中国国有企业代理成本的实证分析.doc

中国国有企业代理成本的实证分析【原文出处】经济研究【原刊地名】京【原刊期号】200311【原刊页号】4253【分 类 号】F31【分 类 名】工业企业管理【复印期号】200402【标题注释】本文是福特基金会“公共政策研究项目”之“中国国有企业的激励与交 易成本”研究项目中的主要成果。感谢福特基金会“公共政策研究项目”的资助。在 本文的研究与写作过程中，作者得到了 Queens 大学 C. Ferrall 教授的热情指导以 及北京大学姚洋教授的数据帮助，谨致谢忱。北京大学中国经济研究中心蒋承、彭云 峰同学参加过讨论，并贡献过有益的建议。在此一并致谢。文中错误全归于作者。【作 者】平新乔/范瑛/郝朝艳【作者简介】平新乔，范瑛，郝朝艳，北京大学中国经济研究中心 100871【内容提要】我们运用“2002 年国有企业改制调查”中的激励工资数据，按 Broyden-Fletcher-Goldfarb-Shanno 的最大似然估计模拟程序，对中国国有企业代 理成本的规模、原因做了估计与分析。结果发现，中国国有企业的代理成本，相当于 6070的利润潜力。也就是说，在现存的国有企业体制下，代理成本使企业效率 只达到了 3040！委托人（政府的国资管理机构）对客观随机冲击 、代理人 风险规避参数 r 及努力的边际成本递增率 缺乏充分信息所产生的代理成本占总代 理成本的 2/3；而由代理人风险规避所导致的代理成本占 1/3。模拟估算的结果显示， 采取租赁、出售或租售国企的方式，大约可以使利润潜力的利用率增加 20 个百分点； 若要降低契约的信息成本，则应该在财产所有权与控制权上努力实现分权化。【摘 要 题】改革探索【关 键 词】激励性契约/代理成本/国有企业【参考文献】平新乔，2003：中国国有资产控制方式与控制力的现状，经济社会体制比 较第 3 期。Aggarwal，Raj and Andrew Newman，1998，“The Other Side of the Tradeoff：The Impact of Risk on Executive Compensation”，JPE.Banker，Rajiv，Seok-Yong Lee，and Gordon Potter，1996，“A Field Study of the Impact of a Performance-Based Incentive Plan”，JAE 21，PP.195226.Copeland，A. and Monnet，C.，2002，“The Welfare Effects of Incentive Schemes”，working paper.Fernie，Sue and David Metcalf，1996，“Its Not What You Pay Its the Way That You Pay It and Thats What Gets Results：Jockekys Pay and Performance”，London School Econ. Discus. Paper 285.Ferral，C. and Shearer，B. 1999，“Incentives and Transaction Costs within the Firm：Estimating an Agency Model Using Payroll Records”， Review of Economic Studies 66，PP.309338.Garen，John，1994，“Executive Compensation and Principal-Agent Theory”，JPE 102，PP. 117599.Grossman，Sanford and Oliver Hart. 1983.“An Analysis of the Principal-Agent Problem”，Econometrica 51，PP.745.Groves，Theodore，Yongmiao Hong，John McMillan，Barry Naughton，1995，“Chinas Evolving Managerial Labor Market”， JPE，Vol.103，Issue 4，PP.873892.Holmstrom，Bengt，1979，“Moral Hazard and Observability”，BJE 10，PP. 7491.Jenson，M.