全要素生產率與企業內部薪酬差距

萬仁新

【摘要】基于2010 ～ 2020年滬深兩市A股上市公司數據， 考察全要素生產率對企業內部薪酬差距的影響。研究發現： 全要素生產率對企業內部薪酬差距具有顯著的抑制作用； 這種抑制作用通過緩解信息不對稱和代理成本等路徑實現且在內部控制健全、 經營績效較好和高管薪酬大于行業中位數的公司中表現更為明顯； 這種抑制作用具有結構層次性， 表現為對企業合理薪酬差距的抑制作用不顯著， 對高管超額薪酬差距的作用較為顯著。

【關鍵詞】高質量發展；全要素生產率；薪酬差距；超額薪酬；信息不對稱

【中圖分類號】F275? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）18-0036-8

一、 引言

黨的二十大提出， 共同富裕是社會主義的本質要求。該重大論斷源于當前存在的收入差距問題。國家統計局針對全國收入差距的基尼系數顯示， 1981年全國收入差距的基尼系數為0.31， 2008年上升到0.491， 2008年后仍處于高位（李實等，2018）。黨的十九屆五中全會提出， 至2035年全體人民共同富裕取得更為明顯的實質性進展。黨的二十大進一步強調， 共同富裕是中國式現代化的重要內容。由此可見， 縮小收入差距成為共同富裕戰略推進中的重大問題。具體到實體企業， 表現為高管與普通員工之間的企業內部薪酬差距。

企業內部薪酬差距問題受到眾多學者的關注， 相繼有學者對企業內部薪酬差距的影響因素展開研究。一是企業內部影響因素。如： 技術進步存在技能偏向性并誘發技能溢價， 從而引致收入不平等（Autor等，1998）， 尤其是人工智能技術以設備資本為載體， 表現出技能偏向性的特征， 誘致高、 低技術部門勞動收入差距的擴大（王林輝等，2020）； 勞動者議價能力（張曉鵬和徐雷，2021）、 高管權力（方軍雄，2011）、 高管背景（柳光強和孔高文，2021）等， 均對企業內部薪酬差距產生顯著影響。二是企業外部因素。眾所周知， 外部監督治理機制對企業具有治理作用（曾亞敏和張俊生，2009）， 從而影響企業內部薪酬差距。另外， 還有融資約束（汪偉等，2013）、 外商直接投資（王雄元和黃玉菁，2017）等外部因素也會對企業內部薪酬差距產生影響。已有研究較為豐富， 但同時也為本文的考察留下空間。

上述對企業內部薪酬差距的研究較為單一， 多數僅局限于考察勞動收入份額， 較少關注企業內部薪酬差距結構， 以及企業內部薪酬差距縮小的影響因素。眾所周知， 企業內部薪酬差距的縮小是共同富裕的要義之一。高收入的支撐因素是高生產率（李實和朱夢冰，2022）， 也就是全要素生產率的提高促進高質量發展。為此， 黨的十九屆六中全會指出， 在高質量發展中促進共同富裕。可見， 高質量發展推進共同富裕， 是實現中國式現代化的本質要求。當前鮮少研究關注全要素生產率對企業內部薪酬差距的影響， 本文擬對此展開分析， 以彌補現有研究的不足。

與既往研究相比， 本研究可能的邊際貢獻體現在以下幾方面： 一是從信息治理的視角， 本文的探索為進一步厘清生產率的信息治理機制能否作用于企業內薪酬差距提供了新的經驗證據。既往研究鮮少關注全要素生產率對企業內部薪酬差距的影響。二是從全要素生產率的視角， 本文的探索有助于深入揭示高質量發展影響共同富裕推進的機制。現有研究主要集中于區域宏觀、 企業微觀高質量發展影響因素， 忽視了企業高質量發展對其內部薪酬差距的影響。三是從探索方法視角， 本文借助高質量發展實現共同富裕的政策構建自然實驗， 清晰地刻畫了全要素生產率縮小企業內部薪酬差距的具體效應。

