声誉效应

2024-10-06

声誉效应（共3篇）

声誉效应篇1

经济学模型基于理性的追求利益最大化或机会主义的“坏人”假设, 认为声誉机制对人的行为具有激励约束作用, 在于它能给人带来长远的更大利益。声誉价值所能带给人的收益包括社会方面和经济方面。Baiman (1990) 的观点认为, 声誉是一个经济商品。如果拥有一个好的声誉将来所带来的收益超过它的成本, 经理人认为有必要采取行动建立或维持声誉, 他们就会在各个方面约束自己的行为, 力争做到诚实守信。在预算的编制过程中, 经理人会坦诚地与上层经理人分享私人信息, 结合企业的实际经营情况与所面临的外部环境作出企业未来发展的合理预期。由此, 减少了预算执行过程中不必要的低效和资源浪费。将声誉效应引入预算管理, 通过对声誉的关注, 企业能够真正发挥预算在组织管理中的作用, 以有效地抑制预算松弛的产生。

一、声誉效应

声誉是经理人长期业绩、行为和品德的直接表现, 也是其与所有者签订合约过程中的重要因素。自亚当·斯密开始, 经济学中一直把声誉作为保证契约诚实执行的重要机制。以法玛为代表的经济学家将动态博弈理论引入委托——代理关系的研究之中, 论证了在多次重复代理关系情况下, 竞争、声誉等隐性激励机制能够发挥激励代理人的作用, 这充实了长期委托——代理关系中激励理论的内容。法玛的基本观点是, 在竞争性经理市场上, 经理的市场价值决定于其过去的经营业绩, 从长期来看, 经理必须对自己的行为负完全的责任。霍姆斯特姆则将法玛的思想模型化, 形成代理人市场——声誉模型, 认为经理工作的质量是其努力和能力的一种信号, 表现差的经理难以得到人们对他的良好预期, 不仅内部提升的可能性下降, 而且被其他企业重用的机率也很小。因此, 由于外部压力的存在, 该经理为了未来事业的发展, 会在相当长的时期内激励与约束自己的行为, 建立“好人”的声誉。

经理市场的实质是经营者的竞争选聘机制, 竞争选聘的目的在于将经营者的职位交给有能力和积极性的经营者候选人, 而经营者候选人能力和努力程度的显示机制是基于候选人长期工作业绩建立的职业声誉。经理市场的“供方”为经营者候选人, “需方”是作为独立市场经济主体的企业。如果把经营者的报酬作为经理市场上经营者的“价格”信号的话, 那么经营者的声誉则是经理市场上经营者的“质量”信号。对经营者而言, 良好的职业声誉增加了其在内部劳动力市场上的讨价还价能力和对外部劳动力市场的吸引力, 从而有利于其职业的升迁。然而, 如果没有一定的职业声誉, 会导致其职业生涯的艰难, 甚至导致其职业生涯的结束。经理为了提高未来的收入, 他必须改进自己在经理市场上的声誉。

在管理学看来, 追求良好声誉, 是经营者的成就发展需要, 或归于马斯洛的尊重和自我实现的需要。经营者努力经营, 不仅仅是为了得到更多的报酬, 还期望得到他人的高度评价和尊重, 期望有所作为和成就, 期望通过企业发展证实自己的经营才能和价值, 达到自我实现。因而, 管理学认为, 除了物质激励以外, 精神激励或荣誉激励是十分必要的。

二、预算松弛与声誉效应

Hansen等 (2003) 认为, 预算几乎是所有组织管理控制的基石, 对组织的绩效评估与薪酬激励有重要作用。但预算松驰也是普遍存在的。Mann (1988) 提出, 预算松弛是指低估收入、高估成本, 或者为了使预算目标更容易实现而低估营运能力的行为。它可能是预算责任人在预算编制和执行过程中的机会主义行为。Young (1985) 认为预算松弛是“经理人故意建立的一个超越实际需要的预算资源量, 或者故意地低估生产能力”, 当上级选择预算标准作为参照以评估下属的工作业绩时, 这种倾向尤为明显。

在企业组织内部, 评价经理人业绩的方式十分关键。当企业采用预算作为经理人业绩评价的主要方式时, 预算目标就成为业绩评价和经理人薪酬的重要标准, 因而经理人有动力干扰预算制定。对于经理人而言, 预算松弛能够规避一些不可预见的负面因素。在预算制定过程中, 由于信息不对称的客观因素存在, 如果企业所有者允许经理人有较高的参与程度, 那么经理人就可以利用自己的私有信息在预算制定过程中努力地制造预算松弛, 使预算目标能够很容易的实现, 从而使他们的业绩表现更好。这种基于自利的预算松弛对于一个组织是有害的, 因为它产生了低效和浪费。

Arrow等人认为, 声誉能够作为一种社会力量对自利行为具有间接的控制作用。社会期望人们的行为遵从社会规范, 包括诚实, 信任, 公平, 公正, 具有公共意识, 尊重他人的人身自由等。反过来, 个人也能从这些行为约束中获益, 形成遵守社会规范的良好声誉。在组织中, 下级会对上层管理者表现出公正、诚实品德, 以集体利益为中心的工作态度和行为, 遵守社会规范, 遵从领导的工作安排, 对工作单位忠心, 以赢得上层管理者的认可和赞赏, 从而获得职位的升迁与收入的增加。声誉的核心是信任, 信任是人们交住的前提。经理人只有通过长期的努力经营建立良好的声誉, 创造出企业所有者对于其经营管理决策能力的信任, 创造出企业员工对于其领导能力的信任, 才能成功地担当经营者的角色。没有良好的职业声誉, 经理人员将不得不结束其职业经理生涯, 因为没有人会信任他, 把企业交给他去经营。

在企业组织的预算管理中, 信息不对称是预算松弛产生的客观条件, 预算强调是预算松弛产生的主观动因, 预算参与则给预算松弛的产生提供了机会。对未来职业生涯有长远预期的经理人会特别注重声誉, 激励约束自己的行为, 克服“机会主义”倾向, 而预算的可靠性则能够影响经理人的声誉。关注声誉的经理人会将自己的职业发展与企业发展的命运相融合, 使个人目标与企业的目标相一致, 结合企业的战略计划和自己所掌握的影响企业未来发展的财务与非财务的因素, 合理制定预算目标, 科学地估计企业预期的收入和可能发生的成本费用, 向上层管理者提交一份可靠的预算报告, 从而抑制了预算编制松弛的发生。可靠的预算被定义为一个经理人对预期业绩水平的最佳估计, 一个可靠的预算不是经理人有意识的对预期结果做出较大程度上的高或低的偏置。

当经理人有预算责任, 他们的声誉也将会受到预算执行情况的影响, 所以, 预算数和实际数的比较非常关键。若经理人一贯实际比预算估计做得更好 (更差) 将很可能会发展为有利的 (不利的) 业绩声誉 (Merchant 1989) 。一般情况下, 经理人更愿意实际完成的比预算好, 由此形成积极的业绩声誉。但另一个方面, 若经理人一贯实际比预算做得明显数量上更好 (更差) , 也可能将会形成提交不可靠预算的声誉 (Merchant 1989;Prendergast 1997) 。

通过比较实际结果和预算的差异可以推断出预算的可靠性。但是, 推断的形成会受到一些因素的干扰。首先, 正如Lukka (1988) 所指出的, 产生预算差异的原因有很多, 包括外部原因 (例如需求的变化) , 估计误差和有意识的偏置 (即松弛) 。在特定的情形下识别这些导致差异的原因可能有困难, 特别是在不确定的或者反复无常的环境中。除非在长时间内不确定或者无法预测的经营环境中, 否则, 始终有明显的预算差异很可能是不可靠预算的标志。其次, 高度综合的预算报告缺乏细节, 这更加难以识别不可靠的预算。经理人能够将一些项目的有利差异与另一些项目的不利差异相抵消, 综合后用净值报出。若经理人的上级进一步复核组成合计数的详细信息, 可能会在一定程度上制止经理人的这种行为。

