万仁新

【摘要】基于2010 ～ 2020年沪深两市A股上市公司数据， 考察全要素生产率对企业内部薪酬差距的影响。研究发现： 全要素生产率对企业内部薪酬差距具有显著的抑制作用； 这种抑制作用通过缓解信息不对称和代理成本等路径实现且在内部控制健全、 经营绩效较好和高管薪酬大于行业中位数的公司中表现更为明显； 这种抑制作用具有结构层次性， 表现为对企业合理薪酬差距的抑制作用不显著， 对高管超额薪酬差距的作用较为显著。

【关键词】高质量发展；全要素生产率；薪酬差距；超额薪酬；信息不对称

【中图分类号】F275      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2023）18-0036-8

一、 引言

党的二十大提出， 共同富裕是社会主义的本质要求。该重大论断源于当前存在的收入差距问题。国家统计局针对全国收入差距的基尼系数显示， 1981年全国收入差距的基尼系数为0.31， 2008年上升到0.491， 2008年后仍处于高位（李实等，2018）。党的十九届五中全会提出， 至2035年全体人民共同富裕取得更为明显的实质性进展。党的二十大进一步强调， 共同富裕是中国式现代化的重要内容。由此可见， 缩小收入差距成为共同富裕战略推进中的重大问题。具体到实体企业， 表现为高管与普通员工之间的企业内部薪酬差距。

企业内部薪酬差距问题受到众多学者的关注， 相继有学者对企业内部薪酬差距的影响因素展开研究。一是企业内部影响因素。如： 技术进步存在技能偏向性并诱发技能溢价， 从而引致收入不平等（Autor等，1998）， 尤其是人工智能技术以设备资本为载体， 表现出技能偏向性的特征， 诱致高、 低技术部门劳动收入差距的扩大（王林辉等，2020）； 劳动者议价能力（张晓鹏和徐雷，2021）、 高管权力（方军雄，2011）、 高管背景（柳光强和孔高文，2021）等， 均对企业内部薪酬差距产生显著影响。二是企业外部因素。众所周知， 外部监督治理机制对企业具有治理作用（曾亚敏和张俊生，2009）， 从而影响企业内部薪酬差距。另外， 还有融资约束（汪伟等，2013）、 外商直接投资（王雄元和黄玉菁，2017）等外部因素也会对企业内部薪酬差距产生影响。已有研究较为丰富， 但同时也为本文的考察留下空间。

上述对企业内部薪酬差距的研究较为单一， 多数仅局限于考察劳动收入份额， 较少关注企业内部薪酬差距结构， 以及企业内部薪酬差距缩小的影响因素。众所周知， 企业内部薪酬差距的缩小是共同富裕的要义之一。高收入的支撑因素是高生产率（李实和朱梦冰，2022）， 也就是全要素生产率的提高促进高质量发展。为此， 党的十九届六中全会指出， 在高质量发展中促进共同富裕。可见， 高质量发展推进共同富裕， 是实现中国式现代化的本质要求。当前鲜少研究关注全要素生产率对企业内部薪酬差距的影响， 本文拟对此展开分析， 以弥补现有研究的不足。

与既往研究相比， 本研究可能的边际贡献体现在以下几方面： 一是从信息治理的视角， 本文的探索为进一步厘清生产率的信息治理机制能否作用于企业内薪酬差距提供了新的经验证据。既往研究鲜少关注全要素生产率对企业内部薪酬差距的影响。二是从全要素生产率的视角， 本文的探索有助于深入揭示高质量发展影响共同富裕推进的机制。现有研究主要集中于区域宏观、 企业微观高质量发展影响因素， 忽视了企业高质量发展对其内部薪酬差距的影响。三是从探索方法视角， 本文借助高质量发展实现共同富裕的政策构建自然实验， 清晰地刻画了全要素生产率缩小企业内部薪酬差距的具体效应。