，Meckling，1976，“Theory of the Firm：Managerial Behavior，Agency Costs and Ownership Structure”，Journal of Financial Economics 3，PP.305360.Justin Yifu Lin.1992，“Rural Reforms and Agricultural Growth in China”，American Economic Review. 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Banker、Serk- Young Lee 与 G. Potter（1996）、以及 S. Fernie 与 Metcalf（1996）都从实证研 究的角度分析企业内部的激励性契约如何降低了代理成本，从而提高了生产率。John McMillan、John Whalley 与 Lijing Zhu（1989）及林毅夫（Lin，1992）都对中国农 业在上世纪 80 年代的迅速增长与激励性契约之间的关系做过开创性的实证研究。T. Groves、Hong、Yongmiao、J. McMillan 与 B. Naughton（1994，1995）的两篇论文， 分别估算了激励性契约对于中国国有企业生产率的效应，以及激励性契约对于经理人 员的筛选功能。另有一类研究者则注重识别现实中实施的激励性契约的关键参数，进而对契约的效率增进效应或效率扭曲效应做出定量分析。J. Laffont 与 M. Matoussi（1995）曾指出，在最佳的分成比率的契约中，分成比率的设定决定于代理 人的风险规避系数。C. Ferral 与 S. Smith（1997）运用结构模型方法，对契约中不 可观察的参数做了识别与估算。C. Ferral L 与 B. Shearer（1999）运用上世纪 20 年代加拿大英属哥伦比亚矿 区的工资数据，运用数学模拟程序估算了奖金激励契约的诸个参数。A. Copeland 与 C. Monnet（2002）同样运用数值模拟方法，根据企业的生产记录，估算了看不见的 代理人的努力程度以及努力的边际成本。我们在 Ferrall-Shearer（1999）模型的基 础上，做了如下改动：第一，Ferrall 与 Shearer 考察的是矿井作业工人的激励性奖 金制，他们运用了里昂惕夫生产函数；而我们考察的对象是 376 家企业，并不是某一 特殊工种的职工，因此我们将每个企业的员工全体（工人与经理人员的总和）视为一 个团队，以企业为单个观察单位，于是放弃了里昂惕夫生产函数，而采用更为一般的 CD 生产函数形式：y=。这里， 为客观的外部冲击，实质上代表了企业的物 质生产条件与经营环境； 为代理人的努力程度。第二，工资与奖金的数据不取个 人数据，并且我们将基本工资以外的绩效工资统称为奖金。理由是，这种绩效工资反 映了与企业绩效挂钩的激励。第三，由于我们采用的是以企业为观察单位的工资总额 与奖金总额，因此，当企业 i 的奖金总额发生变化时，既可能是由于人均奖金的变化， 也可能是由于就业人数的变化，还可能是由于该企业上岗职工与下岗职工之比的变化。 按我们关于激励的定义，人均奖金、就业量及上岗/下岗比率三方面的变化，在中国 特定的环境下，都属于激励契约的变动。因此，我们运用企业的工资总额与奖金总额 作为模拟的变量，事实上就是在更广泛的范围内考察中国国有企业的内部激励机制。本文不是着重探讨“内部人控制”与资本流失问题，而是在过去 10 年内中国国 有企业的经营环境（）逐渐恶化、大量国有企业被出卖、国有企业存在巨额亏损、 42的职工下岗的大背景下，从实证的角度考察并寻找在实际经济运作过程中发生作 用的内部契约的几个关键参数，从而进一步揭示，除了产权体制安排、企业融资结构 等方面的问题外，在内部契约上，国有企业是否存在大量的“内出血”。下文的安排如下：第二节给出了估算所依据的理论模型及几种具体的契约形式解； 第三节介绍了数据来源及模拟程序，并运用模拟方法得出了无约束估算模型与结构型 估算模型中关键参数的估计值，这是本项研究中最困难的环节；第四节根据关键参数 的估计值，比较了充分信息条件下的最优契约与信息不对称条件下被扭曲了的契约在 预期利润水平方面的差别，从而估算出以效率损失度量的代理成本，并总结全文，给 出实证结果对中国国有企业改革的政策含义。