三、建立有效声誉机制的措施

1.保证经营者具有长远预期。

首先要在制度上 (如任期时间、退休制度) 保证经营者具有长远预期, 这不仅因为经营者声誉只有在长期经营管理实践中才能建立和形成, 而且还因为只有对未来有长远预期的经营者才会在经营管理活动中重视自己的职业声誉, 激励约束自己的行为, 克服“机会主义”倾向。随着人均寿命的提高, 对于一些经营能力强、身体健康、声誉好的企业家, 延迟其退休时间不仅有利于发挥他们人力资本的价值, 也增加了他们对自身声誉的维护时间。因而, 将经营者退休制度与经营者业绩和企业的未来发展相联系, 能够引起经营者对职业道德和声誉的重视。

2.发展职业经营者市场, 提高经营者声誉的质量。

经营者声誉的质量在很大程度上决定着经营者声誉机制作用的有效性。经营者的声誉是经营者创新能力、经营管理能力、领导能力、敬业精神、社会责任感和广泛的网络关系的体现。充分的市场竞争机制是保证经营者声誉“质量”最有效的措施, 是避免声誉机制扭曲的根本保证。对于企业而言, 应积极培育充分竞争的市场机制, 给予真正在市场竞争中产生的优秀经营者以社会地位和荣誉, 通过声誉机制的激励作用, 推动企业的健康发展。由于经营者目前的努力创造的企业业绩决定了其声誉, 而其声誉又决定了他以后的报酬, 所以经营者会努力提高自己声誉因而努力提高当前的企业业绩。

3.营造氛围, 强调道德伦理及意识形态。

完善的法律制度对声誉机制作用的发挥至关重要, 然而, 法律及规章制度对人的行为的约束作用有限, 且成本较高, 相比之下, 由于道德理论、意识形态对人的行为的影响在于使人自觉约束自己的机会主义行为, 从而显得较为有效。提升经理人的社会地位, 用大众传播媒介广泛宣传经营者的改革精神、创新精神、开拓精神和奉献精神, 通过整个社会的意识形态潜移默化的“教化”作用, 使经营者从意识中重视自己的声誉, 遵守职业道德, 自觉地约束自己的机会主义行为, 声誉机制的作用就能得到有效的发挥。

参考文献

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[5].张维迎.博弈论与信息经济学[M].上海:上海人民出版社, 2004

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[7].R.Alan Webb.The Impact of Reputation and Variance Investi-gations on the Creation of Budget Slack.Accounting Organization and Soci-ety, 2002 (27) :361-378.

声誉效应篇2

一个企业的声誉不仅受其自身行为的影响,而且受其他相关企业声誉的影响。这种声誉的溢出已经跨越了企业的边界。比如2008 年三鹿集团三聚氰胺事件最终导致其走向破产,而且使中国奶制品企业普遍受到人们质疑。在这里,我们把实际发生声誉危机的企业称为发讯企业( messenger company) ,把被影响到的企业称为受讯企业( receiver company)[1]。在上述例子中,三鹿可被视为发讯企业,中国其他奶制品企业可被视为受讯企业。本文将受讯企业与发讯企业同方向的声誉影响称为声誉传染效应,将受讯企业与发讯企业反方向的声誉影响称为声誉竞争效应[2]。危机事件对同行业企业的声誉影响可能是传染效应也可能是竞争效应。

现有文献中关于溢出效应的相关研究主要有以下三个发展方向: 一是FDI的溢出效应,二是资本市场的溢出效应,三是信任市场的溢出效应。FDI的溢出效应的研究主要在技术差距、市场环境、子公司与当地厂商的关系,其中与技术差距有关的溢出效应属于示范———模仿———传播型,受市场环境、MNC子公司与当地厂商相互影响的溢出效应属竞争型。资本市场溢出效应认为事件的经济后果一般分为竞争效应和传染效应,竞争效应反映投资者对受训企业的质疑[2],传染效应反映客户需求转移带来的财富重新分配。目前支持传染效应的文献居多,而支持竞争效应的文献数据少些。信任市场溢出效应的研究主要在企业社会责任、产品广告名人效应、供应链信任。费显政等( 2010) 指出企业社会责任溢出具有 “一荣俱荣,一损俱损” 的传染效应[1]; 何浏等( 2011) 指出明星代言产品会给该产品带来正的市场效应,同一款产品由不同明星代言,则不同明星代言产生效应会叠加[3]。由于信任风险传染效应的存在,粱钟元( 2012) 验证了供应链中信任风险传染效应的存在。

尽管关于溢出效应的研究已很有成就,但是关于声誉溢出效应的研究却并不多。Barnett和Hoffman ( 2008) 指出企业声誉不仅受该企业自身的行为的影响,还受其他企业行为的影响,即企业间声誉具有相互依赖性[4]。一个企业受危机事件影响所引起的声誉变化可能会超越其公司边界而影响到行业中其他企业[5],并且这种影响受该企业自身的显著性及事件发生的频率和企业间竞争程度的影响[6]。因此,本文根据已有研究,重点考察声誉危机的溢出效应,并且探讨行业中受讯企业的特征如何受这些效应的影响。

二、理论基础与研究假设

本文以制度理论和资源基础观为理论基础来解释声誉危机溢出效应。制度理论认为组织通过形成相似的结构和进行相似的活动来维持其在一个群体中的重要身份[7]。在一个领域中共同的认知价值观有助于塑造组织行为[8],这些行为反过来会影响组织声誉。制度理论还认为一个企业的声誉受其所在行业的企业共同遵守的合法性标准的影响很大。从这一点来看,当发讯企业的声誉受到破坏时,这种声誉破坏会影响到与发讯企业有共同领域层企业的合法性( field - level legitimacy) 。同时,资源基础观认为企业的竞争优势来自其有价值的,即独特的和稀缺的资源[9]。在资源基础观看来,声誉就是企业的一项无形资产。Barnett指出“竞争优势源于独特性,而独特性由声誉来测量”[9]。和制度理论强调企业领域层合法性不同,资源基础观强调的是企业公司层的合法性( firm -level legitimacy) 。当利益相关者给A企业的评价高于其他企业时,那么A企业相对于其他企业就具有声誉的优势,如果其他企业加强自身的声誉,就会减小这种声誉差距,进而减弱A所具有的竞争优势。换句话说,企业的声誉受其他企业声誉的影响。基于以上分析,可以看出这两个理论都强调竞争与合作的内在联系[10],并且为理解组织声誉动态性和组织领域合法性提供了奠定性的基础[6]。

基于以上两种理论,本文选择食品行业中几起食品安全事件为研究对象,来研究声誉危机的溢出效应。与本文较相近的一篇实证分析文章是Goins和Gruca ( 2008)[6]针对企业裁员事件,通过验证受讯企业累计异常收益率与发讯企业累计异常收益率之间的关系来说明声誉危机的溢出效应。本文基于其研究方法,并在此基础上讨论企业行业地位显著性和企业专业性对声誉危机溢出效应的影响。

