資本市場開放與企業(yè)勞動收入份額
——基于“滬港通”的準(zhǔn)自然實驗

江紅莉 ， 胡林柯 ， 蔣鵬程

（1. 江蘇大學(xué) 財經(jīng)學(xué)院, 江蘇 鎮(zhèn)江 212013； 2. 上海財經(jīng)大學(xué) 城市與區(qū)域科學(xué)學(xué)院, 上海 200433）

一、引 言

改革開放以來，中國經(jīng)濟增長取得了舉世矚目的成績，但是勞動報酬占GDP的比重即勞動收入份額卻從20世紀(jì)90年代開始到2007年一直呈下降趨勢（白重恩等，2008）。2007年國際金融危機之后勞動收入份額雖有所上升，但仍在低位徘徊，并且在微觀層面存在進一步下降的動力（文雁兵和陸雪琴，2018）。勞動報酬是絕大多數(shù)勞動者的主要收入來源，低水平的勞動收入份額不僅意味著勞動者未能充分分享經(jīng)濟發(fā)展的果實，不利于共同富裕目標(biāo)的實現(xiàn)，還會抑制居民消費，不利于“國內(nèi)大循環(huán)為主體”新發(fā)展格局的形成。

關(guān)于勞動收入份額，國內(nèi)外學(xué)者從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷、偏向性技術(shù)進步、制度改革等角度進行了深入分析，為我們理解勞動收入份額變動背后的驅(qū)動因素提供了借鑒。資本市場也是影響勞動收入份額變動的重要因素（施新政等，2019；江軒宇和賈婧，2021），但是作為我國金融體制改革重要方向之一的資本市場開放，其對勞動收入份額的影響卻鮮有學(xué)者關(guān)注。一方面，資本市場開放能夠降低資本成本（Henry，2000；龐家任等，2020），促進資本深化；另一方面，資本市場開放能夠提高股價信息含量，促進技術(shù)創(chuàng)新，繼而提高全要素生產(chǎn)率（戴鵬毅等，2021）。無論是資本深化，還是全要素生產(chǎn)率，均會對勞動收入份額產(chǎn)生影響，但究竟是提升還是擠占勞動收入份額，不僅取決于資本-勞動替代彈性，也取決于技術(shù)進步的方向。在無其他條件限定下難以從理論上直接判斷，需要在規(guī)范的研究范式下進行科學(xué)的實證檢驗。為深化金融體制改革、推動全面開放新格局的形成，我國于2014年11月17日正式開通了滬港股票市場互聯(lián)互通機制試點（以下簡稱“滬港通”）?！皽弁ā睒?biāo)的股票（公司）的確定不依賴上市公司決策，受公司層面因素影響較小（徐壽福和陳百助，2021）。作為一個外生事件，“滬港通”既提供了衡量資本市場開放的客觀變量，又提供了一個可以通過雙重差分法（DID）克服內(nèi)生性的準(zhǔn)自然試驗，為研究資本市場開放對勞動收入份額的影響提供了一個很好的切入口。

有鑒于此，本文以“滬港通”為準(zhǔn)自然實驗，基于非金融類上市公司2009—2020年的數(shù)據(jù)，采用雙重差分法識別兩者之間的因果關(guān)系；從資本深化、全要素生產(chǎn)率兩個角度挖掘資本市場開放影響勞動收入份額的作用機制；進一步從勞動收入份額本身出發(fā)，探究“滬港通”的平均工資效應(yīng)和勞動生產(chǎn)率效應(yīng)。在此基礎(chǔ)上，探討企業(yè)外部資源稟賦（企業(yè)區(qū)位、區(qū)域市場化水平）、內(nèi)部特征（要素結(jié)構(gòu)、雇員身份、公司治理）、行業(yè)類別等多元約束下，資本市場開放對企業(yè)勞動收入份額的異質(zhì)性影響。

