一、引　言

改革开放以来，民营企业发展势头良好，成为我国社会主义市场经济的重要组成部分。党组织进入民营企业，是我国一种普遍的政治经济现象。毫无疑问，党组织是我国公司治理框架中的独特环节，在企业经营发展过程中发挥了无可替代的重要作用（梁建等，2010）。同时，我国经济快速腾飞显著提升了居民收入水平，但在中等收入发展阶段，我国收入差距存在扩大的趋势。缩小收入差距，推动共同富裕，是我国构建和谐社会的重要内容和目标。理论上，民营企业党组织有助于缩小内部收入差距，维护社会的公平性与稳定性。党组织具有纪律性和维护各方利益的职责，将对民营企业大股东和高管的行为产生潜在影响，可能增强对大股东和高管的纪律约束，制衡高管权力，提升其思想高度，进而有利于缩小企业的薪酬差距，缓解内部收入不平等。但民营企业党组织的建立也可能只是为了满足法律和相关规定而流于形式化，并没有真正发挥应有的治理作用。因此，民营企业建立党组织是否只是流于形式还是发挥了治理作用？党组织活动是否有助于缓解公司内部收入不平等？如何提高民营企业党组织参与治理的程度？这些成为亟待研究的重要课题。

在我国经济快速发展的同时，居民收入差距较大，其对社会长期稳定和经济持续发展可能产生负面影响，因此进一步深化收入分配制度改革迫在眉睫。作为收入分配的微观体现，企业薪酬结构设计也是公司治理领域的研究热点。本文系统考察了民营企业党组织的影响力对内部收入差距的影响及其机理。研究发现，民营企业党组织的影响力增强能够显著缩小内部收入差距，而且与同行业或同地区的公司相比也明显较小。这一研究结论在考虑内生性问题、排除替代性解释等一系列稳健性检验后依然成立。机制分析表明，当民营企业党组织对管理层权力的制衡度更大，以及管理层对党组织更加重视、政治敏感度更强时，民营企业党组织影响力缩小内部收入差距的作用更加明显。进一步发现，党组织影响力主要提高了普通职工的薪酬，而非降低了高管的薪酬，从而缩小了内部收入差距；对于响应扶贫等政策的企业，党组织影响力缩小内部收入差距的作用更加明显，获得省部级及以上表彰的党组织缩小内部收入差距的作用也更加明显。

本文可能的边际贡献在于：第一，系统探讨了民营企业党组织对内部收入差距的影响机理，丰富和拓展了民营企业党组织的相关研究。现有文献考察了“双向进入”和“交叉任职”的影响（马连福等，2013；程博等，2017；李明辉和程海艳，2020；李明辉等，2020；佟岩等，2021），而国有企业和民营企业在党组织定位、权力结构安排等方面存在差异，因此国有企业的研究结论不一定适用于民营企业。最近有学者探讨了民营企业党组织对企业社会捐赠（陈贵梧和胡辉华，2018；郑登津和谢德仁，2019）、绿色环保投资（王舒扬等，2019）、盈余管理（郑登津等，2020a）、财务违规（郑登津等，2020b）以及融资约束（尹智超等，2021）的影响，但鲜有研究关注公司内部收入不平等问题。第二，本文重点讨论了民营企业党组织治理的重要性，丰富了政党与公司治理的研究文献。民营企业党组织是否真正发挥治理作用尚无定论（Jiang和Kim，2020）。本文以公司内部收入差距为切入点，探讨了民营企业党组织的治理效应，有助于我们更好地理解党组织在中国特色公司治理框架中发挥的独特作用。第三，本文的研究结论对于加强民营企业党组织建设、深化收入分配制度改革以及促进社会公平正义与共同富裕具有重要的政策启示。本文研究表明，民营企业党组织有助于缩小内部收入差距，促进共同富裕，这为加强基层党组织建设提供了有力的实证论据，也为改善收入分配状况和推动共同富裕提供了决策参考。