二、 理论分析与研究假设

企业内部薪酬差距源于信息不对称， 这为全要素生产率发挥信息治理作用提供了更多可能。众所周知， 过大或过小的薪酬差距， 均会引起员工或高管的不满（Adams，1963；Grund和Sliwka，2005）。因此， 合理的薪酬差距是必要的（李实和朱梦冰，2022）， 这源于企业高管、 员工在企业中职责和角色的差异（缪毅和胡奕明，2016）， 合理的内部薪酬差距可确保企业高管、 员工等人力资源的稳定。有些企业的内部薪酬差距较大， 形成“天价”薪酬， 已超过了能够用价值差异等原因解释的范围（缪毅和胡奕明，2016）。这是信息不对称及其引致的委托代理问题所产生的结果。具体来说， 股东与管理层之间存在严重的信息不对称， 管理层作为实际经营人， 出于自利动机会利用其天然的信息优势误导甚至阻碍外部人的信息获取和解读， 引致相应的监督缺位， 从而产生突出的代理问题（Zhu，2019）。由代理理论可知， 公司高管的薪酬往往与业绩相挂钩（Jensen等，1976）， 高管自身甚至直接参与制定薪酬契约， 具有影响其薪酬的能力（Morse等，2011）。公司高管拥有会计政策选择权的绝对优势， 他可能通过盈余管理来调节公司业绩（谢德仁等，2014）， 还可能选择其他更为有利的业绩指标并增加其权重（缪毅和胡奕明，2016）以提升业绩， 进而实现高薪酬。在资本逐利的情况下， 这必然会挤占员工的工资收入， 继而扩大企业内部薪酬差距。以上均是高管利用权力获得信息优势进而操控薪酬的结果， 为全要素生产率发挥信息治理作用提供了机会。具体来说， 企业生产率具有信息含量， 有助于缓解信息不对称（周定根和杨晶晶，2016）， 从而缩小因信息不对称而引致的企业内部薪酬差距。

全要素生产率对企业内部薪酬差距的缩小作用， 可通过信息不对称的缓解实现（柳光强，2016）。众所周知， 全要素生产率是衡量企业高质量发展的重要指标， 具有丰富的信息含量， 从而受到公众的关注。依据政治成本假说理论可知， 受到公众关注的公司在落实政府政策过程中特别敏感， 为降低在此过程中的成本会采取相应的行动（Zimmerman，1983）。其中， 企业应用信息优势采取利己的信息披露方式， 是一种常见的举动。如企业寻租获得了超额利润， 为了避免受到处罚和承担舆论监督的压力， 往往向下进行盈余管理（陈骏和徐捍军，2019）。另外， 限薪令、 共同富裕成为全党全国的关注焦点。为此， 公司会选择“低调”行事， 适时把握会计信息质量（叶青等，2012；唐松等，2017）， 如企业会选择性操控信息透明度， 目的是降低企业在落实政府政策过程中的成本（Bushman和Piotroski，2006）。具体到新时代新征程建设社会主义现代化强国的党之中心任务， 特别是高质量发展推进共同富裕， 也是如此。企业同样会积极落实政府政策， 缩小内部薪酬差距， 避免受到公众的高度关注和舆论媒体的质疑， 并以此降低自身的政治成本。具体来说， 全要素生產率高的企业， 为了向外展现自身高质量发展的形象， 会主动降低自身与外部之间的信息不对称水平， 促进代理问题的缓解。为此， 企业会积极披露薪酬相关信息， 以增加信息透明度。若企业薪酬差距较大这一信息为舆论媒体、 社会公众和企业员工所关注， 就会引起强烈的质疑， 从而影响社会的和谐与稳定， 并引起政府部门的重视。企业为了避免薪酬差距问题产生的不良影响， 回应社会关切， 会缩小企业内部薪酬差距。由此可见， 全要素生产率的信息治理作用， 通过信息不对称及委托代理问题缓解而缩小企业内部薪酬差距。据此， 本文提出如下假设：

