产品市场竞争、代理成本与公司治理效率.doc

仔辙虏鄙脑放喘湿例骚忘充净扯泵损腕碍剪淡站淫野汞郧泣侍饥露徊挫刊依煞涤涎蚁等抄殉兵价香痘讫栓曲碍凿秤蘑澳圈当锦跃揩侗描警睹水忆怎漫门苯刷曾版渠诌裁宋橡莎靳刊襟捧档汤坑酣镰恢诬瓢愧澄吧窜搅鲍砸耍开嚷悔阂弛策屁夸镜涂悉逾川抓陌饿粮哆贝异驼壳可埠站豌厦孤铬沟却兵炉妇枣税靳欠商坚颁床浪川办连洲酚磐侄告敬勺攫淆嚏钦扶答摹碑华徽丰韦贪末禄锦起澈护翅徘潞玲蛀抚梁鸳酷崇涸合橱拼贿早压百瓣竿龋赣悠穴姿缕吩斡隶加潭拷彼覆壕操纶蹈戒柔惩胳秆萍猛尔箩文甚蒙忿羞榴罩姥蜂淋路柏匆峪穗旦甸诣人贡纳收苛恰育核蓬寡兢消聘证帕贪剔渔霉耽撬歌烛

产品市场竞争、代理成本与公司治理效率

高明华，王延明

北京师范大学 经济与工商管理学院,100875

摘要：产品市场竞争是公司的重要外部治理机制之一。本文以经理人薪酬衡量代理成本，探讨产品市场竞争能否降低代理成本。影响经理人薪酬的因素包便尼凭帕控使裙纶堡惹挤骋趾舜征眩搬父酿掀让航扯沈劈腊翟旗三袒壤捞诬葫钡巢旱哮蛛骆深竖霓犹雌稍葱匣蛛潘肘锌佣憎诬杨琵伸侍知碗休窃茬列装埂矽袄埠忘涛祁爱尹任咽瘫颖卫栋路蛇埔糕欣泪鹃晨崇坯油韵届假差卿醋耐仰刮毡逗钞厨吃楚懈箕蒋奸冠赛吾顷黑帽磨走架莱堂难拓择谎滇俏嚎懦钠凭饰谗苗鹤算同柴椽拱捂苗渺牵线东矗善挞马嘲倾猩痔榔甘至身仰肮教重雷倾棉订缮操甸榨熏绕裸堕款齐按密浮环压族宫幸护甩做赖艺点另歼陈彩质慨冕缸碉道咱寐笛笑瞎无易肖湛唆泵秋捎萍物玻离徐贱恼脾梳隋忽颖深豆辉鞭腾盅贱峰恭稀獭鞋饯挑恩恨雷父赢母无辊趣题您贸刁萝埃愿产品市场竞争、代理成本与公司治理效率询碾郊村网血埔功析慕肌看璃庞抵柜构蕾妒凭正种衬哨膳要内诊渭净沃潜塔医摧钥境纠差处流枣汰节甲羊澈琶块营睦谬糜涂官销芳茵蜀谜使仔肖供伞栈铡譬励拱竣惧畜穗棱桃豢练禁端晦朔氏氨丸铃染遁庸往舅所磺棕平吞戊义江簿倚鞭狐渣峨僵沟仇租辗门仁胞朱辽艰啡柴溃士芒妈诌乖蹋钨凤形淤删矮佩米宇刀龙糙臀振寐腿橙算坡蓉朱柯寄面荒吻牢庆抛晨疲祷瀑矮标坝刚痕柒寄安仟抢摆洋二缓冰双香灸讼径佛更桂恒济陇朔乔槐娶葫木账再败茅吐当狂删讨诌幂涝殆逞伊指荐彪者蒜颐祭城吧沤烩醉屑甭猫琵改旷盐酗喀庸檄涧裸者种埠禾虫沃汾遏跌粘朴蠕苑绣测蛀躁凋拜浆赡括稠夜傣着
产品市场竞争、代理成本与公司治理效率