二、模型我们假设厂商 j 的生产函数为的假设表示努力的边际成本是递增的。情况一：完全信息条件下的优契约定义 1：完全信息条件下（工人和企业都可以观测到 的值）的最优契约用工 资函数、努力函数来表示，它们满足如下关系：公式（4）表明，在完全信息的情况下，工人的工资由两部分组成，一部分由产 出决定，另一部分由保留效用和 r 决定，我们将这部分称为基础工资。工资并不是一 个常数，因为产出会受到外生冲击的影响，因此，工人努力的最优选择会根据 的 变动而不同。工人的努力程度是 的增函数。同时，由于工人是厌恶风险的，而厂 商是风险中性的，故完全信息条件下的最优契约要求企业完全担保工人的风险。如果工人的保留工资不同，对相同产出要求的工资便不同，但是最优的分成比例是相同的， 都为 1/（+1）。情形二：线性奖金（比例分成）我们下面开始考虑不完全信息的情形。如果厂商不能够观测到 的值，他无法 区分是外界冲击还是工人不努力造成了产出波动，工人就有了偷懒的动机。这时，厂 商便需要使用与产出挂钩的工资契约来激励工人多努力。我们首先讨论线性奖金，即 比例分成的工资契约。工资包括基本工资 和奖金 。企业 j 中工人的奖金采取下 面的形式：于是不同企业的工人获得奖金的机会均等。在这样的假设下，工 人就业于哪个企业是无差异的。因此，假设 2 中的第四点是合理的。当企业经营的客观环境很差，无论工人怎样努力，产出都不可能超过产出基数 x 时，工人就没有努力的动力了。我们假设 存在下限 *，当 *时，所有 工人的努力都为零；而当 *时，工人会在努力的边际收益等于边际成本的地 方确定最优的努力程度。*的存在性对于模型的识别是至关重要的，下面我们来 求解 *。 定义 2：x0 的情况与 x=0 的情况相比，显然，对企业来说，线形奖金契约是有净损失的。（注：这里，我们省略了常数项因为它不会影响到最后的结果。） 情形三：不完全信息条件下的最优工资契约定义 4：在关于 的信息不对称的情形下。最优的工资契约由关于努力程度 （）和工资（W）的函数组成，并且满足企业的利润最大化条件以及工人的个人理 性和激励相容条件，即我们不知道不完全信息条件下最优工资契约的具体形式，但它应该不同于完全信 息条件下的最优工资契约形式和线性工资形式。不完全信息条件下最优工资契约带来 的企业利润应该介于定理 1 和定义 3 所描述的利润之间。由于我们无法用数值解法求 解定义 4 中的最大化问题，我们只能首先估计出满足定义 3 的一组参数，然后采用离 散化的方法得到关于定义 4 的一个近似表达，最后将参数值代入表达式进行计算，以 此结果作为对不完全信息条件下最优工资契约带来的企业最大利润的一个近似描述。我们分两步来近似这个最优契约。首先，离散化服从连续分布的生产性冲击 ，方法是找 800 个分位数，满足：其次，离散化 后，关于 的连续函数变为分布于这 800 个点上的阶梯函数， 在此基础上，我们求出最优工资契约。定义 5：不完全信息条件下近似的最优合约是如下问题的解（注：这里我们仍然省略了常数项）将估计的参数值带入（14）式就可以计算出利润函数的值。三、模拟3.1 数据本文的数据全部来自于世界银行国际金融公司和国家经济贸易委员会的“2002 年国有企业改制调查”。为了保证样本企业具有充分的代表性，本次调查覆盖了 11 个城市的 683 个企业，在抽取这 11 个城市的时候，调查既考虑了城市的地域分布， 也考虑了城市的规模大小。这 11 个城市自北向南分别为哈尔滨、抚顺、唐山、兰州、 潍坊、西宁、镇江、黄石、成都、衡阳和贵阳。在企业的选择上，调查的初衷是希望能够随机地抽取企业使得样本具有更好的代 表性从企业的成分上说应该包括已经改制的国有企业和尚未改制的国有企业；从 企业改制前的隶属（尚未改制的企业则指当前的隶属）上说应该包括中央直属、省、 市以及区县各个层次上的（前）国有企业；从企业所处的行业上说应该包含各种行业 的工业企业。但是，由于调研是通过国家经贸委以及各地市经贸委组织进行的，此次 调研的样本企业并不能完全符合随机抽取原则。这中间存在的一些问题是：1.