二、理论分析与研究假说

国内外学者主要基于锦标赛理论和行为理论，探讨了企业内部收入差距（或薪酬差距）的影响因素。锦标赛理论认为，薪酬激励有利于减少代理人的偷懒、搭便车等机会主义行为（Jensen和Meckling，1976；Lazear和Rosen，1981），而一定的薪酬差距有利于降低监督成本，激发高管和员工的工作积极性，缓解代理问题，从而提升公司绩效和价值（刘春和孙亮，2010；黎文靖和胡玉明，2012）。行为理论则认为，人在很多时候不仅关注自己的收入状况，而且更在意相对于他人收入的公平性，薪酬差距会给员工带来不公平感，挫伤员工的积极性和凝聚力，从而降低企业绩效和价值；而较小的薪酬差距有利于增强合作和凝聚力，抑制管理层操纵，从而提高企业绩效（Henderson和Fredrickson，2001；夏宁和董艳，2014）。在这些理论的基础上，国内学者从股权性质、股权结构、管理层权力、监事会权力、董事会结构和政府管制等角度研究了我国薪酬差距的影响因素（林浚清等，2003；卢锐，2007；叶林祥等，2011；方芳和李实，2015）。在中国特色社会主义市场经济体制下，党的执政理念逐渐从改革开放初期的“效率优先、兼顾公平”转变为十六大之后的 “更加注重社会公平”。作为中国公司治理框架中独特的一环（梁建等，2010；王舒扬等，2019；周泽将和雷岭，2020），党组织与民营企业“双向嵌入”之后，对公司内部收入差距可能产生重要影响。

党组织的一个重要职能是维护职工权益，协调各方利益。例如，中共中央组织部对非公有制企业党组织在维护职工权益的功能和作用上做出明确规定：“党组织领导工会、共青团等群众组织，支持和带动群众组织发挥作用，进一步增强党组织的创造力、凝聚力、战斗力；必须把关心和维护职工合法权益作为非公有制企业党组织的一项重要工作，密切联系群众，做好群众工作，不断增强党组织在职工中的影响力和凝聚力；积极反映群众诉求，畅通和拓宽表达渠道，依法维护职工群众合法权益，协调各方利益关系，及时化解矛盾纠纷。”社会主义的本质是解放生产力、发展生产力，消灭剥削，最终实现共同富裕。社会主义市场经济既要注重效率，也要重视公平。近年来，民营企业内部收入差距不断扩大，这引起了党和政府的密切关注，收入分配制度改革、促进社会公平是党必须要面对和解决的社会问题（林泽炎，2004）。因此，维护职工权益、提高薪酬公平性，成为民营企业党组织的重要使命，这也是党组织影响民营企业内部收入差距的内在基础。

薪酬差距依赖于社会、党和政府对“社会公平”和“社会和谐”的判断，这在很大程度上决定了我国上市公司的内部收入差距（林浚清等，2003）。党的领导始终决定着中国特色社会主义市场经济的健康运行，影响着我国的收入分配。那么，什么样的党组织才能真正发挥维护职工权益和提高薪酬公平性的作用？无疑，在民营企业中，党组织的影响力越大，内部收入差距越小。在国有企业中，由于能够直接参与企业决策，党组织显著影响薪酬契约安排。例如，Chang和Wong（2004）发现，党委会在国有企业中的参与程度越大，越可能在公司绩效差时降低高管的工资和奖金。马连福等（2013）发现，党委会的“双向进入、交叉任职”不仅降低了国有企业管理层的绝对薪酬，还抑制了管理层的超额薪酬，从而缩小了高管与普通职工之间的薪酬差距。在民营企业中，虽然党组织不能直接干预企业的收入分配，但是一旦建立起基层党组织，其经济行为就会嵌入党组织的非经济行为。值得注意的是，党组织是作为一种正式制度安排嵌入到民营企业中，这不仅体现在《中国共产党章程》中，也体现在《中华人民共和国公司法》等国家法律中。龙小宁和杨进（2014）基于全国民营企业抽样调查数据，发现党组织的建立能够显著提高民营企业职工工资以外的福利。

