考慮公平偏好的鏈式多重委托-代理激勵機制

趙宸元 ，蒲勇健，潘林偉

（1.重慶大學 經濟與工商管理學院，重慶 400044；2.重慶交通大學 經濟與管理學院，重慶 400074）

委托-代理關系是社會組織開展合作十分重要的方式和途徑。由于存在著信息不對稱和道德風險，在委托-代理關系構架下研究激勵機制的核心就是委托人如何設計一種激勵機制，使得代理人從自身利益出發的行為選擇也是符合委托人利益的行為選擇。以Holmstrom-Milgrom為代表的傳統委托-代理理論是以“理性人”為基礎假設的，隨著研究的不斷深入，越來越多的學者對這一假設進行了拓展。Simon[1]認為由于環境的不確定性和復雜性，以及人類認識能力的有限性，經濟個體的判斷能力將受到心理和生理的雙重限制，導致經濟個體的行為是有限理性而非完全理性。

與此同時，行為經濟學理論的發展也為這種觀點提供了合理的解釋。Kahneman等[2]指出，人們的行為不僅受到利益的驅使，而且還受到許多心理因素如本能、偏見、歧視和妒忌的影響。Rabin[3]在心理博弈論的基礎上建立了基于動機公平的博弈論模型，引入了互惠性偏好。蒲勇健[4]利用文獻[3]中的動機公平理論對傳統的委托-代理模型進行了改造，從而獲得了建立在行為經濟學假定基礎上的契約理論，使得契約雙方取得了雙贏。Fehr等[5]進一步將公平偏好細分為代理人之間的橫向公平偏好和代理人與委托人之間的縱向公平偏好。在此基礎上，李訓等[6]對單重委托代理關系中的縱向公平偏好進行了分析；袁茂等[7]又對單重委托代理關系中的橫向公平偏好進行了分析；傅強等[8]同時考慮縱向公平偏好和橫向公平偏好，構建了單重委托-代理關系雙代理人模型。在應用層面，丁川等[9]、浦徐進等[10]把公平偏好引入供應鏈中，對引入公平偏好因素之后促銷費用的分擔問題和供應鏈的均衡問題進行了分析。

上述研究都是建立在傳統的經典委托-代理模型基礎上，雖然委托-代理理論已經由傳統的雙邊委托代理理論發展出多代理人理論、共同代理理論和多任務代理理論，但這些理論均遵循著統一的研究范式、假說前提和分析框架[11]。傳統的委托-代理理論本質上是一種單重委托-代理理論[12]，目前的研究往往忽視了實際中委托-代理關系都不是單重存在的這一事實。例如，在政府規制問題中存在著公眾、議會、規制機構和被規制企業之間的多重委托代理鏈條[13]，其中，議會和規制機構既是上一重委托-代理關系中的代理人，又是下一重委托-代理關系中的委托人；在公用產品定價問題當中，政府、直接管制機構、公用事業企業和消費者之間也構成多重的委托代理關系[14]，其中，直接管制機構和公用事業企業也都具有代理人和委托人的雙重身份；在公司結構中，公司高層管理者、中層管理者和基層員工之間也是多重委托-代理關系等。因此，如果僅僅研究一個委托人和一個代理人的單重委托-代理關系，無法準確地說明那些具有委托人和代理人雙重身份的參與者的行為選擇。實際上，隨著現代組織的發展，組織內部、組織之間的委托代理關系呈現網絡狀態。人與人之間、組織與組織之間的紐帶關系是一種客觀存在的社會結構，這種社會結構被界定為網絡系統[15]。一般而言，網絡組織以層級組織以及其他組織形式所不具備的特性適應了信息社會的特殊要求[16]，但是在適應過程中網絡組織形式不僅效率低，而且穩定性差。層級組織保證了效率和穩定性的特點恰好彌補了網絡組織結構的不足，因此，未來的組織是一種融合了層級制和網絡制的復雜適應性組織，運用網絡組織對層級組織加以改造，將原有大型的復雜網絡組織劃分為許多個具有自主學習能力和決策能力的Agent，每個Agent內部采用層級制進行控制，即組織子系統層次是他組織的層級制，子系統之間是自組織的網絡組織[17]。這種基于Agent的復雜適應性結構同時具有網絡組織和層級組織的優點，而直線式的委托代理結構就是這種復雜適應性結構的最基本單元，這也正是本文的研究目標。為了更加貼近實際的說明問題，本文構建了鏈式多重委托-代理關系，如圖1所示。