H1： 全要素生产率显著缩小了企业内部薪酬差距。

三、  研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文以我国A股上市公司2010 ～ 2020年的数据为样本， 之所以选择此期间的数据， 源于党的十八大提出了共同富裕战略。其中， 地域数据取自历年的《中国统计年鉴》， 企业财务数据取自CSMAR国泰安数据库。为了保证样本的有效性， 剔除了一些特殊样本， 主要包括： 財务数据不全的样本、 金融行业的样本、 财务异常的样本。同时， 对所有连续变量进行了上下1%分位的缩尾处理。

（二）模型设定

为了检验全要素生产率是否会显著缩小企业内部薪酬差距， 设计了实证模型（1）， 具体如下。

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

（1）

其中： gap为企业内部薪酬差距；  TFP为全要素生产率， 其系数 α1表示全要素生产率对企业内部薪酬差距的影响； Control为控制变量的集合。本文控制了企业个体（μ）、 地域（δ）和行业（θ）， 以控制不随时间变化的企业层面、 地域层面和行业层面等因素对实证结果的影响； 同时， 还控制了年份固定效应（γ）， 以控制随时间变化因素对实证结果的影响。另外， 在企业层面上聚类调整标准误。

（三）变量定义

1. 企业全要素生产率（TFP）。企业全要素生产率是本文的核心解释变量， 其估计方法有固定效应法、 最小二乘法（OLS法）、 广义矩估计法、 Olley-Pakes 法（OP 法）及Levinsohn-Petrin 法（LP 法）。其中， 固定效应法和最小二乘法覆盖的信息不够全面， 可能存在显著的内生性问题（王桂军和卢潇潇，2019）。与此相比较， 广义矩估计法可缓解内生性问题， 但其有较高的要求， 即样本需具备足够长的时间跨度（鲁晓东和连玉君，2012）。LP 法不但解决了最小二乘法的同时性偏差问题， 而且选用企业中间投入作为生产率的代理变量， 解决了因不存在投资引致的样本缺失问题， 并有效地缓解了内生性问题。结合这些方法的现实情况， 本文将以 LP 法计算的企业全要素生产率用于基准回归， 具体估算回归模型（2）如下， 在稳健性检验中采用OP 法（鲁晓东和 连玉君，2012）。

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

模型（2）基于柯布—道格拉斯生产函数而构建。其中： Y为企业年末的主营业务收入； L为劳动投入， 用职工人数衡量； K为资本投入， 用固定资产净值衡量； M为中间投入， 用企业报表中的“购买商品、 接受劳务支付现金”衡量。模型（2）回归后的残差为企业全要素生产率。

2. 企业内部薪酬差距（gap）。gap为企业高管（董事、 监事以及高管）工资与普通员工工资的差距， 采用两者的比值计算（柳光强和孔高文，2018）， 具体以普通员工平均工资与高管平均工资之比衡量， 该值越大， 表明薪酬差距越小。其中， 普通员工平均工资=（应付职工薪酬总额变化值+支付给职工以及为职工支付的现金-高管薪酬总额）/员工人数； 高管平均工资=高管薪酬总额/（董监高总人数-独立董事人数-未领取薪酬董事监事人数）。

3. 控制变量。企业内部薪酬差距的影响因素， 除关键变量全要素生产率外， 还有其他因素， 如企业特征因素类和企业所在省域因素类。其中， 企业特征因素类控制了以下相关变量： 负债水平（lev）， 以总负债除以总资产衡量； 企业规模（size）， 以总资产的自然对数衡量； 盈利能力（roa）， 以净利润除以总资产衡量； 现金流（cash）， 以经营活动产生的净现金流除以总资产衡量； 企业年龄（age）， 以“样本观测值所在年份-企业成立年份+1”取自然对数衡量； 劳动密度（labor）， 以员工人数除以总资产衡量； 股权集中度（top1）， 以第一大股东持股数量除以总股本衡量； 独立董事占比（indratio）， 以独立董事人数除以董事会总人数衡量； 产权性质（soe）， 国有企业取值为 1， 非国有企业取值为 0。企业所在省域因素也纳入控制变量范围， 主要包括： 经济发展水平（lnpgdp）， 取人均 GDP 的自然对数； 地方工资水平（avgwage）， 取职工平均工资的自然对数； 老龄化程度（olddep）， 取老年人抚养比值衡量。