内部收入差距是一个民营企业需要重视和解决的问题，关系到社会的公平性和稳定性。在国有企业中，党和政府能够通过行政干预等手段影响企业的薪酬安排，降低高管薪酬，缩小内部收入差距。例如，2009年中国人力资源和社会保障部等六部门联合出台《关于进一步规范中央企业负责人薪酬管理的指导意见》，对国有企业的高管发出“限薪令”，直接调节管理者与普通职工之间的薪酬差距。而在民营企业中，“限薪令”等政策无法直接影响高管薪酬，且企业所有者和高管往往存在亲密的关系，高管往往由企业所有者或其亲属构成，董事长与总经理两职合一的现象十分普遍。在民营企业中，高管在薪酬政策的制定上享有极大的权力（Bebchuk等，2002）。卢锐（2007）发现，管理层权力越大，高管与职工的薪酬差距越大，但企业绩效并未得到提升。黎文靖和胡玉明（2012）也发现，管理层权力与高管和职工的薪酬差距正相关，而且薪酬差距并没有激励高管，薪酬差距反映的是管理层权力。王雄元等（2014）进一步发现，职工力量、监事会权力和股权结构均无法有效制约管理层权力对薪酬差距的正向影响。因此，民营企业高管的权力越大，其对企业资源和薪酬安排越有决定权（张军和王祺，2004），普通职工在薪酬契约中越可能处于弱势地位，导致高管与职工的薪酬差距越大。而随着影响力的增强，党组织能更好地践行使命，加强对企业工会等组织的领导，积极维护职工的合法权益，提升职工对薪酬契约安排的参与度和谈判力，制衡企业高管的权力，从而缩小内部收入差距。

建立党组织的民营企业其实被嵌入到党组织网络中，党组织的非经济行为也被嵌入到民营企业的经济行为中。Lin（2001）研究指出，党组织网络的嵌入能够强化民营企业的社会认同，而这正是民营企业一直所缺乏和致力于追求的目标，因此企业有动力通过践行党组织的宗旨和使命来获得社会认同。万攀兵（2020）指出，基层党组织的嵌入能够促使民营企业积极参与社会治理，承担更多的社会责任，以获得更多的社会认同。这种社会认同的本质是组织文化的融合（郭劲光，2006）。Zukin和DiMaggio（1990）在分析文化嵌入性时指出，社会文化是促成经济目标实现的共有信念和价值观，价值观是文化的本质所在。DiMaggio和Powell（1983）指出，文化嵌入有利于集体认知的传播，影响人们对集体的认知，改变人们的行为选择。党组织的嵌入有助于缓解党组织与民营企业的利益冲突，促进两者在政治目标上的趋同，从而更好地发挥党组织在维护职工权益、提高薪酬公平性等方面的积极作用。

基于上述理论分析，本文提出以下假说：在其他条件不变时，随着民营企业党组织影响力的增强，内部收入差距显著缩小。

三、研究设计

（一）研究模型与变量定义

为了考察民营企业党组织影响力对内部收入差距的影响，本文构建了如下模型：

核心解释变量PartyEff表示民营企业党组织影响力，本文采用以下两个指标来衡量：（1）民营企业党组织的影响程度（Party），等于党组织活动次数加1后取自然对数。党组织活动次数越多，表示党组织影响力越大。（2）民营企业党组织是否获得上级党委表彰（Award），如果受到上级表彰则取值为1，否则为0。党组织受到上级党委表彰，意味着党组织影响力较大。

被解释变量GAP表示公司内部收入差距，本文从以下三个角度来刻画：（1）公司高管与职工薪酬差距（PayGap），等于公司高管前三名平均薪酬与普通职工平均薪酬的比值。其中，普通职工平均薪酬=（薪酬总额−董事、监事及高管年薪总额）/（职工总人数−董事、监事及高管人数），薪酬总额=当年支付给职工以及为职工支付的现金＋年末应付职工薪酬−年初应付职工薪酬。（2）经行业调整的高管与职工薪酬差距（PayGap_Ind），等于公司高管与职工薪酬差距减去所在行业平均高管与职工薪酬差距。（3）经地区调整的高管与职工薪酬差距（PayGap_City），等于公司高管与职工薪酬差距减去所在城市平均高管与职工薪酬差距。

