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党组织嵌入公司治理对高管—员工薪酬差距的影响研究

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夏雪花, 李佳奇. 党组织嵌入公司治理对高管—员工薪酬差距的影响研究[J]. 西南大学学报(社会科学版), 2024, 50(2): 143-155. doi: 10.13718/j.cnki.xdsk.2024.02.012
引用本文: 夏雪花, 李佳奇. 党组织嵌入公司治理对高管—员工薪酬差距的影响研究[J]. 西南大学学报(社会科学版), 2024, 50(2): 143-155. doi: 10.13718/j.cnki.xdsk.2024.02.012
XIA Xuehua, LI Jiaqi. Impact of Embedding Party Organizations in Corporate Governance on the Executive-Employee Pay Gap[J]. Journal of Southwest University Social Science Edition, 2024, 50(2): 143-155. doi: 10.13718/j.cnki.xdsk.2024.02.012
Citation: XIA Xuehua, LI Jiaqi. Impact of Embedding Party Organizations in Corporate Governance on the Executive-Employee Pay Gap[J]. Journal of Southwest University Social Science Edition, 2024, 50(2): 143-155. doi: 10.13718/j.cnki.xdsk.2024.02.012

党组织嵌入公司治理对高管—员工薪酬差距的影响研究

详细信息
    作者简介:

    夏雪花,南京财经大学会计学院,讲师 .

  • 中图分类号: F272.91

Impact of Embedding Party Organizations in Corporate Governance on the Executive-Employee Pay Gap

  • 摘要:

    收入分配制度的合理性是保障社会公平与正义的关键。然而,随着高管薪酬对企业绩效的作用逐渐凸显,高管薪酬不断提高致使高管“天价薪酬”成为普遍现象,引起理论界和实务界的广泛关注。基于我国特殊的公司治理制度,以2010-2021年我国沪深A股上市公司为研究样本对党组织嵌入公司治理是否影响以及如何影响高管—员工薪酬差距进行研究,发现党组织融嵌公司治理有助于抑制高管—员工薪酬差距,而且党组织融嵌程度越高,对高管—员工薪酬差距的抑制作用越强;此外,这种抑制作用对国有企业、董事长或总经理无政治关联、市场化程度低的企业更显著;进一步分析发现,党组织嵌入公司治理可以通过抑制管理层权力的扩大和降低企业风险进而抑制高管—员工薪酬差距。从中国特色的党组织嵌入公司治理视角探讨高管—员工薪酬差距的影响因素以及作用机制,对于丰富薪酬差距影响因素研究和党组织嵌入公司治理效应研究方面的文献,加强党组织建设、全面促进党组织建设与公司治理结构的有机结合、优化收入分配制度改革具有借鉴意义。

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  • 表 1  变量具体说明

    变量名称 变量符号 变量定义
    高管—员工薪酬差距 Gap 见上述文中说明
    党组织嵌入公司治理 Party 见上述文中说明
    股权集中度 Top5 前五大股东持股比例的平方和
    现金持有水平 Cash 经营活动产生的净现金流量与总资产的比率
    成长能力 Growth (本期营业收入-上期营业收入)/上期营业收入
    资产负债率 Lev 资产负债率=负债总额/资产总额
    公司规模 Size 期末总资产,取自然对数
    产权性质 Soe 实际控制人性质为国企时,则取1,否则取0
    员工数量 Labor 企业员工数量的自然对数
    中部地区虚拟变量 Central 若公司位于中部地区,则取1,否则取0
    西部地区虚拟变量 West 若公司位于西部地区,则取1,否则取0
    年度虚拟变量 Yr 年度
    行业虚拟变量 Ind 行业
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    表 2  描述性统计结果

    变量 样本量 平均值 标准差 最小值 中位数 最大值
    Gap 18 501 7.784 8 6.348 6 1.358 4 5.863 3 43.803 0
    Party 18 501 0.144 4 0.171 1 0 0.076 9 0.736 8
    Partyds 18 501 0.162 4 0.195 1 0 0.111 1 0.777 8
    Partyjs 18 501 0.163 4 0.243 8 0 0 1
    Partygg 18 501 0.123 7 0.214 6 0 0 1
    Top5 18 501 0.161 5 0.115 8 0 0.131 3 0.575 4
    Cash 18 501 0.047 5 0.069 1 -0.239 6 0.046 3 0.257 9
    Growth 18 501 0.167 5 0.404 8 -0.667 7 0.104 8 4.024 2
    Lev 18 501 0.457 4 0.201 0 0.031 9 0.456 4 0.906 0
    Size 18 501 22.451 0 1.270 1 19.629 0 22.297 0 26.413 0
    Soe 18 501 0.463 2 0.498 7 0 0 1
    Labor 18 501 7.935 5 1.192 6 4.585 0 7.880 4 11.214 0
    Central 18 501 0.178 3 0.382 7 0 0 1
    West 18 501 0.155 7 0.362 5 0 0 1
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    表 3  单变量分析结果

    低嵌入组 高嵌入组 T-test Wilcoxon test
    样本量 均值 中位数 样本量 均值 中位数 T值 Z值
    Gap 9 582 8.533 7 6.536 8 8 919 6.980 2 5.176 0 16.756 4*** 21.883***
    注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著
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    表 4  基准回归结果

    (1) (2) (3) (4)
    变量 Gap Gap Gap Gap
    Party -2.6050***
    (-4.678 1)
    Partyds -1.629 5***
    (-3.805 0)
    Partyjs -0.857 2***
    (-3.281 4)
    Partygg -0.890 4**
    (-2.401 7)
    _Cons -8.456 8**
    (-2.361 3)
    -8.775 1**
    (-2.442 3)
    -8.677 6**
    (-2.401 3)
    -8.501 7**
    (-2.356 2)
    Controls Y Y Y Y
    Yr Fe Y Y Y Y
    Ind Fe Y Y Y Y
    N 18 501 18 501 18 501 18 501
    r2_a 0.136 0.135 0.134 0.134
    注:***、**、*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著;括号内为t值,下同
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    表 5  Heckman两阶段、倾向得分匹配检验结果

