和风险偏好，因为公司规模越大，所处市场竞争越激烈，职工总人数越多，领薪与公司业绩联系越紧，经理人员的工作难度大，需要付出的努力越大，其报酬相应就比较高。因此，本文主要关注分部经理工作难度（低、较低、一般、大、非常大）、工作努力程度和责任心（差、较差、一般、强、非常强）两个项目。第二，组织特点：根据组织管理理论，不同规模的企业具有不同的层级结构。规模大的企业具有更多的层次管理结构，并且每一层都有一个报酬级别，这就意味着规模大的企业其分部经理的报酬将超过小规模企业分部经理的报酬。为此，设计如下主要量度项目：企业规模（很小、小、中等、大、很大）。第三，财务业绩：分别考虑绝对数、相对数和平均数三类变量，具体选取的量度项目如下：资产报酬率高低程度；人均销售收入高低程度；利润高低程度。
（三）样本选取和数据来源本文的问卷调查是在西部某省级工商联合会的协助下完成的，通过该工商联合会的正式公文，由其所管辖的地区级工商联合会组织本地区范围内规范以上民营企业参加“新税法学习班”，课题组成员免费授课，作为回报，学员填写调查问卷。共有12个地区级工商联合会于2008年1月下旬至2008年3月组织了13个“新税法学习班”，参加人员都是民营企业的财务主管，约680人，本文的调查对象是民营企业生产部门或营销部门的负责人，让财务主管带回企业，由企业生产部门或营销部门的负责人填写，发放调查问卷600份，收回问卷164份，其中有效问卷114份，有效问卷率为19%。
（四）模型建立根据前述理论分析，采用线性回归的方法来检验假设，建立线性回归模型如下：yit=zit+eit…（1）；yit=zita+xitB+witC+eit…（2）。其中：y为管理人员薪酬水平（根据不同假设，选取基本薪酬、薪酬结构等变量）；Z、X、w为解释变量；a、B、C为系数；e为除解释变量外其他随机扰动因素的影响。
三、实证结果分析
（二）相关性分析当yit与解释变量不一定是线性关系时用sp-
earman相关更能测度广义的单调关系（如表6）。可以看出，除企业规模与基本工资，资产报酬率与基本工资之间的相关程度显著外，其他解释变量与依存变量之间均不存在相关关系。因而除假设2a、3a外，假设1a、1b、2b、3b、3c、3d、3e、3f均不成立。
（三）回归分析为了进一步检验员工工作难度和技巧、员工工作努力程度和责任心对报酬水平的影响，采用模型（1）检验二者的拟合程度（表7）。根据（表7）对变量数据的拟合优度判断，各指标的拟合程度很差，均没有达到0.7以上的标准，其中解释能力最强的是工作难度和技巧对报酬结构的影响，它的拟合优度也仅为12%，说明用工作难度和技巧、工作努力度和责任心反映员工特点，并用其解释对报酬水平的影响，其解释性差，回归模型不具有代表性。进一步检验假设2a、假设3a，建立假设为：H20：r≤0，H21：r＞0；H30：r≤0，H31：r＞0。对基本工资和企业规模、基本工资和资产报酬率之间进行单变量回归分析，结果如（表8）。经检验，显著性水平p分别为0.002、0.000，拒绝原假设H20和H30，企业规模与基本工资正相关，资产报酬率与基本工资正相关。
四、结论与建议
本文研究民营企业分部经理报酬方案的影响因素，这些因素包括：以员工工作难度和技巧、工作努力程度和责任心反映的员工特点；以企业规模反映的组织特点；财务业绩：分别用资产报酬率、人均销售收入、利润指标衡量。根据114家民营企业的数据，经过统计分析后，本文有如下发现：一是员工工作难度和技巧、工作努力程度和责任心与分部经理报酬方案之间不具有统计上的显著相关性，其原因可能一方面在于工作难度和技巧、工作努力程度和责任心在实践中难以量化，另一方面也可能在于民营企业的激励机制设计不够合理。二是组织特点中企业规模与分部经理基础报酬之间有正相关关系，与报酬结构不具有显著相关性，这可能是由于大部分民营企业比较注重工资等日常短期激励，而长期激励强度不足。也说明企业规模大小集中反映了分部经理劳动复杂程度的高低，成为影响民营企业工资制度的一个重要因素。三是财务业绩中，人均销售收入和利润指标与分部经理报酬之间不具有统计上的显著相关性，而资产报酬率与分部经理基础报酬之间有正相关关系，与报酬结构不具有显著相关性。这可能是由于利润数字易受人为操纵，同时，也反映出利用财务业绩设计分部经理报酬方案时，民营企业依然关注的是短期激励。影响我国民营企业长期持续发展的原因很多，其中一个重要的原因就是没有设计并推行科学合理的激励机制。从上述因素分析可以发现，民营企业采用的主要激励方式依然是工资激励，激励方式单一，分部经理的报酬结构不合理，长短期激励失衡，侧重于短期激励、物质激励，其结果是人才流失严重，导致民营企业“长不大”、“走不远”。因此，建议民营企业积极探索各种多元化的激励方式，增强长期报酬的激励力度，根据企业实际设计与分部经理报酬挂钩的多指标的业绩评价机制，将物质激励与精神激励相结合，引导分部经理处理好企业短期利益与长期利益的关系，促进企业健康、持续发展。
参考文献：
［1］毕晓芳、姜宝强：《经理人报酬――业绩敏感性的影响因素研究，《经济问题探索》2007年第9期。
［2］张望军、彭剑峰：《中国企业知识型员工激励机制实证研究》，《科研管理》2001年第6期。
［3］郑超、黄攸立：《国有企业核心员工激励机制的现状调查》，《华东经济管理》2001年第6期。
［4］魏刚：《高级管理层激励与上市公司经营绩效》，《经济研究》2000年第3期。
［5］李增泉：《激励机制与企业绩效――一项基于上市公司的实证研究》，《会计研究》2000年第1期。
［6］夏天：《基于利益相关者的经理人激励机制研究，《华东科技大学博士学位论文》2007年。
［7］BarryGerhart，Georgetmilkovich.organizationaldifferencesinmanagerialcompensationandfinancialperformance.theacademyofmanagementJournal，1990.
［8］R.waston，D.J.Storey，p.w.arezyk，K.KeaseyandH.Short.theRemunerationnon-ownermanagersinSmallandmedium-sizedUKenterprise.JoumalofmanagementStudies，1994.