二、 理論分析與研究假設

企業內部薪酬差距源于信息不對稱， 這為全要素生產率發揮信息治理作用提供了更多可能。眾所周知， 過大或過小的薪酬差距， 均會引起員工或高管的不滿（Adams，1963；Grund和Sliwka，2005）。因此， 合理的薪酬差距是必要的（李實和朱夢冰，2022）， 這源于企業高管、 員工在企業中職責和角色的差異（繆毅和胡奕明，2016）， 合理的內部薪酬差距可確保企業高管、 員工等人力資源的穩定。有些企業的內部薪酬差距較大， 形成“天價”薪酬， 已超過了能夠用價值差異等原因解釋的范圍（繆毅和胡奕明，2016）。這是信息不對稱及其引致的委托代理問題所產生的結果。具體來說， 股東與管理層之間存在嚴重的信息不對稱， 管理層作為實際經營人， 出于自利動機會利用其天然的信息優勢誤導甚至阻礙外部人的信息獲取和解讀， 引致相應的監督缺位， 從而產生突出的代理問題（Zhu，2019）。由代理理論可知， 公司高管的薪酬往往與業績相掛鉤（Jensen等，1976）， 高管自身甚至直接參與制定薪酬契約， 具有影響其薪酬的能力（Morse等，2011）。公司高管擁有會計政策選擇權的絕對優勢， 他可能通過盈余管理來調節公司業績（謝德仁等，2014）， 還可能選擇其他更為有利的業績指標并增加其權重（繆毅和胡奕明，2016）以提升業績， 進而實現高薪酬。在資本逐利的情況下， 這必然會擠占員工的工資收入， 繼而擴大企業內部薪酬差距。以上均是高管利用權力獲得信息優勢進而操控薪酬的結果， 為全要素生產率發揮信息治理作用提供了機會。具體來說， 企業生產率具有信息含量， 有助于緩解信息不對稱（周定根和楊晶晶，2016）， 從而縮小因信息不對稱而引致的企業內部薪酬差距。

全要素生產率對企業內部薪酬差距的縮小作用， 可通過信息不對稱的緩解實現（柳光強，2016）。眾所周知， 全要素生產率是衡量企業高質量發展的重要指標， 具有豐富的信息含量， 從而受到公眾的關注。依據政治成本假說理論可知， 受到公眾關注的公司在落實政府政策過程中特別敏感， 為降低在此過程中的成本會采取相應的行動（Zimmerman，1983）。其中， 企業應用信息優勢采取利己的信息披露方式， 是一種常見的舉動。如企業尋租獲得了超額利潤， 為了避免受到處罰和承擔輿論監督的壓力， 往往向下進行盈余管理（陳駿和徐捍軍，2019）。另外， 限薪令、 共同富裕成為全黨全國的關注焦點。為此， 公司會選擇“低調”行事， 適時把握會計信息質量（葉青等，2012；唐松等，2017）， 如企業會選擇性操控信息透明度， 目的是降低企業在落實政府政策過程中的成本（Bushman和Piotroski，2006）。具體到新時代新征程建設社會主義現代化強國的黨之中心任務， 特別是高質量發展推進共同富裕， 也是如此。企業同樣會積極落實政府政策， 縮小內部薪酬差距， 避免受到公眾的高度關注和輿論媒體的質疑， 并以此降低自身的政治成本。具體來說， 全要素生產率高的企業， 為了向外展現自身高質量發展的形象， 會主動降低自身與外部之間的信息不對稱水平， 促進代理問題的緩解。為此， 企業會積極披露薪酬相關信息， 以增加信息透明度。若企業薪酬差距較大這一信息為輿論媒體、 社會公眾和企業員工所關注， 就會引起強烈的質疑， 從而影響社會的和諧與穩定， 并引起政府部門的重視。企業為了避免薪酬差距問題產生的不良影響， 回應社會關切， 會縮小企業內部薪酬差距。由此可見， 全要素生產率的信息治理作用， 通過信息不對稱及委托代理問題緩解而縮小企業內部薪酬差距。據此， 本文提出如下假設：