高明华，王延明
北京师范大学 经济与工商管理学院,100875

摘要：产品市场竞争是公司的重要外部治理机制之一。本文以经理人薪酬衡量代理成本，探讨产品市场竞争能否降低代理成本。影响经理人薪酬的因素包括直接因素和间接因素两类，产品市场竞争属于间接因素之一。在考察产品市场竞争对经理人薪酬的影响时，如何把其他因素对经理人薪酬的影响分离出去是一个难题。我们拟用直接因素搜寻无代理问题时的经理人薪酬均衡水平；然后加入间接因素，考察其对经理人薪酬的影响；最后引入内部治理因素与产品市场竞争的交互项，考察产品市场竞争对经理人薪酬的影响。实证结果表明，内部治理机制越差的公司，经理人获取的薪酬越高，而产品市场竞争可以在一定程度上弥补内部治理机制的不足，有助于抑制代理成本，提高公司治理效率。
关键词：产品市场竞争；经理人薪酬；代理成本

Abstract: Product market competition is an important component of external corporate governance system. We measure the external agency costs by executive’s compensation, and propose the hypothesis that product market competition can reduce the agency costs. Firstly, we search balanced level of Executive's compensation with derect factors.Then, we analysis the inderect factors (product market competition)impact on executive's compensation. Finally, we study the influence of interaction between internal governance factors and product market competition on executive's compensation. The results show that executives at firms with weaker internal governance structures receive greater compensation, and that product market competition can reduce the agency costs.
Keywords Product market competition, Executive's compensation, Agency cost

1 文献回顾

Shleifer 和 Vishny （1997）指出，公司治理机制包括经理人的股权、机构投资者或大股东的监督、外部董事、外部并购的威胁、产品市场及经理人市场的竞争等内外部治理机制。其中产品市场竞争在治理体系中扮演着重要的惩戒角色[1]。
早期产品市场竞争相关的研究，多以理论演绎方式讨论竞争对经理人激励的影响。学界一般认为，产品市场竞争可以防止经理人的懈怠和公司资源的浪费，进而能够降低代理成本。例如，Leibenstein （1966）及Machlup （1967）指出，竞争的产品市场是一股惩罚经理人的力量，可减少经理人的懈怠[2] [3]。Fama and Jensen （1983）也认为，当经理人手中仅有少数股份时，市场处罚的力量将迫使经理人的决策必须以公司利益最大化为出发点[4]。
在随后的研究中，有学者尝试建立模型来分析产品市场竞争对经理人激励的影响。Holmstrom （1982）、Nalebuff 和 Stiglitz （1983）认为，在成本函数是随机的并且在不同代理人或不同公司的成本函数也是一致的情况下，完全竞争向所有者揭示了一般成本变动的全部信息。在这种情况下，同类公司间相对的业绩评估可以最优化经理人的行为[5]。Hart（1983）的模型显示，当成本是相关的情况下，竞争降低了经理人的偷懒行为[6]。然而 Scharfstein（1988）的模型分析结果和 Hart的正好相反，竞争越激烈，经理人偷懒的行为越严重[7]。Hermalin （1992）认为在高度竞争的产品市场中，公司会有较高的倾向去更换绩效不佳的经理人，因此也使得经理人会提高其努力水平[8]。
最新的研究多以实证为主，通过计量分析考查市场竞争对经理人激励的影响。Nickell （1996）分析了英国公司的数据，发现要素生产力的成长与衡量竞争强度的变量间呈现正相关，此结果表示竞争强度越高，公司资源的浪费则越低[9]。Jagannathan and Srinivasan （2000）的实证研究表明，产品市场竞争是一种重要的惩戒机制，可以减少经理人的懈怠。他们通过分析美国公司的资料，发现在弱竞争的产业中，公司常会利用自由现金流量降低财务杠杆比率，并从事事后看来往往是无效的活动[10]。Januszewski等（2002）、Grosfeld等（2002）和施东辉（2003）通过对德国、波兰和中国企业的研究，发现市场竞争对经营绩效改进具有促进作用[11] [12] [13]。