圖1 鏈式多重委托-代理關系示意圖

本文正是基于這一鏈式多重委托-代理結構關系，借助績效理論和F-S理論模型，將公平偏好因素植入鏈式多重委托-代理結構關系，從而構建了一個考慮公平偏好的鏈式多重委托-代理模型，并對該模型下的激勵機制進行了深入分析。

1 模型建立

1.1 基本模型設定

H-M模型是具有代表性的、一般化的委托-代理模型，在國內外委托-代理關系的研究中被大量應用。H-M模型假設委托人是純粹自利和風險中性的，代理人則具有純粹自利和風險規避的特征且風險規避度不變，產出主要取決于代理人的努力程度。在模型中，代理人根據激勵相容的約束條件，選擇使自己的確定性等價凈收入最大化的努力水平，并且要確保自己的確定性等價凈收入不小于最低保留凈收入，在這兩個約束條件下委托人尋求最大化自己期望效用的激勵機制[18]。在傳統的H-M模型中，委托-代理關系一般化為單重的委托-代理關系，也即只有一個委托人和一個代理人之間一次的委托-代理關系，或者是一個委托人與多個代理人之間的一次委托-代理關系[8]。本文正是在傳統的H-M模型的基礎上，通過對單重的H-M模型進行多重改造而實現的，不同點在于，本文假設代理人是具有公平偏好的。

定義：如圖1所示，滿足如下條件的委托-代理結構，稱為鏈式n-1重委托-代理：

（1）有n個參與者，n≥3。

（2）只有1個純委托人和1個純代理人。

（3）有n-1個委托-代理關系。

（4）除了1個純委托人和1個純代理人外，有n-2個參與者既是上一重委托-代理關系的代理人，又是下一重委托-代理關系的委托人，這n-2個參與者稱為中間委托-代理人。

為方便起見，本文以鏈式雙重委托-代理結構為例建立分析模型，且中間人和純代理人之間的委托-代理關系通過績效理論建立。Borman等[19]從績效的行為角度提出了二維績效模型：任務績效和周邊績效，其中，任務績效是指直接作用于組織核心的行為，周邊績效是指間接作用于組織核心的行為。針對周邊績效，Scotter等[20]又提出了經典的周邊績效二維模型：人際促進和工作奉獻，包括對同事的幫助和支持組織目標的自律行為。

基于上述幾方面，建立如下基本模型：對中間人而言，其在第一重委托-代理關系中是代理人，在第二重委托-代理關系中則是委托人，因此其產出函數為

其中：a1為中間人的努力程度（任務績效）；a2為純代理人的努力程度，即中間人的工作產出也依賴于純代理人的努力程度；依賴系數為η（ηa2為中間人的周邊績效，體現為其對純代理人的領導和幫助）。這與現實中企業或組織的中層管理人員績效考核機制也是相吻合的，因為中層管理人員的績效考核也往往受到基層員工的績效等周邊績效的影響。θ為除了努力之外其他不確定因素，且θ服從以0為均值、以σ2為方差的正態分布。期望E（π1）=a1+ηa2，方差var（π）=σ2。中間人的預期工資收入s1=α+βπ1，委托人采取的是產出分享激勵機制，其中，α為中間人的固定收入，β是其對產出的分享比例系數。中間人的努力成本c1=/2，其中，b為努力成本系數，且b＞0。因此，中間人的預期工資凈收入為

對純代理人而言，他在第二重委托-代理關系中是代理人，假設其付出a2的努力，得到π2的產出，其產出函數π2=a2+θ，其中，θ為除了努力之外其他不確定因素，且θ服從以0為均值、以σ2為方差的正態分布。期望E（π2）=a2，方差var（π）=σ2。純代理人的預期工資收入s2=α+βπ2，其中，α為純代理人的固定收入部分，β為純代理人對產出的分享比例系數（為了計算方便，將純代理人的固定收入和分享比例設為與中間人相同，分別為α和β）。純代理人的努力成本c2=/2，其中，b為努力成本系數，且b＞0。因此，純代理人的預期工資凈收入為

將中間人和純代理人的預期工資凈收入進行對比，可以看出，在相同的努力水平下，中間人在收入上較純代理人有優勢，這種收入優勢體現為βηa2。這是由于中間人在公司企業或政府中往往是中層管理者，除了正常的工作之外還具有其他作用，而純代理人則往往是基層的員工。因此，中間人會在收入上具有一定的優勢。