    Heckman两阶段模型 倾向得分匹配法
    (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8)
    变量 Gap Gap Gap Gap Gap Gap Gap Gap
    Party -2.583 6***
    (-4.640 9)
    -2.140 5***
    (-3.892 6)
    Partyds -1.608 4***
    (-3.763 0)
    -1.362 3***
    (-3.189 2)
    Partyjs -0.844 1***
    (-3.226 2)
    -0.697 9***
    (-2.650 8)
    Partygg -0.891 2**
    (-2.414 1)
    -0.713 8**
    (-1.978 5)
    IMR -3.078 2*
    (-1.700 7)
    -3.092 5*
    (-1.714 9)
    -3.213 3*
    (-1.771 7)
    -3.274 1*
    (-1.802 7)
    _Cons -4.940 7
    (-1.144 1)
    -5.212 3
    (-1.204 1)
    -4.964 0
    (-1.141 4)
    -4.690 6
    (-1.079 8)
    -5.458 9
    (-1.245 9)
    -5.850 5
    (-1.325 8)
    -5.654 4
    (-1.277 0)
    -5.509 6
    (-1.250 2)
    Controls Y Y Y Y Y Y Y Y
    Yr Fe Y Y Y Y Y Y Y Y
    Ind Fe Y Y Y Y Y Y Y Y
    N 18 440 18 440 18 440 18 440 11 970 11 970 11 970 11 970
    r2_a 0.136 0.135 0.135 0.134 0.127 0.126 0.125 0.125
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    表 6  滞后被解释变量检验结果

    高管—员工薪酬差距滞后一期 高管—员工薪酬差距滞后两期
    (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8)
    变量 Gapt+1 Gapt+1 Gapt+1 Gapt+1 Gapt+2 Gapt+2 Gapt+2 Gapt+2
    Party -2.199 6***
    (-3.478 7)
    -1.328 0**
    (-2.114 6)
    Partyds -1.573 9***
    (-3.068 5)
    -1.498 1***
    (-2.763 7)
    Partyjs -0.580 6**
    (-1.962 4)
    -0.352 3
    (-1.189 0)
    Partygg -0.728 1*
    (-1.727 2)
    -0.303 9
    (-0.733 6)
    _Cons -15.285 7***
    (-3.241 4)
    -15.546 5***
    (-3.279 9)
    -15.604 2***
    (-3.296 5)
    -15.361 4***
    (-3.241 4)
    -13.162 1***
    (-3.083 8)
    -13.180 4***
    (-3.085 3)
    -13.348 0***
    (-3.118 6)
    -13.381 0***
    (-3.122 2)
    Controls Y Y Y Y Y Y Y Y
    Yr Fe Y Y Y Y Y Y Y Y
    Ind Fe Y Y Y Y Y Y Y Y
    N 15 091 15 091 15 091 15 091 13 172 13 172 13 172 13 172
    r2_a 0.098 0.098 0.097 0.097 0.055 0.056 0.055 0.055
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    表 7  更换被解释变量检验结果

    (1) (2) (3) (4)
    变量 Gap2 Gap2 Gap2 Gap2
    Party -2.601 3***
    (-4.167 5)
    Partyds -1.713 6***
    (-3.545 5)
    Partyjs -0.766 3***
    (-2.628 1)
    Partygg -0.841 4**
    (-2.050 3)
    _Cons -11.988 2***
    (-2.952 1)
    -12.303 6***
    (-3.019 3)
    -12.223 7***
    (-2.984 6)
    -12.050 2***
    (-2.948 8)
    Controls Y Y Y Y
    Yr Fe Y Y Y Y
    Ind Fe Y Y Y Y
    N 0.133 0.132 0.131 0.131
    r2_a 18 501 18 501 18 501 18 501
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    表 8  作用机制检验结果

    管理层权力 企业风险承担水平
    (1) (2) (3) (4) (5) (6)
    变量 Gap Power Gap Gap Risk Gap
    Party -2.605 0***
    (-4.678 1)
    -0.125 1***
    (-3.039 0)
    -2.558 0***
    (-4.580 1)
    -2.605 0***
    (-4.678 1)
    -0.010 2***
    (-2.592 3)
    -2.574 8***
    (-4.619 8)
    Power 0.375 8**
    (2.107 5)
    Risk 2.970 1**
    (2.269 8)
    _Cons -8.456 8**
    (-2.361 3)
    -0.411 4*
    (-1.714 1)
    -8.302 2**
    (-2.311 7)
    -8.456 8**
    (-2.361 3)
    0.346 7***
    (10.753 2)
    -9.486 7***
    (-2.588 9)
    Controls Y Y Y Y Y Y
    Yr Fe Y Y Y Y Y Y
    Ind Fe Y Y Y Y Y Y
    N 18 501 18 501 18 501 18 501 18 501 18 501
    r2_a 0.136 0.018 0.136 0.136 0.083 0.136
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    表 9  外部政策环境影响检验结果

    党的十八大召开前 党的十八大召开后
    (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8)
    变量 Gap Gap Gap Gap Gap Gap Gap Gap
    Party -0.737 7
    (-0.654 5)
    -2.438 9***
    (-4.113 3)
    Partyds -1.645 0
    (-1.544 8)
    -1.447 7***
    (-3.111 4)
    Partyjs 0.141 7
    (0.250 1)
    -0.816 5***
    (-2.842 5)
    Partygg 0.340 5
    (0.514 6)
    -0.851 3**
    (-2.194 1)
    _Cons -18.853 8*
    (-1.899 6)
    -18.931 2*
    (-1.918 6)
    -18.888 5*
    (-1.894 8)
    -18.895 4*
    (-1.893 4)
    -12.157 0***
    (-3.007 4)
    -12.266 1***
    (-3.025 6)
    -12.392 2***
    (-3.034 1)
    -12.256 7***
    (-3.009 4)
    Controls Y Y Y Y Y Y Y Y
    Yr Fe Y Y Y Y Y Y Y Y
    Ind Fe Y Y Y Y Y Y Y Y
    N 3 934 3 934 3 934 3 934 14 567 14 567 14 567 14 567
    r2_a 0.166 0.167 0.166 0.166 0.138 0.137 0.137 0.137
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    表 10  异质性检验结果