规模报酬和规模经济的关系篇5
近年来，伴随着国内外公司治理丑闻的频发、天价薪酬与业绩脱钩的现象见诸报端，国企高管薪酬牵动着大部分人的神经。到底是什么因素影响国企高管薪酬，经笔者调研分析得出，影响国企高管薪酬的因素来自政府、企业和个人等方方面面，可从宏观、中观和微观三个维度进行考量，了解这些因素可间接知晓国企高管薪酬确定机制。
关键词：国企高管；薪酬管理；影响因素
近年来，伴随着国内外公司治理丑闻的频发、天价薪酬与业绩脱钩的现象见诸报端，部分国有企业尤其是带有垄断性质的国有企业高管薪酬过高成为舆论界百般诟病的焦点。通过调研分析，可以看出影响我国国企高管薪酬的因素是多方面的，总体可分为宏观因素、中观因素和微观因素进行分析。
一、宏观因素
（一）经济发展状况。经济发展状况是影响国企高管薪酬的根本因素。据有关机构统计，2000年，上市公司高管年薪平均值为8.43万元，2005年提高到29.1万元，“十五”期间企业高管薪酬平均每年增长28.1%。“十一五”期间，上市公司高管年薪平均值又由2005年的29.1万元增加到2010年的66.8万元，平均每年递增18.1%①。可以说，占上市企业三分之一的国有控股上市企业高管薪酬水平是随着国民经济的快速发展而水涨船高。
（二）政策法规。国企高管薪酬历来受政策法规左右而变动。近年来，从国家到地方不同层面、不同时期，出台了一系列有关国企高管薪酬的专项政策和规定，如2009年，国家下发的《关于进一步规范中央企业负责人薪酬管理的指导意见》，被称为第一道“央企高管限薪令”。2011年山东省印发《山东省省管企业负责人薪酬管理暂行办法》，规定企业负责人薪酬构成成分。2014年长沙市出台《长沙市市属国有及国有控股企业负责人薪酬管理暂行办法》，指出激励与约束相统一。
（三）地域差异。我国每个行政级别都管理着相应的国企，受各地的经济发展水平和消费水平影响，国企高管间的收入存在不同程度的差异。2014年国有上市企业年报显示，就“国企上市公司高管收入总额”这一项指标来说，排在前30名的30家公司，基本上都分布在深圳、北京、上海、浙江、山东等地。而高管收入最低的40家公司，则全都在中西部地区②。
（四）行业差异。相关研究表明，高层管理人员薪酬会因为行业的不同而受到影响。从2012年央企高管薪酬分析表明，央企上市公司高管的高额年薪主要集中在医药、it和房地产等行业，这三个行业高管的平均年薪大致为313万元、299.78万元和280万元。即使在同一个行业，高管年薪也有很大的差别，如2012年度电力行业中，最高年薪可达到100多万，可最低年薪仅有10万左右③。
二、中观因素
（一）企业规模。国内外学者均对企业规模如何影响高级管理人员薪酬水平进行研究。我国学者魏刚和李增泉研究指出，高层管理人员薪酬与企业规模之间存在明显的相关性，企业规模越大，高级管理人员薪酬水平也越高。美国学者Gaver认为企业规模越大，其管理复杂度和风险度较高，对管理层个人能力的要求也高，因而管理层对薪酬水平的期望值也就高。
（二）公司绩效。公司绩效是影响国企高管薪酬水平的重要因素。我国学者杜胜利和翟艳玲等学者通过实证研究表明，高管薪酬与会计业绩成正相关关系。企业通过提高高级管理人员的报酬，以此来调动其积极性来促进企业价值最大化，而企业价值是通过企业绩效表现出来的。因此，企业高管薪酬水平与企业绩效挂钩，能起到企业绩效和个人薪酬双赢的作用。
（三）公司治理结构。公司治理结构在影响国企高管薪酬水平方面主要表现在管理层持股、股权集中度、国家控股、管理层权力、董事会规模、监事会规模、独董比例等。（1）管理层持股：管理层持股水平对高管薪酬具有一定替代效应，二者基本上呈此消彼长的关系，管理层持股水平越高，管理层更看重股票的市值，为此有可能从自身开始减少企业现金薪酬成本。（2）股权集中度：股权集中度反应了董事会对管理层监督程度的高低，股权集中度对管理层薪酬水平具有调节作用。当股权集中度高时，为使自身利益不受损失，每个大股东有责任、有动力对管理层的经营行为进行监管；反之亦然。（3）国家控股：国企由国家控股，其高级管理层除薪酬、股权等经济待遇，还有职务消费、职务升迁等政治待遇，以及企业社会声誉等精神激励。（4）管理层权力：为了自身利益最大化，管理层会利用其在公司中的权力和地位来影响或操纵董事会及薪酬委员会，迫使他们作出有利于自身的薪酬决策，管理层权力越大，其薪酬水平越高。（5）董事会规模、监事会规模、独董比例：董事会和监事会担任着对公司管理层的监控而维护股东利益的职责，其规模越大，难以形成一致意见可能会对管理层监督不力；其规模越小，则容易被管理层所控制，难以发挥其应有的作用。独立董事在自利心理的驱动下，能够比较客观地监督公司管理层，其比例越高，对公司管理层的监管越有力④。
三、微观因素
（一）价值贡献力和影响力。从传统的人力资源管理领域来看，高管靠自身管理能力为企业提供的价值主要表现在五个方面：正确制定战略政策的价值；有效提升内部管理水平、运营效率的价值；有效协调外部资源的价值；妥善处理问题、危机的价值；改善某项业务模块运营水平（研发、采购、生产、市场、服务）的价值。同等条件下，在上述五个方面能力有一项或者多项表现突出的管理者，便会支付与之相称的薪金进行鼓励。
（二）人才竞争力。企业高管人员，特别是优秀企业家由于非常稀缺，供求机制对企业高管人员薪酬形成放大效应。如2008年新华都集团曾以年薪10亿挖走了职业经理人唐骏，唐骏因此被冠以“打工皇帝”称号就是一个很好的例证。我国目前正处于经济发展转型期，各方面的人才比较匮乏，特别是经营管理人才。在市场对人才的配置起基础性作用的条件下，供求关系失衡成为促使高管薪酬水平增长的一个重要因素。
（三）人本因素：年龄、职场经历、教育背景等。一般情况下，国企高管会随着年龄的增长，心理成熟度高，行为处事经验丰富，能力越强，决策导向趋于稳健，工作流动性小。有在多个行业、领域任职经历的国企高管，会有较强的适应能力，较高的解决问题能力，较好的抵御风险能力。国企高管教育程度越高，越具有较强的识别力、认知力、辨别力、创新力、探索力，同时较高的学历背景能增加个人无形资本和企业无形资产。
[注释]
①王学力：《高管薪酬屡创新高六大"红利"助推高管薪酬水平》，经济参考报，2013。
②③综合新华网、上海证券报、凤凰财经等媒体信息。
规模报酬和规模经济的关系篇6
关键词：房地产类上市公司；高管薪酬结构；企业绩效
一、导言
1、概念界定。我国上市公司治理结构主要有两种模式，即控股股东模式和关键人模式。这就使得公司的董事长和总经理的行为对公司业绩产生举足轻重的影响。因此本文将“经营者”界定为上市公司董事长和总经理。为方便与其它类似研究相比较，我们仅选取被广泛认可的绩效衡量指标即净利润加权平均的净资产收益率（Roe）作为衡量上市公司的主要经营绩效指标。
2、样本选取及数据处理。在2007年10月30日以前披露2006年度报告的房地产上市公司的财务报表，共有69家公司作为研究样本，采用截面回归的统计研究方法。数据处理利用计量经济学软件Stata完成。数据来自于上市公司在中国证监会网站、巨潮网、巨灵网上刊登的2006年度财务报告摘要。
3、研究假设。对于经营者报酬的影响因素，本文分别从企业规模、地域范围、股权结构等三个方面来研究经营者年度报酬Som和持股比例Rom与净资产收益率Roe之间的相关关系。于是，我们建立回归模型并作出如下假设：
回归模型：Som=a+b×Roe+ε
Rom=c+d×Roe+ε
假设1：资产规模与经营者报酬具有显著相关，且影响Som（Rom）和Roe间的相关系数。
假设2：地区间经营者报酬水平与结构不同，且Som（Rom）与（Roe）间的相关性也不同。
假设3：股东持股比例影响经营者的报酬及Rom（Som）与Roe之间的相关关系。
二、文献综述