本文的理論貢獻和現(xiàn)實意義在于：第一，不同于現(xiàn)有文獻從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷、偏向性技術(shù)進步、制度改革等角度研究勞動收入份額，本文從資本市場開放這一新視角，以“滬港通”為準(zhǔn)自然實驗研究企業(yè)勞動收入份額，不僅拓展了勞動收入份額變化驅(qū)動因素的研究邊界，也豐富了資本市場開放的經(jīng)濟后果研究。第二，揭示了資本市場開放影響企業(yè)勞動收入份額的作用機制?！皽弁ā币铝速Y本深化，提升了全要素生產(chǎn)率，但由于資本-勞動互替、技術(shù)進步偏向資本，進而擠占了企業(yè)勞動收入份額；“滬港通”的企業(yè)勞動收入份額抑制效應(yīng)主要表現(xiàn)為平均工資效應(yīng)，勞動生產(chǎn)率效應(yīng)不顯著。研究結(jié)論有助于深入理解資本市場開放如何影響國民收入分配，為減震資本市場開放對企業(yè)勞動收入份額負面沖擊的差異化政策出臺和實施提供了理論支撐和經(jīng)驗證據(jù)，對于“雙循環(huán)”新格局下國民收入分配格局的優(yōu)化、共同富裕目標(biāo)的實現(xiàn)具有重要的參考價值。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

（一）文獻綜述

關(guān)于勞動收入份額變化的驅(qū)動因素，國內(nèi)外學(xué)者從宏微觀層面進行了豐富的研究，涉及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷（白重恩等，2008；羅長遠和張軍，2009）、偏向性技術(shù)進步（Acemoglu和Restrepo，2018；陳宇峰等，2013）、制度改革（如國有企業(yè)改制、股權(quán)分置改革、稅收制度改革、最低工資制等）（Fang等，2017；施新政等，2019；蘇梽芳等，2021；萬江滔和魏下海，2020）、全球化（Young和Tackett，2018；Petreski，2021）、企業(yè)自身特征（如杠桿水平、融資約束、企業(yè)風(fēng)險、規(guī)模等）（Dong等，2021；羅長遠和陳琳，2012；賈珅和申廣軍，2016；陸雪琴和田磊，2020）等。金融發(fā)展也是驅(qū)動勞動收入份額變動的重要因素（林志帆和趙秋運，2015；張彤進和任碧云，2016）。一方面，金融發(fā)展會直接沖擊勞動力市場，影響勞動收入份額；另一方面，金融發(fā)展會影響融資成本，間接影響勞動收入份額（Hein和Schoder，2011；江軒宇和賈婧，2021）。

資本市場開放是深化金融體制改革的主要內(nèi)容之一，也是推動形成“國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進”新格局的重要戰(zhàn)略。關(guān)于資本市場開放的經(jīng)濟后果，一類文獻關(guān)注了其對股價、信息披露質(zhì)量、資本市場效率等的影響（Chan和Kwok，2017；鐘凱等，2018；阮睿等，2021）；另一類文獻關(guān)注了其對微觀企業(yè)行為的影響，研究發(fā)現(xiàn)，資本市場開放增強了外部監(jiān)督，改善了公司內(nèi)部治理（Aggarwal等，2011），提高了企業(yè)投資效率（Chen等，2017；陳運森和黃健嶠，2019），促進了企業(yè)創(chuàng)新（Moshirian等，2021；朱琳和伊志宏，2020），提升了企業(yè)全要素生產(chǎn)率（任燦燦等，2021；戴鵬毅等，2021）。但是，鮮有文獻關(guān)注資本市場開放對企業(yè)勞動收入份額的影響。理論上，資本市場開放會影響資本勞動相對價格，可能通過資本深化影響企業(yè)勞動收入份額，也可能通過發(fā)揮信息效應(yīng)和治理效應(yīng)影響企業(yè)創(chuàng)新行為，促進技術(shù)進步，繼而影響企業(yè)勞動收入份額。本文基于“滬港通”實施形成的準(zhǔn)自然實驗，重點研究資本市場開放對勞動收入份額的影響、作用機制以及不同橫截面特征下的異質(zhì)性影響。

（二）研究假設(shè)