    产权性质 政治关联 市场化程度
    国有企业 非国有企业 有政治关联 无政治关联 市场化程度高 市场化程度低
    (1) (2) (3) (4) (5) (6)
    变量 Gap Gap Gap Gap Gap Gap
    Party -1.887 1***
    (-3.113 6)
    -0.060 1
    (-0.042 2)
    -1.510 8
    (-0.685 6)
    -2.342 7***
    (-3.988 7)
    -2.194 9**
    (-2.285 7)
    -2.267 0***
    (-3.522 1)
    _Cons -4.094 9
    (-0.779 4)
    -10.621 1**
    (-2.381 8)
    12.510 5
    (0.406 7)
    -3.128 5
    (-0.750 5)
    -2.819 0
    (-0.578 0)
    -8.933 1*
    (-1.815 3)
    Controls Y Y Y Y Y Y
    Yr Fe Y Y Y Y Y Y
    Ind Fe Y Y Y Y Y Y
    N 8 570 9 931 389 12 339 9 651 8 850
    r2_a 0.109 0.167 0.180 0.122 0.162 0.130
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  • [1] CHIU Y B, LEE C C. Financial development, income inequality, and country risk[J]. Journal of international money and finance, 2019(93): 1-18.
    [2] LEE C C, XING W W, LEE C C. The impact of energy security on income inequality: the key role of economic development[J]. Energy, 2022(248): Article 123564.
    [3] doi: http://journalistsresource.org/studies/economics/jobs/determinants-effects-ceo-employee-pay-ratios?utm_source=rss& FALEVE O, REIS E, VENKATESWARAN A. The determinants and effects of CEO-employee pay ratios[J]. Journal of banking and finance, 2013(37): 3258-3272.
    [4] 方军雄. 高管权力与企业薪酬变动的非对称性[J]. 经济研究, 2011(46): 107-120. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-JJYJ201104010.htm
    [5] 黎文靖, 胡玉明. 国企内部薪酬差距激励了谁?[J]. 经济研究, 2012(47): 125-136. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-JJYJ201212011.htm
    [6] 步丹璐, 张晨宇, 林腾. 晋升预期降低了国有企业薪酬差距吗?[J]. 会计研究, 2017(1): 82-88. doi: 10.3969/j.issn.1003-2886.2017.01.012
    [7] CONYON, MJ, PECK, S L. Board control, remuneration committees, and top management compensation[J]. Academy of management journal, 1998(41): 146-157.
    [8] 徐灿宇, 李烜博, 梁上坤. 董事会断裂带与企业薪酬差距[J]. 金融研究, 2021(7): 172-189. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-JRYJ202107010.htm
    [9] 柳光强, 孔高文. 高管海外经历是否提升了薪酬差距[J]. 管理世界, 2018(34): 130-142. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-GLSJ201808012.htm
    [10] 刘子君, 刘智强, 廖建桥. 上市公司高管团队薪酬差距影响因素与影响效应: 基于本土特色的实证研究[J]. 管理评论, 2011(23): 119-127. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-ZWGD201109015.htm
    [11] 吴昊旻, 墨沈微, 孟庆玺. 公司战略可以解释高管与员工的薪酬差距吗?[J]. 管理科学学报, 2018(21): 105-117. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-JCYJ201809008.htm
    [12] WONG T J. Corporate governance research on listed firms in China: Institutions, governance and accountability[J]. Foundations and trends(R) in accounting, 2016(9): 259-326.
    [13] 陆正飞, 王雄元, 张鹏. 国有企业支付了更高的职工工资吗?[J]. 经济研究, 2012(47): 28-39. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-JJYJ201203005.htm
    [14] 缪毅, 胡奕明. 产权性质、薪酬差距与晋升激励[J]. 南开管理评论, 2014(17): 4-12. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-LKGP201404002.htm
    [15] 陈震, 丁忠明. 基于管理层权力理论的垄断企业高管薪酬研究[J]. 中国工业经济, 2011(9): 119-129. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-GGYY201109014.htm
    [16] 王元芳, 马连福. 党组织嵌入对企业行为自律的影响——基于企业风险的视角[J]. 外国经济与管理, 2021(43): 19-34. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-WGJG202112002.htm
    [17] 付景涛, 周林子, 胡珺. 党组织治理、身份认同与企业"脱虚返实"[J]. 中南财经政法大学学报, 2022(6): 14-27. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-ZLCJ202206002.htm
    [18] 郑登津, 袁薇, 邓祎璐. 党组织嵌入与民营企业财务违规[J]. 管理评论, 2020(32): 228-243+253. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-ZWGD202008020.htm
    [19] 赖明发, 陈维韬, 郑开焰. 国有企业融资优势与投资效率背离之谜——基于产权与产业的比较分析[J]. 经济问题, 2019(5): 58-66. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-JJWT201905008.htm
    [20] 马连福, 王元芳, 沈小秀. 国有企业党组织治理、冗余雇员与高管薪酬契约[J]. 管理世界, 2013(5): 100-115+130. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-GLSJ201305011.htm
    [21] 李源潮. 以改革创新精神推进国有企业党的建设把党的政治优势转化为企业科学发展优势[J]. 求是, 2009(17): 3-8. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-QUSI200917003.htm
    [22] 王元芳, 马连福. 国有企业党组织能降低代理成本吗?——基于"内部人控制"的视角[J]. 管理评论, 2014(26): 138-151. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-ZWGD201410014.htm
    [23] 陈红, 胡耀丹, 纳超洪. 党组织参与公司治理、管理者权力与薪酬差距[J]. 山西财经大学学报, 2018(40): 84-97. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-SXCJ201802007.htm
    [24] 于连超, 张卫国, 毕茜. 党组织嵌入与企业环境信息披露[J]. 江西财经大学学报, 2019(2): 91-109. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-JXCZ201902010.htm
    [25] 董静, 吕孟丽. "输血"还是"造血": 党组织嵌入公司治理与企业扶贫[J]. 财经研究, 2023(49): 34-48. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-CJYJ202303003.htm
    [26] 董志强, 魏下海. 党组织在民营企业中的积极作用——以职工权益保护为例的经验研究[J]. 经济学动态, 2018(1): 14-26. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-JJXD201801005.htm
    [27] BEBCHUK L A, FRIED JM, WALKER D I. Managerial power and rent extraction in the design of executive compensation[J]. University of chicago law review, 2002(69): 751-846.
    [28] 罗宏, 黄敏, 周大伟等. 政府补助、超额薪酬与薪酬辩护[J]. 会计研究, 2014(1): 42-48+95. doi: 10.3969/j.issn.1003-2886.2014.01.007
    [29] JACKSON S B, LOPEZ T J, REITENGA A L. Accounting fundamentals and CEO bonus compensation[J]. Journal of accounting and public policy, 2008(27): 374-393.
    [30] SHAVELL S. Risk sharing and incentives in the principal and agent relationship[J]. The bell journal of economics, 1979(10): 55-73.
    [31] GRAY S R, CANNELLA A A. The role of risk in executive compensation[J]. Journal of management, 1997(23): 517-540.
    [32] HOLMSTROM B. Moral hazard in teams[J]. The bell journal of economics, 1982(13): 324-340.
    [33] DIAMOND D W, VERRECCHIA R E. Optimal managerial contracts and equilibrium security prices[J]. The journal of finance, 1982(37): 275-287.
    [34] CHENG Q, FARBER D B. Earnings restatements, changes in CEO compensation, and firm performance[J]. Accounting review, 2008(83): 1217-1250.
    [35] FACCIO M, MARCHICAM T, MURA R. Large shareholder diversification and corporate risk-taking[J]. The review of financial studies, 2011(24): 3601-3641.
    [36] 程海艳, 李明辉. 党组织参与治理对上市公司慈善捐赠的影响[J]. 商业经济与管理, 2020(5): 48-61. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-SYJG202005005.htm
    [37] 步丹璐, 王晓艳. 政府补助、软约束与薪酬差距[J]. 南开管理评论, 2014(17): 23-33. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-LKGP201402004.htm
    [38] 王稳华. 党组织参与公司治理对会计信息质量的影响研究[D]. 昆明: 云南财经大学, 2022.
    [39] 代彬, 谈星辰, 刘星. 党组织嵌入能否遏制国企高管自利行为?——来自中国国有上市公司的经验证据[J]. 西部论坛, 2020(30): 97-112. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-CQSY202005012.htm
    [40] 张蕊, 蒋煦涵. 党组织治理、市场化进程与社会责任信息披露[J]. 当代财经, 2019(3): 130-139. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-DDCJ201903013.htm
    [41] 翟淑萍, 毛文霞, 白梦诗. 国有上市公司杠杆操纵治理研究——基于党组织治理视角[J]. 证券市场导报, 2021(11): 12-23. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-ZQDB202111002.htm
    [42] 杨志强, 王华. 公司内部薪酬差距、股权集中度与盈余管理行为——基于高管团队内和高管与员工之间薪酬的比较分析[J]. 会计研究, 2014(6): 57-65+97. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-KJYJ201406008.htm
    [43] 温忠麟, 张雷, 侯杰泰, 等. 中介效应检验程序及其应用[J]. 心理学报, 2004(5): 614-620. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-XLXB200405016.htm
    [44] 刘剑民, 张莉莉, 杨晓璇. 政府补助、管理层权力与国有企业高管超额薪酬[J]. 会计研究, 2019(8): 64-70. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-KJYJ201908009.htm
    [45] JOHNK, LITOV L, YEUNG B. Corporate governance and risk-taking[J]. The journal of finance, 2008(63): 1679-1728.
    [46] 宋常, 王丽娟, 王美琪. 员工持股计划与审计收费——基于我国A股上市公司的经验证据[J]. 审计研究, 2020(1): 51-58. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-SJYZ202001008.htm
    [47] 柳光强, 孔高文. 高管海外经历是否提升了薪酬差距[J]. 管理世界, 2018(34): 130-142. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-GLSJ201808012.htm
    [48] WU W F, WU C F, RUI O M. Ownershipand the value of political connections: Evidence from China[J]. European financial management, 2012(18): 695-729.
    [49] 李姝, 谢晓嫣. 民营企业的社会责任、政治关联与债务融资——来自中国资本市场的经验证据[J]. 南开管理评论, 2014(17): 30-40. doi: https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-LKGP201406005.htm
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  • 刊出日期:  2024-03-01