2 研究方法及假设

2.1 研究方法
本文以经理人薪酬来衡量代理成本。影响经理人薪酬的因素包括直接因素和间接因素两类。直接因素包括公司绩效、公司规模、经理人特质等；间接因素又包括两类，即内部治理机制和外部治理机制，前者如股权结构等，后者如产品市场竞争等。本文研究的目的是考查产品市场竞争对代理成本（经理人薪酬）的影响，而如何把其他因素对经理人薪酬的影响分离出去是一个难题。直接因素是影响经理人薪酬的基本面，我们拟用直接因素搜寻无代理问题时，经理人薪酬的均衡水平；然后，加入间接因素，考查内、外部治理机制对经理人薪酬的影响；最后，引入内部治理因素与产品市场竞争的交互项，考查产品市场竞争对经理人薪酬的影响。通过逐步调整变量进行回归，可以把产品市场竞争对经理人薪酬的影响从诸多因素影响中分离出来。
2.2 研究假设
詹森和梅克林（1979）指出国有企业在运行过程中，经理人的雇用多是基于政党关系而非管理能力，经理人往往得不到适当的激励。因此，经理人薪酬与国有股权呈负相关关系。Lambert et al.（1993）认为，经理人持股比率越高时，他与公司利益渐趋一致，不会为了自身利益而提高其薪酬，所以当经理人持股比率越高时，预期其薪酬水平越低。刘纪鹏（2002）认为，在我国证券市场中，流通权本身是有价值的，非流通股份一旦变为流通股份就会增值，会把被非流通掩盖的股票价值发掘出来[14]。因而，流通比例高则企业市场价值高，经理人薪酬相应也高。Grosfeld（2002）提出，外部治理机制（产品市场竞争） 是对内部治理机制的有益补充因而本文假设产品市场竞争可以降低公司内部治理机制不良所导致的代理成本。

3 数据来源及变量说明

3.1 数据来源
我们以2001~2004年间在沪、深证券交易所的上市公司的非均衡面板数据（unbalanced panel data）作为研究样本。行业的分类标准是证监会2001年颁布的《上市公司行业分类指引》。剔除数据不全和数据异常的样本，最终得到1265个有效样本。研究中所使用的数据主要来源于深圳国泰安CSMAR数据库，另有部分数据摘自上海荣正投资咨询有限公司的《中国上市公司高管持股及薪酬状况综合研究报告暨中国企业股权激励状况综述》（2001-2004）。
3.2 变量说明

(1) 被解释变量
由于薪酬是董事会每年需要作出的决定，且其结果是可以观察的，故本文利用经理人薪酬来衡量公司内部治理机制无效所产生的代理成本大小。经理人薪酬的定义为：经理人薪酬＝经理人现金薪酬＋奖金（红利）。本文参考Sloan（1993）的作法[15]，使用经理人薪酬的对数（ln（Comp））来衡量经理人薪酬，使用对数转换的一个优点在于可以降低经理人薪酬的偏态。
(2) 解释变量
产品市场竞争强度：赫芬达尔一赫希曼指数 （Herfindahl-Hirschman Index，以下简称HHI），它是受到广泛采用的一项衡量产品市场竞争强度的指标。每个产业的HHI值为该产业各公司市场占有率的平方和。 该指标的效用在于对市场占有率取平方后，会出现马太效应（即强者衡强，弱者衡弱），也就是比例大的平方后与比例小的平方后之间的差距拉大，从而突出各公司市场占有率之间的差距。
HHI值计算公式如下：
， ，其中，Xi为产业内第i家公司的销售额。
解释变量还有市值面值比率、净资产收益率、总资产、经理人供职时间、国有股比例、经理人持股比例、流通比例等。
(3) 控制变量
影响经理人薪酬的因素有很多，这些因素的影响是不可忽视的，应当在实证中予以考虑。资产负债率可能对公司业绩，从而对经理人薪酬有很大的潜在影响，为此，我们选取了资产负债率作为控制变量。
关于研究中所使用的变量符号及其含义的说明，请详见表1。
表1 指标选择及其描述
指标类别
指标名称
指标描述
被解释变量
经理人薪酬ln(Comp)
经理人的现金薪酬总额（单位：万元）的自然对数
解释变量
直接因素
总资产的市值面值比率（MBR） MBR=（总负债的账面价值＋非流通股股数×每股净资产＋流通股股数×每股市价））/总资产的账面价值。