H1： 全要素生產率顯著縮小了企業內部薪酬差距。

三、? 研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文以我國A股上市公司2010 ～ 2020年的數據為樣本， 之所以選擇此期間的數據， 源于黨的十八大提出了共同富裕戰略。其中， 地域數據取自歷年的《中國統計年鑒》， 企業財務數據取自CSMAR國泰安數據庫。為了保證樣本的有效性， 剔除了一些特殊樣本， 主要包括： 財務數據不全的樣本、 金融行業的樣本、 財務異常的樣本。同時， 對所有連續變量進行了上下1%分位的縮尾處理。

（二）模型設定

為了檢驗全要素生產率是否會顯著縮小企業內部薪酬差距， 設計了實證模型（1）， 具體如下。

gapit=α0+α1TFPi，t-1+ α2Controli+μ+δ+θ +γ +ε

（1）

其中： gap為企業內部薪酬差距；? TFP為全要素生產率， 其系數 α1表示全要素生產率對企業內部薪酬差距的影響； Control為控制變量的集合。本文控制了企業個體（μ）、 地域（δ）和行業（θ）， 以控制不隨時間變化的企業層面、 地域層面和行業層面等因素對實證結果的影響； 同時， 還控制了年份固定效應（γ）， 以控制隨時間變化因素對實證結果的影響。另外， 在企業層面上聚類調整標準誤。

（三）變量定義

1. 企業全要素生產率（TFP）。企業全要素生產率是本文的核心解釋變量， 其估計方法有固定效應法、 最小二乘法（OLS法）、 廣義矩估計法、 Olley-Pakes 法（OP 法）及Levinsohn-Petrin 法（LP 法）。其中， 固定效應法和最小二乘法覆蓋的信息不夠全面， 可能存在顯著的內生性問題（王桂軍和盧瀟瀟，2019）。與此相比較， 廣義矩估計法可緩解內生性問題， 但其有較高的要求， 即樣本需具備足夠長的時間跨度（魯曉東和連玉君，2012）。LP 法不但解決了最小二乘法的同時性偏差問題， 而且選用企業中間投入作為生產率的代理變量， 解決了因不存在投資引致的樣本缺失問題， 并有效地緩解了內生性問題。結合這些方法的現實情況， 本文將以 LP 法計算的企業全要素生產率用于基準回歸， 具體估算回歸模型（2）如下， 在穩健性檢驗中采用OP 法（魯曉東和 連玉君，2012）。

lnYit=β0 + β1lnL+β2 lnK+β3 lnM+ε? ? ? ?（2）

模型（2）基于柯布—道格拉斯生產函數而構建。其中： Y為企業年末的主營業務收入； L為勞動投入， 用職工人數衡量； K為資本投入， 用固定資產凈值衡量； M為中間投入， 用企業報表中的“購買商品、 接受勞務支付現金”衡量。模型（2）回歸后的殘差為企業全要素生產率。

2. 企業內部薪酬差距（gap）。gap為企業高管（董事、 監事以及高管）工資與普通員工工資的差距， 采用兩者的比值計算（柳光強和孔高文，2018）， 具體以普通員工平均工資與高管平均工資之比衡量， 該值越大， 表明薪酬差距越小。其中， 普通員工平均工資=（應付職工薪酬總額變化值+支付給職工以及為職工支付的現金-高管薪酬總額）/員工人數； 高管平均工資=高管薪酬總額/（董監高總人數-獨立董事人數-未領取薪酬董事監事人數）。