這里構(gòu)建一個理論框架分析資本市場開放對企業(yè)勞動收入份額的影響。假設(shè)企業(yè)以利潤最大化為目標(biāo)，在既定約束條件下選擇最優(yōu)資本、勞動要素投入組合，繼而建立勞動收入份額與資本深化、技術(shù)進步之間的關(guān)系。資本市場開放會導(dǎo)致資本深化、提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率①企業(yè)全要素生產(chǎn)率是技術(shù)進步在微觀層面的直接體現(xiàn)（王雄元和黃玉菁，2017；文雁兵和陸雪琴，2018），即本文中技術(shù)進步用企業(yè)全要素生產(chǎn)率來表示。。由此，通過資本深化、全要素生產(chǎn)率將資本市場開放與企業(yè)勞動收入份額連接起來。具體分析過程如下：

假設(shè)企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)是常替代彈性函數(shù)（CES）：

其中，Yt表示t期產(chǎn)出，Kt表示t期資本要素投入，Lt為t期勞動要素投入，At表示資本增進型技術(shù)進步系數(shù)，Bt表示勞動增進型技術(shù)進步系數(shù)，α（0〈α〈1）為生產(chǎn)過程中資本和勞動要素的重要性分配參數(shù)，σ（σ 〉0）為資本勞動要素替代彈性。若 σ〈1， 則資本-勞動互補；若 σ〉1，資本-勞動互替。

Kt/ Lt表示單位勞動力的資本配置，也稱之為資本集約度，記kt=Kt/ Lt。kt增大，稱之為資本深化；反之，稱之為資本淺化。

假設(shè)單位產(chǎn)品價格為1，wt為t期勞動要素價格，rt為t期資本要素價格（資本成本），則企業(yè)利潤為：

根據(jù)企業(yè)利潤最大化的一階條件， πt對資本要素投入Kt和勞動要素投入Lt的一階偏導(dǎo)均為0，得到資本集約度kt為：

式（3）關(guān)于rt求一階偏導(dǎo)，得：

即，隨著資本成本的降低，資本集約度將提高（資本深化）。

根據(jù)一次齊次性生產(chǎn)函數(shù)的歐拉定理，企業(yè)產(chǎn)出被所有要素恰好分配完而沒有剩余，即Yt=wtLt+rtKt。由勞動收入份額的定義可得：

根據(jù)式（3），用kt表示rt/wt，代入式（5），得：

式（6）對kt求偏導(dǎo)，得：

σ〉1 ?Lst/?kt＜0

若資本與勞動替代彈性 ，即資本-勞動互替，則 ，即資本深化會擠占勞動收入份額；反之，則提升勞動收入份額。

資本市場開放會降低資本成本。根據(jù)投資者認(rèn)知假說，資本市場開放引入境外機構(gòu)投資者，擴大了公司潛在投資者規(guī)模，上市公司被更多的投資者認(rèn)知，能夠降低資本成本。根據(jù)市場分割理論，資本市場開放將國內(nèi)外股票市場連接在一起，一定程度上能夠改變市場分割現(xiàn)狀（Chan和Kwok，2017），拓寬企業(yè)融資渠道，降低資本成本。Gul等（2010）研究發(fā)現(xiàn)國外投資者進入中國資本市場后，資本成本下降；龐家任等（2020）得出資本市場開放通過競爭渠道和信息渠道降低股權(quán)資本成本的結(jié)論。結(jié)合式（4），資本成本降低，將加劇資本深化。由此，提出以下研究假設(shè)：

H1：若資本-勞動互替，則資本市場開放通過資本深化降低勞動收入份額。

式（6）對At/Bt求偏導(dǎo)，得：

若資本與勞動替代彈性 σ〉1， 則 ?Lst/?（At/Bt）＜0。若技術(shù)進步偏向資本（At/Bt增加），則勞動收入份額下降；反之，則勞動收入份額上升。若資本與勞動替代彈性 σ〈1，則?Lst/?（At/Bt）＞0。隨著At/Bt的增加，即若技術(shù)進步偏向資本，則勞動收入份額上升；反之，則勞動收入份額下降。