( 一) 传染效应和竞争效应

我们将企业声誉定义为各个利益相关者对企业自身特点和企业以其资源创造价值的能力的一种综合评价[8]。当一个企业发生食品安全危机事件,这个事件不仅预示着该企业的一些信息,还预示着影响其他企业价值的经济条件和环境条件的信息,利益相关者会根据这些信息来重新判断与自己相关的企业。因此,食品安全危机事件的信息传播就会超越发讯企业的边界影响到行业中的其他企业。这种信息传播对企业间声誉的影响会同时存在两个相反的方面———积极的和消极的。一方面,由于这些资源的稀缺性,同一行业的企业必须通过竞争来获取人才和投资者[11]。当竞争占主导地位,发讯企业的声誉受到负面影响时,竞争对手就具有相对优势来获得稀缺资源,从中得到益处,这就是竞争效应。在2008 年的三鹿奶粉事件中,而三元奶粉因没有测出含三聚氰胺的奶粉而获得发展机会,目前已经成为一家大型的食品加工公司。另一方面,由于资源的相似性,同一行业的企业面临相同的技术环境和制度环境,这种共享的环境给声誉效应的传播提供了另一种机制。前面我们提到,利益相关者会根据行业信息对企业做出评价。而危机事件带来的不确定性和模糊性会改变利益相关者对与其相关企业原有的评价,当利益相关者再次对企业做出评价时,就会根据企业间的相似性来做出判断,这样发讯企业的声誉危机就给行业中其他企业带来消极影响,使行业中的其他企业同样面临声誉危机,这就是传染效应。比如,2008 年三鹿奶粉事件引发的中国食品行业产品质量信任危机,使乳制品行业陷入生产、销售困境。所以,信息传播带来的这两种截然不同的效应将发展成竞争效应和传染效应[12]。因此,本文提出假设1。

假设H1a: 发讯企业声誉危机事件的信息传播将给受讯企业带来传染效应。

假设H1b: 发讯企业声誉危机事件的信息传播将给受讯企业带来竞争效应。

( 二) 受讯企业显著性的调节作用

市场会自发的分出领导者和追随者。领导力和显著性有很多种测量的方式,规模大的企业经常被视为市场领导者[13]。换句话说市场领导者往往在行业中具有显著性地位,这种显著性使企业与更多的利益相关者有关联。当行业发生危机事件时,利益相关者,特别是有实权的利益相关者,会影响市场经济的游戏规则,甚至通过要求政府干预来保护自身的利益,从而使显著性企业免受风险的影响。由此,地位显著性强的企业相对于其他企业来说,会多一层保护。此外,显著性强的企业往往具有雄厚的资金,在遇到危机事件时,更具有战斗力,从而使其有能力脱离危机。比如,在360 和腾讯大战中,腾讯企业以其显著的行业地位以及雄厚的资金支持,最终获得这场漫长 “战争”的胜利。

由于危机事件的传染效应给其他企业带来消极的影响,而企业显著性地位对企业有保护作用,所以受讯企业行业地位的显著性会减弱这种传染效应。同理,由于危机事件的竞争效应给其他企业带来积极的影响,所以受讯企业行业地位的显著性会增强这种竞争效益。因此,我们提出假设2。

假设H2a: 如果发讯企业声誉危机事件的信息传播将给受讯企业带来的是传染效应,那么这种效应随受讯企业行业地位显著性的提高而减弱。

假设H2b: 如果发讯企业声誉危机事件的信息传播将给受讯企业带来的是竞争效应,那么这种效应随受讯企业行业地位显著性的提高而增强。

( 三) 受讯企业专业性的调节作用

最近一些研究指出组织身份与其是专业性的还是综合性的有关。如Carroll和Swaminathan( 2000)[14]研究发现,即使在综合型啤酒酿造商提高所生产啤酒的质量后,专业性啤酒酿造商依然能保持成功。Zuckerman和Kim ( 2003)[15]指出在类别系统的企业中,追求专业化是最重要的战略。专业化的形象可以提高企业在其专业领域的权威,使利益相关者认为其在此领域更专业。在中国,当提到冰箱时,人们首先想到的是海尔,当冰箱市场出现危机时,会有更多的消费者选择海尔。因为海尔冰箱已经成为一种品牌,当市场出现不确定性事件时,人们更愿意选择专业性强的海尔。

以上分析表明专业化将有利于企业的声誉,企业专业性会保护企业免受负面信息传播的影响。所以当发生传染效应时,受讯企业的专业化程度强,会减弱这种传染效应; 当发生竞争效应时,受讯企业的专业化程度强,会进一步加强这种竞争效应。因此,我们提出假设3。

假设H3a: 如果发讯企业声誉危机事件的信息传播将给受讯企业带来的是传染效应,那么这种效应随受讯企业专业化程度的增强而减弱。

假设H3b: 如果发讯企业声誉危机事件的信息传播将给受讯企业带来的是竞争效应,那么这种效应随受讯企业专业化程度的增强而增强。

三、研究方法

( 一) 研究方法和样本选取

本文采用事件研究法。事件研究法是一种利用上市公司股票价格的波动来研究某事件所带来的影响。其最重要的是选择两个事件窗口期,确定一个估计期,计算异常收益率( Abnormal returns,简称AR) 和累计异常收益率( Cumulated abnormal returns,简称CAR) 。

Goins和Gruca ( 2008)[6]选择1 天窗口( - 1,1) 和10 天窗口( - 5,5) 作为两个事件窗口期,1 天窗口可以使我们获得及时效应,而10 天窗口保证在窗口期内既能放宽市场高效率的假设,又能排除其他的竞争事件。本文采纳他们的方法,选择1 天窗口( - 1,1) 和10 天窗口( - 5,5) 作为两个事件窗口期,同时由于估计窗口期和事件窗口期不能交叉,所以本文选择事件发生日的前70 天至前6 天为估计窗口期。首先将估计窗口期的收益率进行回归得出市场模型( 1) ,再运用市场模型计算出事件窗口期正常的期望收益率。

其中,Rmt为第t日市场收益率,在本文中,对于深证交易所的上市企业,本文运用深证综合指数收益率,对于上证交易所的上市企业,本文运用上证综合指数收益率; Rit为股票i在第t日的实际收益率; εit表示随机误差项。

异常收益率是事件窗口期实际收益率和期望收益率的差,如公式( 2) 所示:

其中,ARit是股票i在事件窗口期第t日的异常收益率,Rit是股票i在事件窗口期第t日的实际收益率,E( Rit) 是股票i在事件窗口期第t日的期望收益率。

累计异常收益率是事件窗口期内每天异常收益率的和,如公式( 3) 所示:

由于并非事件窗口期内每天的异常收益率都可以得到,所以为了保持一致性,本文用平均累计异常收益率来代替异常收益率指标。平均累计异常收益率是累计异常收益率除以N ,如公式( 4) 所示:

其中,CARi( t1,t2) 为股票i在事件窗口期第t1天到第t2天的累计异常收益率,N表示天数,表示股票i在事件窗口期第t1天到第t2天的平均累计异常收益率。

本文以2000 - 2014 年的所有食品安全事件来分析,通过整理新闻报道,并且剔除非上市公司食品安全事件和非大陆上市公司食品安全事件,最终选取7 件上市公司食品安全事件: 2007 年11 月1 日的五粮液幸运星糖精超标事件,2011 年3 月15 日的双汇瘦肉精事件,2012 年6 月14 日的伊利奶粉含汞门事件,2012 年8 月24 日古井贡酒酒精勾兑事件,2012 年9 月7 日的光明牛奶变质门事件,2012 年11 月19 日酒鬼酒 “塑化剂” 事件,2013 年7 月21 日的南山奶粉事件。本文通过主营业务相同或相似来确定相关企业,其中与宜宾五粮液股份有限公司相关的企业有21 个,与双汇集团相关的企业有22 个,与伊利集团相关的企业有11 个,与古井贡酒有关的企业有21 个,与光明集团有关的企业有11 个,与酒中酒集团有关的企业有21 个,与南山奶粉有关的企业有11 个,最终获得118 个上市公司的数据,这118 个上市公司数据全部来自上证交易所和深圳交易所。原始数据来源于CSMAR ( 国泰安) 数据库。