3. 控制變量。企業內部薪酬差距的影響因素， 除關鍵變量全要素生產率外， 還有其他因素， 如企業特征因素類和企業所在省域因素類。其中， 企業特征因素類控制了以下相關變量： 負債水平（lev）， 以總負債除以總資產衡量； 企業規模（size）， 以總資產的自然對數衡量； 盈利能力（roa）， 以凈利潤除以總資產衡量； 現金流（cash）， 以經營活動產生的凈現金流除以總資產衡量； 企業年齡（age）， 以“樣本觀測值所在年份-企業成立年份+1”取自然對數衡量； 勞動密度（labor）， 以員工人數除以總資產衡量； 股權集中度（top1）， 以第一大股東持股數量除以總股本衡量； 獨立董事占比（indratio）， 以獨立董事人數除以董事會總人數衡量； 產權性質（soe）， 國有企業取值為 1， 非國有企業取值為 0。企業所在省域因素也納入控制變量范圍， 主要包括： 經濟發展水平（lnpgdp）， 取人均 GDP 的自然對數； 地方工資水平（avgwage）， 取職工平均工資的自然對數； 老齡化程度（olddep）， 取老年人撫養比值衡量。

四、? 實證結果與分析

（一）描述性統計

變量的描述性統計結果見表1。表1顯示， 企業內部薪酬差距（gap）的標準差為0.247， 均值為 0.343， 兩者之比離散系數為0.72； 最小值為0.063， 最大值為1.858， 兩者相差28倍之多。可見， 不同企業內部薪酬差距的差異較大。全要素生產率的均值為16.450， 中位數為16.363， 表明數據結果無明顯偏態， 接近于宋敏等（2021）估計的結果。其他控制變量的統計結果與以往的研究幾乎一致。

（二）基準回歸

表 2 匯報了全要素生產率對企業內部薪酬差距影響的回歸結果。第（1）列中僅引入了企業特征因素類的控制變量， 并控制了企業個體固定效應， 第（2）列在第（1）列的基礎上加入年份固定效應和行業固定效應， 第（3）列在第（2）列的基礎上納入企業所在省域特征因素類的控制變量， 并控制了省域固定效應。結果顯示， 全要素生產率（TFP）的估計系數均在1%的水平上顯著為正， 表明全要素生產率顯著縮小了企業內部薪酬差距， 即全要素生產率越高的企業， 其內部薪酬差距越小， H1得到檢驗。

（三）穩健性檢驗

1. 更換解釋變量的估計方法。考慮到LP法可能對解釋變量全要素生產率的估計結果產生干擾， 本文進一步采用OP法重新估計全要素生產率得出 TFP_OP， 并引入模型（1）進行穩健性檢驗， 以保證實證結果的可靠性。結果顯示， TFP_OP的回歸系數顯著為正， 表明全要素生產率顯著縮小了企業內部薪酬差距。這表明， 更換全要素生產率估計方法后， 假設仍然得到驗證， 結論穩健。限于篇幅， 穩健性檢驗結果未予列示， 下同。

2. 更換被解釋變量的衡量方法。為了排除被解釋變量企業內部薪酬差距衡量方法對回歸結果的干擾， 本文對企業內部薪酬差距采用另一種方法度量， 即以高管平均工資與普通員工平均工資差值之絕對值的自然對數度量。結果顯示， TFP 的回歸系數顯著為負。這表明， 全要素生產率顯著抑制了企業內部薪酬差距， 假設依然成立， 結論穩健。

3. 排除“限薪令”因素影響。本文研究期間處于市場經濟完善的關鍵時期， 政府會適時出臺相關政策并影響企業內部薪酬差距， 從而對實證結果穩健性產生干擾。鑒于此， 本文梳理研究期間政府出臺的政策， 發現2014年政府出臺了“限薪令”， 對中央企業高管薪酬做出了限制性要求， 其影響也會外溢至民營企業。由此可見， “限薪令”政策對民營企業和國有企業內部薪酬差距形成不同的影響， 這可能對研究結論產生干擾。為此， 同時剔除國有企業樣本及 2014 年研究樣本， 以緩解“限薪令”對實證結果的干擾， 重新回歸以檢驗結論的穩健性。結果顯示， 全要素生產率仍然顯著抑制企業內部薪酬差距， 驗證了研究結論的穩健性。

4. 新增控制變量“最低工資標準”。企業內部薪酬差距 除了會受到“限薪令”的影響， 還會受到企業所在省域的“最低工資標準”的影響， 如上調最低工資標準引致普通員工工資增加， 從而縮小企業內部薪酬差距。為此， 新增變量最低工資標準并納入模型（1）， 重新回歸。結果顯示， 增加了控制變量最低工資標準后， 全要素生產率仍然顯著地抑制了企業內部薪酬差距， 研究結論的穩健性得到了進一步驗證。