資本市場開放能夠提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。首先，資本市場開放提高了股價信息含量，進而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率（戴鵬毅等，2021；任燦燦等，2021）。其次，資本市場開放降低了企業(yè)股權(quán)融資成本，有利于企業(yè)選擇最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)，增加固定資產(chǎn)投資和研發(fā)支出（連立帥等，2019），促進技術(shù)創(chuàng)新（Moshirian等，2021；朱琳和伊志宏，2020），而技術(shù)創(chuàng)新是企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的內(nèi)在驅(qū)動力（任勝鋼等，2019）。企業(yè)全要素生產(chǎn)率是技術(shù)進步在微觀層面的直接體現(xiàn)（王雄元和黃玉菁，2017；文雁兵和陸雪琴，2018）。既有研究發(fā)現(xiàn)，我國技術(shù)進步偏向于資本（黃先海和徐圣，2009；陳宇峰等，2013；丁從明等，2016）。由此，提出以下研究假設(shè)：

H2：若資本-勞動互替，則資本市場開放通過提升全要素生產(chǎn)率降低企業(yè)勞動收入份額。

綜合以上理論分析，提出以下研究假設(shè)：

H3：若資本-勞動互替，則資本市場開放會降低企業(yè)勞動收入份額。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2009—2020年滬深兩市A股上市公司為初始研究樣本，并對樣本數(shù)據(jù)做如下處理：（1）剔除金融類上市企業(yè)樣本觀測值；（2）剔除樣本期間內(nèi)ST和*ST企業(yè)樣本觀測值；（3）剔除2014年11月17日以后新增“滬港通”標(biāo)的公司樣本觀測值以及調(diào)出“滬港通”標(biāo)的公司名單的樣本觀測值；（4）剔除“深港通”標(biāo)的公司；（5）剔除相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)樣本觀測值。為了消除極端值的影響，對所有連續(xù)變量進行1%水平上的縮尾處理，最終得到9 963個年份-公司樣本觀測值。

（二）模型設(shè)計

為檢驗研究假設(shè)H3，以“滬港通”為準(zhǔn)自然實驗，建立如下雙重差分模型：

其中，Ls表示企業(yè)勞動收入份額，Treat是“滬港通”標(biāo)的公司分組虛擬變量，Post為“滬港通”實施年份的虛擬變量①由于控制了時間固定效應(yīng)，為避免多重共線性，模型中不再單獨加入Post項。。X為控制變量集合，Ind表示行業(yè)固定效應(yīng)，Year表示時間固定效應(yīng)。重點關(guān)注 β1的 值及顯著性，如果 β1顯著大于0，說明“滬港通”提升了企業(yè)勞動收入份額；反之，則擠占了企業(yè)勞動收入份額。

為檢驗研究假設(shè)H1和H2，在式（9）的基礎(chǔ)上，構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型：

其中，Med表示中介變量，分別用資本集約度（Lncap）和企業(yè)全要素生產(chǎn)率（Tfp）表示，其余變量的含義與式（9）相同。根據(jù)溫忠麟和葉寶娟（2014）提出的中介效應(yīng)判別方法判斷Lncap和Tfp是否在“‘滬港通’—勞動收入份額”邏輯鏈條上發(fā)揮中介效應(yīng)，此處不再贅述。

（三）變量說明及描述性統(tǒng)計分析

1.被解釋變量：勞動收入份額（Ls）。借鑒王雄元和黃玉菁（2017）的做法，采用“應(yīng)付職工薪酬貸方發(fā)生額”與“營業(yè)總收入”之比衡量企業(yè)勞動收入份額。在穩(wěn)健性檢驗中借鑒施新政等（2019）、萬江滔和魏下海（2020）的做法，采用“支付給職工并為職工支付的現(xiàn)金”與“營業(yè)總收入”之比（Ls1）以及要素成本增加值法來衡量勞動收入份額，其中，要素成本增加值法衡量勞動收入份額的計算方法為：勞動收入份額 (Ls2)=應(yīng)付職工薪酬/（營業(yè)收入-營業(yè)成本+應(yīng)付職工薪酬+固定資產(chǎn)折舊）。

2.核心解釋變量：Treat×Post。若為“滬港通”標(biāo)的公司，Treat取值為1，否則為0。由于“滬港通”于2014年年底實施，故2015年及之后，Post取值為1，其他年份取值為0。