( 二) 研究变量的设定与测量

1. 自变量: 发讯企业的平均累计异常收益率( messenger company’s average cumulated abnormal returns,简称MACAR) 。Goins和Gruca[6]用裁员企业的累计异常收益率作为自变量来研究裁员企业的裁员事件对为裁员企业的声誉影响,本文采纳其方法选择发讯企业的ACAR为自变量来研究发讯企业的声誉危机对受讯企业声誉的影响。

2. 因变量: 受讯企业的平均累计异常收益率( receiver company’s average cumulated abnormal ruturns,简称RACAR) 。在事件研究法中,将异常收益率作为因变量来研究声誉已经得到运用,并且Goins和Gruca在2008 年时候运用为裁员企业的累计异常收益率作为因变量,本文采纳其方法选择受讯企业的ACAR作为因变量。

3. 调节变量:( 1 ) 受讯企业的显著性( receiver company’ s prominence,简称RP) 。对于受讯企业的显著性,本文用企业规模来衡量,因为企业的规模越大,该企业在行业中的地位越是显著。对于企业规模的衡量,本文根据以往的研究,用企业员工数来衡量企业规模,即企业的显著性。企业员工数量越多,该企业的显著性越强。 ( 2) 受讯企业的专业性( receiver company’s specialism,简称RS) 。Dobrev et al. ( 2002) 曾用给定年限所生产的所有汽车模型机器容量的范围来测量专业化。本文采纳Dobrev et al. 的方法,本文选择企业在给定年限生产的产品和服务所跨的行业来衡量食品制造企业专业性。一个企业的所跨行业意味着该企业的市场范围和企业的竞争战略,因为经营范围直接影响企业的市场和产品的品质。专业性企业所跨的行业通常比一般化企业要少,因此某食品制造企业所跨的行业越少,该企业的专业性越强。

4. 控制变量: ( 1 ) 发讯企业的显著性( messenger company’ s prominence,简称MP) 。Tyersky和Kahneman在1974 年指出组织在网络中的中心地位会增强信息的传播,进而使公众对信息更熟悉。Tieying Yu ( 2008) 也曾指出组织在网络中所处的地位会对其他企业有影响。基于以上结论,本文选择发讯企业的显著性为控制变量。其测量方法与受讯企业显著性一样,同样用企业人员数量来测量。 ( 2) 总资产净利润率ROA。众所周知,企业的前期盈利能力会影响企业的股票价格,所以本文将受讯企业的ROA作为控制变量。用ROA来表示受讯企业的前期盈利能力,ROA越高,说明企业的前期盈利性越好。本文用受讯企业前三个季度的ROA的平均值来表示其前期盈利能力。( 3) 受讯企业总资产( receiver company’ s total asset,简称RTS) 。企业的总资产会影响股票的价格,进而影响股票收益率。所以本文选择受讯企业的总资产作为控制变量,并且以受讯企业前三个季度的总资产的平均值来衡量。 ( 4) 受讯企业的股权集中度,用OC表示。杨兴锐在2014 年指出,股权集中度会影响累计异常收益率。所以本文选择股权集中度为控制变量,并且用事件发生日前一期的前五大股东持股比例来衡量。 ( 5) 受讯企业的国家所有制,用SO表示。杨兴锐( 2014) 在其论文中指出,国家所有制形式会影响累计异常收益率,所以本文选择国家所有制为控制变量。国企取值为1,民企取值为0。 ( 6) 事件发生次数,用Times表示。Goins和Gruca[6]指出,裁员事件发生的次数会影响声誉的溢出效应,所以本文将事件发生次数作为控制变量。本文用自2000 年到事件发生日之间的事件发生次数来衡量。

表1 为本文所选取变量的指标定义。

注: N = 118,图表中所列数值为变量间的相关系数。***p < 0. 01,**p < 0. 05,* p < 0. 1,双尾检验。

( 三) 模型设计

基于以上假设和变量定义,本文的模型设计如下:

在方程中,RACARi表示受讯企业的平均累计异常收益率,其中i = 1,5 ; MACARi表示发讯企业的平均累计异常收益率,其中i = 1,5 ; RP表示受讯企业的规模,RS表示受讯企业的专业性,MP表示发讯企业的规模,ROA表示受讯企业前期总资产利润率,RTS表示受讯企业总资产,OC表示受讯企业的股权集中度,SO表示受讯企业的国家所有制,Times表示事件发生次数; βi表示待估回归系数,其中i = 1,2,…,11 ; ε 是随机项。

四、实证分析

本文运用统计软件stata12. 0 对样本数据进行各变量的描述性统计分析、变量间的相关性分析,通过OLS回归分析对假设进行检验。

表2 是所有变量的描述性统计和相关系数矩阵,从中可以看出所有因变量、自变量、调节变量和控制变量的相关系数均小于0. 700,说明各变量间的多重共线性并不严重。为了进一步诊断模型的多重共线性,我们对其进行了方差膨胀因子( VIF) 分析,结果显示,VIF的最高值为5. 143,小于其基准值10,因此可以判断该模型不存在多重共线性问题。Pearson相关系数显示,因变量受讯企业CAR1与自变量受讯企业CAR1呈现显著负相关关系,因变量受讯企业CAR5与自变量受讯企业CAR5呈正相关关系,但是显著性很弱。因变量受讯企业CAR1与控制变量受讯企业总资产,受讯企业所有制形式,受讯企业ROA及事件发生次数呈现正相关,与控制变量受讯企业股权集中度,发讯企业的显著性呈负相关。因变量受讯企业CAR5与控制变量受讯企业总资产,受讯企业股权集中度及事件发生次数呈正相关,与控制变量受讯企业所有制形式,发讯企业显著性以及受讯企业的ROA呈负相关。因变量受讯企业CAR1与调节变量受讯企业的显著性呈正相关且显著,与调节变量受讯企业的专业性呈负相关且显著。因变量受讯企业CAR5与调节变量呈正相关,但是不显著。回归分析的结果在表3 列出。

注: N = 118,图表中所列数值为回归系数,括号内为标准误。***p < 0. 01,**p < 0. 05,*p < 0. 1,双尾检验。

表3 为( - 1,1) 天窗口期回归模型。模型1是对控制变量的检验,模型2 是对假设1 的检验,模型3 和模型4 是对假设2 的检验,模型5 和模型6 是对假设3 的检验。从表中看出, ( - 1,1 ) 天窗口期的总模型匹配是显著的。其中,模型1 的F值( 3. 17) 在99% 的水平上显著,模型2 - 模型6的F值在95% 的水平上显著。从表中可以看出,模型1 - 模型6 的R2均在20% 左右,调整后的R2均在20% 以下。从模型1 中可以看出,受讯企业ROA与因变量受讯企业ACAR1呈正相关,但不显著。但是在加入自变量和调节变量后,受讯企业ROA与因变量受讯企业ACAR1呈现负相关,并且显著,所以控制受讯企业ROA这个变量是很有必要的。控制变量受讯企业所有制形式,发讯企业的显著性,事件发生次数在6 个模型中都显著正相关。这可能是由于企业所有制形式会部分影响企业的效率,国企的效率相对于民企来说可能会稍微低一些,同时发讯企业的显著性和规模会影响整个事件的发展,利益相关者对食品安全事件越来越关注。从模型2 中,可以看出主效应呈现显著负相关( β = - 0. 250,p < 0. 05) ,即当发讯企业声誉变差时,受讯企业的声誉是变好的,由此假设H1b得到验证,假设H1a在本模型中不能得到解释。模型4 是加入交互项发讯企业ACAR1× 受讯企业的显著性之后的结果,可以看到受讯企业的显著性会增强声誉溢出的竞争效应( β = - 0. 261,p < 0. 05) ,因此假设H2b得到验证,但是没有理由支持假设H2a。模型6 是加入交互项发讯企业ACAR1× 受讯企业的专业性之后的结果,在此受讯企业的专业性的调节作用并未得到验证( β =0. 074,p > 0. 1) ,所以假设3 并未得到支持。