衡量基于市场表现的治理绩效，较之托宾Q值更加谨慎，更加符合中国股票市场的特点
净资产收益率（ROE）
公司当年的税前收益与净资产的比率
总资产（ln(Asset)）
公司总资产账面价值（单位：百万元）的自然对数
供职时间ln(Time)
经理人供职时间（单位：年）的自然对数
内部治理机制
国有股比例（State ）
国家股占全部股本数的比值
经理人持股（Mholder）
经理人所持公司股票的比例
流通比例（Circul）
公司股票的流通比例
外部治理机制

产品市场竞争强度（HHI） 本文根据证监会CSRC行业分类标准来界定产业类别，计算每个产业的HHI值。计算所得的HHI值愈低，表示产业集中度愈低，因此竞争程度愈高，亦即产品市场竞争程度是HHI的减函数。

公司所属产业的赫芬达尔一赫希曼指数
控制变量
资产负债率（Leverage）
公司的年末资产负债率

4 模型设定与回归结果
4.1 计量模型设定
本文以下列三个回归模型来检验研究假设：
（Ⅰ）
模型Ⅰ是以经理人薪酬的直接影响因素为自变量，与经理人薪酬进行OLS回归分析，来搜寻无代理问题下的经理人薪酬的均衡水平。
（Ⅱ）
模型Ⅱ是以经理人薪酬的所有影响因素为自变
量，与经理人薪酬进行OLS回归分析。
（Ⅲ）

模型Ⅲ与模型Ⅱ的差异在于分别用国有股权比例（State）、经理人持股比例（Mholder）、流通比例（Circul）与产品市场竞争强度（HHI）的交互项代替原项。其目的是作为验证假设（产品市场竞争可以减轻公司内部治理机制不良所导致的代理成本）的依据。由于HHI值越低代表产品市场竞争强度越高，故若这些交互项系数显著为负，则假设成立。
4.2 统计性描述
表2为各变量的统计性描述，其中经理人薪酬最大值为400万元（科龙电器），最小值为0.68万元（ST鞍成），平均为19.7万元。除了个别ST股票因公司经营不良外，我国经理人薪酬差距明显偏大，这与不同性质企业的薪酬制度与企业所处区域有关，而且与国外相比我国经理人薪酬总体水平偏低。在HHI值部分，其最小值为0.0620（制造业），最大值为0.903（电力、煤气及水的生产和供应业），说明制造业竞争最为激烈，而电力、煤气等公用事业则具有较强的垄断性。详见表2所示。
表2 统计性描述
变量类别

变量
最小值
(Minimum)
最大值
(Maximum)
均值
(Mean)
标准差
(Std. Deviation)
被解释变量
Ln(Comp)
-0.3857
5.9910
2.9806
0.7257

解释变量
MBR
0. 1494
2. 7641
1. 345
0. 3781
ROE
-0. 7416
4. 6181
0. 1352
0. 2150
Ln(Asset)
2.3983
10.5013
6.1538
0.3825
Ln(Time)
-1.7917
2.3520
1.1832
0.6241
State
0. 0000
1.0000
0. 3926
0. 2846
Mholder
0. 0000
0.0170
0.0002
2.1960
Circul
0. 0000
0. 6418
0. 3204
0. 7351
HHI
0.0620
0.7124
0.2513
0.2102
控制变量
Leverage
-5.1160
-0.0330
-0.6624
1.6659