高管薪酬作为现代企业的一种制度安排，理论上其作用在于帮助解决公司结构中存在的问题，现代企业问题重点在委托人与人关系问题。由于委托人关注的是投入资本的保值增值，受托人则关心的是如何最大化个人利益，企业外的委托人处于天然的信息劣势。难以以低成本观测高管努力程度，因此将高管薪酬与企业绩效挂钩成为可行的替代性选择，委托人通过与人事前签订薪酬契约统一二者目标函数并减少高管自我激励成为占优策略，因此，高管薪酬制度的基本职能至少有两项：激励高层管理团队以实现企业绩效，以及减少高层管理团队的职务消费，这也成为了高管薪酬研究的两个重要方面，其中以高管薪酬绩效相关性研究尤甚。在研究高管薪酬绩效相关性问题时，不同行业样本因其自身特质导致了需对特殊行业进行单独研究。房地产业表现出不同于一般行业的周期性特点，因此研究房地产类上市公司高管薪酬的最新变动也更具理论和现实意义。
针对房地产高管薪酬与企业绩效关系问题，国内外学者进行了定量的研究，但目前来看结论并不一致：joscow，paul，nancyRose及Shepardandrea（1993）实证证明公司业绩同高管报酬有微弱的相关性，刘凤委、孙诤、李增泉（2007）对国有上市公司实证研究表明公司业绩与高管薪酬呈显著正相关关系，但魏刚（2003）认为两者相关关系并不显著，且高管薪酬与企业规模相关。这种研究结论的差异可能源于研究方法不同，现有研究多采用以下两种方法：建立回归方程，通过检验模型拟合度测度自变量对因变量的影响；或构建结构方程模型，通过LiSReL方法分析路径系数来判别影响大小。
三、总样本的实证分析
1、总样本的分类分析
（1）董事长兼任总经理的上市公司分析。样本中两职兼任的比例为11.59%，8家兼任公司中有2家不支付经营者报酬，持股的有2家，占兼任总数的25%；平均年薪185233元，低于全部样本经营者的平均年薪，体现不出两职兼任经营者的能力和责任；持股比例均值0.0315%，也低于所有经营者的持股均值，反映不出风险承担与激励强度的相对对应。另外第一大股东为非国有股东的6家，是总数的75%，持股比例集中在20%-50%。资产规模分布在1.22亿元到28.9亿元之间，不符合规模越大越趋于两职合一的判断。两职兼任的上市公司的平均Roe6.30%，稍微低于样本平均值Roe6.81%。可见两职兼任导致管理者的经营权更加集中，但公司的经营绩效却不见好，容易形成“内部人控制”。这印证了今年来两职兼任减少的事实。
（2）经营者既领薪又持股的上市公司分析。谌新民，刘善敏（2003）研究发现：注重经营者长短期激励相结合的上市公司其经营绩效要优于其他激励情况。既领薪有持股的经营者货币性年薪要小于领薪不持股的，经营绩效却好于后者，反映对经营者的有效报酬激励长短结合和多元化更有效。而不是仅仅靠提高年薪水平。
但是，通过表三的回归分析，房地产行业经营者既领薪又持股的年薪和持股比例与经营者绩效都通不过5%显著性检验。而只领薪不持股的经营者与其经营绩效却具有显著相关，只持股不领薪的经营者持股比例与其经营绩效也不显著性相关，与谌新民，刘善敏（2003）研究发现相反。
表三经营者年薪、持股比例与经营绩效回归
四、分类样本的实证分析
1、按不同资产规模分析
国外研究企业规模时常用公司股权的市值来表示，但由于我国上市公司存在大量非流动性股份，一旦允许其流通必然会对股价产生影响，我们无法确定这种影响的趋势，更难以估计这种影响的大小。因此本文用资产总额作为上市公司的规模指标，并主要按各资产规模区间分析经营者报酬与经营绩效的相关性。
表四不同资产规模区间的上市公司经营者报酬与经营绩效回归
说明：表中各资产规模区间的选取，是同时考虑上市公司资产规模的间距分布和各区间所包含的公司数而定的。样本数表示的是各区间的上市公司数。由于上市公司规模在50亿到100亿之间的持股只有一家，故无法回归。
由表四可知，房地产行业上市公司资产规模影响经营者年薪与经营绩效的相关性，假设1部分得到支持。即上市公司的资产规模大小影响了经营者的报酬水平、结构及激励强度。但是在房地产行业，资产规模是否影响持股比例与经营绩效的相关性得不到证实。
2、按不同区域分析
表五不同区域的上市公司经营者报酬激励与经营绩效回归
说明：北京、中西部地区经营者都没持股，故没有数据回归；上海房地产上市公司只有4家持股，故归到东部地区回归。
由表五可知，我国房地产行业上市公司经营者年薪水平与持股比例具有区域差别，且不同区域经营者年薪、持股比例与经营绩效的相关性也不一致，薪酬水平与上市公司所在地区关系呈现出沿海地区高于内陆地区的趋势，支持本文的假设2。行业房地产上市公司经营者年薪，东部地区为最高，中西部次之，东部地区的年薪是中、西部的两倍。在东部的三省市中，年薪最高的广东省经营者的年薪是上海市的两倍，经营者的持股比例也有相同的态势且差别更大，可是上海的上市公司Roe均值却和广东省的差不多。在年薪与经营绩效的相关性方面，东部地区通过了10%的显著性检验，中部地区通过了5%的显著性检验，中西部地区则没有通过。持股比例与经营绩效只有在东部地区表现为显著弱相关关系，然而在东部地区的三省市中，仅有上海的上市公司经营者年薪、持股比例与经营绩效显著性正相关，北京、广东和中西部地区都没有通过显著性检验。
3、按不同股权结构分析
上市公司股权结构按第一大股东所持股份划分为三类：股权高度集中（持股比例为50%以上），股权相对集中（持股比例为20～50%），股权高度分散（持股比例为0～20%）（孙永祥，1999）。下面分析不同持股区间经营者的报酬水平、报酬结构及激励强度。
表六不同股权结构的上市公司经营者报酬激励与经营绩效回归
说明：持股比例为0-20%的房地产上市公司中，经营者持股的样本数太少，故未回归。
通过表六的分析可知，第一大股东为国有股东的不同持股比例对经营者的年薪、持股比例没有明显影响，但国有股东与非国有股东之间的年薪、持股比例有较大差别。且经营者年薪、持股比例与经营绩效的相关性受持股股东的性质及持股比例的影响。部分支持假设3。
在国有股东持股的各比例区间中，持股比例在20%-50%以上的经营者年薪均值最低，而持股比例在0～20%的经营者年薪最高，同时Roe均值却最小。这说明了持股比例低的公司可能存在着经营者的“内部人控制”现象。在经营者年薪、持股比例与经营绩效的相关性方面，在国有股东持股比例达到50%以上的绝对控股时，两者都通过显著性检验，而其它的均没有通过显著性检验，这反映了在股权相对集中和股权高度分散情况下经营者报酬激励的复杂性。
五、简要结论
总体上说，我国房地产上市公司经营者报酬水平偏低但有明显的提高，各类经营者之间报酬水平悬殊，报酬的确定与经营者的经营绩效关系不大；报酬结构中长短期激励失衡，但“零报酬”比例小，“零持股”比例大；持股比例与经营绩效有显著性弱相关关系。
房地产行业经营者既领薪又持股的年薪和持股比例与经营者绩效都通不过5%显著性检验。而只领薪不持股的经营者与其经营绩效却具有显著相关，只持股不领薪的经营者持股比例与其经营绩效也不显著性相关，反映不出多元化报酬是激励强度最大的。经营者年薪、持股比例与资产规模有显著性弱相关关系，并估算出我国上市公司经营者年薪的资产弹性为0124。非国有持股上市公司经营者年薪、持股比例要高于国有股东持股公司。地处不同区域的房地产行业经营者年薪、持股比例有较大差距，不同区域经营者年薪、持股比例与经营绩效具有不同的相关关系。应注意的是东部地区经营者年薪和持股比例最高，而经营绩效却不呈相同态势。（作者单位：广东培正学院）
参考文献：
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规模报酬和规模经济的关系篇7
论文关键词：人力资本；发电企业；高管人员薪酬；上市公司业绩
厂网分开、在发电侧引入竞争已经基本实现之后，随着电力供应紧张形势的缓解和“竞价上网”的实施，发电企业的竞争将会日趋激烈。因此发电企业必须强化经营管理，打造和提升企业竞争力。高管人员是企业的领军人物，对高管人员制定和实施合理有效的薪酬激励，是提升发电企业竞争力的重要方面。但电力行业是公用事业，原来属于自然垄断领域，电力体制改革之初就曾因行业职工收入太高而饱受批评与攻击。那么，发电企业高管人员的薪酬收入究竟受哪些因素影响、是否对提升公司业绩起到良好作用呢?本文试图通过实证研究探寻答案。