Controls表示控制变量，包括公司基本特征变量，如公司规模（Size）、资产负债率（Lev）、总资产收益率（ROA）、成长性（Growth）、固定资产比例（PPE）、员工数量（LnEmp）和上市年龄（ListAge），以及公司治理变量，如管理层权力（Power）、独立董事比例（IndDir）、高管持股比例（MgtOwn）、第一大股东持股比例（Top1）和股权制衡度（Z-Index）。^④参照以往的研究，本文还控制了其他可能影响薪酬差距的变量，如是否国企私有化改制（Reform）、政治关联（Political）和所在地市场化水平（Mkt-Index）。^⑤通常而言，对于国企私有化改制而来、具有政治关联或者所在地市场化水平较低的民营企业，高管与职工薪酬差距可能较小。此外，由于党组织活动数据来自公司主页的新闻信息，本文还控制了每年公司发布的新闻总数加1后取自然对数（NewsNum）。最后，本文控制了行业（Industry）与年度（Year）固定效应。本文预期模型（1）中的系数α₁显著为负。

（二）样本选取与数据来源

本文选取2007—2019年我国A股民营上市企业作为初始样本，在剔除金融行业、ST公司以及变量缺失的样本后，最终得到8 472个公司—年度观测值。本文的公司财务和公司治理数据主要来自国泰安（CSMAR）数据库。为了减轻极值的影响，本文对所有连续变量进行了上下1%的Winsorize缩尾处理，同时在回归分析中对标准误进行公司层面聚类（Cluster）调整。

四、实证结果分析

（一）描述性统计

表1报告了描述性统计结果。PayGap的均值和中位数分别为6.839和5.301，标准差为5.867，表明公司高管与普通职工之间的薪酬差距较大，且在不同企业间存在较大差异。PayGap_Ind和PayGap_City的标准差分别为6.109和5.275，表明同一行业或同一城市不同企业间的高管与职工薪酬差距也存在较大差异。Party的均值和标准差分别为0.456和0.786，表明不同企业间党组织影响力差异较大。Award的均值为0.103，说明约10%的民营企业党组织获得上级党委表彰。

（二）基准回归分析

表2报告了本文研究假说的基准回归检验结果。列（1）采用党组织活动次数（Party）来衡量企业党组织影响力，Party的系数为−0.592，在1%的水平上显著为负。列（2）采用是否获得上级党委表彰（Award）来衡量企业党组织影响力，Award的系数为−0.415，在5%的水平上显著为负。从经济意义上看，以列（1）结果为例，民营企业党组织活动每增加一个标准差，公司高管与职工的薪酬差距将缩小约6.8%（=0.592×0.786/6.839）。上述结果表明，民营企业党组织影响力的增强将显著缩小高管与职工的薪酬差距，从而支持了本文研究假说。

考虑到不同行业或不同地区的公司内部收入差距可能存在系统性差异，表3报告了民营企业党组织影响力与相对内部收入差距的检验结果。列（1）和列（2）采用经行业调整的高管与职工的薪酬差距（PayGap_Ind），Party和Award的系数至少在5%的水平上显著为负。列（3）和列（4）采用经地区调整的高管与职工的薪酬差距（PayGap_City），Party和Award的系数也至少在5%的水平上显著为负。上述结果表明，无论相对于同行业还是同地区公司，民营企业党组织影响力的增强均显著缩小了内部收入差距，这进一步支持了本文研究假说。

（三）稳健性检验

第一，上文研究结论可能面临内生性问题的挑战。一方面，民营企业党组织活动的开展情况可能内生于企业特征。例如，内部收入差距小的企业可能更有利于党建活动的开展。另一方面，遗漏变量等问题也可能导致内生性。为了尽可能缓解内生性问题的影响，本文分别采用倾向得分匹配（PSM）方法、工具变量法和双重差分（DID）方法进行分析。

1. PSM方法。为了控制有党组织活动和无党组织活动的民营企业之间的系统性差别，本文采用模型（1）中的控制变量作为匹配变量，按照1∶1最近邻匹配方法来选择配对样本。结果显示，与匹配前相比，匹配后实验组与控制组之间的偏差下降，两组样本在所有特征变量上均无显著差异，表明了匹配的合理性。表4中Panel A报告了PSM检验结果。其中，列（1）、列（3）和列（5）采用Party来衡量企业党组织影响力，Party的系数均在1%的水平上显著为负，表明民营企业党组织影响力的增强将显著缩小内部收入差距。列（2）、列（4）和列（6）采用Award来衡量企业党组织影响力，Award的系数均显著为负。上述结果表明，采用PSM方法控制内生性问题后，本文主要结论仍成立。