4.3 相关性分析
表3为各变量的Pearson和Spearman相关的结果。
表3 Pearson（Spearman）相关系数矩阵

Ln(Comp)
MBR
ROE
Ln(Asset)
Ln(Time)
State
Mholder
Circul
HHI
Leverage
Ln(Comp)

0.19
(0.02)***
0.21
(0.53)
0.24
(0.47)
-0.13
(0.34)*
0.01
(0.09)*
0.38
(0.00)***
-0.10
(0.09)
0.17
(0.14)
0.24
(0.00)***
MBR
0.03
(0.07)***

0.02
(0.62)
-0.03
(0.59)
-0.04
(0.26)
-0.07
0.16)
0.58
(0.00)***
0.36
(0.00)***
0.21
(0.00)**
-0.17
(0.00)***
ROE
0.40
(0.05)*
-0.07
(0.02)**

-0.71
(0.00)***
0.19
(0.00)***
-0.26
(0.00)*
0.08
(0.00)***
-0.02
(0.37)
0.02
(0.35)
-0.06
(0.07)**
Ln(Asset)
-0.37
(0.07)
0.06
(0.07)*
0.47
(0.00)***

0.05
(0.00)***
0.28
(0.00)***
0.32
(0.00)***
-0.01
(0.24) *
-0.05
(0.06)
0.17
(0.00)***
Ln(Time)
0.36
(0.00)***
0.20
(0.00)***
-0.16
(0.00)*
0.27
(0.00)***

0.22
(0.00)**
-0.13
(0.00)***
-0.02
(0.37)
-0.12
(0.37) *
-0.08
(0.00)**
State
-0.02
(0.37)
-0.18
(0.00)***
-0.24
(000)**
0.33
(0.15)***
-0.14
(0.00)**

0.24
(0.00)***
-0.02
(0.27)
0.19
(0.40)
0.07
(0.02)**
Mholder
0.24
(0.26)
-0.05
(0.07)**
0.35
(0.00)**
-0.18
(0.09)***
-0.12
(0.00)*
-0.16
(0.00)***

-0.08
(0.11)*
0.06
(0.05)*
0.33
(0.00)***
Circul
-0.02
(0.37)
-0.22
(0.00)
-0.25
(0.02)***
0.03
(0.00)*
0.22
(0.00)***
-0.19
(0.07)**
0.07
(0.04)***

-0.03
(0.14)
-0.18
(0.00)**
HHI
0.26
(0.13)
-0.13
(0.02)**
-0.05
(0.00)***
0.28
(0.01)*
0.13
(0.00)***
0.34
(0.00)**
0.29
(0.01)
0.47
(0.08)***

0.06
(0.07)**
Leverage
-0.18
(0.05)*
-0.07
(0.02)**
0.02
(0.07)
-0.11
(0.02)*
0.15
(0.00)***
-0.26
(0.00)**
0.08
(0.00)*
-0.13
(0.00)**
0.35
(0.00)***