不同的理论基础对于高管薪酬影响因素研究的侧重点不同。理论认为，公司的业绩水平是决定高管薪酬的关键因素，应该将高管薪酬与公司业绩联系起来，以达到有效的激励作用；管理理论则认为公司规模是影响高管薪酬的重要因素，随着企业规模的扩大，高管薪酬水平也应该随之上升;人力资本理论则认为人力资本在高管薪酬决定中起重要作用，Jensen和murphy较早开展这方面的研究，他们通过回归分析发现大型公众持股公司的业绩和它们的经营者的报酬有微弱的相关性；李琦通过选取1999和2000年国内各300多家上市公司进行实证研究发现，上市公司会计业绩与上市公司高级经理薪酬基本不相关，而公司规模、国家股比例、地理特征对薪酬水平的决定有明显而一致的作用。发电上市公司是中国证券市场的重要力量，也是电力行业中较早走向公司化、股份化、市场化的企业，其高管人员薪酬处于什么样的水平、受哪些因素影响、是否合理，具有很重要的研究意义和借鉴意义，但目前几乎没有这方面的研究。
1研究对象与假设模型
1．1样本企业
研究对象为截止到2003年底已上市的发电类企业，研究范围为2002～2003年。截止到2003年底，已上市的主营业务为发电(发电收人占总营业收人的50％以上)的企业共有42家。考虑到部分企业是2003年底上市，因而缺少2002年数据，同时剔除一些数据披露不完整的企业，最终研究对象为：2002年38家，2003年42家。
1．2变量说明
变量的选择主要研究了企业的业绩、规模、成长性、所处地区以及我国特有的国有股比例等因素对企业高管薪酬的影响。由于样本企业绝大部分是国有企业改制上市，在国有企业“能人经济”模式下，公司主要经营者是薪酬激励的最主要目标，因此本文选择金额最高的前3名高管人员的报酬总额作为薪酬数据。同时因发电上市公司并未普遍采用股票期权作为激励手段，研究所用的薪酬数字并不包括股票期权和股票收人；因高管人员职位消费和隐性收入并未在年报中披露，且不具有正激励作用，故薪酬数据也不包括职务消费和隐性收人。在上市发电企业的经营业绩方面，由于净资产收益率(R0e)是反映股东盈利能力的国际通用指标和杜邦体系的核心，我国对上市公司的盈利要求也是以此为主要指标，因此选择净资产收益率作为业绩指标。关于发电上市公司的规模和成长性，一般用权益装机容量及其增长率衡量比较合理，但因许多公司的装机容量数据未披露，故用总资产及其增长率表征。见表1。
1．3研究假设与模型
假设1：企业高管薪酬水平与公司业绩存在正向相关关系。
按照理论的观点，企业高管的薪酬水平应该与企业业绩挂钩。业绩水平包括多方面，主要是企业股票价格在股票市场的表现和企业会计业绩。普遍认为我国股票市场投机性太强，影响股票价格的因素除了企业经营状况之外还存在许多其它不确定性因素，因此在此仅考虑企业会计业绩。
假设2：企业高管薪酬水平与公司规模存在正向相关关系。
根据管理理论的观点，公司规模越大，公司管理层级就越多，而各层级之间的薪酬客观上存在差异；规模大的公司相对于规模小的公司，高管人员面临的环境更为复杂，要求的管理能力更高。就发电企业而言，改革之前企业的资产规模和装机容量大小往往与其行政级别挂钩，也体现到高管人员的报酬水平上。因此，按正相关假设。
假设3：企业高管薪酬水平与公司的成长性存在正向相关关系。
成长性影响到企业股票在证券市场的表现，影响到股票价值的增长。股票市场对于成长性好的企业评价较高，因此股东倾向于对成长性好的企业的高管人员支付更高的报酬，以更好激励高管人员。而在电力总体供应形势紧张的现阶段，发电企业经营效益的提高很大程度上依赖于装机容量的扩大即公司规模的成长。故按正相关假设。
假设4：企业高管薪酬水平与国有股比例存在负相关关系。
我国的发电上市公司大多是由国有企业改制而成的，国有股在上市企业的股本结构中占有很大的比例。一般而言，国有企业的管理人员有着相对严格的工资等级与标准，因此企业国有股所占的比重越大，企业高管人员所受到的约束程度就越大，高管人员薪酬水平的增长将受到更多的限制。
假设5：东部地区较中西部地区的发电上市公司的高管人员薪酬水平高。
由于我国东部地区相对而言要比中西部地区发展更快，物价和消费水平普遍更高，东部地区企业薪酬水平也相应高于中西部薪酬水平。需要说明的是，研究对象中吉电股份和龙电股份地处吉林和黑龙江，在地理位置上属于东部，但因这两地的经济发达程度和物价水平与大部分中西部地区相当，在研究过程中将其列入中西部范围。
根据以上假设，构建出如下模型，并运用统计分析软件SpSS11．0对该模型和数据进行统计回归分析和假设检验。
2相关与回归分析
2．1样本总体描述
表2为2002、2003年各个公司金额最高的前3名高管人员薪酬总额和各研究变量的总体描述性结果。从表中可以看到高管人员薪酬和资产规模在2003年有不小程度的提升。而表征业绩的指标净资产收益率和成长性指标都有所下降。国有股比例略有上升，但是由于其基数较大，3个百分点的变化并不是十分明显，基本上同2002年持平。
2．2模型的相关与回归结果
表3和表4为变量的相关关系矩阵。由表3可见，2002年在其他条件不变的情况下仅净资产收益率和地区变量与高管薪酬水平有相关关系，其中净资产收益率的相关关系显着。
表4显示2003年其他条件不变情况下净资产收益率、总资产、地区变量和高管薪酬有显着的相关关系。
表5为高管人员2002年和2003年的薪酬影响因素模型的回归结果，可见2002年的模型对该年的薪酬水平解释程度为25．1％，F值在0．05水平上显着，说明多个自变量与因变量mp之间存在线性相关关系。2002年检验结果中各变量的符号与预期的相同，但仅有净资产收益率通过了显着性检验，支持假设一，其他假设均未通过检验。2003年的模型对该年的薪酬水平解释程度为14．1％，F值在0．1水平上显着，说明多个自变量与因变量mp之间存在线性相关关系。2003年检验结果中除地区变量外其他变量的符号都与预期相同，但也仅有净资产收益率通过了显着性检验，支持假设一。
2．3考虑时间滞后因素的相关与回归结果
考虑到上市公司高管薪酬确定过程中可能会受到前期经营水平和经营成果的影响。因此，研究中计及了时间滞后因素的影响，以上1年度的经营业绩指标重新分析高管薪酬的影响因素，模型中采用的业绩指标为上一年度的业绩指标，以t一1表示。
表6和表7分别为2002年和2003年考虑到时间滞后因素的高管人员薪酬影响因素模型相关关系矩阵。剔除缺2002年数据的公司，2003年薪酬水平滞后模型的研究中样本数变为4o家上市公司。由表6可见，2002年其他因素保持不变，表征业绩的上1年度的净资产收益率和成长性指标以及地区因素与高管人员的薪酬水平有显着的相关性。假设一、三、五通过检验。由表7可见，2003年其他因素保持不变，表征业绩的上1年度的净资产收益率和企业规模以及地区因素与高管人员的薪酬水平有显着的相关性。这样，假设一、二、五通过显着性检验。
表8为对考虑到时间滞后因素的2002年和2003年企业高管人员薪酬影响因素模型的回归结果。可见2002年的模型对该年份的薪酬水平解释程度为11．6％，F值为1．973未通过显着性检验，说明多个自变量与因变量mp之间可能不存在线性相关关系。2002年检验结果中各变量的符号与预期的相同，但仅有上1年度的净资产收益率在0．1水平上显着。2003年的模型对该年的薪酬水平解释程度为34．4％，F值在0．01水平上显着，说明多个自变量与因变量mp之间存在线性相关关系。2003年检验结果中除了成长性指标外其他变量的符号都与预期相同，但除上一年度的净资产收益率外其他变量都未通过显着性检验。仅支持假设一。
3结束语
通过上述研究，可以得出以下基本结论。
3．1薪酬相对合理上市发电企业高管人员的薪酬并非高得离奇，相反，其在上市公司中仅仅略高于平均水平。
据统计，2002年中国沪深股票市场1221家上市公司，高管人员收入前3名最高者平均年薪14．77万元，2003年上市公司高管人员收入前三名最高者平均年薪19．9万元[5，6j。而根据表1，2002年发电上市企业高管人员收入前3名最高者平均年薪为l6．27万元，2003年为20．24万元，比上市公司平均水平分别高出10．2％和1．7％，可见，在总体上市公司中仅处于中等略偏上的水平。如果年报数据真实并且不考虑职位消费和灰色收入，通过对上市公司的横向比较，可以得出结论，发电上市企业高管人员的薪酬总体来说处于合理的水平。
3．2需要增加激励方式