2. 工具变量法。为了缓解潜在的遗漏变量等内生性问题，本文选取是否设立全国爱国主义教育示范基地（Base）作为工具变量，当企业所在城市在t年有全国爱国主义教育示范基地时赋值为1，否则为0。全国爱国主义教育示范基地旨在推动爱国主义教育基地建设，更好地发挥爱国主义教育基地作用，更加深入地开展群众性爱国主义教育活动，激发爱国热情、凝聚人民力量、培育民族精神。理论上，当城市有爱国主义教育基地时，党组织越方便开展多样的活动，党组织影响力可能越大，但一个城市是否有爱国主义教育示范基地一般不直接影响公司的内部收入差距。表4中Panel B报告了采用2SLS估计的工具变量法检验结果。列（1）和列（2）为第一阶段回归结果，工具变量Base与党组织影响力在1%的水平上显著正相关，弱工具变量检验的F值均大于10，通过了弱工具变量检验，表明工具变量满足相关性条件，过度识别Hansen J检验显示工具变量通过了外生性检验（即工具变量与残差不相关），这共同印证了本文选取的工具变量是合理有效的。列（3）至列（8）为第二阶段回归结果，无论采用何种指标来衡量党组织影响力和公司内部收入差距，Party和Award的系数均至少在5%的水平上显著为负。^⑥上述结果表明，采用工具变量法控制内生性问题后，本文研究结论未发生实质性变化。

3. 双重差分（DID）方法。2012年党的十八大以来，中共中央愈加重视非公有制企业党组织建设。中共中央办公厅2012年印发《关于加强和改进非公有制企业党的建设工作的意见（试行）》（以下简称《意见》），明确了非公有制企业党组织的功能定位，即发挥好党组织在非公有制企业中的政治核心作用和政治引领作用，这进一步强化了党组织在非公有制企业中的地位。因此，本文将党的十八大召开及《意见》的发布作为事件点，利用2012年前后各两年的观测样本，借鉴Ahern和Dittmar（2012）的研究，采用DID方法进行稳健性检验，以增强因果关系识别。首先，设置时间虚拟变量Post，若为2013年或2014年则取值为1，若为2010年或2011年则取值为0；然后，在2012年《意见》出台前，企业党组织影响力指标的数值越大，该企业越可能受到《意见》出台的影响，本文将这类企业视为更可能受该事件影响的样本。具体地，本文构建以下两个变量：（1）Party_2011，等于2011年企业的党组织活动次数加1后取自然对数；（2）Award_2011，若企业在2011年受到上级党组织表彰则取值为1，否则为0。这两个指标数值越大，企业越可能受到《意见》出台的影响。接下来，本文构建如下双重差分模型：

其中，PartyEff_2011表示2011年民营企业的党组织影响力，分别用Party_2011和Award_2011来衡量，其他变量定义与模型（1）相同。由于控制公司与年度固定效应，本文重点关注交互项Post×PartyEff_2011的系数β₁，交互项系数衡量了《意见》出台对公司内部收入差距的影响。检验结果如表4中Panel C所示，Post×Party_2011的系数均显著为负，Post×Award_2011的系数除了列（6）外，其他均至少在10%的水平上显著为负。上述结果表明，2012年《意见》出台后，党组织影响力强的民营企业内部收入差距的缩小更加明显，这与本文的基本研究结论一致。

第二，排除国企改制的影响。考虑到部分民营企业是国企转制而来，这类企业本身就具有党组织建设的基础，原本流淌的红色基因也可能使企业先天地更加注重收入分配的公平性，从而本文结果可能受国企改制的影响。本文在基准模型中控制了国企改制变量（Reform），为了进一步排除其潜在影响，本文剔除了国企改制而来的观测样本。结果显示，核心解释变量Party和Award的系数均至少在5%的水平上显著为负，表明本文的主要研究结论不受国企改制的影响。