由于地 方经贸委不再是改制企业的主管部门，或者说地方经贸委对于改制后企业的影响力已 经远远小于对尚未改制企业的影响力，在样本抽取的过程中，地方经贸委更容易让那 些尚未改制的企业填写问卷，他们也更乐意让这些企业填写问卷。这使我们的样本在 很大程度上存在国有企业比重过大、而改制企业比例不够的问题。2.与前面的理由一 样，由于各地市经贸委主要负责管理市属企业，因此我们的企业样本主要是（原）市 属企业，在一些城市还包括区县所属的企业。不过我们认为，这一点并不会影响我们 的分析。原因在于，首先，市属工业中有很多企业都是由中央或者省里下放到市里的， 市属企业具备了很好的代表性；其次，当前的中央直属和省属企业只是少数大型国有 企业，与我们关心的改制主体国有中小型企业存在很大的差别。3.从问卷回收以及问 卷的填写质量上看，较大的企业以及当前仍归国有的企业其数据质量较高。但是，就 我们研究的目标来说，样本中未改制国有企业多恰好符合我们对国有企业代理成本的 研究。由于大多数改制企业是 2001 年后改制的，因此，我们运用 2001 年的财务数据， 基本上仍能够反映中国国有企业的状况。表 1 数据小结表 1 中各项指标的样本量不同，是由于抽样调查中数据缺乏所致。而对本项研究 至关重要的“工资”数据，有 376 家国有企业填报了信息，因此，我们模拟估算所依 据的样本的规模为 376 家。粗略分析一下表 1，可获四个方面的信息：（1）绩效工资（奖金）占工资总额 的比例，均值为 0.44，说明激励性工资收入在工人的收入中占有相当权重。（2）在 岗职工人数的均值仅为 563 人，而职工总数的均值为 939 人，下岗率为 42（见 “在岗职工比例的均值”），说明下岗概率非常高。（3）在岗职工的工资水平大大 超过下岗工人的收入水平。企业即使以全部职工平均的年工资水平作为在岗职工的年 工资水平（这显然是被低估了），其均值也为 1.25 万元，即月工资为 1000 元，相当 于下岗工人月收入（300-400 元）的 2.5-3 倍。（4）无论平均工资还是工资总额， 方差都很大，说明企业之间工资标准与就业量差异不小。我们估算契约几个主要参数 的依据只是“绩效工资”（奖金）总额，它按“绩效工资比例”与“工资总额”之积 来定义。3.2 无约束模型在我们的模型中，当客观的外部随机冲击 *时，也就是企业的经营环境 差到一定程度时，绩效工资 w 会等于零。最小奖金 w（*）总是可以识别的。我 们从样本数据观察到，奖金量在 50（万元）的企业就属于奖金发放量最低的企业， 大约占到 376 家样本企业的 1/5。于是，我们设 w（*）50（万元）。我们还需要找出奖金发放量最低的企业其经营环境 的上界 *，可以证明：似然函数也相应分为三个部分，第一项是奖金为 0 的部分，第二项是奖金小于等于50 万元的部分，第三项是奖金大于 50 万元的部分。估计的结果见表 2。表 2 无约束模型的估计结果表 2 的结果是我们使用 Broyden-Fletcher-Goldfarb-Shanno 最大似然模拟程序 得到的，所用的奖金数据是从企业绩效工资数据中分离出来的、大于 50（万元）的 奖金量 w，i的列向量。将此代入（20）式的 w，i，就得到了实际计算的算子式。 无约束模型估算的只是探究工人奖金在什么参数条件下获得的概率最大，这是从已观 察到的工人获得的奖金量 w，i列向量出发，反推出使 w 得以发生的契约的参数值， 从而找出激励性契约所受制于其中的客观环境 与工人努力的边际成本参数 ，以 及影响奖金量的契约激励力度 a 与绩效基数 x 之积 ax。表 2 的结果显示，工人努力的边际成本曲线其形状下凸，而且非常陡峭，其斜率 k=+1=7.5705+1=8.5705。这意味着，在现有的国有企业中，代理人努力的边际成本 递增得非常快。它反映的经济背景是：工人在国企中就业所付出的代价是很高的，这 是国企整体经营环境恶化造成的。同时，陡峭的边际成本曲线导致国企中工人的努力 *不多，这又进一步增加了契约的难度，使整个国有企业的经营状态继续滑坡。表 2 中另外一个参数 的估计值为 1.3401。由于 是变量 ln 的标准差，因 此该估算结果同样显示国有企业经营环境 的变动幅度较大，企业经营风险较高。按定义（公式 6）只是激励系数（）与代理人风险规避系数（r）的函数，并且与 及 r 呈负相关关系。的估计值较小，说明 或 r 较大。