发电上市企业高管人员薪酬激励中，激励手段大多采用单一的现金报酬，而较少采用持股、期权等长期激励方式。在2002年的38家和2003年的42家研究对象中虽有27家上市公司存在高管人员持股情况，但每家公司仅少数几位高管人员持有绝对数量和比例都非常小的股份。薪酬激励基本采取现金报酬的方式，主要包括工资和奖金，激励目标主要是短期经营目标；而股权激励则更注重企业的长期经营业绩和企业的可持续发展。已参与到市场竞争中的上市发电企业，更应该、也更有条件进行股权激励的尝试。
3．3薪酬与会计业绩相关
在以净资产收益率作为会计业绩代表的条件下，研究发现，发电企业高管人员薪酬与其会计业绩都具有显着相关性。后来以总资产收益率替代净资产收益率作为会计指标进行分析，结果基本相似。
这说明薪酬设计考虑到了以会计指标表征的企业经营业绩因素。按照理论的观点，这是1个比较合理的现象。但是如果采用财政部等部门颁布的国有企业经营效绩综合指标，则不具有相关性。
国内外大部分研究都发现企业经营业绩与高管薪酬之间没有关系或仅存在微弱的关系，这与本文的研究结论不同。产生不同结果的原因可能来自行业的差异。一般文献研究中，没有按照行业选取中国上市公司作为研究样本；而不同行业企业其经营业绩、高管薪酬之间差异很大，罗跃龙的研究表明，公司业绩和高管薪酬关系产业类型的影响。因此本文的结论更具有现实意义。
3．4影响上市企业高管薪酬的其他因素
本文研究的影响发电企业高管薪酬的诸因素中，除经营业绩与高管薪酬具有显着相关关系外，其他因素与高管薪酬水平之间没有明显的关系。由于发电上市公司的年报中基本没有披露高管薪酬制定的原则，本文只能采用推断的方法来解释有关结果。
规模报酬和规模经济的关系篇8
论文摘要:笔者运用江苏高技术上市公司的年报数据来综合考察股权结构、经营业绩与高管报酬之间的关系。结果表明:国有股比例与经营业绩呈现正方向影响，企业规模与经营业绩呈现负方向影响，净资产收益率和每股收益均与高管报酬呈现高度正相关，高管年度报酬与企业经营业绩、企业规模并不存在显著的正相关关系，与国有股比例的负相关程度也不显著。高技术企业应构建基于经营业绩的高管人员综合激励制度。
高技术企业高管人员的报酬激励机制，不论是在完善法人治理结构方面，还是在企业智力资本的开发与利用方面，都是一个突出的重要问题。2002年1月10日证监会颁布的《上市公司治理准则》，明确规定“上市公司应建立经理人员的薪酬与公司绩效和个人业绩相联系的激励机制”，“上市公司对经理人员的绩效评价应当成为确定经理人员薪酬及其他激励方式的依据”。探索企业股权结构、经营业绩与高管人员报酬三者之间的作用模式与机理，不仅为建立客观有效的高管人员激励模式与约束机制提供政策建议，而且有助于建立有效的市场经济秩序和科学合理的业绩考核制度。
一、相关研究成果述评
如何解释现实中高管人员报酬的现象，在国外(尤其是美国)引发了学术界和企业界的激烈争论。最早的研究是taussings和baker(1925)完成的，发现高管人员报酬和企业经营业绩之间只有很小的相关关系。他们对这个调查结果感到非常意外，并且呼吁进行更多的研究来检验那些可以预测高管人员报酬的其它变量。其后的70多年里，对管理者尤其是高层管理者报酬的研究已引起了经济学家、心理学家、人力资源管理专家和企业战略规划者的广泛关注。从国外的计量分析结果来看，企业规模、经营业绩、经理个人特征对经理报酬产生的影响为正;政府管制对经理报酬产生的影响为负;经理的持股比例与其现金报酬负相关或正相关;不同治理模式对经理报酬似乎没有显著影响。
从总体上看，这些研究从不同的角度对高管人员报酬作了解释，从根本上增强了对其报酬现象的理解，有力地推动了高管人员报酬确定理论的发展。但是，大多数研究集中于某种单独的因素对高管人员激励问题的影响，缺乏系统、全面的分析，客观上造成了不同研究方向中所得到的结论的不统一，甚至是相互矛盾;同时，研究的背景和数据多以美国为主，从而在一定程度上限制了研究结论的说明力和适用性。
国内关于股权结构、经营业绩与高管人员报酬的研究主要分别从以下几个方面进行的。(1)股权结构与经营业绩的相关性研究。许小年和王燕(2000)分别以资产回报率、净资产收益率和市值与账面价值之比为被解释变量，研究结果表明:国有股比例越高的公司，其业绩越差;法人股比例越高的公司，其业绩越高;而流通股比例对公司业绩没有显著影响。陈小悦和徐晓东(2001)以净资产收益率、主营业务资产收益率为被解释变量，回归结果表示:国有股比例与公司业绩之间没有显著负相关，法人股比例与公司业绩相关关系不显著，流通股比例与公司业绩之间负相关。于东智(2001)以净资产收益率为被解释变量，相关关系分析的结果认为:国有股比重与公司业绩呈正相关关系，法人股与业绩指标正相关(但在文中并未指出二者关系的显著性如何);a股比例与业绩负相关。(2)股权结构与高管人员报酬的相关性研究。陈志广(2002)的分析结论认为:法人股比例的提高，带来企业自力的扩大，以及能动性的提高，进而对高管报酬和企业绩效产生正的影响;而国家股，却由于种种原因，基本上对高管报酬和企业绩效产生负面的影响。陈爽英、唐小我(2005)的实证分析研究结论为，国有股比例与上市公司高管人员年度报酬、总经理持股比例负相关，法人股比例与之正相关，流通股比例与之不相关，且第一大股东性质为国有股与高管人员年度报酬。(3)经营业绩与高管人员报酬的相关性研究。魏刚(2000)首次利用上市公司数据对企业高级管理层与公司经营业绩进行了计量分析，李增泉(2000)对此也进行了研究。研究结果显示，我国上市公司高管人员激励效果不显著，其报酬与企业业绩不存在显著的正相关关系，与高管持股比例不存在显著的负相关关系，与企业规模存在显著的正相关关系，国有股比例对高管报酬存在一定的负面影响等。而张晖明和陈志广(2002)、张俊瑞等(2003)的计量分析结果显示，高管薪金报酬与企业经营业绩存在显著的正相关关系。
从上可见，目前国内学术界的研究结论呈现较大的差异，通过分析对比发现，除了采用的实证方法不尽相同外，研究过程中存在以下不足之处。首先，企业业绩指标的选择不够科学，研究者大多选用净资产收益率来衡量公司业绩，甚至个别研究人员将其作为唯一的衡量指标，因为该指标本身存在局限性，这势必会影响研究结论的准确性。其次，样本的代表性不强，大多数学者在研究中使用的是截面数据，即多个上市公司某一年的股权结构与经营业绩数据，单纯使用一年的数据无法剔除偶然因素对公司业绩的影响。
上述研究是对股权结构、经营业绩与高管人员报酬两两之间分别进行的，将三者结合在一起进行相关性分析研究的并不多见。杨瑞龙、刘江(2002)通过对我国家电行业上市公司经理报酬的实证研究认为:在家电行业中，股权结构与企业业绩无明显关系;经理报酬与企业的股权结构无明显关系，与企业的业绩也无关。但是该研究将样本仅限于某一特定的行业，导致研究结论的局限性。
二、高管人员报酬决定的理论分析
从总体上讲，企业高管人员的报酬受到以下几方面因素的影响:(1)企业经营业绩。企业经营业绩对高管报酬的线性作用明显，上市公司将高管报酬与经营业绩挂钩，高管们预期到只要提高经营业绩就可提高收人，便会努力工作，进而带来经营业绩的提高。但是，由于产出和高级管理者的贡献是难以度量的，并且客观的外部冲击影响也很难剔除出来，特别是在一个整体的团队联合生产中，低级经理的贡献更难被区分开来，所以业绩评价与实际产出之间的相关关系是不完全的，导致经验实证基本上证实两者是弱正相关的。(2)股权结构。国有股占主导地位的公司对高管人员的市场价格信息反映慢，其工资报酬调整较慢。而法人股比例的提高，意味着政府影响削弱，企业自扩大，以及能动性的提高，拥有了更多的经营决策权，企业自己完全有能力调节高管报酬，进而影响企业经营业绩。流通股股东一般拥有企业较小的股权份额，通常很难给股份公司的决策和管理施加重大影响，不会对企业业绩和高管报酬产生重要影响。(3)企业规模。罗森(rosen)构造了一个理论模型来解释高管人员报酬和企业规模之间的关系，由于企业的规模越大，高管人员可控制的资源也就越高，涉及的经营管理问题也就越复杂，对高管的能力要求也就越高。因此大型企业中经营者能力所产生的租金要远远高于小型企业，其报酬也就相应地更多。(4)政府管制。约斯考、罗斯和谢帕德(joscow,roseandsherpard)在对首席执行官的报酬关系的研究中指出，在被管制的7个行业中，首席执官的报酬普遍要比未被管制行业的首席执行官报酬低。对这种现象的解释有两种观点:一种认为，被管制的行业处于政府、公众和媒体的高度关注中，这种政治上的压力导致了被管制行业的首席执行官报酬水平低于未被管制行业的首席执行官报酬;另一种认为，在被管制的行业中，企业的经营环境和首席执行官的行为受到约束，首席执行官对企业经营的影响不大，其生产率低于未被管制行业的首席执行官生产率，因此报酬水平必然相对要低。