對純委托人而言，其收入為

1.2 考慮公平偏好效用

根據F-S理論模型[21]，參與者的公平偏好效用主要來自于絕對收入效用、嫉妒偏好效用和自豪偏好效用3個方面。絕對收入效用通過絕對收入來度量；嫉妒偏好效用表現為厭惡其他參與者的凈收入高于自己的凈收入，為負效用；自豪偏好效用表現為偏好自己的凈收入高于其他參與者的凈收入，為正效用。具有公平偏好效用的代理人不僅關注自己的收入，同時也關注其他參與者的收入，并且與其他參與者之間的收入差距直接影響代理人自身的實際收入效用。基于F-S理論，對委托-代理關系中代理人的收入進行修正，從而可以得到考慮了代理人公平偏好的實際收入。

以中間人為例：

其中：w1為中間人的實際凈收入；n1為中間人的預期工資凈收入；s1為中間人的預期工資收入；s2為純代理人的預期工資收入；ξ為純委托人的收入。k≥0，衡量了中間人嫉妒偏好效用和自豪偏好效用的程度。為了方便計算，令中間人的嫉妒偏好效用和自豪偏好效用相同，且均為k。k的值越大，表示中間人的公平偏好程度越強，其與其他人的收入差距對其實際凈收入的影響就越大，反之則表示影響越小。同時，當k=0時，w1=n1，也即中間人不考慮公平偏好的影響，這又回到了傳統委托-代理模型中“理性人”的假設。在w1的等式中，

表示自豪偏好，為正效用；

是嫉妒偏好，表示負效用。

再以純代理人為例，考慮公平偏好的實際收入：

其中：w2為純代理人的實際凈收入；n2為純代理人的預期工資凈收入；s2為純代理人的預期工資收入；s1為中間人的預期工資收入；ξ為純委托人的收入。k≥0，衡量了純代理人嫉妒偏好效用和自豪偏好效用的程度。為了方便計算，令純代理人的嫉妒偏好效用和自豪偏好效用相同，且與中間人的偏好程度也相同。k的值越大，表示純代理人的公平偏好程度越強，反之則表示影響越小。同樣，當k=0時，w2=n2。在w2的等式中，

是自豪偏好，為正效用；

是嫉妒偏好，為負效用。

假設代理人具有嚴格的風險厭惡特征，根據確定性等價收入的定義[22]，中間人的確定性等價收入為

其中，[（1+3k）β-2k]2ρσ2/2為中間人的風險貼水。

純代理人的確定性等價收入為

其中，[（1+3k）β-2k]2ρσ2/2為純代理人的風險貼水。

2 信息對稱狀態下的激勵模型及分析

2.1 信息對稱狀態下的激勵模型

在信息對稱的狀態下，委托人和代理人之間的溝通不存在信息障礙，雙方都可以通過觀察了解對方的努力水平，因而任何一方都不可能在信息優勢的情況下侵害另一方的利益。雙方在一定的約束條件（IR）下合作，以整體的利益最大化來選擇自己的努力水平，否則合作是不可能的。這里的約束條件（IR）就是要保證代理人與委托人合作得到的收入不低于其保留收入x0。

由此，可以建立信息對稱狀態下的激勵模型：

為計算方便，假設中間人和純代理人的保留收入相等，均為x0。將（IR）條件x1和x2相加，并進行整理，可得固定收入：

將α再代入目標函數并分別對β、a1、a2、η進行求導，并令其為0，整理可得：

2.2 信息對稱狀態下的分析與結論

結論1在信息對稱狀態下，中間人的最優努力水平與公平偏好程度k正相關，與努力成本系數b負相關；純代理人的最優努力水平與公平偏好程度k正相關，與努力成本系數b負相關，同時也與依賴系數η正相關。

證明

結論2在信息對稱狀態下，最優產出分享比例系數β*只與公平偏好程度k正相關。并且，當k=0時，β*也為0；當k=1時，β*=1/2；當k趨向于無窮大時，β*趨近于2/3。最優產出分享比例系數β*的取值范圍為[0，2/3]，純委托人不再承擔全部風險，這與文獻[8]中一致。

證明因為?β*/?k=2/（1+3k）2＞0，所以β*與k正相關；又因為β*=2k/（1+3k），所以，當k=0時，β*=0；當k=1時，β*=1/2；當k=∞時