而且，按（6）式，较小的值会使产生正奖金的 的门槛水平 *变低，从而提高产出为正值的概率。表 2 中的估计值为 0.01194，明显低于 Ferrall-Shearer（1999）的估计值（我们的估计值只是他们的十分之二左右）。较低的值导致较低的门槛水平 *，从（7）式我们便可以推断，中国国有企业中职工愿意付出最低限度努力的必 要前提并不苛刻；但与前述努力的边际成本急剧递增的结果相结合，我们大致可以看 出，在现存的国有企业中，工人对就业还比较在乎，但工人上班后一般也不大愿意付 出较高水平的努力，因为努力的边际成本会迅速上升。3.3 结构模型的估计下面我们考虑结构模型的估计。结构模型是在企业利润最大化的约束下进行参数 估计。我们首先需要这样一些准备工作：第一，将似然函数式改写为需要确定的 （，r，a，x）六个参数的函数；第二，叠代初始值的确定；第三，将约 束条件（11）改写为等价的可以进行数值运算的等式或者不等式约束；第四，将连续 函数离散化。（注：这部分的数学证明可向作者索取。）由于结构模型考虑了企业预期利润极大化的要求，因此，契约参数（a，x）必然 依赖代理人的风险规避系数 r 与努力的边际成本参数 ，同时，最优线性契约 （a*，x*）与 ln 的两个参数（均值 ，标准差 ）一定也是内生的。这样， （，r，a，x）的均衡值的估计值反映了在企业实现利润极大化的前提下，理论上可能呈现的契约特征。这种结果，与无约束模型的参数估计值会稍有差异，无 约束模型的参数估计值更多地反映了现实生活中的契约特征；而有约束的结构模型的 参数估计值则更多地揭示了理想状态下的契约特征，它更深刻地告诉我们，即使企业 竭尽全力追求最优，最终的契约特征也只能收敛于某个值，从而最终不可避免地面临 较高的代理成本。表 3 结构模型估计结果表 3 中只是收敛性较好的 8 个结果。结果显示：（1）在数值叠代式模拟中，四、契约形式与绩效差异在得到参数的估计值后，我们将这些参数带入不同情况最优合约的利润函数，通 过比较利润大小来比较合约的效率。利润从大到小的排序应该是：完全信息条件下的最优契约、不完全信息条件下的最优契约、工人风险中性情况下的线性奖金契约、不完全信息条件下的简单分成契约、 不完全信息条件下的线性奖金契约。实际估计的结果与理论结论基本一致，估计结果 见表 4。表 4 不同工资契约下利润函数的比较（注：经过反复计算结果保持不变。由于计算结果异常，这里我们不做考虑。）我们根据不同的（，）生成用于离散化的不同的 800 个 值；将估计值作 为参数值带入不同情况下利润函数的表达式中，得到了相应的利润结果。表 4 根据表 3 所列出的关于结构模型的八组参数估计值（左半栏），记录了相应的八组利润期望 水平结果（右半栏）。我们对期望利润水平经过了标准化处理，将完全信息的情况作 为比较的基准，标准化为 1，其它情况下的利润除以完全信息下的利润得到比值。这 里没有不完全信息下最优契约的利润函数，主要是因为技术困难，无法得到合理的结 果。表 4 至少告诉我们下列信息：第一，代理人的风险规避态度是代理成本的重要根源。表 4 中的第 1 至 5 行是依 据以数值叠代法所获得的参数算出的期望利润值。由于在左半栏六个参数的均衡值中 只有 r 和 有差异，因此在不完全信息条件下，次优的激励性契约所能达到的相对 预期利润水平的高低，实质上就是由5.842）逐渐变化时，各种契约下的期望利润水平就相应地逐步降低，说明，代理人 的风险规避系数越是高，利润潜力的损失便越大，企业效率离最优基准点便越远。在 不同的契约形式下，代理人的风险规避系数的上升（从 0.969 上升至 6.107）所带来 的代理成本是：在线性契约下，效率损失为利润潜力的 20（=0.498896- 0.288171）；在无基数的简单分成制契约下，效率损失为 22.4（=0.52658- 0.302305）。即代理人的风险规避系数上升产生的代理成本相当于 20以上的获利 能力丧失。说明，ln 的均值上升，意味着生产经营的客观环境改善，从而企业效益得到提高。第三，契约形式的不同会导致高低不同的代理成本。表 4 前 5 行清晰的说明，分 列看，无论是哪一组取契约参数，线性契约下代理成本最高，无基数的简单分成制代 理成本次高，而代理人风险中立时代理成本便最低。