5. 工具變量檢驗。內生性是實證研究中的重要問題。一方面， 企業內部薪酬差距受到的影響 因素較多， 可能存在遺漏變量問題。另一方面， 全要素生 產率影響企業內部薪酬差距， 同時全要素生產率與企 業內部薪酬差距可能存在潛在的反向因果關系。為此，? 本文將全要素生產率提前一 期， 從而具有較強的外生性， 有力地緩解了內生性。為 了進一步緩解潛在的內生性問題， 本文引入工具變量。 借鑒現有文獻的做法， 工具變量采用的是與該企業 在同行業同省域其他企業關鍵變量的平均值（彭 俞超等，2018）： 一是企業所在行業其他企業的全要素 生產率平均值 TFP_IV1； 二是企業所處同省域同行業其 他企業全要素生產率的平均值 TFP_IV2。計 算工具變量時， 剔除樣本公司自身后而計算其他企業的 平均值， 也就是將全要素生產率相對外生的部分“剝離” 出來， 并作為工具變量。同省域同行業其他企業全要 素生產率的平均值與該企業全要素生產率的水平相關， 同省域同行業的全要素生產率會影響企業的全要素生產率， 但并不會直接影響到該企業的內部薪酬差距， 從而符合工具變量條件。

五、 異質性與作用機制分析

（一）異質性分析

1. 內部控制。根據前文分析可知， 信息不對稱會影響企業內部薪酬差距。信息不對稱是信息披露誘發的結果， 而信息披 露受到企業內部控制的影響。這導致全要素生產率對企業內部薪酬差距的影響， 可能在內部控制健全程度不同的企業存在異質性。據此， 本文 從內部控制健全程度的角度， 考察全要素生產率對企 業內部薪酬差距縮小影響的異質性。具體來說， 選 取“迪博·中國上市公司內部控制指數”以衡量內部控 制健全程度， 內部控制指數越高， 表明企業內部控制越健 全， 根據內部控制指數的大小將樣本企業分為兩組。具體分組依據為： 內部控制指數大于中位數的，? 作為內部控制較為健全的企業， 取值為1； 內部控制指 數小于中位數的， 作為內部控制欠佳的企業， 取值為 0。兩組樣本重新應用前述模型（1）進行回歸， 結果如 表3第（1）、 （2）列所示。表3第（1）、 （2）結果表明， 全要 素生產率對企業內部薪酬差距縮小的影響， 僅在內部 控制健全的企業中顯著。也就是說， 內部控制健全的企 業， 能夠更好地向外披露與全要素生產率相關的信息， 從而進一步促進全要素生 產率縮小企業內部薪酬差距的作用。

2. 企業經營績效。企業經營績效是高管薪酬的重要決定因素， 高管薪酬隨著企業營業收入的增長而增加（Murphy，1985）。這不僅加大了企業的代理成本， 而且誘發了高管“天價薪酬”現象， 成為社會爭議的焦點， 并引起政府部門的重視。“限薪令”在國有企業產生了立竿見影的效果， 并逐漸輻射至民營企業。對于規模大、 經營績效好的企業， 其高管薪酬受到的影響較大， 表現為應景式高管薪酬的下調。為此， 本文依據企業經營績效指標中的營業利潤率將樣本企業分成兩組。具體分組依據為： 營業利潤率大于行業中位數的， 作為經營績效較高組， 取值為1； 營業利潤率小于行業中位數的， 作為經營績效較低組， 取值為0。兩組樣本重新應用模型（1）進行回歸， 結果如表3第（3）、 （4）列所示。結果表明， 全要素生產率對企業內部薪酬差距縮小的影響， 僅在經營績效較高的企業中顯著。也就是說， 經營績效較高的企業， 能夠更好地向外披露與全要素生產率相關的信息， 對外展現企業高質量發展的態勢， 從而在“限薪令”的影響下進一步促進了全要素生產率縮小企業內部薪酬差距的作用。