注: N = 118,图表中所列数值为回归系数,括号内为标准误。***p < 0. 01,**p < 0. 05,*p < 0. 1,双尾检验。

表4 为( - 5,5) 天窗口期回归模型。模型1是对控制变量的检验,模型2 是对假设1 的检验,模型3 和模型4 是对假设2 的检验,模型5 和模型6 是对假设3 的检验。模型1 的F值( 3. 42 ) 在99% 的水平上显著,模型2 - 模型6 的F值均在95% 的水平上显著,可以看出( - 5,5 ) 天窗口期的总模型匹配是显著的。模型1 - 模型6 的R2均在25% 左右,调整后的R2均在20% 以下。从模型2 中可以看出, ( - 5,5) 天窗口同样验证了假设H1b,即声誉危机溢出效应是竞争效应。模型4 中交互项发讯企业ACAR5× 受讯企业的显著性的系数不显著( β = - 0. 225,p > 0. 1) ,说明假设H2b未被得到验证。模型6 中交互项发讯企业ACAR5× 受讯企业的专业性的系数显著( β = 0. 250,p <0. 05) ,说明受讯企业的专业性会加强声誉溢出的竞争效应,从而假设H3b得到验证。模型4 和模型6 的结果与( - 1,1) 天窗口期的结果不同,可能是由于危机信息在传播的过程中从模糊逐渐走向明朗的原因。随着危机事件的澄清,利益相关者最终会更加信赖专业性强的企业。

五、讨论与展望

本文证明了利益相关者对企业声誉的评价受行业中其他企业行为及利益相关者对这些行为解释的影响,得出声誉危机的溢出效应是竞争效应的结论: 在1 天窗口期内,受讯企业的显著性即受讯企业的规模的提高会增强其所受的竞争效应;在( - 10,10) 窗口期内,受讯企业专业性会增强这种竞争效应。本文的结论与Goins和Gruca得出的结论相悖,这可能是由于食品制造业这个行业的特殊性。第一,食品安全与人类健康息息相关,所以利益相关者们对这个行业的关注度非常高,一旦某一企业发生食品危机,利益相关者们对这个企业的信任将很快瓦解,转而寻求与其类似的企业产品或是替代品。第二,人们对食品的需求是刚性的,即使出现食品危机,人们也会消费这种食品。这样一个企业的声誉危机就给行业中的其他企业带来机会。而且,由于 “马太效应” 的存在( 人们倾向于选择规模大的企业即人们会认为规模越大越好的企业越能够生产好产品,当出现危机事件时,人们在心理上会更相信规模大的企业) ,使得行业地位显著性高的企业拥有更大的优势。

本文也存在一些缺陷。其一,本文的观测样本数据很少。虽然最近几年在我国出现过很多次食品安全事件,但由于很多都不是上市公司,所以本文无法对其进行研究。其二,本文选取的事件,大多是非系统性的事件,所以它不能显示出系统性事件在不同的窗口期会有怎样的效应。在以后的研究中,我们可以把危机分为系统性危机和非系统性危机来研究其传染效应和感染效应。

尽管存在以上的缺陷,但本文依然对理解组织领域声誉的动态性有理论意义。企业在对外部利益相关者资源竞争的同时又要保持自身的声誉,这种情形给组织领域成员创造了一种二元现象。行业竞争者不仅在要素市场和产品市场竞争,而且由于企业间的相互依赖性,在金融市场上会共享信息。一个企业的行为会对外界发出信号,各个企业的利益相关者通过这些信号来评价企业的价值。因此,在利益相关者看来,危机事件对企业声誉的影响,不仅仅局限于企业自身,而且会影响到其他企业。本文探讨了企业外部环境中的意外事故对组织声誉动态性的影响,增强了将企业外部环境中意外事故纳入声誉实证研究的重要性。本文通过制度理论和资源基础观的视角,探讨了合作和竞争这两种力量是怎样协调作用于企业产出的。这两种力量随着时间的推移会起到不同的作用。Barnett在2006 年理论上指出组织在竞争时期和合作时期行为的转变。

本文对管理者也有一定的启示。以往一直以为组织声誉来自组织内部管理控制,但利益相关者对企业声誉的评价并不仅仅只受管理控制的影响,同时受行业中其他企业行为的影响,这就要求管理者要能够敏锐地意识到竞争者的行为。当发生突发事件时,受讯企业要能够迅速作出反应,提供证据证明其与发讯企业的不同之处,从而免受危机事件对其的影响或减轻危机事件对其的影响。

摘要：本文从食品制造企业行业地位显著性和企业专业性两方面对危机事件的声誉溢出效应进行探讨,证实了声誉危机的溢出效应表现为竞争效应,具体而言,在(-1,1)窗口期内,受讯企业地位显著性越强,声誉危机的竞争效应越强;在(-10,10)窗口期内,受讯企业专业性越强,声誉危机的竞争效应越强。

声誉效应篇3

废旧物品回收再制造作为减少环境污染、节约成本的一种有效途径, 近年来得到理论界和实业界的高度重视。废旧物品回收方式多种多样, 姚卫新[1]将闭环供应链回收形式划分为五类, 其中外包给第三方 (TPL) , 充分发挥了专业设备、规模仓储和高效运输团队的优势, 极大地提高了回收效率, 但这种方式会出现道德风险下第三方努力水平不足等问题, 因此, 必须建立有效的激励机制, 以发挥其最大作用。

国内外许多学者对第三方回收激励机制问题进行了深入研究, 如Lim (2000) [2]研究了促使第三方物流商讲真话 (truth-telling) 的激励问题, 申亮 (2006) [3]等建立的两个Stackelberg博弈模型将只负责回收的第三方物流服务商引入到供应链协调中, 肖迪、黄培清 (2007) [4]设计出提供两份线性激励合同给第三方, 但文献[2,3,4]都是研究单期激励机制, 单期合作容易使第三方产生短期行为, 而现实经济生活中委托代理一般是持续的, 因此多期合作在实际中更为常见。马新安 (2001) [5]等建立一个两期的委托-代理模型, 梁静 (2009) [6]在信息不对称下, 建立了两期多委托人单代理人模型, 但文献[5,6]的两期激励机制都未分析声誉对代理人努力水平的影响, 而声誉效应作为显性激励的一种替代, 可以促使代理人提高努力水平。Fama (1980) [7]较早地提出了两期合作激励机制, 在完备市场条件下, 证明了隐性激励可以作为显性激励的一个不完备替代, Holmstrom (1982) [8]假设代理人风险中性、无折现和线性契约不起作用, 建立了一个两期“代理人市场-声誉模型”, 强调仅靠声誉不足以激励代理人, Holmstrom和Milgrom (1987) [9]提出了两期激励模型的一般形式, 指出线性补偿形式最适合两期激励问题, Meyer (1997) 等[10]建立了代理人风险规避、无折现的两期模型, Tadelis (2002) [11]提出考虑代理人道德风险且含逆向选择的动态模型, 分析了声誉市场对代理人的激励效应, 肖条军、盛昭翰 (2003) [12]的两期信号博弈声誉模型, 指出代理人在第一期建立声誉可以使其在第二期获得更高的效用, 刘惠萍 (2005) 等[13]建立了一个声誉和显性机制相结合的经理人最优动态激励模型, 但文献[7,8,9,10,11,12,13]对声誉效应下两期激励机制研究均未考虑第三方回收商的参与。