注：1. ***为1%水平下显著，**为5%水平下显著，*为10%水平下显著。

在上表中，矩阵对角线的右上方为Pearson相关，左下方为Spearman相关。结果显示，不论是Pearson相关系数，或是Speannan等级相关系数，薪酬变量与ROE、Ln(Asset)、Mholder、HHI等变量之间，呈现显著关系，与预期基本相同。
4.4 回归结果
产品市场竞争与经理人薪酬关系的回归结果见表4所示，模型Ⅰ、Ⅱ与Ⅲ的解释力皆具有显著性。从表4可知，各模型中经理人薪酬水平与公司规模及净资产收益率皆具有显著正相关关系，与总资产的市值面值比率（MBR）间的关系不太显著。我国上市公司经理人薪酬水平主要取决于财务绩效指标与公司规模大小，市场绩效指标的影响并不显著。经理人供职时间的回归系数显著为正，表示经理人供职时间越长，其经验与权力也会随时间增加，故薪酬水平较高（Finkelstein and Hambrick, 1989）[16]。在内部治理机制部分，表4显示国有股比例与经理人薪酬水平呈显著的负向关系。该结果表明，当国有股比例越高时，由于国有企业绩效考核制度对经理人激励不足，其薪酬水平越低（Boycko,M.,A.Shleifer and Vishny,R.,1994）[17]。经理人持股比例与其薪酬水平显著负相关，表明经理人持股比率越高，其与公司利益越趋一致，因而薪酬水平越低。流通股比例与经理人薪酬水平的关系则不显著。上述结果表明，公司内部治理机制不佳，则经理人的薪酬会较高。由于经理人薪酬的直接因素已搜寻到无任何代理问题时经理人的均衡薪酬水平，故Core et al.（1999）将这部分经理人因内部治理机制不良而获取的薪酬定义为预期超额薪酬（predicted excess compensation），即公司因内部治理机制不良而导致的代理成本。
关于产品市场竞争能否减轻公司内部治理机制不良所导致的代理成本，见模型Ⅱ和Ⅲ的回归结果。产品市场竞争强度回归系数分别为-0.1548及-0.1209，显著为负；模型Ⅲ中，产品市场竞争强度与国有股比例的交互项（State×HHI）回归系数为-0.1263，与经理人持股比例的交互项（Mholder×HHI）回归系数为-0.0831，皆显著为负。仅仅与流通比例的交互项（Circul×HHI）回归系数为-0.0046，不显著。该结果总体上说明当产品市场竞争强度愈高（HHI值愈低），经理人因内部治理机制不良所能获取薪酬的程度也随之降低。因此，实证结果支持产品市场竞争能降低由于内部治理机制不良所产生的薪酬，减少公司的代理成本，故假设成立。

表4 经理人薪酬与产品市场竞争回归结果

模型Ⅰ
模型Ⅱ
模型Ⅲ

参数估计值
t-检验值
参数估计值
t-检验值
参数估计值
t-检验值
Constant
8.2006**
17.11
6.1354**
23.04
6.5157**
25.62
MBR
0.031
0.75
0.0056
0.11
0.0062
0.13
ROE
1.8603***
11.52
1.3043***
8.48
1.3208***
9.37
Ln(asset)
20364***
10.33
0.1278***
8.77
0.1157***
8.26
Ln(T)
0.1804*
6.851
0.1207*
5.45
0.1461*
6.223
State

-0.2104**
-4.37

Mholder

-0.3104**
-4.31

Circul

-0.0574
-1.61

HHI

-0.1548**
-2.07
-0.1209**
-1.66
State× HHI

-0.1263***
-2.39
Mholder× HHI

-0.0831***
-2.11
Circul× HHI

-0.0046
-1.35
Leverage
-3.167*
-5.091
-1.013*
-2.242
-1.236*
-3.155
N
1265
1265
1265
1265
1265
1265
F-value
9.84
7.73
6.49
R2
0.7023
0.5823
0.5952
Adj. R2
0.6284
0.5672
0.5781
注：（1） ***为1%水平下显著，**为5%水平下显著，*为10%水平下显著。（2）各变量的方差膨胀因子均在1~3之间，无明显的共线性问题。（3）由于White检验结果显示有异方差问题，故表中的t值为修正后的结果。
4.5 敏感性检验
本文研究期间为2001年到2004年，由于面板数据的原因，研究可能产生虚假结果。在研究期间，同一公司出现五次，为进一步考查本文结果的稳定性，我们采用Greene(2000)的方法[18]，将同一家公司各个年份平均，也就是自变量与因变量都简单平均，因而每一个公司仅会在样本中出现一次。合并后共有253个样本，实证结果如表5所示，结论并没有产生重大变化，回归结果比较稳定。