3. 經理人市場同群效應。經理人市場對高管薪酬契約具有相應的替代作用（ Holmstrom，1999）， 從而呈現市場同群效應。具體到高管薪酬也是如此， 當“限薪令”等政策出臺時， 企業控股股東出于自身逐利及回應社會關注的需要， 會削減高管天價薪酬， 這就形成了經理人市場同向同群的錦標賽效應。此時， 高管會順從同群效應， 否則會被市場“記憶”下來， 為經理人市場“事后結算”制度所規制。可見， 在“限薪令”的同群效應下， 高管“天價”薪酬的下降比較明顯。為此， 本文依據高管薪酬將樣本企業分成兩組。具體分級依據為： 高管薪酬大于行業中位數的， 作為薪酬同群引領組， 取值為1； 高管薪酬小于行業中位數的， 作為薪酬同群跟隨組， 取值為0。兩組樣本重新應用模型（1）展開回歸， 結果如表3第（5）、 （6）列所示。結果表明， 全要素生產率對企業內部薪酬差距縮小的影響， 僅在薪酬同群引領組的企業中顯著。也就是說， 高管薪酬高于同行企業， 其高管薪酬受到“限薪令”的影響更大， 表現為全要素生產率對企業內部薪酬差距縮小的作用較為顯著。

（二）作用機制分析

1. 基于信息渠道路徑的作用機制。全要素生產率高的企業， 具有向外傳遞信息的動力， 從而暢通了信息渠道路徑， 進而抑制企業內部薪酬差距。據此， 本文基于信息不對稱緩解的角度探究信息渠道路徑的中介效應， 以驗證全要素生產率作用于企業內部薪酬差距的路徑。借鑒現有文獻的做法， 采用修正Jones模型計算而得出的盈余管理水平， 作為中介變量信息渠道透明度的代理變量（孫雪嬌等，2021）。盈余管理水平（DA）值越大， 表明企業操縱利潤越嚴重， 掩蓋真實信息的動機越強， 相應的信息不對稱問題也越突出， 信息透明度也越低。為了考察信息渠道的中介作用， 在模型（1）的基礎上， 以盈余管理水平（DA）作為中介變量構建模型（3）和（4）， 從而形成中介效應模型。具體模型如下。

Mit=α0+α1TFPi， t-1+ α2Controli +

μ+δ +θ+γ+ε? ? ? ? ? ?（3）

gapit =α0+α1TFPi， t-1+Mit+

α2Controli+μ+δ+θ+γ +ε? ? （4）

其中， Mit為中介變量， Control為控制變量集合， 其余變量與前文相同。

表4中第（1）、 （2）、 （3）是對盈余管理水平（DA）的中介效應檢驗結果。其中第（1）列為全要素生產率對企業內部薪酬差距的顯著影響， 其結果與前文相似； 第（2）列的全要素生產率的系數顯著為負， 表明其降低了企業盈余管理水平（DA）， 提升了信息透明度， 從而緩解了信息不對稱； 第（3）列中全要素生產率顯著縮小了企業內部薪酬差距， 盈余管理水平的系數在5%的水平上顯著為負， 也就是透明的信息渠道縮小了企業內部薪酬差距。該結果表明， 全要素生產率引致的信息渠道暢通是其`抑制企業內部薪酬差距的重要機制。

2. 基于代理渠道路徑的作用機制。高管為了避免遭遇經理人市場“秋后算賬”， 會主動適應縮小收入差距的時代要求， 從而降低企業代理成本、 緩解代理沖突。據此， 本文借鑒現有研究成果， 應用管理費用率（Msac）作為企業代理渠道的代理變量（王亮亮等，2021）。這一變量在一定程度上反映了高管過度消費、 股東監督等成本， 體現了企業代理問題的嚴重程度， 引入模型（3）和（4）， 并與模型（1）一起用于考察企業代理渠道的中介效應， 回歸結果見表4第（4）、 （5）和（6）列。其中， 第（4）列全要素生產率的回歸系數與前文類似； 第（5）列回歸系數顯著為負， 表明全要素生產率降低了企業的代理成本； 第（6）列顯示了全要素生產率和代理成本對企業內部薪酬差距的影響。結果表明， 兩者均顯著地縮小企業內部薪酬差距， 即全要素生產率引致的代理渠道是其抑制企業內部薪酬差距的重要機制。