综上所述, 目前关于第三方回收的激励机制问题, 大部分考虑单期情况, 两期考虑声誉效应的研究却没有涉及第三方回收的情况。基于这种背景, 本文在刘惠萍 (2005) 等[13]研究的基础上, 建立了一个声誉效应下第三方回收闭环供应链激励模型, 同一合同中包括长期和短期激励相结合的两期模型, 将当期产出-未来声誉-未来收入-当期努力水平-当期产出的相互作用过程在模型中进行量化, 分析比较了单期和两期最优激励合同, 并对模型的经济管理意义进行了解释, 希望为企业制定激励政策提供决策依据。

二、模型的假设条件和符号定义

本文考虑的系统是由制造商 (M) 和第三方回收商 (T) 组成的闭环供应链 (MCTM) [1], 即由制造商生产、销售, 委托第三方从消费市场上将废旧物品回收, 再对回收的废旧物品进行再造销售。

参考刘惠萍、张世英[13], 提出符号和假设条件如下:t为交易期, t=1, 2;Qt为t期回收量的货币化产出;qt为第三方第t期努力水平;r为货币化的第三方品牌效用 (或是回收能力) , 反映第三方运输效率、仓储容量等综合经营能力, 短期内不随时间变化;ut为随机扰动项, 表示外生不确定性因素;αt为第三方在t期获得的固定报酬;βt为第三方在t期获得的转移激励系数;Vt为第三方在t期获得的总报酬;C (qt) 为第三方回收成本;δ为收入的贴现系数。

假设一:制造商为委托人, 是风险中性者, 第三方回收商为代理人, 是风险规避者, 风险规避系数为, ρs, ρs>0。

假设二:合作分为两期, 每期回收量的货币化产出:

Qt=r+qt+utt=1, 2, r～N (0, τσ2) , ut～N (0, (1-τ) σ2) , Cov (u1, u2) =0, Cov (r, ut) =0。

假设三:第三方回收商获得的总支付取线性形式:Vt=αt+βtQt, 每期开始时, 重新签订合同。与一般显性合同不同的是, 因为有关第三方的品牌效用 (回收能力) 不确定, 制造商第二期开始时通过观察到的第一期产出预期第三方的品牌效用 (回收能力) , 从而确定α2, β2, 而第三方则可以通过q1对Q1的作用来影响这种预期, 所以第一期努力水平不仅影响当期报酬, 同时影响第二期及以后的报酬, 从而促使第三方对自己当期行为负责。这正是声誉效应发挥作用的机理。

假设四:第三方回收成本: $C (q_{t}) = \frac{1}{2} q_{t}^{2} ‚ C^{'} (q_{t}) > 0, C^{″} (q_{t}) > 0 ‚ C (0) = 0$ 。

假设五:0≤δ≤1, 反映参与人对合作的重视程度, δ越接近于1, 说明参与人越重视下一期合作, 假设δ=1。

三、模型的建立和最优解分析

(一) 单期静态显性激励回收模型

此时, 制造商和第三方回收商不考虑声誉问题, 每次合作分别选择自身当期效用最大化。效用函数分别为:Um=Q-V, Us=-exp[-ρs (V-C (q) ) ]。第三方回收商收入具有不确定性, 随机收入给予第三方的效用与其风险规避态度有关, 包含随机收入的效用函数转化为确定性等价收入:

$\begin{array}{l} A_{m} = (1 - β) q - α, A_{s} = α + β q - \frac{1}{2} q^{2} - \frac{1}{2} ρ_{s} β^{2} σ^{2} \\ \max_{α, β} [(1 - β) q - α] (1) \\ s . t . {\begin{cases} (Ι R) α + β q - \frac{1}{2} q^{2} - \frac{1}{2} ρ_{s} β^{2} σ^{2} \geq Τ (2) \\ (Ι C) \max α + β q - \frac{1}{2} q^{2} - \frac{1}{2} ρ_{s} β^{2} σ^{2} (3) \end{cases} \end{array}$

采用逆向归纳法求解, 可得:

$\begin{array}{l} β = \frac{1}{1 + ρ_{s} σ^{2}} (4) \\ q = β = \frac{1}{1 + ρ_{s} σ^{2}} (5) \end{array}$

从式 (4) 、式 (5) 可知, 制造商激励水平与回收商风险规避系数ρs和外生变量方差σ2成反比, 第三方努力水平q等于制造商提供的转移支付激励系数。

(二) 声誉效应和显性支付下的两期合作模型

制造商和第三方回收商的合作过程如下: (1) 制造商制定α1和β1; (2) 第三方决定是否接受合同, 如不接受合同, 博弈结束, 反之, 决定投入的努力水平q1, 参与双方都能观察到第一期回收量Q1, 但努力水平q1是第三方回收商的私人信息; (3) 观察到Q1后, 制造商决定α2、β2, 此时第三方回收商有讨价还价能力θ, θ∈ (0, 1) ; (4) 第三方回收商决定q2, 回收量为Q2, 获得总支付V2, 最终以α2, β2, q2完成合同。

由假设条件和符号定义可得以下关系:

var (Qt) =σ2 (6)

$\begin{array}{l} E (r | Q_{1}) = (1 - τ) E (r) + τ (Q_{1} - \bar{q}_{1}) = τ (Q_{1} - \bar{q}_{1}) (7) \\ E (Q_{2} | Q_{1}) = \bar{q}_{2} + τ (Q_{1} - \bar{q}_{1}) (8) \\ var (Q_{2} | Q_{1}) = (1 - τ^{2}) σ^{2} (9) \\ τ = \frac{var (r)}{var (r) + var (u_{t})} (10) \end{array}$

$\bar{q}$ t 为制造商对第三方回收商t期努力水平的推测值, 在理性预期假设下, $\bar{q}$ t为均衡时第三方第一期选择的努力水平;当制造商观测到Q1时, 就相当于观察到: $r + u_{1} = Q_{1} - \bar{q}_{1}$ , 制造商据此推断r;τ为 (第三方回收能力对回收量产出贡献的不确定程度/品牌效用贡献的不确定程度) ) , 等于r与回收量产出Q1的方差之比, 反映Q1中所包含的有关r的信息;E (r|Q1) 为制造商观察到Q1时对第三方品牌效用 (回收能力) r的期望值;E (Q2|Q1) 为回收量为Q1时制造商对下期回收量的期望值。Um、Us分别是参与双方的效用函数:

Um= (Q1-V1) + (Q2-V2) , Us=-exp{-ρs[V1-C (q1) +V2-C (q2) ]}

转化为其确定性等价收入为:

Am=E (Q1) -E (V1) +E (Q2) -E (V2) (11)

$\begin{array}{l} A_{s} = E (V_{1}) - E (C (q_{1})) + E (V_{2}) - E (C (q_{2})) - \frac{1}{2} ρ_{s} var (V_{1} + V_{2}) (12) \\ \max_{α_{t}, β_{t}, q_{t}} E (Q_{1}) - E (V_{1}) + E (Q_{2}) - E (V_{2}) (13) \\ s . t . {\begin{cases} (Ι R_{1}) E (V_{1}) - E (C (q_{1})) + E (V_{2}) - E (C (q_{2})) - \frac{1}{2} ρ_{s} var (V_{1} + V_{2}) \geq \bar{Τ} (14) \\ (Ι R_{2}) A_{s}^{2} = m + θ (A_{m}^{2} + A_{s}^{2}) (15) \end{cases} \end{array}$