党组织嵌入公司治理对高管—员工薪酬差距的影响研究

    作者简介: 夏雪花,南京财经大学会计学院,讲师
  • 1. 南京财经大学 会计学院,江苏 南京 210023
  • 2. 西南大学 经济管理学院,重庆 400715

摘要: 

收入分配制度的合理性是保障社会公平与正义的关键。然而,随着高管薪酬对企业绩效的作用逐渐凸显,高管薪酬不断提高致使高管“天价薪酬”成为普遍现象,引起理论界和实务界的广泛关注。基于我国特殊的公司治理制度,以2010-2021年我国沪深A股上市公司为研究样本对党组织嵌入公司治理是否影响以及如何影响高管—员工薪酬差距进行研究,发现党组织融嵌公司治理有助于抑制高管—员工薪酬差距,而且党组织融嵌程度越高,对高管—员工薪酬差距的抑制作用越强;此外,这种抑制作用对国有企业、董事长或总经理无政治关联、市场化程度低的企业更显著;进一步分析发现,党组织嵌入公司治理可以通过抑制管理层权力的扩大和降低企业风险进而抑制高管—员工薪酬差距。从中国特色的党组织嵌入公司治理视角探讨高管—员工薪酬差距的影响因素以及作用机制,对于丰富薪酬差距影响因素研究和党组织嵌入公司治理效应研究方面的文献,加强党组织建设、全面促进党组织建设与公司治理结构的有机结合、优化收入分配制度改革具有借鉴意义。

English Abstract

  • 收入分配的不平等不仅会带来经济问题,也会带来政治问题和金融危机[1],因此,“如何改善收入不平等”已成为许多国家亟待解决的政策难题[2]。我国一直以来高度重视收入分配问题,党的二十大报告指出分配制度是促进共同富裕的基础性制度,制度的建设和完善离不开党的政治统领,制度的执行离不开作为初次分配的重要参与者—企业的参与。因此,企业要在党的统一领导下聚焦收入分配制度改革,突出政治统领,健全工资决定,缩小高管—员工薪酬差距以增加低收入群体收入,调节过高收入,从而促进社会公平正义,推进共同富裕。基于此,对于党统领下企业层面的高管—员工薪酬差距的研究对理论和实务都有意义。在高管—员工薪酬差距的影响因素方面,已有的文献发现高管薪酬契约的设计、管理团队特征、公司战略的选择、制度环境的改变等都会对高管—员工薪酬差距产生影响。虽然已有文献也探讨过党建嵌入公司章程以及党组织嵌入公司治理对薪酬差距的作用,但对高管与员工间的薪酬差距的研究较少,尤其是潜在的作用机制方面还不够明晰。从理论上来讲,将党组织深度融嵌至公司治理一方面能够规范管理层权力的使用,使其减少攫取超额薪酬的机会主义行为;另一方面能够抑制企业的极端性风险承担水平,减少高管分担的风险,从而减少高管对其承担的风险进行补偿的诉求,这最终都将影响到高管—员工薪酬差距。