高技术企业既具有传统企业的一般特征，同时又具有其自身的特点，主要表现在高投入、高风险、高技术含量、高智力、高附加值等方面。本文在上述研究成果的基础上，专门以江苏省高技术上市公司数据为特定样本，将股权结构、经营业绩和高管人员报酬纳入一个系统内进行分析研究，探讨三者之间的相互作用模式与机理，最后对企业高管的报酬决定提供政策建议。
三、样本选择与变量定义
(一)样本选择与数据来源
根据分析的需要，以2001一2004年完整披露本文研究所需解释变量原始数据的江苏省高技术上市公司为分析对象(剔除了000805公司2004年数据，其报表中披露净资产收益率不适用)，研究所用数据取自于巨潮资讯网站(.cn)、中国证监会官方网站(/dianzijixie/">电子元器件制造业、仪器仪表及文化办公用机械制造业、医药制造业、生物制品业、信息技术业。它们共同的特点是:其生存与发展主要依赖于高科技的发展，表现为生产高科技产品或在生产经营过程中采用高科技或高科技设备。
(二)变量定义
从便于计量考虑，“高管人员报酬”选择财务报告公布的前三名高级管理人员报酬的平均数(人民币)。本文运用计量经济学模型，来研究上市公司高管人员报酬与公司股权结构、经营业绩、企业规模等因素之间的相关关系。(本文选取roe与eps两个业绩指标分别进行回归分析，便于验证分析结论的稳健性)选择的解释变量的定义如表1所示。
(三)研究假设
本文首先检验股权结构与经营业绩之间的相关性，从而保证在对高管报酬进行计量分析时，这两个变量是相互独立的。
提出下列假设:
假设(1):企业经营业绩与股权结构不相关。
假设(2):高管报酬与企业规模正相关、与股权结构不相关。
(四)模型构建
为了增强模型的拟合优度，对总资产(size)取自然对数。考察业绩与股权结构之间的相关性时，构造下述模型:
考虑到国有股、法人股、流通股三个比例之间存在多重共线性，在分析高管人员报酬的影响因素时，首先单独考察国有股比例、经营业绩(净资产收益率、每股收益)对高管报酬的影响;然后考察流通股比例、经营业绩(净资产收益率、每股收益)对高管报酬影响。构造下述模型:
四、实证分析
构建的回归分析模型，实证分析结果如表2,3所示。
由表2,3可见，所构造的模型拟合优度都很低。国有股比例与经营业绩呈现正方向影响(但没有通过显著性检验)，据此不能拒绝假设1;流通股比例与经营业绩(每股收益)呈现负相关关系(通过了5%的显著性检验);企业规模(总资产)与净资产收益率和每股收益均呈现负方向影响。这里选择了净资产收益率、每股收益两种业绩指标，回归分析的结果呈现出不稳健性，是需要注意的现象。
构建的回归分析模型(5)、(6)、(7)、(8)，实证分析结果如表4,5所示。
从表4,5可以看出，所构造的模型拟合优度都很低。国有股比例与高管报酬呈现正方向影响，流通股比例与高管报酬呈现负方向影响(二者没有通过显著性检验)与假设2相符;净资产收益率和每股收益均与高管报酬均呈现高度正相关(前者通过5%，后者通过1%显著性水平检验)，并且符合稳健性要求;企业规模(总资产)与高管报酬不相关，与假设2不一致。
上述实证分析的结果说明，高技术企业自身的特征及其市场竞争的激烈，导致其经营风险加大，呈现出与传统企业的不同特点，决定了企业的发展需要政府一定程度的扶持，流通股股东的选择更为谨慎，高管报酬不完全依赖于企业规模的大小。
五、对策与建议
(一)改进高技术企业高管人员持股制度，推广和提高股票期权计划
在高技术企业，还没有建立起一个较为完善的高管人员综合报酬计划，“低持股”和“零持股”现象严重，报酬结构不合理。高技术企业经营者通常比较年轻，相比而言，更会看重长期职业生涯的发展，而不仅仅是短期的货币性收人，在这类企业对高管人员实施股权激励其效果应该更好。使高管持股比例达到一定的程度，提高其利益与公司业绩的关联度和高管人员对公司的关切度，进一步强化高管持股的激励作用。
(二)积极培育有效、稳定的资本市场
股票期权计划的实施依赖于证券市场的有效程度，如果高管人员的努力和企业经营业绩不能被市场客观反映，该计划将不可能起到应有的激励作用。证券监管部门要加强对市场的规范，倡导理性投资的理念，审慎调节市场供求，切实保护流通股股东的利益，促使证券市场向稳定、高效的方向发展。
(三)构建基于企业经营业绩的高管人员综合激励制度
规模报酬和规模经济的关系篇9
李稻葵等指出，在经济发展过程中，初次分配中劳动份额的变化呈现U型规律。而Xie的研究则表明，在长期发展过程中，劳动份额随人均GDp呈三次曲线关系。在世界范围内劳动报酬份额波动的大背景下，我国的劳动报酬份额在近年来也显现出下降的变动趋势。2007年，我国的劳动报酬份额占GDp的比重为39.74%，较之20世纪90年代中期下降了10余个百分点。从对劳动报酬份额长期稳定性的预言到20世纪后半期世界范围内劳动报酬份额的波动特征，再到20世纪90年代中后期以来我国劳动报酬份额占比的下降趋势，劳动报酬份额到底具有怎样的变动规律?它与宏观经济波动之间究竟存在着怎样的关联?鉴于这一问题的重要性和复杂性，本文将构建向量误差修正模型(VeC)，并运用1978～2008年中国劳动报酬份额和宏观经济要素的数据对这一问题进行实证分析。
二、文献基础
近年来，国外学者对劳动报酬份额的研究大体上是从三个维度展开的:一是劳动报酬份额的估计和测算;二是劳动报酬份额波动的描述和判断;三是劳动报酬份额波动的诱因分析。在劳动报酬份额的估计和测算方面，讨论的重点集中在如何对待自营收入的问题上。Gollin指出，自营收入是劳动收入和资本收入的混合体，以往的研究通常忽略其中的劳动收入部分，这大大低估了劳动报酬在国民收入中所占的比重。针对这一难题，Gollin从宏观层面提出了三种修正的方法，并对不同国家的劳动报酬份额数据进行了调整。结果显示，调整之后的结果比调整之前具有更加稳定的特征。对于劳动份额波动趋势的研究和对其波动诱因的探讨通常是联系在一起的。Young指出，偏向型技术进步使得美国的劳动报酬份额在1959～2000年呈现出逆经济周期波动的特征。［3］anastasiaGuscina的研究表明，在过去的20年中oeCD成员国家的劳动报酬份额具有下降趋势，这主要归因于资本扩张型的技术进步和全球化程度的加深。
基于对以往30年欧洲国家劳动报酬份额下降的分析，arpaia等人从宏观和微观两个角度给出了解释，即宏观上是由于具有不同劳动占比的部门构成发生了变动，而微观上是由于资本扩张性的技术进步和资本－技能互补性的假设。BrunoDecreuse和paulmaarek则考察了FDi对发展中国家劳动份额的影响。此外，SamuelBentolila等人的研究认为，劳动报酬份额的变动与资本－产出比相关。nicolaGiammarioli等人主张从制度的角度对劳动报酬份额的波动进行解释，比如就业保护政策和工会的力量等。国内的学者对于我国劳动报酬份额的研究在近年来掀起了热潮，一个重要的原因是20世纪90年代中后期以来我国劳动报酬份额在初次分配中显现出了下降趋势。国内学者的研究集中于两个方面:一是对我国劳动报酬份额的度量和测算。白重恩和钱震杰发现，2003年和2004年间统计核算方法上的变化高估了劳动收入份额在2004年的降幅，并根据2003年的统计口径对2004年的数据进行了调整。张车伟等根据Gollin的方法把自雇者收入区分为劳动报酬和资本收益，进而对我国劳动报酬份额进行了重新测度。肖文和周明海比较分析了收入法GDp和资金流量表计算的劳动收入份额在1992～2007年的变动趋势，并对2004年以后的劳动份额数据进行了修正。二是对我国劳动报酬份额下降原因的探讨，内容包括:技术进步、产业结构变动、外资进入、二元经济结构下无限劳动力供给、劳动力转移、贸易模式转变、全球化、人口年龄结构变化等等。对于劳动报酬份额波动的诱因，现有文献已提供了多元化的分析视角并给出了相应的实证分析。然而，作为国民收入初次分配的结果，劳动报酬份额的波动必然与表示国民收入变动的宏观要素联系在一起。在宏观经济的波动中考察劳动报酬份额的变动，并讨论两者的动态关联，有助于从根本上摸清劳动报酬份额的长期变动趋势，从而为相关政策的制定提供一定的依据。鉴于此，本文在已有研究的基础上，将通过构建模型和经验检验来重点讨论劳动报酬份额与宏观经济波动的动态关系，以弥补现有文献在这一领域的不足。