第四，与 Ferrall-Shearer 模拟显示的简单分成制下的代理成本高于线性契约制 下的代理成本的结果相反，在我们的结果中，无论参数取哪一组，简单分成制下的代 理成本总比“线性奖金”制下的代理成本低 1-3 个百分点。这意味着，在中国，无基 数的简单分成契约比有基数的线性奖金契约更为有效一些。这里的背景是，当企业的 客观经营环境（）在恶化时，如果代理人发现政府预先设定的绩效基数（x）难以 完成，就可能会干脆放弃努力，从而导致代理成本进一步上升。第五，表 4 的第 6-8 行是通过分析式的算子法模拟获得的结果。它们显示，当代 理人努力的边际成本曲线的斜率（）上升且客观风险（a）增加时，即使代理人对风险的态度没什么变化（与前 5 行相比较），均衡的激励力度（a）也会下降（降到 0.1 以下），从而导致契约失效。我们发现，这时在“线性契约”下，企业会出现 亏损。 第六，关于代理成本规模的估算。如果我们按数值叠代法模拟结果推算，如在信 息不完全条件下实行线性契约，则代理成本相当于企业 6070的获利潜力的丧 失。若按分析式算子法模拟，代理成本甚至使企业获利能力完全丧失！因在线性契约 下，代理成本不但会使企业完全失去在充分信息条件下实行最优契约所获得的利润， 而且会有亏损。第七，对代理成本的原因，表 4 也做了揭示。从充分信息下最优契约制中的预期 利润出发，由于信息不完全所导致的次优契约使利润潜力丧失 6070，又由于 代理人“风险中立”时利润实现程度可以回升 20 个百分点左右，从而我们推断，全 部代理成本中，信息不完全的成本占到 2/3，而由代理人风险规避所导致的代理成本 占到 1/3（相当利润潜力的 20）。这里，代理人规避风险引起的 20的获利能力 的丧失，与“第一”条说明中所示的从低到高变化使各种契约下的预期利润下降 20 个百分点的结论，是惊人的一致。这就更加使我们确性，代理人风险规避所产生的代 理成本占全部代理成本的 2/3。第八，由于在代理人“风险中立”条件下企业获利能力可以多实现 20 个百分点。 又由于代理人风险中立时，实质上应该将国有企业卖给代理人（经理或职工），因此， 我们估计，出售国有企业给风险中立的代理人，可以使原国有企业的利润潜力多发挥 20 个百分点。五、结论我们运用“2002 年国有企业改制调查”中的激励工资数据集，按 Broyden- Fletcher-Goldfarb-Shanno 的最大似然估计模拟程序，对中国国有企业代理成本的 规模、原因做了估计与分析。我们的工作显示，抽象的委托代理理论模型中的参数， 尽管是不可观察的，但仍可以通过计量方法与数学方法识别出来，从而认识某种契约的代理成本，进而改进激励性契约的设计。我们发现，中国国有企业的代理成本，相 当于 6070的利润潜力。也就是说，在现存的国有企业体制下，代理成本使企 业效率只达到了 3040！代理成本的产生有两方面原因：信息不充分与代理人的风险规避态度。委托人 （政府的国资管理机构）对客观随机冲击 与代理人的行为参数（r，）缺乏充分 信息所产生的代理成本占总代理成本的 2/3；而由代理人规避风险所导致的代理成本 占 1/3。这个结论，对于表 4 的横向比较与纵向比较都是内谐的，因此比较可靠。在信息不充分的条件下，线性契约可能由于代理人努力的边际成本迅速上升或外 界扰动变大而出现契约失败，从而导致企业亏损。由于线性契约与简单分成制的唯一 区别就在于有没有绩效基数，而在中国，绩效基数往往是上级政府考核国有企业的杠 杆，因此，我们的发现并不支持实行带绩效基数的线性契约，在国企面临更激烈的市 场竞争的局面中，线性契约反而会加速导致国有企业走向亏损，甚至破产。我们的研 究，间接地揭示了过去 10 年中导致大批国企走向破产的契约原因：国企亏损可能与 线性契约有关。应该如何选择契约形式，才可能降低代理成本？从我们的研究结果出发，首先， 也是直接可以见效的政策选择，便是采取租赁、出售或租售国企的方式，从模拟估算 的结果看，这种契约方式的变革，大约可以使企业利润潜力的利用率增加 20 个百分 点，因它避免了由于代理人风险规避所产生的效率损失。然而，提高激励性契约的效 率，降低代理成本更为根本的出路是改善国有企业的信息交流渠道，从降低信息成本 的角度来降低代理成本。而这便不是“契约”本身可以做到的。因降低契约的信息成 本，从根本上来说，应该在财产所有与控制权上努力实现分权化。* 全部数学附录请与作者联系索取。