    随着高管薪酬对企业绩效的作用逐渐凸显,高管薪酬不断提高致使高管“天价薪酬”成为普遍现象,为规范高管薪酬,国家出台了“限薪令”。但是“限薪令”更多关注的是高管正式契约,所起的作用有限。近年来我国企业党组织建设逐渐完善和规范,自1999年中共十五届四中全会公报中提出,通过“双向进入,交叉任职”的办法来加强对国有经济的控制,使得党组织在公司治理中的嵌入实现“从无到有”的突破后,迎来了从分散嵌入到集中嵌入、从国有企业到民营企业的快速发展。相较于“限薪令”,党组织嵌入公司治理将宏观层面“政党”体系与微观层面公司治理结构进行结合,对管理层权力和企业极端性风险承担行为进行约束,则更多关注的是高管非正式契约。那么,党组织嵌入公司治理的成效如何?能否切实地维护职工利益,缩小高管—员工薪酬差距呢?因此,非常有必要研究党组织嵌入公司治理对高管—员工薪酬差距的影响。

    基于此,本文选取2010-2021年我国沪深A股上市公司作为研究对象探讨党组织嵌入公司治理是否影响以及如何影响高管—员工薪酬差距。研究发现:党组织融嵌至公司治理有助于抑制高管—员工薪酬差距,而且党组织在公司治理结构中融嵌程度越高,对高管—员工薪酬差距的抑制效果越明显。通过进一步分析发现,党组织嵌入公司治理是通过抑制管理层权力的扩大和降低企业风险承担水平进而抑制高管—员工薪酬差距。异质性分析结果表明,党组织嵌入公司治理对高管—员工薪酬差距的抑制效果在国有企业、董事长或总经理无政治关联、市场化程度不高的企业更显著。

    相较于已有文献,本文可能的贡献在于:

    第一,从高管—员工薪酬差距角度丰富党组织嵌入公司治理成效的文献,为党组织嵌入公司治理对高管—员工薪酬差距的影响提供新的经验证据。现有文献对党组织嵌入公司治理成效的研究也有聚焦于党组织嵌入公司治理对高管—员工薪酬差距的影响,但是对影响机制的探索还不够完善。本文关于党组织嵌入公司治理抑制管理层权力和降低企业风险承担水平这两条路径的探索对现有文献进行扩展。

    第二,从突出政治统领出发研究企业高管—员工薪酬差距,是对科学、合理设计企业内部薪酬契约,妥善处理微观企业内部薪酬分配兼顾“公平”和“效率”问题的有益推进。现有文献主要从激励角度研究高管—员工薪酬差距对企业绩效的影响,而对高管—员工薪酬差距的影响因素方面的研究相对较少,从政治统领视角出发研究高管—员工薪酬差距更少。本文分析党组织通过“双向进入”方式嵌入董事会、监事会和管理层对缩小高管—员工薪酬差距的作用效果,发现党组织融嵌至公司治理能够发挥政治统领作用,有助于抑制高管—员工薪酬差距。

    第三,为深化企业收入分配制度提供新的经验借鉴。研究表明,党组织嵌入公司治理有助于抑制高管—员工薪酬差距,因此应当充分发挥党组织领导优势,带领企业一手抓“公平”,一手抓“效率”,为缩小高管—员工薪酬差距,促进社会公平正义找到新的着力点,从而推进共同富裕。

  • 继“天价薪酬”之后,高管薪酬以及高管—员工薪酬差距受到理论和实务界的广泛关注。“高管—员工薪酬差距的影响因素有哪些”是缩小高管—员工薪酬差距的一道必答题。现有文献对高管—员工薪酬差距的影响因素主要从微观层面和宏观层面两方面进行研究。微观层面主要从高管薪酬契约设计、董监高团队特征、战略选择等方面进行研究。高管薪酬契约设计方面,高管和员工议价能力之间存在差异[3],高管处于谈判的优势地位[4]使得高管与员工薪酬之间呈现出非对称性的特征。此外,高管—员工薪酬差距是薪酬契约激励的结果,管理层权力[5]、政治晋升机会[6]等都是影响企业内部薪酬差距的重要因素。董监高团队特征方面,董事会对高管薪酬起着决定性和监督性功能,董事会中内外部董事的比例[7]、董事会断裂带的存在[8]会干扰妨碍董事会职能的实施;有海外经历的高管深受西方文化的熏陶对企业薪酬制度也有着较大影响[9];此外,两职兼任对高管—员工薪酬差距也发挥着重要作用[10]。公司战略方面,公司实施越趋近于进攻型的战略,高管—员工薪酬差距也就越大[11]。宏观层面主要从制度环境[12]、产权差异[13-14]以及竞争水平[15]等方面进行研究。

  • 党组织嵌入公司治理在政策和法律层面上具有坚实的根基和地位,在决策、实施、监督等各个环节都发挥着组织化、制度化、具体化的功能作用。不过目前有关党组织嵌入公司治理的治理效应研究较少,主要聚焦于对企业行为自律、内部治理结构以及社会责任履行等方面的影响。企业行为自律方面,党组织嵌入公司治理可以促进企业行为自律[16],具体体现为:一是收敛金融化行为,帮助企业“脱虚向实”[17];二是抑制公司违规行为,降低企业面临的违规风险[18];三是遏制企业过度投资行为,提高企业投资效率[19]。企业党组织建设与企业内部治理结构存在着协调发展的关系,首先,党组织嵌入公司董事会可以发挥决策和领导核心的作用,提高董事会效率[20]。其次,党组织嵌入监事会可以与监事形成合力,提高监事会监督效能[21]。党组织嵌入管理层则可以遏制内部人控制[22],促使管理者行为自律,将管理层权力关在笼子里[23]。社会责任履行方面,党组织嵌入公司治理不仅能够有效促进企业扶贫、环境保护等社会责任的履行[24-25],还能够改善职工权益[26]。尽管国内外有关薪酬差距、党组织嵌入公司治理的研究较为丰富,但将党组织嵌入公司治理与高管—员工薪酬差距相结合的研究还相对较少。鉴于此,本文立足于我国特色公司治理结构,从政治统领角度研究党组织嵌入公司治理对高管—员工薪酬差距的影响及机理,对现有文献进行了扩展。