三、模型设定
1．变量说明
本文模型涉及到的经济变量主要有我国的劳动报酬份额、经济增长率、通货膨胀率、产能利用率和失业率。劳动报酬份额(LS)目前可从三个途径获得:一是收入法核算地区生产总值;二是资金流量表;三是投入产出表。与后两种方法相比，第一种方法“具有数据的连续性和利于技术分析的特点”，因而是国内学者普遍采用的核算方法。本文运用第一种方法对劳动报酬份额进行核算。此外，本文对于劳动报酬的计算并没有把税收和转移支付等影响因素考虑进来，这是因为本文试图探讨初次分配和经济波动之间的关系，初始的劳动报酬更能体现国民收入初次分配的格局。经济增长率(GR)这里指真实产出的增长率，剔出价格变动的因素，以按照不变价格计算的国内生产总值指数的变动百分比来表示。通货膨胀率(inFL)反映价格水平的变动情况。本文用居民消费价格指数(Cpi)的变动率来表示该年度的通货膨胀率。产能利用率(CU)是生产能力发挥作用的程度，本文特指宏观层面的产能利用率，用实际产出与产能之比来表示。失业率(Unem)选用城镇登记失业率这一指标。上述所有时间序列均采用1978～2008的年度数据。其中，1978～2007年劳动报酬份额的数据采用张车伟等的测算结果，2008年的劳动报酬份额数据根据相同的计算方法得出。产能利用率的数据运用王维国等估算的结果。经济增长率、通货膨胀率以及失业率的数据均源自《中国统计摘要2011》。
2．模型建立
对于非平稳的时间序列而言，如果它们之间具有协整关系，则可以利用具有协整约束的VaR模型，即VeC模型来构建分析框架，进行动态分析。本文正是借助于VeC模型在系统化和动态性研究方面的优势，对我国国民收入初次分配所形成的劳动报酬份额和表示宏观经济运行的几个相互关联的时间序列进行考察，阐释初次分配与经济波动之间的动态关系，解析各种冲击对劳动报酬份额所产生的影响。在建立模型之前，先对各个变量的平稳性进行单位根检验，以避免时间序列分析中可能产生的伪回归问题。aDF检验的结果表明，LS、GR、inFL、CU和Unem等时间序列均为1阶差分平稳序列，结果如表1所示。由于所有变量的水平值均为非平稳的，但单整阶数相同，因此它们之间可能存在协整关系。基于VaR模型所选择的最优滞后期，进行滞后阶数为2的Johansen协整检验。表2的结果显示，无论是迹统计量还是最大特征值都表明在5%的显著水平下存在3个协整关系。非平稳变量之间存在协整关系意味着变量之间具有某种长期的均衡关系，可以进一步建立VeC模型。鉴于本文重点分析的是各宏观经济变量对劳动报酬份额的影响，因此，VeC模型只列出了劳动报酬份额的方程，而将其它方程暂且省去。
四、实证分析
1．脉冲响应函数
VeC模型建立以后，为考察宏观经济要素变动对劳动报酬份额产生的动态影响，通常要做脉冲响应函数分析。图1至图4显示了劳动报酬份额对各宏观经济变量冲击的不同响应。图中横轴表示脉冲作用的滞后期数，纵轴表示劳动报酬份额的变动，实线是劳动报酬份额对各宏观经济变量的脉冲响应函数。如图1所示，实际产出增长率对劳动报酬份额产生负向冲击的作用。这说明，相对于产出的增长，劳动报酬的增长存在着滞后效应。劳动报酬滞后效应使得在经济增长过程中实际产出的增速快于劳动报酬的增速，从而导致劳动报酬在总产出中的份额下降。劳动报酬的滞后效应越显著，劳动报酬份额在经济增长过程中下降的趋势越明显。从总体上看，目前的劳动报酬份额具有逆经济周期波动的特征。通货膨胀对劳动报酬份额产生正向的冲击作用。以Cpi所表示的通货膨胀率的提高意味着基本消费品价格的普遍上涨，而基本消费品行业多为劳动密集型产业，这些行业的发展必然会推动就业的增加以及劳动报酬的上升。劳动报酬既是劳动者的收入又构成企业的成本。当劳动报酬上升时，一方面，由于收入的增加导致对消费品需求的增加而拉动Cpi进一步上升;另一方面，由于企业生产成本的上升导致利润空间缩小而使得经济转入缓行。这两方面的力量相互作用，共同决定着下一期的宏观经济波动。产能利用率对劳动报酬份额产生正向的冲击作用。宏观经济的周期性波动通常会引致产能利用率的变动，而产能利用率的变动又对宏观经济产生驱动作用。产能利用率的上升在规模经济的作用下提升了企业的利润空间，有助于改善供需关系和扩大就业。图3所示的劳动报酬份额对产能利用率冲击的响应表明，产能利用率的上升带动就业的增长，推动劳动报酬份额的上升。本期给失业率一单位的正向冲击，劳动报酬的份额在第二期开始呈负向响应并伴有小幅波动，除了第五和第六两期出现微量正值之外，其它各期均为负向的响应。从总体上看，失业对于劳动报酬份额具有负向的冲击作用。随着失业率的下降，就业量将增大，劳动报酬份额将提升。
2．方差分解
从方差分解的结果来看，劳动报酬份额对自身的贡献率最大达到约54.71%，这说明劳动报酬份额变动具有较强的惯性。产能利用率对劳动报酬份额变动的贡献率逐渐增加，最大达到42.79%。产出增长和通货膨胀对劳动报酬份额的贡献率相差不多，基本在10%上下浮动。就业对劳动报酬份额的贡献率最低，平均不到0.3%。
五、结论
根据本文所建模型的实证分析，得出的结论和相关政策建议如下。
1.改善劳动报酬的滞后效应，进行相关领域的配套改革。劳动报酬的滞后效应表明在经济增长过程中，劳动报酬的上升滞后于实际产出的增长，致使劳动报酬份额下降。劳动报酬增长的滞后效应越显著，在国民收入初次分配中劳动报酬所占比重则越小。导致劳动报酬增长滞后的因素有多种，除了市场自身的作用外，相关领域制度建设的不完善也不容忽视。为进一步改善我国收入分配的格局，并使经济发展的成果得到充分的共享，党的十报告明确指出要提高居民收入在国民收入分配中的比重，提高劳动报酬在初次分配中的比重。相关领域的配套改革，例如，进一步完善工资制度，积极推动建立工资正常增长机制等将有助于改善和缓解劳动报酬增长的滞后效应。此外，充分利用多种再分配的调节手段也有助于形成合理的劳动报酬占比，实现居民收入增长和经济发展同步、劳动报酬增长和劳动生产率提高同步。
2.提高产能利用率，抑制产能过剩。产能利用率与经济的周期性波动高度相关。产能利用率的提高往往意味着产出的增加和就业的扩大，对劳动报酬的份额具有提升作用。针对我国当前部分行业存在产能过剩的问题，要利用市场机制和政策引导等多种方式淘汰落后产能，尽量避免低水平重复建设，鼓励创新，实现资源的优化配置。
规模报酬和规模经济的关系篇10
【关键词】企业财务;财务危机;预警警源
[中图分类号]F253.7[文献标识码]a
[文章编号]1673-5838-(2009)12-0017-02
一、对规模扩张带来危机的考虑
加入wto后,我国企业面临的首要问题是如何通过内部投资或并购方式,扩大企业经营规模,实现规模经济。然而,“做大”企业必须要考虑“适度”问题,因为“做大”与“做强”互为因果。
1.规模扩张与企业报酬的联系
从企业长期发展来看,规模是不断调整的,但是规模的变动与企业报酬之间存在着一定的联系。企业规模变化所引起的报酬变化分为三种情况:(1)规模报酬递增。是指所有生产要素投入量都增加后,引起了产量超比例增加。简而言之,报酬增加的幅度超过规模扩大的幅度。报酬递增是规模经济的结果,比如规模扩张后生产能力进一步提高,产量增加,购销费用减少,通过专业化协作发展,从而使厂商降低生产成本。(2)规模报酬不变。当所有生产要素的投入量都能调整,规模增加幅度与报酬幅度相等。(3)规模报酬递减。当报酬增加的百分数小于生产要素投入增加的百分数,它是扩张规模不经济的结果,比如规模扩大引起的管理效率降低,各项费用增加等。