3.中介變量：（1）資本集約度（Lncap）。采用人均固定資產(chǎn)凈額的自然對數(shù)衡量，并以2000年為基期的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行平減，以消除通貨膨脹的影響。（2）全要素生產(chǎn)率（Tfp）。參照江紅莉和蔣鵬程（2021）的做法，采用LP方法測算。

4.控制變量。資產(chǎn)負債率（Lev），用總負債與總資產(chǎn)之比表示；企業(yè)規(guī)模（Size），采用員工人數(shù)的自然對數(shù)值衡量；企業(yè)年齡（Age），用截至樣本當(dāng)年企業(yè)成立年數(shù)的自然對數(shù)值表示；資產(chǎn)收益率（Roa），用營業(yè)利潤與總資產(chǎn)之比表示；企業(yè)成長性（Growth），用營業(yè)收入增長率表示；董事會規(guī)模（Board），用董事人數(shù)的自然對數(shù)值表示；第一大股東持股比例（Top1）；獨立董事比例（Indr），用獨立董事人數(shù)與董事人數(shù)之比表示。

表1報告了變量描述性統(tǒng)計結(jié)果。勞動收入份額（Ls）的最大值為0.5501，最小值為0.0116，均值為0.1401，一定程度上說明企業(yè)勞動收入份額相對較低。從用于穩(wěn)健性檢驗的勞動收入份額替代指標(biāo)Ls1、Ls2的最小值、最大值和均值來看，同樣說明企業(yè)勞動收入份額相對較低。Treat均值為0.1984，表明19.84%的樣本是“滬港通”標(biāo)的公司。

表1 變量描述性統(tǒng)計

續(xù)表1 變量描述性統(tǒng)計

四、實證分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

關(guān)于我國資本-勞動的替代彈性，研究結(jié)論不一致。陳曉玲和連玉君（2013）基于1978—2008年數(shù)據(jù)測得大多數(shù)東部省份（除遼寧和河北之外）的資本-勞動是替代關(guān)系，大多數(shù)中西部省份的資本-勞動是互補關(guān)系。魏下海等（2017）、陳登科和陳詩一（2018）認(rèn)為企業(yè)層面資本-勞動是替代關(guān)系。借鑒萬江滔和魏下海（2020）的做法，從側(cè)面判斷資本-勞動的關(guān)系：若資本集約度對勞動收入份額的影響為負，則說明資本-勞動互替。根據(jù)表2列（5），資本集約度的估計系數(shù)為-0.0261，且在1%的顯著性水平上顯著，說明資本深化降低了企業(yè)勞動收入份額，即2009—2020年企業(yè)層面資本-勞動是互替關(guān)系?？赡艿脑蚴牵阂环矫?，“次貸”危機之后，為了振興經(jīng)濟，政府出臺了一系列刺激經(jīng)濟的政策，如“減稅降費”、資本市場開放等，降低了資本成本；另一方面，《勞動合同法》的出臺和實施、最低工資制度以及房地產(chǎn)擴張等均推動了勞動力成本上升。

表2報告了“滬港通”影響企業(yè)勞動收入份額的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。列（1）和列（2）分別為不加控制變量，采用混合回歸和時間-行業(yè)雙固定效應(yīng)估計的結(jié)果。在1%顯著水平上，Treat×Post的系數(shù)均為負。在列（1）和列（2）的基礎(chǔ)上逐步加入控制變量，結(jié)果如列（3）和列（4）所示。1%顯著水平上，Treat×Post的系數(shù)顯著為負，即“滬港通”降低了標(biāo)的公司的勞動收入份額，研究假設(shè)H3初步得到支撐。根據(jù)列（4），Treat×Post的系數(shù)為-0.0150，即“滬港通”使得標(biāo)的公司的勞動收入份額降低了10.7%①0.015 0/0.140 1×100%=10.7%，其中，0.140 1為勞動收入份額Ls的均值（見表1）。。資本成本的下降，降低了勞動收入份額，也從側(cè)面說明了資本-勞動互替。