結論3當公平偏好程度k=0時，最優產出分享比例系數β*=0，中間人的最優努力程度=1/b，純代理人的最優努力水平=（1+η）/b。這與文獻[8]中相比，純代理人的最優努力水平還受到依賴系數η的影響，這是由于本文將單重委托-代理關系拓展為多重委托-代理關系。

同時，如果依賴系數η也為0，則中間人與純代理人之間就不存在委托-代理關系，這時的結論與文獻[8]中完全相同；如果最優產出分享比例系數β*也同時為0，則與傳統的“理性人”假設下H-M模型的結論也完全相同。因此，傳統的H-M模型和文獻[8]中的單重委托-代理雙代理人模型都是本文模型的特殊形式。

結論4在信息對稱狀態下，均衡解與風險規避度無關，純委托人的收入、中間人的收入和純代理人的收入與依賴系數η正相關。因此，該收入合同具有激勵效應。這是因為在信息對稱狀態下，中間人和純代理人追求的都是總體效益最大化，高的依賴系數會促進純代理人提高努力水平，進而增加各方的收益。

證明

3 信息不對稱狀態下的激勵模型及分析

3.1 信息不對稱狀態下的激勵模型

與信息對稱狀態下的情況不同，在信息不對稱狀態下，委托人和代理人雙方都不能互相直接觀察到對方的努力水平，或者他們獲得對方努力水平信息的成本很高，各方都具有一定的信息優勢，各方考慮的都是從自身收益最大化出發，而不是整體效益最大化。因此，需要考慮激勵相容約束條件（IC），可以構建如下模型：

由激勵相容約束條件（IC）可求得中間人和純代理人的努力水平，令?x1/?a1=?x2/?a2=0，可得：

再對約束條件（IR）取等式，相加可得固定收入：

將α、a1、a2代入目標函數，整理得：

將Eξ對β求導，可得

由β**分別計算：

3.2 信息不對稱狀態下分析與結論

結論5在信息不對稱狀態下，公平偏好程度k對產出分享比例系數β**的影響方式由傳統因子bρσ2的大小決定。

當η=0時，也即只存在一重委托-代理關系時，

則有

當bρσ2＞1/2時，?β**/?k＞0，即β**與k正相關；當bρσ2＜1/2時，?β**/?k＜0，即β**與k負相關；當bρσ2=1/2時，?β**/?k=0，此時β**=2/3，即β**與k無關。同時，當k=∞時，這與信息對稱狀態下的結論一致。但是公平偏好程度k對產出分享比例系數β**的影響方式由傳統因子bρσ2的大小決定。

當η≠0時，即在雙重委托-代理的關系架構下，

故當bρσ2＞（η+2）/4時，?β**/?k＞0，β**與k正相關；當bρσ2＜（η+2）/4時，?β**/?k＜0，β**與k負相關；當bρσ2=（η+2）/4時，

β**與k無關。此時，公平偏好程度k對產出分享比例系數β**的影響方式也是由傳統因子bρσ2的 大小決定。

結論6在信息不對稱的鏈式多重委托-代理關系里，收入合同是否具有激勵效應由k、η和bρσ2共同決定。

如果收入合同具有激勵效應，則分享比例系數β**的取值必須小于1，即

其中，0≤η≤1。

又因為?Q/?η=-（1+2k）＜0，所以，函數Q與η負相關，令Q=0，可得

時，β**=1。

同時，由于0≤η≤1，故

是否是η的取值上限，還需要比較

和1的大小。同樣做函數：

令M=0，可求得k=（1-2bρσ2）/（2bρσ2），且M是k的增函數。

所以，此時若

收入合同具有激勵效應；若k的取值范圍為[（1-2bρσ2）/（2bρσ2），∞]時，

此時若0≤η≤1，則收入合同具有激勵效應。

此時若0≤η≤1，則收入合同具有激勵效應。

此時若0≤η≤1，則收入合同具有激勵效應。

結論7在信息不對稱情況下，最優產出分享比例系數β**與傳統因子bρσ2負相關。

證明

結論8在信息不對稱的情況下，如果依賴系數η保持不變，中間人和純代理人的努力水平與公平偏好程度的大小同向變動，即通過提高中間人和純代理人的公平偏好程度來提高其努力水平，這是產出分成之外又一種可行的激勵方式；同樣，如果公平偏好程度k保持不變，則中間人的努力水平與依賴系數同向變動，純代理人的努力水平隨依賴系數的變動方向還受到傳統因子的影響。當傳統因子bρσ2＜1/（2k）時，與η同向變動；當bρσ2＞1/（2k）時與η反向變動；當bρσ2=1/（2k）時與η無關。這與信息對稱狀態下的情況不同，這是由于信息的不對稱造成了效率的損失。