  • 高管—员工薪酬差距事关企业收入分配制度改革成效,合理的高管—员工薪酬差距有助于深化企业工资收入分配改革推进共同富裕。随着高管薪酬对企业绩效的作用逐渐凸显,高管薪酬不断提高致使高管“天价薪酬”成为普遍现象,为规范高管薪酬,国家出台了“限薪令”。但是“限薪令”更多关注高管的正式契约,所起的作用有限。因此,还需要关注高管非正式契约的规范。党组织嵌入公司治理正是深化收入分配改革突出政治统领的重要体现。将党组织深度融嵌至公司治理一方面能够规范管理层权力的使用,使其减少攫取超额薪酬的机会主义行为;另一方面能够抑制企业的极端性风险承担水平,减少高管分担的风险,也就能够相应地减少高管薪酬。基于此,本文主要从管理层权力和企业风险承担水平两条路径分析党组织嵌入公司治理对高管—员工薪酬差距的影响。

  • 最优契约理论认为董事会制定的最优薪酬能够使股东利益最大化,但是高管可能利用权力操纵薪酬契约以攫取超额薪酬[27-28],或者采取一些“伪装策略”对薪酬挂钩的企业绩效进行盈余管理,提高自身薪酬水平。另外,高管薪酬存在粘性特征,而员工薪酬并未发现存在此特征[29],管理层权力的存在可能会加剧这种粘性。此外,党组织嵌入董事会、监事会和管理层能够对管理者自利行为进行有效监督,制约管理者的机会主义行为。企业基层党组织会依法维护企业员工、中小股东以及其他各方利益主体的合法权益,提高员工在工资谈判中的话语权,相对地抑制了管理层权力的扩大。因此,党组织嵌入公司治理对管理层权力有抑制作用,进而缩小高管—员工薪酬差距。

  • 由于高管薪酬建立在公司业绩的基础上,所以在确定高管的薪酬水平时,与企业相关的风险是一个重要的考虑因素[30-31],现有文献研究发现高管薪酬与风险指标收益率波动具有正相关关系[32-34]。在公司治理和风险管理不健全的情况下,过高的企业风险承担水平可能会导致企业过度投资,甚至可能对企业造成不可挽回的损失[35]。企业承担过度的风险不仅意味着存在代理问题,而且还可能会给企业带来巨额损失。那么突出政治统领的党组织嵌入公司治理一方面能够抑制代理问题,另一方面能够对企业进行适当的政府干预,从而抑制企业承担过高的风险,降低企业的极端性风险承担水平[36]。因此,党组织嵌入公司治理对企业风险承担水平有抑制作用,进而缩小高管—员工薪酬差距。

    综合上述分析,本文提出以下假设:

    H1:党组织嵌入公司治理有助于抑制高管—员工薪酬差距。

  • 由于在2010年之后,党组织嵌入公司治理由分散转为集中,因此本文选取2010—2021年我国沪深A股上市公司作为研究对象,并剔除保险金融业样本、相关变量数据缺失的样本以及研究期间内被ST、PT、*ST的公司样本。一般来说,高管薪酬不会低于员工的薪酬,故也剔除高管平均薪酬低于员工平均薪酬的样本。同时,对连续变量进行了前后1%的缩尾处理以避免异常极端值的影响。党组织嵌入公司治理的数据来自于作者手工搜集整理,高管与员工的薪酬数据和相关控制变量数据来自于国泰安、CCER经济金融数据库。

  • 参照步丹璐和王晓艳[37]的研究,本文高管—员工薪酬差距采用公司内金额最高的三名高管的平均薪酬与普通员工平均薪酬的比值进行衡量,其中普通员工平均薪酬为“期末应付职工薪酬-期初应付职工薪酬+支付给职工以及为职工支付的现金”扣除支付给高管前三名薪酬总额后的余额除以“全体员工人数-3”。

  • 借鉴马连福等[20]、王稳华[38]的研究,本文采用党委会和董事会、监事会和管理层人员重合总人数与董事会、监事会和管理层总人数的比例度量党组织嵌入公司治理(Party),采用党委会和董事会人员重合总人数与董事会总人数的比例、党委会和监事会人员重合总人数与监事会总人数的比例、党委会和管理层人员重合总人数与管理层总人数的比例分别对党组织嵌入董事会(Partyds)、监事会(Partyjs)、管理层(Partygg)不同治理结构的程度进行度量。

  • 本文控制了股权集中度Top5、现金持有水平Cash、成长能力Growth、资产负债率Lev、公司规模Size、产权性质Soe、员工数量Labor等公司层面的变量;另外还设置了地区虚拟变量(Central、West)、年度虚拟变量(Yr)、行业虚拟变量(Ind),分别控制地区、时间、行业影响因素,变量具体说明见表 1所示。

  • 本文借鉴代彬等[39]的做法,构建了如下回归模型(1)来检验党组织嵌入公司治理对高管—员工薪酬差距的影响:

    其中,Gapi,t为被解释变量,表示i企业在t年的高管—员工薪酬差距,该值越大,则高管与员工之间的收入分配差距越大;Partyi,t为主要解释变量,包括Party、Partyds、Partyjs、Partygg四个指标,表示i企业在t年党组织嵌入公司治理的程度。Controls、Yr、Ind分别为控制变量、年度以及行业固定效应,εi,t为残差。

  • 描述性统计结果如表 2所示。结果显示高管—员工薪酬差距均值为7.784 8,标准差为6.348 6,可见样本之间差异较大。党组织嵌入董事会的程度为16.24%,最大值为0.777 8;党组织嵌入监事会的程度均值为16.34%,最大值为1,即完全重合;党组织嵌入管理层的程度均值12.37%,最大值也为1,党组织嵌入董事会、监事会的程度均值比党组织嵌入管理层的程度均值大。总体而言,党组织嵌入公司治理的程度均值为14.44%,最小值和最大值分别为0和73.68%,标准差为0.171 1,差别较大。