（二）平行趨勢檢驗及“滬港通”的動態(tài)效應(yīng)

雙重差分方法適用的前提是滿足平行趨勢假定，即在沒有外生擾動時，企業(yè)勞動收入份額在實驗組和對照組的變化趨勢相同。此外，基準(zhǔn)回歸結(jié)果反映的是“滬港通”對企業(yè)勞動收入份額的平均效應(yīng)，而無法反映動態(tài)效應(yīng)。借鑒龐家任等（2020）的思路，在進行平行趨勢檢驗的同時，估計“滬港通”對企業(yè)勞動收入份額的動態(tài)影響。表3報告了平行趨勢檢驗和“滬港通”影響企業(yè)勞動收入份額的動態(tài)效應(yīng)。Per_4×Treat、Per_3×Treat、Per_2×Treat、Per_1×Treat的系數(shù)均不顯著，滿足平行趨勢假定，Current×Treat、Post_1×Treat、Post_2×Treat、Post_3×Treat、Post_4×Treat、Post_5×Treat的系數(shù)均顯著為負，分別為-0.0186、-0.0227、-0.0240、-0.0272、-0.0217，表明“滬港通”對企業(yè)勞動收入份額產(chǎn)生了負向影響，并且隨著時間的推移，抑制效應(yīng)先增大后減小。

表3 平行趨勢檢驗

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.安慰劑檢驗。采用隨機抽樣1 000次的方法進行安慰劑檢驗。具體而言，在樣本企業(yè)中隨機抽取實驗組，將隨機生成的實驗組作為“滬港通”標(biāo)的公司，其他樣本作為控制組，重新估計式（9）。將隨機抽樣的過程重復(fù)1 000次，并保留每一次回歸得到的Treat×Post項的系數(shù)和p值，畫出其核密度圖。如圖1所示，1 000次安慰劑檢驗得到的Treat×Post估計系數(shù)集中分布在0附近，且顯著異于基準(zhǔn)回歸的系數(shù)-0.0150。從p值的分布情況可以看出，絕大多數(shù)p值大于0.1，說明隨機生成實驗組的回歸系數(shù)大多不顯著，表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

圖1 安慰劑檢驗

2.更換企業(yè)勞動收入份額度量方法。采用Ls1和Ls2衡量勞動收入份額，結(jié)果如表4的列（1）和列（2）所示。Treat×Post項的系數(shù)依然顯著為負，即基準(zhǔn)回歸的結(jié)果是穩(wěn)健的。

表4 更換勞動收入份額衡量方式、基于PSM-DID以及加入高階固定效應(yīng)的結(jié)果

3.PSM-DID方法。為了降低實驗組和控制組企業(yè)個體的差異，減少樣本選擇偏誤引致的內(nèi)生性，采用傾向得分匹配雙重差分法（PSMDID）進行穩(wěn)健性檢驗。采用半徑匹配和核匹配兩種方法，選取企業(yè)杠桿比率（Lev）、企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)年齡（Age）、資產(chǎn)收益率（Roa）、企業(yè)成長性（Growth）、董事會規(guī)模（Board）、第一大股東持股比例（Top1）和獨立董事比例（Indr）對實驗組和控制組進行匹配，再基于匹配后的樣本估計式（9），回歸結(jié)果如表4列（3）和列（4）所示。矯正樣本選擇偏差后，“滬港通”對企業(yè)勞動收入份額的影響依舊顯著為負。

4.加入高階固定效應(yīng)緩解內(nèi)生性問題。盡管“滬港通”標(biāo)的股票的確定不依賴上市公司決策，受公司層面因素的影響較小，但可能存在勞動收入份額較高地區(qū)的企業(yè)更容易進入“滬港通”標(biāo)的公司名單，導(dǎo)致式（9）存在反向因果關(guān)系。雖然在基準(zhǔn)回歸中加入了行業(yè)和時間固定效應(yīng)以緩解因遺漏變量引致的內(nèi)生性問題，但仍然可能存在某些宏觀因素對不同行業(yè)、城市、省份的影響在不同年份存在差異（江軒宇和賈婧，2021）。由此，進一步控制高階固定效應(yīng)，回歸結(jié)果如表4列（5）和列（6）所示。在1%顯著水平上，Treat×Post的系數(shù)依然顯著為負。