四、  实证结果与分析

（一）描述性统计

变量的描述性统计结果见表1。表1显示， 企业内部薪酬差距（gap）的标准差为0.247， 均值为 0.343， 两者之比离散系数为0.72； 最小值为0.063， 最大值为1.858， 两者相差28倍之多。可见， 不同企业内部薪酬差距的差异较大。全要素生产率的均值为16.450， 中位数为16.363， 表明数据结果无明显偏态， 接近于宋敏等（2021）估计的结果。其他控制变量的统计结果与以往的研究几乎一致。

（二）基准回归

表 2 汇报了全要素生产率对企业内部薪酬差距影响的回归结果。第（1）列中仅引入了企业特征因素类的控制变量， 并控制了企业个体固定效应， 第（2）列在第（1）列的基础上加入年份固定效应和行业固定效应， 第（3）列在第（2）列的基础上纳入企业所在省域特征因素类的控制变量， 并控制了省域固定效应。结果显示， 全要素生产率（TFP）的估计系数均在1%的水平上显著为正， 表明全要素生产率显著缩小了企业内部薪酬差距， 即全要素生产率越高的企业， 其内部薪酬差距越小， H1得到检验。

（三）稳健性检验

1. 更换解释变量的估计方法。考虑到LP法可能对解释变量全要素生产率的估计结果产生干扰， 本文进一步采用OP法重新估计全要素生产率得出 TFP_OP， 并引入模型（1）进行稳健性检验， 以保证实证结果的可靠性。结果显示， TFP_OP的回归系数显著为正， 表明全要素生产率显著缩小了企业内部薪酬差距。这表明， 更换全要素生产率估计方法后， 假设仍然得到验证， 结论稳健。限于篇幅， 稳健性检验结果未予列示， 下同。

2. 更换被解释变量的衡量方法。为了排除被解释变量企业内部薪酬差距衡量方法对回归结果的干扰， 本文对企业内部薪酬差距采用另一种方法度量， 即以高管平均工资与普通员工平均工资差值之绝对值的自然对数度量。结果显示， TFP 的回归系数显著为负。这表明， 全要素生产率显著抑制了企业内部薪酬差距， 假设依然成立， 结论稳健。

3. 排除“限薪令”因素影响。本文研究期间处于市场经济完善的关键时期， 政府会适时出台相关政策并影响企业内部薪酬差距， 从而对实证结果稳健性产生干扰。鉴于此， 本文梳理研究期间政府出台的政策， 发现2014年政府出台了“限薪令”， 对中央企业高管薪酬做出了限制性要求， 其影响也会外溢至民营企业。由此可见， “限薪令”政策对民营企业和国有企业内部薪酬差距形成不同的影响， 这可能对研究结论产生干扰。为此， 同时剔除国有企业样本及 2014 年研究样本， 以缓解“限薪令”对实证结果的干扰， 重新回归以检验结论的稳健性。结果显示， 全要素生产率仍然显著抑制企业内部薪酬差距， 验证了研究结论的稳健性。

4. 新增控制变量“最低工资标准”。企业内部薪酬差距 除了会受到“限薪令”的影响， 还会受到企业所在省域的“最低工资标准”的影响， 如上调最低工资标准引致普通员工工资增加， 从而缩小企业内部薪酬差距。为此， 新增变量最低工资标准并纳入模型（1）， 重新回归。结果显示， 增加了控制变量最低工资标准后， 全要素生产率仍然显著地抑制了企业内部薪酬差距， 研究结论的稳健性得到了进一步验证。