第三，改变党组织影响力的度量。参考马连福等（2013）的研究，本文使用董事会和党委成员的双向进入和交叉任职来度量党组织影响力，Party_Dual等于董事会中党委委员的人数除以董事会总人数。结果显示，Party_Dual的系数均在1%的水平上显著为负，表明党组织影响力的增强将显著缩小公司内部收入差距，支持了本文研究结论。

第四，改变研究模型。为了进一步缓解遗漏不随时间变化的公司层面因素的不利影响，本文改用控制公司与年度固定效应的模型重新进行回归检验，以增强研究结论的稳健性。结果显示，控制公司固定效应后，核心解释变量Party和Award的系数仍显著为负，本文主要研究结论未发生实质性变化。

五、进一步分析

（一）机制分析

上文研究表明，民营企业党组织影响力的增强将显著缩小内部收入差距。本文将从党组织对管理层的权力制衡以及管理层对党组织的重视程度和政治敏感度等视角，进一步探讨党组织影响力对公司内部收入差距的影响机制。

1. 党组织对管理层权力的制衡视角。民营企业所有者和管理者往往存在亲密的关系，且董事长与总经理两职合一的现象十分普遍，管理者在薪酬政策的制定上享有极大的权力（Bebchuk等，2002）。卢锐（2007）发现，管理层权力越大，高管与职工的薪酬差距越大。王雄元等（2014）也发现，管理层权力与高管和职工薪酬差距正相关，且职工力量、监事会权力和股权结构均无法有效制约管理层权力对薪酬差距的正向影响。民营企业管理层的权力越大，其对企业资源和薪酬安排越有决定权（张军和王祺，2004），普通职工在薪酬契约中越可能处于弱势地位，导致高管与职工的薪酬差距越大。而在民营企业建立党组织，能更好地领导企业工会等组织，积极维护职工的合法权益，增强职工对薪酬契约安排的参与度和谈判力，从而有利于制衡企业管理层的权力，缩小内部收入差距。表5结果显示，Power的系数显著为正，表明管理层权力越大，公司内部收入差距越大，这与卢锐（2007）以及王雄元等（2014）的研究结论一致。而交互项Party×Power和Party×Award的系数至少在5%的水平上显著为负，表明党组织影响力的增强有利于制衡公司管理层的权力，缩小内部收入差距。

2. 管理层对党组织的重视程度视角。理论上，管理层积极参加党组织活动意味着更加重视党建工作（卢锐，2007），这更有利于发挥党组织缩小公司内部收入差距的积极作用。本文使用公司董事长或总经理是否参加党组织活动（Participant）来刻画管理层对党组织的重视程度，若参加活动则取值为1，否则为0。表6结果显示，^⑦无论采用何种指标来衡量公司内部收入差距，交互项Party×Participant和Award×Participant的系数均显著为负，表明当公司董事长或总经理参加党组织活动、对党组织的重视程度更高时，党组织影响力缩小公司内部收入差距的作用更加明显。上述结果表明，管理层对党组织的重视程度越高，党组织的影响力越大，越有利于发挥其缩小公司内部收入差距的积极作用。

3. 政治敏感度视角。当企业管理者具有较高的政治敏感度，或者处于政治敏感期时，各级党组织可能更有动机缩小收入差距（聂辉华和王梦琦，2014）。本文从两个维度来刻画政治敏感度：（1）董事长或总经理是否具有政治关联（Political），若具有政治关联则取值为1，否则为0；（2）是否为中国共产党全国代表大会（简称党代会）换届期间（NPC），若属于党代会换届年（即2007年、2012年或2017年），则NPC取值为1，否则为0。我国每五年举行一次的党代会期间是高度政治敏感期，也是各级政府保障社会稳定的重要时期（聂辉华和王梦琦，2014）。表7中Panel A采用Political来衡量政治敏感度，交互项Party×Political和Award×Political的系数均至少在5%的水平上显著为负，表明党组织影响力缩小内部收入差距的作用在政治敏感度高的民营企业中更加明显。Panel B采用NPC来衡量政治敏感度，交互项Party×NPC的系数至少在5%的水平上显著为负，Award×NPC的系数除了列（6）外，在10%的水平上也显著为负，表明党组织影响力缩小公司内部收入差距的作用在政治敏感期更加明显。