5.基于多期DID方法重新評估“滬港通”對企業(yè)勞動收入份額的影響。將樣本限定為滬市上市公司，重新界定實驗組Treat：若是“滬港通”標(biāo)的公司，則Treat取值為1，否則為0?；诙嗥贒ID方法評估“滬港通”對企業(yè)勞動收入份額的影響，結(jié)果如表5所示。列（1）僅控制了行業(yè)及年份固定效應(yīng)，列（2）和列（3）在列（1）的基礎(chǔ)上進一步控制了省份、省份-年份、省份-行業(yè)-年份以及城市、城市-年份、城市-行業(yè)-年份。無論是控制一階固定效應(yīng)還是高階固定效應(yīng)，“滬港通”均顯著抑制了勞動收入份額，與基準(zhǔn)回歸結(jié)論一致。

表5 基于多期DID的估計結(jié)果

6.其他穩(wěn)健性檢驗。（1）加入宏觀控制變量。企業(yè)勞動收入份額也會受宏觀經(jīng)濟的影響，在式（9）中加入宏觀控制變量，包括財政支出水平、經(jīng)濟發(fā)展水平以及金融發(fā)展水平。采用財政支出的自然對數(shù)值衡量財政支出水平（Lngov）、人均GDP的自然對數(shù)值衡量經(jīng)濟發(fā)展水平（Lnpgdp）、金融機構(gòu)貸款余額占GDP的比重衡量金融發(fā)展水平（Fin）。（2）為了更“干凈”地評估“滬港通”對企業(yè)勞動收入份額的影響，分別剔除樣本中的深市股票、AH股。2016年“深港通”正式實施，雖然總樣本中已經(jīng)剔除了“深港通”標(biāo)的公司，但樣本可能受“污染”。AH股是指既作為A股在上海證券交易所或深圳證券交易所上市又作為H股在香港聯(lián)合交易所上市的股票，這類股票已經(jīng)受到境外機構(gòu)投資者的影響。（3）縮短樣本期間。樣本期間越長，則越有可能受到外部的其他政策沖擊，將樣本期間縮短到2011—2016、2010—2019年。重新估計式（9），Treat×Post項的系數(shù)依舊顯著為負①囿于篇幅，此處沒有匯報相關(guān)結(jié)果，備索。。

（四）機制分析

為檢驗假設(shè)H1，以資本深化為中介變量，對式（10）和式（11）進行回歸，結(jié)果如表6列（2）和列（3）所示。由列（2）可知，在1%顯著水平上，“滬港通”顯著促進了資本深化，作用系數(shù)為0.2217。由列（3）可知，在1%顯著水平上，資本深化顯著抑制了企業(yè)勞動收入份額，系數(shù)為-0.0244，并且“滬港通”對企業(yè)勞動收入份額的作用系數(shù)為-0.0096，絕對值小于列（1）中Treat×Post系數(shù)的絕對值。根據(jù)中介效應(yīng)判別方法（溫忠麟和葉寶娟，2014），資本深化在“‘滬港通’—勞動收入份額”路徑上發(fā)揮中介效應(yīng)，即“滬港通”通過資本深化抑制了企業(yè)勞動收入份額，支持了研究假設(shè)H1。“滬港通”的實施，擴大了投資者規(guī)模，降低了市場分割程度，進而降低了資本成本，加劇了資本深化。由于資本-勞動互替，資本深化導(dǎo)致了企業(yè)勞動收入份額下降。

為檢驗假設(shè)H2，以全要素生產(chǎn)率為中介變量，對式（10）和式（11）進行回歸，結(jié)果如表6列（4）和列（5）所示。由列（4）可知，在1%顯著水平上，Treat×Post的系數(shù)為0.1088，即“滬港通”顯著提高了企業(yè)全要素生產(chǎn)率（Tfp）；由列（5）可知，企業(yè)全要素生產(chǎn)率（Tfp）抑制了勞動收入份額。由此可得，企業(yè)全要素生產(chǎn)率是“‘滬港通’—勞動收入份額”路徑上的關(guān)鍵節(jié)點，發(fā)揮了中介效應(yīng)，假設(shè)H2得到驗證?！皽弁ā本哂猩a(chǎn)率提升效應(yīng)，但是由于技術(shù)進步偏向資本，企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升抑制了企業(yè)勞動收入份額。