5. 工具变量检验。内生性是实证研究中的重要问题。一方面， 企业内部薪酬差距受到的影响 因素较多， 可能存在遗漏变量问题。另一方面， 全要素生 产率影响企业内部薪酬差距， 同时全要素生产率与企 业内部薪酬差距可能存在潜在的反向因果关系。为此，  本文将全要素生产率提前一 期， 从而具有较强的外生性， 有力地缓解了内生性。为 了进一步缓解潜在的内生性问题， 本文引入工具变量。 借鉴现有文献的做法， 工具变量采用的是与该企业 在同行业同省域其他企业关键变量的平均值（彭 俞超等，2018）： 一是企业所在行业其他企业的全要素 生产率平均值 TFP_IV1； 二是企业所处同省域同行业其 他企业全要素生产率的平均值 TFP_IV2。计 算工具变量时， 剔除样本公司自身后而计算其他企业的 平均值， 也就是将全要素生产率相对外生的部分“剥离” 出来， 并作为工具变量。同省域同行业其他企业全要 素生产率的平均值与该企业全要素生产率的水平相关， 同省域同行业的全要素生产率会影响企业的全要素生产率， 但并不会直接影响到该企业的内部薪酬差距， 从而符合工具变量条件。

五、 异质性与作用机制分析

（一）异质性分析

1. 内部控制。根据前文分析可知， 信息不对称会影响企业内部薪酬差距。信息不对称是信息披露诱发的结果， 而信息披 露受到企业内部控制的影响。这导致全要素生产率对企业内部薪酬差距的影响， 可能在内部控制健全程度不同的企业存在异质性。据此， 本文 从内部控制健全程度的角度， 考察全要素生产率对企 业内部薪酬差距缩小影响的异质性。具体来说， 选 取“迪博·中国上市公司内部控制指数”以衡量内部控 制健全程度， 内部控制指数越高， 表明企业内部控制越健 全， 根据内部控制指数的大小将样本企业分为两组。具体分组依据为： 内部控制指数大于中位数的，  作为内部控制较为健全的企业， 取值为1； 内部控制指 数小于中位数的， 作为内部控制欠佳的企业， 取值为 0。两组样本重新应用前述模型（1）进行回归， 结果如 表3第（1）、 （2）列所示。表3第（1）、 （2）结果表明， 全要 素生产率对企业内部薪酬差距缩小的影响， 仅在内部 控制健全的企业中显著。也就是说， 内部控制健全的企 业， 能够更好地向外披露与全要素生产率相关的信息， 从而进一步促进全要素生 产率缩小企业内部薪酬差距的作用。

2. 企业经营绩效。企业经营绩效是高管薪酬的重要决定因素， 高管薪酬随着企业营业收入的增长而增加（Murphy，1985）。这不仅加大了企业的代理成本， 而且诱发了高管“天价薪酬”现象， 成为社会争议的焦点， 并引起政府部门的重视。“限薪令”在国有企业产生了立竿见影的效果， 并逐渐辐射至民营企业。对于规模大、 经营绩效好的企业， 其高管薪酬受到的影响较大， 表现为应景式高管薪酬的下调。为此， 本文依据企業经营绩效指标中的营业利润率将样本企业分成两组。具体分组依据为： 营业利润率大于行业中位数的， 作为经营绩效较高组， 取值为1； 营业利润率小于行业中位数的， 作为经营绩效较低组， 取值为0。两组样本重新应用模型（1）进行回归， 结果如表3第（3）、 （4）列所示。结果表明， 全要素生产率对企业内部薪酬差距缩小的影响， 仅在经营绩效较高的企业中显著。也就是说， 经营绩效较高的企业， 能够更好地向外披露与全要素生产率相关的信息， 对外展现企业高质量发展的态势， 从而在“限薪令”的影响下进一步促进了全要素生产率缩小企业内部薪酬差距的作用。