表5至表7研究结果表明，民营企业党组织对管理层权力的制衡度越高、管理层对党组织越重视、政治敏感度越高，越有利于发挥党组织影响力缩小内部收入差距的积极作用。无疑，这些研究发现有助于我们更加深入地理解民营企业党组织缩小内部收入差距的潜在机制和作用条件。

（二）异质性分析

上文分析表明，民营企业党组织影响力的增强显著缩小了内部收入差距。接下来，本文进行异质性分析以期更加全面地剖析其中的影响机理。

首先，本文进一步探究公司内部收入差距的缩小主要是由普通职工薪酬提高还是高管薪酬降低所致。为此，本文将分别检验民营企业党组织影响力对普通职工薪酬和高管薪酬的影响。将公司普通职工平均薪酬取自然对数记为EmployeePay，将高管平均薪酬取自然对数记为ExecutivePay，然后用EmployeePay和ExecutivePay替换模型（1）中的被解释变量重新进行了回归，结果如表8所示。列（1）和列（2）以EmployeePay为被解释变量，Party和Award的系数均在1%的水平上显著为正；列（3）和列（4）以ExecutivePay为被解释变量，Party和Award的系数为正但不显著。上述结果表明，民营企业党组织的影响力主要通过提高普通职工平均薪酬，而非降低高管平均薪酬，缩小了内部收入差距。这有助于广大员工分享企业发展成果，实现共同富裕。

其次，本文探讨民营企业党组织活动开展的动机是为了获得更多的政府资源，还是响应党中央脱贫攻坚、共同富裕等促进收入分配公平的相关政策。具体地，本文以是否参与扶贫（以公司发布的扶贫公告为认定标准）来反映是否响应推动共同富裕的政策，以政府补助金额是否大于行业中位数来衡量是否获得更多的政府资源，基于此进行分组检验。表9结果显示，^⑧不论政府补助多少，党组织影响力与内部薪酬差距均显著负相关，且系数差异检验不显著（p值均大于0.2）；而对于参与扶贫的企业，Party和Award的系数显著大于未参与扶贫的企业（系数差异检验的p值均小于0.05）。这在一定程度上表明党组织建立及活动开展有利于激发企业学习和响应促进收入分配公平的相关政策精神，缩小内部薪酬差距，而并非为了获得更多的政府资源。

最后，本文进一步区分党组织获得表彰级别的影响差异。根据上文逻辑，我们预期当表彰级别较高时，党组织对公司内部收入差距的影响更加明显。具体地，本文定义以下变量：（1）Award_shengbu，如果当年企业党组织获得省部级及以上的党委表彰则取值为1，否则为0；（2）Award_other，如果当年企业党组织获得省部级以下的党委表彰则取值为1，否则为0。将上述两个变量同时加入到模型中进行回归检验。如表10所示，Award_shengbu的系数显著为负，而Award_other的系数为负但不显著。这表明获得省部级及以上党委表彰的党组织对公司内部收入差距的影响更加明显，进一步印证了本文的逻辑。

六、结论与启示

近年来，民营企业党组织建设工作已取得了显著成效，党组织在推动民营经济健康发展中发挥了重要作用，而学术界对党组织的作用有待进一步深入研究。本文以内部收入差距为切入点，利用2007—2019年我国A股民营上市企业样本，系统探讨了民营企业党组织的影响力对内部收入差距的影响及其机理。研究发现，民营企业党组织的影响力越大，内部收入差距越小，且与同行业或同地区的公司相比也明显较小。这表明民营企业党组织影响力显著缓解了内部收入不平等，这一结论在一系列稳健性检验后仍然成立。机制分析表明，民营企业党组织对管理层的制衡度越大、管理层对党组织越重视、政治敏感度更高，党组织影响力缩小内部收入差距的作用越明显。进一步发现，党组织影响力主要提高了普通职工的薪酬，而非降低了高管的薪酬，从而缩小了内部收入差距；对于响应扶贫等政策的企业，党组织影响力缩小内部收入差距的作用更加明显，获得省部级及以上表彰的党组织缩小内部收入差距的作用也更加显著。