六、 延展性分析

縮小企業內部薪酬差距是新時代共同富裕的重要內容。但是， 全要素生產率縮小企業內部薪酬差距， 是提升普通員工薪酬還是降低高管薪酬， 還有待延展分析。眾所周知， 全要素生產率是一種資源配置效率， 其計算方法均考慮了各要素的投入量與成本（李小克和李小平，2022）。對于企業來說， 各要素配置優化的結果， 具體表現可能是多樣化的。如收入一定的情況下， 成本費用下降； 成本費用一定的情況下， 收入增加； 收入增加和成本費用下降兩者同時兼顧。這些均會增加企業利潤， 從而為縮小企業內部薪酬差距奠定基礎。據此， 企業可擬定內部薪酬差距縮小的方案有三： 一是普通員工工資不變， 降低高管薪酬； 二是高管薪酬不變， 提高普通員工薪酬； 三是企業內部薪酬同時增加， 但員工薪酬的增幅大于高管薪酬的增幅。這三種方案， 雖然均能達到縮小企業內部薪酬差距的目的， 但是企業傾向于哪種方案， 還需要進一步分析。

全要素生產率體現了企業高質量發展態勢， 發展成果由全體人民共享成為黨和政府的施政理念。這為企業落實黨和政府的政策提供了方向。具體來說， 企業黨組織參與公司治理， 特別是高管成為黨委會成員時， 他們響應國家相關政策的積極性會更高（馬連福等，2013）。這導致企業可能選擇前述方案二或方案三， 即增加普通員工收入。但是， 企業固有的資本逐利性， 導致企業在做出相關決策時會考慮盈利水平， 偏愛于降低成本費用。在共同富裕的社會背景下， 依據政治成本假說理論可知， 企業在落實黨和政府政策過程中為了降低成本， 降低高管薪酬就成為最佳選擇。這不僅回應了社會關切， 并且還有政策依據， 從而方案一成為最佳選擇。

為此， 本文從企業薪酬差距結構的視角展開考察。具體來說， 將薪酬差距結構分為合理薪酬差距（Normalgap）和高管超額薪酬差距（Overgap）。其中， 高管超額薪酬變量的衡量分三步計算得出。第一步， 估算高管職業合理薪酬。為此， 借鑒胡志穎等（2022）的做法， 采用 Core （2008）以及吳聯生等（2010）的方法構建高管職業薪酬預測模型。具體預測模型為： Payt=α0+α1 levt+α2sizet+α3roat+α4growtht+year+indu+prov+ε。其中， lev為負債水平， size為企業規模、 roa為盈利能力、 growth為成長性， indu、 year、 prov分別為控制行業、 時間、 省域固定效應， 由此模型估計出高管職業合理薪酬。第二步， 應用高管的平均薪酬減去此預測模型估計的高管職業合理薪酬， 即為高管超額薪酬。第三步， 計算“高管超額薪酬/員工平均薪酬”的比值， 從而得出高管超額薪酬差距（Overgap）之值。另外， 合理薪酬差距（Normalgap）為“高管職業合理薪酬/員工平均薪酬”比值。合理薪酬差距（Normalgap）和高管超額薪酬差距（Overgap）各自受到全要素生產率影響的結果如何， 需要進一步分析。