3. 经理人市场同群效应。经理人市场对高管薪酬契约具有相应的替代作用（ Holmstrom，1999）， 从而呈现市场同群效应。具体到高管薪酬也是如此， 当“限薪令”等政策出台时， 企业控股股东出于自身逐利及回应社会关注的需要， 会削减高管天价薪酬， 这就形成了经理人市场同向同群的锦标赛效应。此时， 高管会顺从同群效应， 否则会被市场“记忆”下来， 为经理人市场“事后结算”制度所规制。可见， 在“限薪令”的同群效应下， 高管“天价”薪酬的下降比较明显。为此， 本文依据高管薪酬将样本企业分成两组。具体分级依据为： 高管薪酬大于行业中位数的， 作为薪酬同群引领组， 取值为1； 高管薪酬小于行业中位数的， 作为薪酬同群跟随组， 取值为0。两组样本重新应用模型（1）展开回归， 结果如表3第（5）、 （6）列所示。结果表明， 全要素生产率对企业内部薪酬差距缩小的影响， 仅在薪酬同群引领组的企业中显著。也就是说， 高管薪酬高于同行企业， 其高管薪酬受到“限薪令”的影响更大， 表现为全要素生产率对企业内部薪酬差距缩小的作用较为显著。

（二）作用机制分析

1. 基于信息渠道路径的作用机制。全要素生产率高的企业， 具有向外传递信息的动力， 从而畅通了信息渠道路径， 进而抑制企业内部薪酬差距。据此， 本文基于信息不对称缓解的角度探究信息渠道路径的中介效应， 以验证全要素生产率作用于企业内部薪酬差距的路径。借鉴现有文献的做法， 采用修正Jones模型计算而得出的盈余管理水平， 作为中介变量信息渠道透明度的代理变量（孙雪娇等，2021）。盈余管理水平（DA）值越大， 表明企业操纵利润越严重， 掩盖真实信息的动机越强， 相应的信息不对称问题也越突出， 信息透明度也越低。为了考察信息渠道的中介作用， 在模型（1）的基础上， 以盈余管理水平（DA）作为中介变量构建模型（3）和（4）， 从而形成中介效应模型。具体模型如下。

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为中介变量， Control为控制变量集合， 其余变量与前文相同。

表4中第（1）、 （2）、 （3）是对盈余管理水平（DA）的中介效应检验结果。其中第（1）列为全要素生产率对企业内部薪酬差距的显著影响， 其结果与前文相似； 第（2）列的全要素生产率的系数显著为负， 表明其降低了企业盈余管理水平（DA）， 提升了信息透明度， 从而缓解了信息不对称； 第（3）列中全要素生产率显著缩小了企业内部薪酬差距， 盈余管理水平的系数在5%的水平上显著为负， 也就是透明的信息渠道缩小了企业内部薪酬差距。该结果表明， 全要素生产率引致的信息渠道畅通是其`抑制企业内部薪酬差距的重要机制。

2. 基于代理渠道路径的作用机制。高管为了避免遭遇经理人市场“秋后算账”， 会主动适应缩小收入差距的时代要求， 从而降低企业代理成本、 缓解代理冲突。据此， 本文借鉴现有研究成果， 应用管理费用率（Msac）作为企业代理渠道的代理变量（王亮亮等，2021）。这一变量在一定程度上反映了高管过度消费、 股东监督等成本， 体现了企业代理问题的严重程度， 引入模型（3）和（4）， 并与模型（1）一起用于考察企业代理渠道的中介效应， 回归结果见表4第（4）、 （5）和（6）列。其中， 第（4）列全要素生产率的回归系数与前文类似； 第（5）列回归系数显著为负， 表明全要素生产率降低了企业的代理成本； 第（6）列显示了全要素生产率和代理成本对企业内部薪酬差距的影响。结果表明， 两者均显著地缩小企业内部薪酬差距， 即全要素生产率引致的代理渠道是其抑制企业内部薪酬差距的重要机制。