  • 根据党组织嵌入公司治理的程度将样本分为两组:低嵌入组和高嵌入组。表 3为党组织嵌入公司治理程度与高管—员工薪酬差距之间关系的单变量检验结果,检验结果表明高嵌入组的高管—员工薪酬差距的均值和中位数均比低嵌入组小。对两组样本各变量的均值和中位数分别进行T检验和Wilcoxon秩和检验,发现结果均在1%的水平上显著,初步说明了党组织嵌入公司治理程度越高,高管—员工薪酬差距就越小。

  • 表 4报告了党组织嵌入公司治理和高管—员工薪酬差距的基准回归结果,党组织嵌入公司治理的回归系数为-2.605 0,且该结果在1%的水平上显著,说明党组织嵌入公司治理对高管—员工薪酬差距具有显著的抑制作用,本文研究假设1得到验证。从党组织嵌入公司治理的不同结构来看,党组织嵌入董事会、监事会的估计系数均在1%的水平上显著负相关,党组织嵌入管理层在5%的水平上显著负相关。党组织嵌入管理层的程度与薪酬差距的负相关关系相对党组织嵌入董事会和监事会显著性水平低,这可能是由于党委会与管理层人员的重合使得管理层权力没有得到很好的约束,从而削弱党组织作用的充分发挥。

  • 本文关于党组织嵌入公司治理对高管—员工薪酬差距的影响可能存在样本选择偏误、样本自选择偏误、反向因果等问题,对此本文采用了以下方法进行稳健性检验。

    1.Heckman两阶段模型。本文关于党组织嵌入公司治理对高管—员工薪酬差距的影响研究可能存在样本选择偏误,鉴于此,采用Heckman两阶段模型进行检验。第一阶段,参照张蕊和蒋煦涵[40]、程海艳和李明辉[36]的研究,加入工具变量党组织嵌入公司治理程度的行业均值(用Party_IND表示,若个体企业党组织嵌入公司治理程度比行业均值大,则Party_IND取1,否则取0),利用Probit回归模型估计党组织嵌入公司治理的行业均值与个体企业党组织嵌入公司治理程度之间的关系,计算逆米尔斯比率(IMR);第二阶段,将IMR作为控制变量加入模型(1)中进行回归。表 5第(1)~(4)列结果显示,样本存在选择偏误问题。在加入IMR后,Party、Partyds、Partyjs、Partygg的回归系数分别是-2.583 6、-1.608 4、-0.844 1和-0.891 2,除Partygg在5%的水平上显著外,其他均在1%的水平上显著,该结论与基准回归结果基本相符。

    2.倾向得分匹配法。党组织嵌入公司治理的程度可能存在样本自选择问题,基于此,本文将党组织嵌入公司治理程度取中位数,若样本大于中位数取值为1,否则为0;然后将两职合一(Dual)、董事会规模(Board)、现金持有水平(Cash)、成长能力(Growth)、企业规模(Size)、产权性质(Soe)等变量作为协变量计算倾向得分,随后参考翟淑萍等[41]的研究,采用倾向得分匹配1∶1有放回匹配,匹配结果满足倾向得分匹配的“平衡性假设”。配对后回归结果如表 5第(5)~(8)列所示,在匹配后的样本中,党组织嵌入公司治理对高管—员工薪酬差距的影响在1%的水平上显著为负,与基准回归结果基本相符。

    3.滞后变量。党组织嵌入公司治理与高管—员工薪酬差距之间可能存在反向因果关系,根据前文分析,党组织的嵌入程度会影响高管—员工薪酬差距。但当高管—员工薪酬差距较低时,高管可能基于追求自身利益最大化,想要扩大高管—员工薪酬差距的自利动机从而影响党组织嵌入到公司治理的程度。为了避免这种反向的因果关系,本文将t+1期、t+2期的高管—员工薪酬差距(Gapt+1Gapt+2)替换Gap添加进模型(1)中,重新进行检验。表 6第(1)~(4)列是t+1期的回归结果,结果显示党组织嵌入公司治理对高管—员工薪酬差距的影响由-2.605 0降为-2.199 6,但仍然在1%的水平上显著。表 6第(5)~(8)列是t+2期的回归结果,党组织嵌入公司治理对高管—员工薪酬差距的影响由-2.199 6降为-1.328 0,显著性水平降至5%,说明在消除因果倒置后,本文结果依然稳健。

    4.更换高管—员工薪酬差距的衡量方法。鉴于可能存在的度量误差,本文更换高管—员工薪酬差距的衡量方式,借鉴杨志强和王华[42]的做法,用现任公司前三位董事、监事及高级管理人员的平均薪酬与普通员工平均薪酬的比值(Gap2)替代高管前三名的平均薪酬与普通员工平均薪酬的比值(Gap),回归结果如表 7所示。从表 7中可以看到,在更换高管—员工薪酬差距的衡量方法后,党组织嵌入公司治理与高管—员工薪酬差距的回归系数仍然显著,说明本文结论依然较为稳健。

  • 为验证党组织嵌入公司治理抑制高管—员工薪酬差距的作用机制,参照温忠麟等[43]构建如下中介模型:

    其中,Power代表管理层权力,本文借鉴刘剑民等[44]研究,使用主成分分析方法将总经理任职年限、两职合一、董事会规模、内部董事比例、管理层持股比例五项指标合成得到的管理层权力综合指标;Risk代表企业风险承担水平,参考Faccio等[35]和John等[45]的研究,将个体Roa减去年度行业均值得到Adj_Roa,再以t年至t+2年作为一个观测时段滚动计算Adj_Roa的标准差,最后将该结果乘以100得到Risk,以衡量企业风险承担水平。

    表 8第(1)(4)列检验结果显示,党组织嵌入公司治理回归系数在1%的水平上显著为负,表明党组织嵌入公司治理抑制了高管—员工薪酬差距。第(2)列中Party的系数在1%的水平上显著为负,第(3)列Power的系数在5%的水平上显著为正,表明党组织嵌入公司治理能够通过抑制管理层权力的扩大进而抑制高管—员工薪酬差距。同样地,第(5)列中Party的系数在1%的水平上显著为负,第(6)列中Risk系数在5%水平上的显著为正,表明党组织嵌入公司治理还能够通过降低企业风险承担水平进而抑制高管—员工薪酬差距。

  • 2012年党的十八大召开后,以习近平同志为核心的党中央高度重视企业中党的领导问题,2012年中共中央办公厅印发的《关于加强和改进非公有制企业党的建设工作的实施意见(试行)》提出加强民营企业党的建设工作。2015年中共中央、国务院印发《关于深化国有企业改革的指导意见》提出要以党组织为主体推动党组织与国有企业董事会、监事会、管理层的有机结合。党的十九大、十九届二中全会纠正了党的十八大以前一段时间内存在的国有企业党的基层组织位置尴尬、党的领导被严重削弱和企业对要不要党来领导这个问题在认识上的不清晰、在行动上的不实施等问题。办好中国的事关键在党,党的十八大以后对党组织嵌入公司治理的高度重视是否可以促进企业进一步参与到收入分配制度改革,以缩小高管—员工薪酬差距,保障社会公平正义?