為此， 將合理薪酬差距（Normalgap）、 高管超額薪酬差距（Overgap）分別引入模型（1）進一步展開分析， 回歸結果如表5所示。其中， 第（1）列為全要素生產率對合理薪酬差距（Normalgap）的回歸結果， 相應系數為負但不顯著。這表明， 全要素生產率對企業內部薪酬差距的縮小， 不顯著增加員工薪酬； 第（2）列為全要素生產率對高管超額薪酬差距（Overgap）的回歸結果， 相應系數在5%的水平上顯著為負， 即高管超額薪酬差距受到全要素生產率顯著縮小的作用。這表明， 全要素生產率對企業內部薪酬差距的縮小， 顯著地表現為削減高管超額薪酬。延展性分析顯示， 反映企業高質量發展的全要素生產率， 促進了企業內部薪酬差距結構的合理性， 兼顧了公平和效率。

七、 結論及政策建議

（一）研究結論

本文以2010 ～ 2020年我國上市公司的數據為樣本， 考察全要素生產率對企業內部薪酬差距的影響和作用機制。研究發現： 全要素生產率對企業內部薪酬差距具有顯著的抑制作用。該結論在穩健性檢驗后依然成立。全要素生產率引致的信息不對稱緩解和代理成本下降， 是抑制企業內部薪酬差距的重要機制。全要素生產率抑制企業內部薪酬差距的效應， 在內部控制健全、 經營績效較好和高管薪酬大于行業中位數的公司中表現更為明顯。全要素生產率對企業內部薪酬差距的抑制作用， 具有結構層次性。該層次性具體表現為對企業合理薪酬差距的抑制作用不明顯， 對高管超額薪酬的抑制作用顯著。

（二）政策建議

1. 系統推進高質量發展， 縮小收入差距， 實現共同富裕。引致企業內部薪酬差距形成的一個重要原因是信息不對稱。全要素生產率是體現企業高質量發展的核心指標， 具有信息含量， 繼而發揮信息不對稱緩解的治理機制作用。本文的研究表明， 全要素生產率提升了企業信息透明度， 發揮了共同富裕的推進作用， 從而緩解了企業內部薪酬差距過大的問題。這表明， 地方政府不僅要推進高質量發展， 同時也要重視高質量發展對信息不對稱的治理作用， 促進收入差距的縮小。

2. 維護效率與公平的收入分配制度。企業涉及股東、 高管、 普通員工等各方主體的利益， 有的主體關注效率、 有的主體重視公平。因此， 在強調效率優先的同時， 也要兼顧公平， 兩者相輔相成， 效率為公平搭建平臺， 公平為效率提供活力。鑒于此， 地方政府要充分落實中國式現代化的制度安排， 督促企業建設并完善薪酬制度， 建立員工后續職業教育、 提升勞動者素質的長效機制， 持續緩解企業高管與普通員工間薪酬差距過大的問題。

3. 完善公司內部治理。企業內部薪酬差距反映了高管與普通員工在企業中收入分配的矛盾， 關鍵在于高管薪酬契約中重業績的傾向難以全面考核高管才能。本文研究發現， 全要素生產率對企業內部薪酬差距的作用， 在公司治理機制完善程度不同的企業中具有異質性。這表明企業應進一步優化治理機制， 完善薪酬契約考核體系的設計、 薪酬分配的決策和監督機制， 維護企業內部薪酬分配的效率和公平。

4. 強化人力資源流動平臺的建設， 促進人力資源合理配置。全要素生產率對企業內部薪酬差距的影響效應， 對人力資源流動平臺建設亦具有啟發性。本文研究發現， 全要素生產率對企業內部薪酬差距的影響效應， 其作用機理是全要素生產率的提高緩解了信息不對稱。這表明， 為縮小薪酬差距、 實現共同富裕， 普通員工在獲取相關信息后能夠無障礙自動流向高工資企業。此時， 地方政府應強化人力資源流動平臺的建設， 在促進人力資源合理配置的前提下實現薪酬差距縮小和共同富裕。

（三）不足與展望

囿于篇幅和全要素生產率的復雜性， 本研究還存在一定的局限性和有待進一步延展之處。具體而言， 全要素生產率縮小企業內部薪酬差距的機理較多， 如財富共享、 員工用腳投票、 員工持股計劃等， 這些均是重要機制。這也是作者未來進一步探究的方向。

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