2.规模扩张发展方向及表现因素
随着一个企业规模的扩大,最初往往是规模报酬递增,然后可能是一个规模报酬不变阶段,如果再继续扩大生产规模的话,企业将进入规模报酬递减的阶段。因此,无论是一个企业,一个行业或一个地区都有一个资源合理配置的问题,在做出扩张企业规模决策时。要充分考虑生产规模是否适度,考虑是否建立了全面的与企业规模扩张相配套的有效的内部管理制度等。以免造成企业内部管理全面失控,形成规模不经济。其主要负效益表现为:(1)生产要素配置失调。如并购使部分生产要素过剩,则成为企业的负担。(2)企业规模过大,产品数量增加,打破了原有的市场份额结构,增加了销售难度,造成社会资源的浪费。(3)管理成本上升。正常经营管理支出增加,任何企业都存在经营过程中必要的管理支出,管理人员工资、办公费用,并够企业重新注册费、公告费用等。(4)内部监督成本提高。规模扩大后,企业管理幅度和管理层次就要增加,传递信息的质量就会下降,这就需要利用监督职能来保证信息质量,因而增大了信息成本以及监督成本。
二、对多元化经营带来危机的考虑
由于企业规模的扩大往往与多元化经营共生的,跨地区、跨行业经营几乎是我国大型企业普遍采用的经营模式。但是多元化的经营是有条件限制的,如果不考虑这些限制因素,盲目进行多元化经营,企业最终将以经营失败而告终。
多元化经营是指企业同时向不同的市场提供两种以上具有不同经济用途产品或服务的一种经营战略。多元化的特点在于:企业不同种类产品生产所依赖的核心技术或技术体系不只一个,而是多个,所面临的市场是不同产品种类的市场。企业经营多元化反映了企业经营业务领域的分散。一个企业的长期发展取决于是否拥有核心竞争力。核心竞争力的形成同企业所从事的经营领域有密切的关系,只有不断提高主营业务竞争力,才能在市场竞争中处于有利地位。然而在其发展中,还会面临着许多新情况,市场空间的有限性限制了企业在原有领域中的继续扩张,产业的成熟和技术的普及使企业的利润空间越来越小,这些因素推动着企业进行多元化发展。但是不可忽略多元化所带来的危机风险。
1.产业因素
如果企业主营业务竞争过度激烈,经营风险较大,通过多元化经营规避风险可能是明智选择。但是如果企业所处的产业已经是夕阳产业,发展前景余地较小,则不应采取多元化经营,给企业带来隐性财务危机,这种情况之下,一般都是企业销售额已经明显下降,企业的核心竞争力已经丧失。核心竞争力是企业优势的源泉,决定了企业的经营范围以及综合竞争力的强弱。应调整产业结构,增强开发新产品技术的能力,提高企业核心竞争力。
2.资源因素
实行多元化经营必须考虑企业自身的资源条件,因为核心竞争力是企业集中资源从事某一领域的专业化经营,逐渐形成自己在经营管理、技术、产品、销售、服务等方面与同行的优势差异。也就是说多元化经营必须具备资本、技术、管理和销售等前提条件,当企业存在吸纳不了剩余资本时,才有资格考虑多元化问题,才能在发展自己与其他企业上诸多方面的差异中,逐步形成自己独特的可以提高消费者特殊效用的技术、方式、方法等,而这些有可能成为今后企业核心竞争力的重要因素。
3.素质因素
没有一个强大而协调、知识结构和决策结构合理的领导班子,没有一批相应的技术和管理人才,多元化经营必然失败。
在2001年8月举行的“速度经济与变革创新――tCL集团20年成长反思研讨会上”,tCL集团总裁李东升曾坦陈tCL两大战略失误:一是没有抓住国内通讯产业发展的机遇,二是实行多元化准备不足,资源分散,战线拉得太长,真正形成有竞争力的行业不多。他指出,目前能够见到的tCL产品是已经形成竞争力的产品,其实还有很多是已经进入行业、多元化的产品,它们没有达到目标,有的项目甚至已经失败破产。
因此在实行多元化之前必须充分考虑其是否可行,不具备多元化的企业强行实施多元化,极易使企业在多元化后财务状况不佳甚至带来财务危机。
三、对内部控制带来危机的考虑
企业内部控制是现代企业管理最重要、最关键、最基本的内部管理因素之一,因为企业要适应不同环境而健康发展,必然面临种种事务的处理和各项决策的做出。如果企业缺乏健全而有效的内部控制机制,就会进一步暴露企业管理体制的欠缺和导致管理失误,成为酿成财务危机的警源。
1.从委托关系角度分析:内部控制的弱化
现代企业法人治理结构一般由股东会、董事会、监事会、经理组成。股东是所有者,并不直接参与生产经营活动。董事会是最高决策机构,董事会任命最高管理人员,对公司的重大问题作出决策。因此形成了一系列委托关系,股东和经营者,经营者和管理者(分公司经理、职能部门经理),管理者与员工等委托关系。作为委托人股东和作为受托人经营者之间的委托关系是两权分离的产物。经营者与管理者之间的委托关系是内部两权分离的产物。管理者从经营者手中接受了有关责任中心的托付责任,为了完成受托责任,管理者必须在责任中心内部设置一定的岗位,并配备适宜的员工来实施运作各种具体事项,从而形成了管理者与员工的委托关系。上述委托关系带来利益的同时,也给委托人带来了以下问题:
(1)信息不对称
由于委托人将资本委托给受托者,所以,对资本经营状况及受托人本身的一些情况,委托人了解得比受托人少得多。从所有者和经营者财务信息的掌握程度来看,经营者作为占有和掌握会计信息控制权,为了追求个人利益最大化,完全有可能利用其手中暂时的控制权,按照自己的意图去决定信息的生成和利用,如粉饰会计报表以迎合所有者的要求等。
(2)所有者与经营者目标的背离
所有者的目标是使企业财富最大化,最关心的是投入资本的安全性和收益性,从而实现资本保值增值。而经营者的目标是在经营活动中增加自身物质和非物质方面的报酬,并尽力避免其行为和结果之间的不确定性,付出一分劳动便得到相应报酬。所有者往往借助会计信息及时了解企业长远发展的影响因素以及经营者履行受托责任的业绩情况,从而对经营者进行必要干预。然而经营者的目标看重的是短期经营利益给自己带来的好处,这种利益驱动在会计上表现为夸大受托经营成果,掩盖决策失误和经营损失,损害所有者利益,如随意改变会计政策、提前确认收入、过度消费等。
(3)成本增加
受托人委托人订立合约的交易成本、机会成本、激励成本,经营者希望以尽可能少的付出得到最大的收获,在特定情况下可以不择手段,甚至还会作出有损于所有者利益的行为来。
2.从生产经营角度分析:决策失误
(1)决策盲目,没有建立必要的决策风险分析和控制程序
①盲目融资,造成资本结构不合理,企业过低或者过高的债务比率都是不合适的。负债比率过低,说明面临的筹资风险较低,财务较安全,但总资本的成本比较高,会使得在收入一定的情况下企业所获得的收益较少;反之,则说明企业充分享受了财务杠杆带来的好处,但所面临的财务风险大大增加,企业因此而出现的财务危机乃至走向破产的可能性也随之增加。
②盲目投资和委托理财,低水平重复建设。一方面,如果没有进行风险评估和预测,一旦投资失利,不可避免的发生投资损失,甚至血本无归。
③未进行现金预算控制,企业现金支付能力不足。如果企业现金流量充裕,可以及时购入业务发展中的生产材料和物资、固定资产等等。相反则可能面临危机。现金支付能力不足有两个层次:第一,支付性财务危机。企业在特定的时点上,现金流出量超过现金流入量,产生到期不能偿还债务。第二,收支性财务危机,是指在收不抵支的情况下出现的不能偿还的到期债务危机。如果在前期不编制现金预算,对企业的支付能力没有全局的把握,就可能由于过度的信用政策,过量的投资造成现金流量不足,无法偿还到期债务,导致财务危机。
(2)决策实施过程失控,缺乏事中的监督和控制程序
①内部控制程序不完善。每一项决策的正确实施,都需要经过授权、审批、具体执行、记录和复合等几个控制程序,每一步控制程序都由专门的部门和人员负责。缺少任何一步,内控程序都不完善,会给直接责任人以可乘之机,利用职务之便,贪污受贿、弄虚作假、侵占企业财产。
②职责不清,岗位不明。建立健全岗位责任制,应该明确分工责任。
③部门设置和人员配备不符合内部牵制原则。将有关责任进行分配,使单独的一个人或一个部门对任何一项或多项经济业务活动无完全的处理权,必须经过其他部门或人员的查证核对。
【参考文献】
[1]李秉成.企业财务困境研究[m].中国财政经济出版社,2004.