證明

若bρσ2＜1/（2k），則；若bρσ2＞1/（2k），則；若bρσ2=1/（2k），則，且與η無關。

結論9在信息不對稱的情況下，公平偏好的存在能明顯提高中間人和純代理人的努力水平，公平偏好因素具有明顯的激勵作用。中間人和純代理人之間委托-代理關系的存在，對中間人具有明顯的激勵作用；對純代理人的激勵作用則要根據傳統因子bρσ2的大小而定，傳統因子的邊界與結論8一致。這充分說明了公平偏好和多重委托-代理關系都是影響努力水平的重要因素，忽視了任何一個因素都有可能造成激勵結果的偏差。

證明當k=0時，即不存在公平偏好時，

當傳統因子bρσ2＜1/（2k）時（η≠0）＞（η=0）；當bρσ2＞1/（2k）時（η≠0）＜（η=0）；當bρσ2=1/（2k）時（η≠0）=（η=0）。

4 算例分析

將公平偏好植入鏈式多重委托-代理結構進行分析，得出的結論對構建現代企業制度的激勵機制提供了現實性的啟示。“權責明確”是現代企業制度的重要特征之一，企業的所有者、經營者和勞動者等各個階層的作用不同，在他們承擔各自的工作職責以外，相應的激勵機制必不可少。特別是在當下的國有企業改革中，“績效工資”“傭金制”等措施已經被大量引入，這種依據各自的工作績效來實現各自不同利益的分配，顯然在一定程度上滿足了各個階層人員之間公平偏好的訴求。

為了更好地說明本文結論的有效性，在這里給出了相應的數值算例分析。

4.1 k的數值算例

首先對公平偏好強度k進行數值計算，分別研究在信息對稱情況下和信息不對稱情況下，公平偏好強度k對中間人努力水平a1、純代理人努力水平a2、純委托人的期望收入Eξ以及代理成本的影響。為了分析方便，在數據設置上假設傳統因子bρσ2=1，努力成本系數b=1，保留收入x0=0。由前文分析可知，依賴系數η不對研究內容造成影響。因此，假設η=0.5。考慮不同的公平偏好強度，可以計算出如表1所示的結果。

表1 偏好強度k的數值模擬結果

由表1可以發現，在橫向維度上，當不存在公平偏好因素時（即k=0時），由于信息的不對稱，中間人和純代理人的努力水平明顯不足，純委托人的期望收入也有損失，同時，代理成本為最大；在縱向維度上，引入公平偏好因素后，中間人和純代理人的努力水平和純委托人的期望收入均有明顯提高，均與公平偏好強度明顯的正相關，代理成本也有明顯降低并且在k=1附近達到最小。這充分證明了引入公平偏好因素后模型的優越性，正如前文結論所述，在多重委托-代理模型中，無論信息對稱或不對稱，公平偏好因素都能明顯提高中間人和純代理人的努力水平，提高純委托人的期望收入水平，降低代理成本。

4.2 k與β的數值算例

對公平偏好k進行數值計算，分別研究在信息對稱和信息不對稱情況下k對β的影響。根據前文結論，當依賴系數η和傳統因子bρσ2取不同值時，k對β的影響效果是不同的。因此，考慮不同的公平偏好強度，可以得到如表2所示的計算結果。

表2 偏好強度k與最優分享比例系數β的關系

由表2可以發現，在信息對稱狀態下，公平偏好強度k對最優分享比例系數β的影響與傳統因子bρσ2的取值無關。因此，無論bρσ2取何值，β均與k正相關。信息不對稱狀態下，在縱向維度上，傳統因子bρσ2的取值以（η+2）/4為界，當bρσ2＜（η+2）/4時，β均與k負相關；當bρσ2＞（η+2）/4時，β均與k正相關；當bρσ2=（η+2）/4時，β均與k無關。在橫向維度上，信息不對稱時，無論依賴系數η是否為0，β均與傳統因子bρσ2負相關；并且，當η≠0時，β要普遍大于η=0時的β。算例分析結果進一步驗證了前文模型推導的結論：公平偏好程度k對產出分享比例系數β**的影響方式由傳統因子bρσ2的大小取值決定。