六、 延展性分析

缩小企业内部薪酬差距是新时代共同富裕的重要内容。但是， 全要素生产率缩小企业内部薪酬差距， 是提升普通员工薪酬还是降低高管薪酬， 还有待延展分析。众所周知， 全要素生产率是一种资源配置效率， 其计算方法均考虑了各要素的投入量与成本（李小克和李小平，2022）。对于企业来说， 各要素配置优化的结果， 具体表现可能是多样化的。如收入一定的情况下， 成本费用下降； 成本费用一定的情况下， 收入增加； 收入增加和成本费用下降两者同时兼顾。这些均会增加企业利润， 从而为缩小企业内部薪酬差距奠定基础。据此， 企业可拟定内部薪酬差距缩小的方案有三： 一是普通员工工资不变， 降低高管薪酬； 二是高管薪酬不变， 提高普通员工薪酬； 三是企业内部薪酬同时增加， 但员工薪酬的增幅大于高管薪酬的增幅。这三种方案， 虽然均能达到缩小企业内部薪酬差距的目的， 但是企业倾向于哪种方案， 还需要进一步分析。

全要素生产率体现了企业高质量发展态势， 发展成果由全体人民共享成为党和政府的施政理念。这为企业落实党和政府的政策提供了方向。具体来说， 企业党组织参与公司治理， 特别是高管成为党委会成员时， 他们响应国家相关政策的积极性会更高（马连福等，2013）。这导致企业可能选择前述方案二或方案三， 即增加普通員工收入。但是， 企业固有的资本逐利性， 导致企业在做出相关决策时会考虑盈利水平， 偏爱于降低成本费用。在共同富裕的社会背景下， 依据政治成本假说理论可知， 企业在落实党和政府政策过程中为了降低成本， 降低高管薪酬就成为最佳选择。这不仅回应了社会关切， 并且还有政策依据， 从而方案一成为最佳选择。

为此， 本文从企业薪酬差距结构的视角展开考察。具体来说， 将薪酬差距结构分为合理薪酬差距（Normalgap）和高管超额薪酬差距（Overgap）。其中， 高管超额薪酬变量的衡量分三步计算得出。第一步， 估算高管职业合理薪酬。为此， 借鉴胡志颖等（2022）的做法， 采用 Core （2008）以及吴联生等（2010）的方法构建高管职业薪酬预测模型。具体预测模型为： Payt=α0+α1 levt+α2sizet+α3roat+α4growtht+year+indu+prov+ε。其中， lev为负债水平， size为企业规模、 roa为盈利能力、 growth为成长性， indu、 year、 prov分别为控制行业、 时间、 省域固定效应， 由此模型估计出高管职业合理薪酬。第二步， 应用高管的平均薪酬减去此预测模型估计的高管职业合理薪酬， 即为高管超额薪酬。第三步， 计算“高管超额薪酬/员工平均薪酬”的比值， 从而得出高管超额薪酬差距（Overgap）之值。另外， 合理薪酬差距（Normalgap）为“高管职业合理薪酬/员工平均薪酬”比值。合理薪酬差距（Normalgap）和高管超额薪酬差距（Overgap）各自受到全要素生产率影响的结果如何， 需要进一步分析。

为此， 将合理薪酬差距（Normalgap）、 高管超额薪酬差距（Overgap）分别引入模型（1）进一步展开分析， 回归结果如表5所示。其中， 第（1）列为全要素生产率对合理薪酬差距（Normalgap）的回归结果， 相应系数为负但不显著。这表明， 全要素生产率对企业内部薪酬差距的缩小， 不显著增加员工薪酬； 第（2）列为全要素生产率对高管超额薪酬差距（Overgap）的回归结果， 相应系数在5%的水平上显著为负， 即高管超额薪酬差距受到全要素生产率显著缩小的作用。这表明， 全要素生产率对企业内部薪酬差距的缩小， 显著地表现为削减高管超额薪酬。延展性分析显示， 反映企业高质量发展的全要素生产率， 促进了企业内部薪酬差距结构的合理性， 兼顾了公平和效率。