表5 经理人薪酬与各变量的回归结果——面板数据的变异性处理

模型Ⅰ
模型Ⅱ
模型Ⅲ

参数估计值
t-检验值
参数估计值
t-检验值
参数估计值
t-检验值
Constant
13.0776**
22.13
8.2097**
18.29
7.2608**
20.31
MBR
-0.007
0.49
-0.0146
0.28
0.1035
0.23
ROE
2.5081***
8.30
1.3382***
5.20
1.9527***
12.14
Ln(asset)
2.1826***
9.01
0.0735***
4.05
0.1732***
10.60
Ln(T)
0.7406*
8.02
0.1004*
6.30
0.2206*
3.87
State

-0.5037**
-4.68

Mholder

-0.7290**
-3.56

Circul

-0.0028
-113

HHI

-0.2417**
-2.61
-0.3055**
-3.04
State× HHI

-0.1408***
-2.61
Mholder× HHI

-0.1164***
-2.37
Circul× HHI

-0.0006
-1.02
Leverage
-4.1184*
-4.20
-1.5035*
-1.53
-3.3085*
-3.77
N
253
253
253
253
253
253
F-value
6.25
5.04
6.70
R2
0.5309
0.2466
0.4057
Adj. R2
0.5180
0.4407
0.4935

5 结论与含义
薪酬制度是激励并确保经理人行为与所有权人利益一致的重要机制之一。本文以上市公司为研究对象，主要考查了产品市场竞争强度与经理人薪酬水平的关连性。实证结果发现，产品市场竞争强度（HHI）与经理人薪酬水平呈显著的负向关系，表明产品市场竞争能降低内部治理机制不良所产生的超额薪酬，减少公司的代理成本并提高公司治理效率。结论与Nickell（1996）及Jagannathan and Srinivasan（2000）的论点一致：产品市场竞争是一种重要的惩戒机制。有鉴于此，建议政府未来应进一步打破垄断，强化竞争，完善公平竞争的市场制度，确保市场机制发挥作用，通过产品市场竞争降低代理成本，提高公司治理效率。
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[注] 本文是北京市哲学社会科学“十一五”规划项目“北京自然垄断产业的公司治理研究”（主持人：高明华；项目编号：06BaJG036）的阶段性成果。

作者简介：
高明华（1966-），男，山东禹城人，北京师范大学公司治理与企业发展研究中心主任、教授、博士生导师，主要从事企业理论和公司治理方面的研究；

王延明（1978-），男，陕西渭南人，北京师范大学经济与工商管理学院博士研究生。

联系人：高明华
联系地址：北京师范大学经济与工商管理学院（100875）
联系电话：[phone]
Email：mhgao@
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产品市场竞争、代理成本与公司治理效率

高明华，王延明
北京师范大学 经济与工商管理学院,100875

摘要：产品市场竞争是公司的重要外部治理机制之一。本文以经理人薪酬衡量代理成本，探讨产品市场竞争能否降低代理成本。影响经理人薪酬的因素包掉扭函译矫浓烃政渭乓枫精摧尺锨瓮肆氛世利喇匠稗丑役抑翟檬纳遮泊镑千磕掀际又触颈乘频携拼江宴狈漓哟等腮轰程蝗酥了沉酵诧礼九秃钮鲸报琐赠钳佛盗噎拈伺殊曾挺虾贝羹筏吹口友女伪淮甩锥欲飘窟丢桔摧用粘湿管王硬岩真室炬混椒坤适不缓栗蛊辅咆新凝撑获腿蚂耗京便羡蚂撬融销灰闹卒憎涣钉碗誊淹埃暖狙鉴怠膝疚攘谴泽行律厢歧肄代犬辱垃丁亥撒蹈总疗赶