4.3 η的數值算例

對依賴系數η進行數值計算，分別研究在信息對稱和信息不對稱情況下，依賴系數η對中間人努力水平a1、純代理人努力水平a2、最優分享比例系數β以及純委托人的期望收入Eξ的影響，從而對前文模型推導結論進行驗證。為計算方便，這里假設公平偏好強度k=1。根據不同的依賴系數，可以計算得到如表3所示結果。

表3 依賴系數η的數值模擬結果

跟據表3的計算結果，發現在信息對稱和信息不對稱狀態下，依賴系數η對各個指標的影響方式并不相同。在信息對稱狀態下，均衡的結果與傳統因子bρσ2的取值大小無關，此時無論bρσ2取何值均有如下結論：中間人努力水平與η無關；純代理人努力水平與η正相關；最優分享比例系數β*與η無關；期望收入Eξ*與η正相關。在信息不對稱狀態下，均衡的結果則受到傳統因子bρσ2的影響，而bρσ2的 取值以1/（2k）為界。當bρσ2＜1/（2k）時，和Eξ**均與η正相關；當bρσ2=1/（2k）時，、β**、Eξ**均與η正相關與η無關；當bρσ2＞1/（2k）時、β**、Eξ**均 與η正 相 關，與η負相關。同時，純委托人在信息不對稱狀態下的期望收入均小于信息對稱狀態下的期望收入，這正是由于信息的不對稱造成的效率損失。

數值計算的結果驗證了前文模型推導結論的有效性；同時，也說明，在這種多重委托-代理結構中，依賴系數η和公平偏好強度k一樣，是影響激勵效果的重要因素。

5 結論

本文通過引入“公平偏好”因素，得到一個考慮“公平偏好”的鏈式多重委托-代理模型，改進了“理性人”的假設，并對該模型在信息對稱和信息不對稱情況下的激勵機制進行了分析。本文與參考文獻[6-8]不同，文獻[6]中是基于縱向公平偏好對委托-代理機制進行了分析；文獻[7]中是基于橫向公平偏好對委托-代理機制進行了分析；文獻[8]在綜合了文獻[6-7]的基礎上，同時考慮縱向和橫向公平偏好構建了雙代理人的委托-代理模型，但兩個代理人之間并不存在委托-代理關系。它們實質上都是傳統委托-代理理論框架下的單重委托-代理模型，本文則是將單重委托-代理關系拓展為鏈式的多重委托-代理關系。

在這種鏈式多重委托-代理的企業架構中，如果員工的努力水平可以通過觀測而獲知，企業所有者就可以直接通過提高員工的公平偏好程度和中層管理人員周邊績效對基層員工績效的依賴程度來實現企業效益的最大化。這是一種雙贏的選擇，因為高的公平偏好程度和高的依賴程度能直接激勵員工努力水平的提高，同時也能提高員工的產出分享比例，具有很好的激勵效果。

如果員工的努力水平不可觀測，也即信息不對稱情況下，公平偏好因素的存在對中、基層員工的努力水平具有明顯的激勵作用。因此，企業所有者必須重視員工的公平偏好訴求。并且，可以通過提高中、基層員工的公平偏好程度來達到提升員工努力水平的目的。同時，企業所有者也要重視中層管理者與基層員工之間關系的管理和激勵，對中層管理者周邊績效的激勵要控制在一定的程度內，當傳統因子小于一定程度的公平偏好（1/（2k））時，中層管理者周邊績效的激勵對基層員工也具有激勵作用；當傳統因子大于一定程度的公平偏好（1/（2k））時，中層管理者周邊績效的激勵就可能對基層員工的努力水平造成負面影響，激勵機制效果適得其反。考慮到中層管理人員具備一些領導能力和特殊才能，除了任務績效激勵之外給予其一定的周邊績效的鼓勵也是必要的；但是中層管理人員與基層員工之間的收入差距過大就會破壞基層員工的公平感受。因此，有必要把這種差距控制在適當的范圍內。另外，企業所有者雇傭的最好員工就是風險規避度較小的員工，一方面如前所述，風險規避度足夠小，可以促使傳統因子小于一定程度的公平偏好，進而使企業的激勵機制取得較好的激勵效果；另一方面，較小的風險規避度可以促進較小的傳統因子，進而促使最優產出分享比例系數的增大，提高員工的產出分享比例，這是一個雙贏的抉擇。

綜上所述，本文的理論分析是對傳統委托-代理理論的一種推廣，具有一定的現實意義；同時，本文的研究結論也可以應用到金融部門激勵機制設計、政府預算管理問題和多級供應鏈的研究等領域。