式 (14) 表示, 第一期开始时, 第三方获得的确定性等价收入不低于保留收入 $\bar{Τ}$ , 但在第二期开始, 保留收入受到Q1的影响, 较高回收量会提高第三方在回收市场上的讨价还价能力θ, 表示第三方在第二期总确定性等价收入中的分享比例, m为一个常数;A $_{m}^{2}$ , A $_{s}^{2}$ 分别表示制造商和第三方第二期的确定性等价收入:

A $_{m}^{2}$ = (1-β2) E (Q2|Q1) -α2 (16)

$A_{s}^{2} = α_{2} + β_{2} E (Q_{2} | Q_{1}) - \frac{1}{2} q_{2}^{2} - \frac{1}{2} ρ_{s} var (V_{2} | Q_{1}) (17)$

令式 (14) 取等号, 代入式 (13) , 则制造商最大化目标为:

$\max_{α_{t}, β_{t}, q_{t}} q_{1} - \frac{1}{2} (q_{1}^{2}) + q_{2} - \frac{1}{2} q_{2}^{2} - \frac{1}{2} ρ_{s} var (V_{1} + V_{2}) - \bar{Τ} (18)$

保留收入 $\bar{Τ}$ 影响固定报酬, 不影响激励系数βt和努力水平qt, 制造商问题转化为:

$\max_{α_{t}, β_{t}, q_{t}} q_{1} - \frac{1}{2} (q_{1}^{2}) + q_{2} - \frac{1}{2} q_{2}^{2} - \frac{1}{2} ρ_{s} var (V_{1} + V_{2}) (19)$

式 (19) 的实施必须满足两期的激励相容约束:

${\begin{cases} (Ι C_{1}) \max_{q_{1}} E (V_{1}) - \frac{1}{2} q_{1}^{2} + E (V_{2}) - \frac{1}{2} q_{2}^{2} - \frac{1}{2} ρ_{s} var (V_{1} + V_{2}) (20) \\ (Ι C_{2}) \max_{q_{2}} E (V_{2}) - \frac{1}{2} q_{2}^{2} - \frac{1}{2} ρ_{s} var (V_{2}) (21) \end{cases}$

第二期合作结束后, 第三方与制造商不再续约, 该期回收量不会影响其以后的报酬, 在给定α2, β2后, 他只选择使该期确定性收入最大化的努力水平q2, 对式 (21) 求解, 可得:

q2=β2 (22)

第二期开始, 制造商根据Q1重新制订合同, 满足第三方的参与约束, 以自身第二期确定性等价收入最大化为目标, 与式 (19) 类似, 委托人问题可转化为双方第二期确定性等价收入之和最大化:

$\begin{array}{l} (Τ C) \max_{α_{2}, β_{2}} q_{2} - \frac{1}{2} q_{2}^{2} - \frac{1}{2} ρ_{s} var (V_{2} | Q_{1}) (23) \\ \max_{α_{t}, β_{t}, q_{t}} q_{1} - \frac{1}{2} (q_{1}^{2}) + q_{2} - \frac{1}{2} (q_{2}^{2}) - \frac{1}{2} ρ_{s} var (V_{1} + V_{2}) (24) \\ s . t . {\begin{cases} A_{s}^{2} = m + θ (A_{m}^{2} + A_{s}^{2}) (25) \\ \max_{α_{t}, β_{t}, q_{t}} q_{1} - \frac{1}{2} q_{1}^{2} + q_{2} - \frac{1}{2} q_{2}^{2} - \frac{1}{2} ρ_{s} var (V_{1} + V_{2}) (26) \\ q_{2} = β_{2} (27) \\ \max_{α_{2}, β_{2}} q_{2} - \frac{1}{2} q_{2}^{2} - \frac{1}{2} ρ_{s} var (V_{2} | Q_{1}) (28) \end{cases} \end{array}$

根据Qt=r+qt+ut, 由式 (6) 、式 (9) 计算得:

var (V2|Q1) = (1-τ2) β $_{2}^{2}$ σ2 (29)

$\begin{array}{l} E (Q_{2} | Q_{1}) = \bar{q}_{2} + τ (Q_{1} - \bar{q}_{1}) \\ E (V_{1} + V_{2}) = α_{1} + β_{1} E (Q_{1}) + α_{2} + β_{2} E (Q_{2} | Q_{1}) (30) \\ E (V_{2} | V_{1}) = q_{2} + τ (Q_{1} - q_{1}) \end{array}$

由此可得:var (V1+V2) =β $_{1}^{2}$ σ2+β $_{2}^{2}$ (1-τ2) σ2+2β1β2τσ2 (31)

将式 (22) 、式 (29) 代入式 (28) , 整理后得:

$q_{2} = β_{2} = \frac{1}{1 + ρ_{s} (1 - τ^{2}) σ^{2}} (32)$

从式 (22) 、式 (32) 可知, 第三方第二期的最优努力水平q2只取决于当期激励系数β2。从式 (32) 可知, 第三方回收能力不确定程度越大, 制造商在第二期给予的最优显性激励系数越大, 第三方努力水平越高。

将式 (16) 、式 (17) 代入式 (25) 中, 得到:

$α_{2} = m + (θ - β_{2}) \bar{q}_{2} + (θ - β_{2}) E (r | Q_{1}) + \frac{1}{2} (1 - θ) (\bar{q}_{2})^{2} + \frac{1}{2} ρ_{s} β_{2}^{2} σ^{2} (1 - τ^{2}) (1 - θ) (33)$

从而得到:

$\begin{array}{l} α_{2} = m + (θ - β_{2}) \bar{q}_{2} + (θ - β_{2}) E (r | Q_{1}) + \frac{1}{2} (1 - θ) (\bar{q}_{2})^{2} + \frac{1}{2} ρ_{s} β_{2}^{2} σ^{2} (1 - θ) (1 - τ^{2}) + β_{2} Q_{2} \\ = Μ + (θ - β_{2}) E (r | Q_{1}) + β_{2} Q_{2} (34) \end{array}$

式 (34) 中, $Μ = m + (θ - β_{2}) \bar{q}_{2} + \frac{1}{2} (1 - θ) \bar{q}_{2} + \frac{1}{2} ρ_{s} β_{2}^{2} σ^{2} (1 - θ) (1 - τ^{2})$

由式 (33) 、式 (34) 可知, 声誉预期是通过对合同中固定报酬α2的调整影响V2, (θ-β2) E (r|Q1) 体现了这种影响。第三方第二期报酬除受当期β2影响外, 还受到制造商对第三方品牌效用 (回收能力) E (r|Q1) 预期的影响。

根据式 (20) 、式 (34) , 可得第一期第三方努力水平的均衡解为:

q1=β1+τ (θ-β2) (35)

将式 (31) 、式 (35) 代入式 (24) , 得到:

$β_{1} = \frac{1}{1 + ρ_{s} σ^{2}} [1 - θ τ + τ β_{2} (1 - ρ_{s} σ^{2})] (36)$

将式 (36) 代入式 (35) , 得到:

$q_{1} = \frac{1 + ρ_{s} τ σ^{2} (θ - 2 β_{2})}{1 + ρ_{s} σ^{2}} (37)$

由式 (35) 可知, 第三方第一期最优努力水平q1受到当期转移支付系数β1、声誉以及棘轮效应的影响。当θ>β2时, 是一种积极影响, 声誉和棘轮效应共同作用实现声誉的正激励, q1超过β1的部分为:τ (θ-β2) ;当θ≤β2时, 第三方通过努力工作来提高制造商对其品牌预期 (回收能力) 是不利的。因此, 从有效发挥声誉激励作用角度出发, θ>β2是一个必要条件;由式 (37) 可知, 当θ>2β2时, 制造商对第三方品牌效用 (回收能力) 情况的不确定性越大, 即τ越大, 第三方越容易通过增加他在第一期的努力水平投入, 提高回收量来改善制造商对品牌效用 (回收能力) 的预期, 从而声誉的激励效应越大。此时, 第一期努力水平影响当期和下一期报酬, 从而促使第三方对自己当期行为负责。

(三) 单期与两期模型比较

1.根据最优努力水平的要求, 第三方努力的边际期望利润等于努力的边际成本, 即帕累托一阶最优努力水平为:q=1。由于废旧物品回收外包存在信息不对称, 因此, 单期和两期情形下的合同都存在效率损失。

2.比较式 (32) 、式 (5) , 第三方考虑声誉效应时, 第二期努力水平q2比单期不考虑声誉效应的努力水平q高。

3.比较式 (37) 、式 (5) , 如要求声誉效应时的第一期努力水平q1比单期情形下的努力水平q高, 即 $\frac{1 + ρ_{s} τ σ^{2} (θ - 2 β_{2})}{1 + ρ_{s} σ^{2}} > \frac{1}{1 + ρ_{s} σ^{2}}$ , 必须满足:θ>2β2, 即:

$θ > \frac{2}{1 + ρ_{s} (1 - τ^{2}) σ^{2}} (38)$

此时, 在考虑声誉效应的第三方回收显性合同中实现了帕累托改进。

4.比较式 (32) 、式 (4) , 得到: $\frac{1}{1 + ρ_{s} (1 - τ^{2}) σ^{2}} > \frac{1}{1 + ρ_{s} σ^{2}}$ , 即单期和两期合作相比, 第三方从第二期回收量产出获得更高的转移激励系数, 提高了第二期合同的激励强度。

5.比较式 (36) 、式 (4) 、式 (38) , 有:β1<β。此时, 两期动态模型从第一期回收量产出中的分享比例β1小于单期合作情况, 表明制造商最优激励强度有递增趋势。

6.当式 (38) 成立时, 第三方回收商从引入声誉效应的最优显性合同中分享的回收量产出比例呈现递增趋势。

四、数值算例和模型的实际意义

为了检验考虑声誉效应动态激励模型的合理性和适用性, 以某第三方回收商 (A公司) 为例进行验证。制造商给予A公司的转移支付包括固定报酬和激励报酬两个部分, 在签订合同之前, 制造商对A公司的品牌效用 (平均回收能力) 有一个估计, 即A公司品牌效用 (回收能力) 的先验期望值;每期合同期开始, 制造商用A公司上一期回收量来预测其品牌效用 (回收能力) , 根据品牌效用 (回收能力) 预期对下期回收量的影响大小调整固定报酬, 激励报酬依赖于当期产出。参考刘惠萍、张世英[13], 假定系统主要参数如下:ρs=0.4, σ2=9, τ=0.5, 代入式 (5) 、式 (32) 、式 (36) 、式 (37) , 得出计算结果如表1所示。

从表1可知, 数值算例与理论分析的结果相一致。在单期静态模型中, 第三方讨价还价能力对最优合同没有影响, 所以这三种条件下第三方努力水平都等于制造商转移激励系数;考虑声誉效应时, 第三方选择的最优努力水平高于制造商提供的转移激励系数;两个时期的最优激励系数是递增的, 第一期最优激励系数比单期未考虑声誉效应的最优激励系数小, 但合同第二期最优激励系数比单期最优激励系数大;合同第一期第三方选择的最优努力水平高于第二期, 两期合同中第三方最优努力水平均高于单期合同下的努力水平, 实现了帕累托改进;制造商在第二期给予第三方的分享比例高于第一期, 这种递增的激励机制会促使第三方重视下一期的合作机会, 在合同第一期就付出高于未考虑声誉机制的努力水平, 这充分体现了声誉激励作用的机理。

需指出的是, 当满足声誉激励作用有效发挥和提高声誉激励效应的条件时, 引入声誉效应的两期合作比未引入声誉效应的单期合作的激励系数低, 这是因为声誉效应发挥了长期隐性激励作用。

当 $θ > \frac{2}{1 + ρ_{s} (1 - τ^{2}) σ^{2}}$ 时, 第三方 (回收能力/品牌效用的不确定程度) τ对其在第一期努力水平q1的影响如图1所示。

图1模拟了第三方讨价还价能力θ=0.7和θ=0.8 (θ均大于 $\frac{2}{1 + ρ_{s} (1 - τ^{2}) σ^{2}})$ 两种情况下, 当ρ=0.4、σ2=9、θ=0.7时, τ的不同取值对q1的影响。由图1可知, 当τ<0.7时, 制造商事前对第三方品牌效用贡献度 (回收能力贡献度) 的不确定性越大, 即τ越大, 第三方在第一期的最优努力水平越高, 即声誉激励效应越大;当τ>0.7时, 随着τ增大, 声誉激励效应趋于下降, 此时不再满足提高声誉激励效应的条件;此外, 当θ=0.8时, 第三方付出的努力水平高于θ=0.7时的相应值, 说明第三方在回收市场上的讨价还价能力越强, 即声誉的激励效应越大。

综上所述, 实现声誉效应的正向激励, 促进第三方努力水平的帕累托改进需要满足一定条件, 作为委托人的制造商应尽量创造这些条件。有效发挥声誉效应和显性激励条件下的第三方激励机制, 可从以下几个方面着手:

1.在激励期限上, 要处理好短期和长期激励的关系。两期合作, 第三方努力水平均高于单期合同的努力水平, 制造商应与第三方保持一种长期相对稳定的战略合作关系;在制定合同时, 尽量避免采用一次性合同方式, 可采用分期考核、分期支付报酬的形式, 根据第三方表现决定下期合同内容, 以充分利用声誉效应激励来约束第三方行为;

2.对固定转移支付设定等级。声誉预期通过对第二期第三方获得的固定报酬进行调整并影响其总报酬, 每期结束后, 制造商应根据预期给予第三方有差别的固定报酬;

3.制造商应建立多元化的回收支付薪酬体系, 降低固定报酬比例, 加大浮动报酬比例, 使考虑声誉的隐性内在激励和外部转移支付激励机制相结合。

五、结论

本文考虑不完备市场机制下声誉的隐性激励作用不能充分发挥第三方回收商最大努力水平, 建立了一个声誉与显性激励机制结合的两期模型。通过理论和数值分析, 得到以下一些结论:一是单期回收模型中, 第三方讨价还价能力对最优合同没有影响, 努力水平等于制造商给予的转移激励, 该情形下第三方回收商努力水平不足;二是两期合作中, 当满足声誉激励作用有效发挥和提高声誉激励效应的条件时, 引入声誉效应的两期合作比未引入声誉效应的单期合作的激励系数低, 第三方最优努力水平高于制造商提供的转移激励系数;三是两期最优激励系数呈递增趋势, 第一期最优激励系数比单期小, 第二期最优激励系数比单期最优激励系数大;四是两期合同第三方最优努力水平均高于单期的情况, 合同一期第三方最优努力水平高于第二期, 实现了帕累托改进;五是制造商第二期给予第三方更高的分享比例, 这种递增激励会促使第三方更重视下一期的合作;六是第三方品牌效用 (回收能力) 不确定性越高, 第二期讨价还价能力越强, 第三方努力水平越高。

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