    根据党的十八大的召开时间将样本分为2012年前和2012年后两组,分别进行回归。回归结果如表 9所示,党的十八大召开后,党组织嵌入公司治理对高管-员工薪酬差距的抑制作用凸显,党组织嵌入监事会和管理层与高管—员工薪酬差距的回归系数更是由正转负,这说明党的十八大召开以后对党组织嵌入公司治理的高度重视可以加强党组织嵌入监事层和管理层对高管—员工薪酬差距的抑制作用,促进企业进一步参与到收入分配制度改革中,保障社会公平正义。

  • 1.产权性质。在我国资本市场上,国有企业和非国有企业的资源禀赋和治理机制都存在显著的差异[46],这导致国有企业和非国有企业在党建工作上的不同,进而可能影响党组织嵌入公司治理效应。对于国有企业而言,一方面,其各种行为决策还是会受到政府的干涉和限制;另一方面,把党组织的领导嵌入到国有企业各个治理环节中是中国特色现代国有企业制度。反之,非国有企业则可以根据自身发展目标,自由把控党组织嵌入公司治理的节奏,且非国有企业行为更具市场化特点。本文根据产权性质将所有样本划分为国有企业和非国有企业两组,回归结果如表 10第(1)~(2)列所示。结果表明,党组织嵌入公司治理仅对国有企业的高管—员工薪酬差距发挥显著的抑制作用。

    2.政治关联。除了产权性质的不同以外,还有企业董事长或者总经理政治关联的不同也会使得企业的资源禀赋以及所受政府压力不同[47]。政治关联指的是董事长或者总经理现在或者曾经在人大代表或者政协委员会中任职,有政治关联的企业虽然不会直接影响党组织嵌入公司治理的程度,但是会影响资源分配以及所受政府干预,也会更主动更好地响应党和国家的方针政策,比如“限薪令”[48-49]。本文根据是否有政治关联将所有样本划分为两组,回归结果如表 10第(3)~(4)列所示,结果表明,党组织嵌入公司治理对高管—员工薪酬差距的抑制作用在企业无政治关联时更加凸显,即政治关联能够部分替代党组织嵌入公司治理对高管—员工薪酬差距的抑制作用。

    3.市场化程度。市场经济体制下的基本关系是政府与市场的互补关系,更严格地来讲,是政府对市场的补充关系。当市场化程度低,即市场力量比较弱的时候,政府的力量作用就会相应地提高。而党组织嵌入公司治理也正是政府发挥力量的重要途径之一,当市场化程度低时,党组织嵌入公司治理的程度可能会更深,对抑制高管—员工薪酬差距的作用可能也更明显。本文将全部样本企业按照市场化程度高低划分为两组分别进行回归,回归结果如表 10第(5)~(6)列所示,结果表明当市场化程度低时,党组织嵌入公司治理能够成为市场力量的补充,在高管—员工薪酬差距过大时发挥抑制性调节作用。

    ① 市场化程度的数据来自《中国分省份市场化指数报告(2021)》。

  • 党组织嵌入公司治理是达到经济与政治双重逻辑和谐统一的重要抓手,本文基于我国特殊的公司治理制度检验了党组织嵌入治理对高管—员工薪酬差距的影响,主要得出以下结论:第一,党组织嵌入公司治理有助于抑制高管—员工薪酬差距,而且党组织融嵌程度越高,对高管—员工薪酬差距的抑制作用越强。同时,党组织嵌入不同的治理结构对高管—员工薪酬差距的影响也不相同:党组织嵌入董事会对高管—员工薪酬差距的抑制作用最大,党组织嵌入监事会对高管—员工薪酬差距的抑制作用最明显,该研究结论经过Heckman两阶段模型、倾向得分匹配法、滞后变量、更换被解释变量等稳健性检验后依然成立。第二,机制分析结果表明,党组织嵌入公司治理可以通过抑制管理层权力的扩大和降低企业风险承担水平进而抑制高管—员工薪酬差距。此外,外部政策环境也会影响薪酬差距,十八大以后对党组织嵌入公司治理的高度重视促进了企业进一步参与到收入分配改革中去,从而抑制高管—员工薪酬差距,保障社会公平正义。第三,通过异质性分析发现,党组织嵌入公司治理对高管—员工薪酬差距的抑制效果对国有企业、董事长或总经理无政治关联、市场化程度低的企业更显著。

    根据以上研究结论,本文提出如下管理启示:

    从企业自身视角来看,一方面要重视基层党组织建设,党的基层组织是党在企业中的代表,连接着党和企业,不仅发挥着核心堡垒作用,而且为企业做大做优做强提供坚强的组织保证。另一方面,要明确党组织与董事会、监事会和管理层的权责,坚持党管干部、党管人才原则,合理安排“双向进入”的方向和力度。党组织嵌入监事会的程度可以相对于董事会、管理层的程度高一些。这样既可以加强内部监督,又可以防止党委会嵌入董事会或者管理层后监督者与被监督者的身份混合问题的发生。

    从国家制度完善来看,一方面党组织嵌入公司治理的过程中要尊重市场规律,在发展市场经济发展中应作为行家里手与市场有效结合,在保证市场发挥决定性作用的前提下,更好地发挥党组织嵌入公司治理对市场力量的补充作用。另一方面不论是国有企业还是非国有企业都应当加强党组织建设,全面促进党组织建设与公司治理结构的有机融合。非国有企业也是中国特色社会主义事业的建设者,也要维护社会公平正义,通过促进党的基层组织与治理结构的有机融合,适当缩小高管与员工之间的薪酬差距。

参考文献 (49)

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