社会主义的本质是解放生产力、发展生产力，消灭剥削，最终实现共同富裕。中国特色社会主义市场经济既注重效率，也兼顾公平。当前，社会的收入差距依然较大，缩小收入差距是亟待解决的重要问题。本文的研究结论具有以下政策启示：第一，加强民营企业党组织建设能够较好地缓解内部收入不均衡，促进共同富裕的实现。本文研究表明，党组织在我国公司治理架构中发挥了独特作用，党组织进入企业后依法维护职工群众合法权益，协调了各方的利益关系，从而促进了初次收入分配的公平性。第二，以高质量党建为引领，是扎实推进共同富裕的重要路径。本文发现，当民营企业党组织影响力较大、质量较高，受到省部级及以上党委表彰时，其缩小内部收入差距的作用更加明显。第三，以高质量党建为引领推进共同富裕，离不开企业管理者对党建工作的高度重视及其政治敏感性的增强，尤其是当企业一把手积极参与党建活动时，更有利于发挥党组织缩小内部收入差距的积极作用。本文的研究对于加强民营企业党组织建设、深化收入分配制度改革以及促进社会公平正义和共同富裕具有重要的政策启示。

① 例如，《党章》第二十九条明确规定：“企业、农村、机关、学校、科研院所、街道社区、社会团体、社会中介组织、人民解放军连队和其他基层单位，凡是有正式党员三人以上的，都应当成立党的基层组织”；第三十二条指出：“非公有制经济组织中党的基层组织，贯彻党的方针政策，引导和监督企业遵守国家的法律法规，领导工会、共青团等群众组织，团结凝聚职工群众，维护各方的合法权益，促进企业健康发展”。

② 例如，《公司法》第十九条明确规定：“在公司中，根据中国共产党章程的规定，设立中国共产党的组织，开展党的活动。公司应当为党组织的活动提供必要条件”。

③ 相关新闻报道参见https://www.sohu.com/a/325514798_100279768。

④ 公司规模（Size）等于总资产的自然对数，资产负债率（Lev）等于总负债除以总资产，总资产收益率（ROA）等于净利润除以总资产，成长性（Growth）等于营业收入增长率，固定资产比例（PPE）等于固定资产除以总资产，员工数量（LnEmp）等于员工人数的自然对数，上市年龄（ListAge）等于上市年数加1后取自然对数。对于管理层权力（Power），参考卢锐等（2008）以及权小锋等（2010），选取以下五个指标进行主成分分析，合成管理层权力的综合指标：（1）公司CEO是否兼任，不兼任董事取值为1，兼任董事取值为2，兼任董事长取值为3；（2）CEO任职年限；（3）董事会规模；（4）内部董事比例；（5）CFO是否为董事。独立董事比例（IndDir）等于独立董事人数除以董事总人数，高管持股比例（MgtOwn）等于高管持股数占总股本比例，第一大股东持股比例（Top1）等于第一大股东持股数占总股本比例，股权制衡度（Z-Index）等于第二至第五大股东持股比例之和除以第一大股东持股比例。

⑤ 若公司由国企改制而来，则Reform取值为1，否则为0；若董事长或总经理具有政治关联，则Political取值为1，否则为0；市场化水平Mkt-Index等于企业所在地的市场化指数（王小鲁等，2019）。

⑥ 需要指出的是，工具变量法第二阶段回归中Party和Award的系数与基准回归相比均有较大程度的变大。根据Jiang（2017）的研究，此处估计系数变大可能是由“局部平均处理效应”所致，即工具变量法可能仅捕捉了样本中一部分个体的平均处理效应，而非全部个体的平均处理效应。因此，本文提醒读者谨慎解读工具变量法下Party和Award估计系数的经济意义。

⑦ 变量Participant取值为1只会出现在有党组织活动的样本中，当模型中包含它与党组织影响力变量的交互项时，Participant会被吸收省略。

⑧ 当被解释变量为PayGap_Ind和PayGap_City时，检验结果一致，受篇幅限制未列示，留存备索。