七、 结论及政策建议

（一）研究结论

本文以2010 ～ 2020年我国上市公司的数据为样本， 考察全要素生产率对企业内部薪酬差距的影响和作用机制。研究发现： 全要素生产率对企业内部薪酬差距具有显著的抑制作用。该结论在稳健性检验后依然成立。全要素生产率引致的信息不对称缓解和代理成本下降， 是抑制企业内部薪酬差距的重要机制。全要素生产率抑制企业内部薪酬差距的效应， 在内部控制健全、 经营绩效较好和高管薪酬大于行业中位数的公司中表现更为明显。全要素生产率对企业内部薪酬差距的抑制作用， 具有结构层次性。该层次性具体表现为对企业合理薪酬差距的抑制作用不明显， 对高管超额薪酬的抑制作用显著。

（二）政策建议

1. 系统推进高质量发展， 缩小收入差距， 实现共同富裕。引致企业内部薪酬差距形成的一个重要原因是信息不对称。全要素生产率是体现企业高质量发展的核心指标， 具有信息含量， 继而发挥信息不对称缓解的治理机制作用。本文的研究表明， 全要素生产率提升了企业信息透明度， 发挥了共同富裕的推进作用， 从而缓解了企业内部薪酬差距过大的问题。这表明， 地方政府不仅要推进高质量发展， 同时也要重视高质量发展对信息不对称的治理作用， 促进收入差距的缩小。

2. 维护效率与公平的收入分配制度。企業涉及股东、 高管、 普通员工等各方主体的利益， 有的主体关注效率、 有的主体重视公平。因此， 在强调效率优先的同时， 也要兼顾公平， 两者相辅相成， 效率为公平搭建平台， 公平为效率提供活力。鉴于此， 地方政府要充分落实中国式现代化的制度安排， 督促企业建设并完善薪酬制度， 建立员工后续职业教育、 提升劳动者素质的长效机制， 持续缓解企业高管与普通员工间薪酬差距过大的问题。

3. 完善公司内部治理。企业内部薪酬差距反映了高管与普通员工在企业中收入分配的矛盾， 关键在于高管薪酬契约中重业绩的倾向难以全面考核高管才能。本文研究发现， 全要素生产率对企业内部薪酬差距的作用， 在公司治理机制完善程度不同的企业中具有异质性。这表明企业应进一步优化治理机制， 完善薪酬契约考核体系的设计、 薪酬分配的决策和监督机制， 维护企业内部薪酬分配的效率和公平。

4. 强化人力资源流动平台的建设， 促进人力资源合理配置。全要素生产率对企业内部薪酬差距的影响效应， 对人力资源流动平台建设亦具有启发性。本文研究发现， 全要素生产率对企业内部薪酬差距的影响效应， 其作用机理是全要素生产率的提高缓解了信息不对称。这表明， 为缩小薪酬差距、 实现共同富裕， 普通员工在获取相关信息后能够无障碍自动流向高工资企业。此时， 地方政府应强化人力资源流动平台的建设， 在促进人力资源合理配置的前提下实现薪酬差距缩小和共同富裕。

（三）不足与展望

囿于篇幅和全要素生产率的复杂性， 本研究还存在一定的局限性和有待进一步延展之处。具体而言， 全要素生产率缩小企业内部薪酬差距的机理较多， 如财富共享、 员工用脚投票、 员工持股计划等， 这些均是重要机制。这也是作者未来进一步探究的方向。

【 主 要 参 考 文 献 】

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