超级明星现象解析

本节前两部分分别对“均衡市场中经理人薪酬水平定理”中横截面预测和时间序列预测进行了实证检验，并分别针对我国国有企业和民营企业样本，估计出参数γ和。接下来要分别估计出参数α和β的取值。参数α刻画了公司规模的分布，参数β刻画了经理人才能的分布。现实中经理人才能不可观测，即使有部分研究选取经理人教育程度等作为其才能的测度指标，但仅仅依靠学历衡量经理人才能具有很大的噪音。因此本书不直接估计经理人才能的分布参数β，而是通过估计公司规模的分布参数α来间接计算出经理人才能的分布参数β。

根据模型假设，公司规模服从指数为1／α的帕累托分布：S（n）＝A n-α。参照Gabaix and Landier（2008）的方法，本书逐年对前500家国有企业和前500家民营企业的情况进行模型（3-15）的回归，其中Rank即公司规模的排序n，对Rank减0.5是为了尽可能消除小样本偏误（Gabaix and Ibragimov，2006）。

图3-6中左图代表2016年最大的500家民营企业规模的分布，右图代表2016年最大的500家国有企业规模的分布。在OLS回归中，民营企业年度平均系数α为1.34，标准差0.0089，在1%显著性水平下显著；国有企业年度平均系数α为1.08，标准差0.0194，在1%显著性水平下显著。由此可见，我国最大的500家国有企业和民营企业规模分布大致上符合Zipf定律，即α≌1。

图3-6　前500家国有（民营）企业规模分布（2016年）图(www.xing528.com)

截至目前，本书已经通过中国上市公司经理人实际薪酬与公司规模数据，对模型中的全部参数进行校准。在此进行总结：对于前500家民营企业，＝0.45；对于前500家国有企业，。接下来考察经理人才能的边际变动对公司规模的影响，以及需要额外支付的薪酬成本。对于参照公司（n*＝250），根据等式（3-10），w*＝因此。假设参照公司可以无摩擦地将现有经理人（排名第250位的经理人）替换为才能最高者（排名第1位的经理人），那么根据等式（3-3），经理人变更会导致公司价值提升C［T（1）-T（n*）]S（n*）γ，这意味着参照公司价值提升的比例为：

与此同时，根据等式（3-10）与α≌1，替换经理人要付出的薪酬成本提升比例为：

现考虑2016年的民营企业，参照公司（n*＝250）的经理人实际薪酬为w*＝41.9万元，参照公司以账面总资产衡量的公司规模为S*＝68.3亿元。将数据代入等式（3-16）得到0.0056%，代入等式（3-17）得到554%。即对排名第250位的民营企业参照公司，如果将现有经理人替换为才能最高的经理人，公司价值增加0.0056%，约38.25万元，而需要付出的额外薪酬成本为232.13万元。相似地，考虑2016年的国有企业，参照公司（n*＝250）的经理人实际薪酬为w*＝25.5万元，参照公司以账面总资产衡量的公司规模为S*＝162.5亿元。将数据代入等式（3-16）得到0.0008%，代入等式（3-17）得到219%。即对排名第250位的国有企业参照公司，如果将现有经理人替换为才能最高的经理人，公司价值增加0.0008%，约13万元，而需要付出的额外薪酬成本为55.85万元。由此可见，对于参照公司而言，雇佣“超级明星”经理人付出的薪酬成本远远高于其才能能够为公司带来的好处，因此并不是理性的选择。在这个经理人劳动力市场的匹配模型中，是公司规模的巨大差异造就了经理人的“超级明星”现象。在该模型中，经理人才能和公司规模的一一匹配，使得经理人才能的微小差异被公司规模的巨大差异放大，进而导致经理人之间薪酬水平的巨大差异。