表6 “滬港通”影響勞動收入份額的作用路徑

值得一提的是，“滬港通”加劇了資本深化、提高了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，進而降低了勞動收入份額，背后隱藏著經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展動力不足的問題。一方面，“滬港通”引入外資，降低資本成本，加劇資本深化，會導(dǎo)致企業(yè)發(fā)展過度依賴資本要素，造成勞動要素貢獻不足和勞動收入份額下降。另一方面，雖然“滬港通”能夠提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，但是如果全要素生產(chǎn)率的提升來自國外先進技術(shù)設(shè)備的引進和模仿創(chuàng)新，即技術(shù)進步偏向資本，會導(dǎo)致自主創(chuàng)新能力不足，出現(xiàn)“卡脖子”領(lǐng)域?qū)訉忧短庄B加的不利局面，也會造成勞動要素收入份額下降。

（五）“滬港通”的勞動收入份額效應(yīng)分解

進一步，從勞動收入份額本身出發(fā)，將“滬港通”對勞動收入份額的影響分解為對平均工資和勞動生產(chǎn)率的影響，分別稱之為平均工資效應(yīng)和勞動生產(chǎn)率效應(yīng)。

對式（5）兩邊取對數(shù)，得：

其中，lnwt為平均工資的對數(shù)值，ln（Yt/Lt）為勞動生產(chǎn)率的對數(shù)值。如果“滬港通”的平均工資效應(yīng)與勞動生產(chǎn)率效應(yīng)同向，且前者強度大于后者，則會提升勞動收入份額；反之，則降低勞動收入份額。

平均工資（w）用應(yīng)付職工薪酬與員工人數(shù)之比衡量（萬江滔和魏下海，2020），并以2000年為基期的CPI指數(shù)進行平減以消除通貨膨脹的影響。勞動生產(chǎn)率（Y/L）用單位員工增加值表示，其中，企業(yè)增加值為營業(yè)利潤、應(yīng)付職工薪酬和固定資產(chǎn)折舊三項的和（白重恩等，2008），并用以2000年為基期的CPI指數(shù)平減。根據(jù)式（12），分別對平均工資和勞動生產(chǎn)率取自然對數(shù)。由表7列（1）和列（2）可知，在1%顯著水平上，“滬港通”顯著抑制了平均工資，系數(shù)為-0.2155；雖然對勞動生產(chǎn)率的影響為正，但在統(tǒng)計意義上不顯著，即“滬港通”對企業(yè)勞動收入份額的抑制作用表現(xiàn)為平均工資效應(yīng)，而非勞動生產(chǎn)率效應(yīng)。“滬港通”降低了資本成本，緩解了融資約束，提高了企業(yè)固定資產(chǎn)投資水平，由于資本與勞動互替，固定資產(chǎn)投資增加擠出了對勞動的需求，從而降低了平均工資，導(dǎo)致勞動收入份額下降。

表7 “滬港通”的勞動收入份額效應(yīng)分解：平均工資效應(yīng)和勞動生產(chǎn)率效應(yīng)

為了消除可能存在的內(nèi)生性，保證實證結(jié)果的穩(wěn)健性，在列（1）和列（2）的基礎(chǔ)上加入城市、城市-年份、城市-行業(yè)-年份的交互固定效應(yīng)。由列（3）和列（4）可知，在1%顯著水平上，“滬港通”對平均工資的影響依然為負，對勞動生產(chǎn)率的影響不顯著。

五、異質(zhì)性分析

（一）企業(yè)外部資源稟賦的異質(zhì)性影響

1.企業(yè)區(qū)位的異質(zhì)性影響。我國幅員遼闊，區(qū)域發(fā)展不均衡，區(qū)域資源稟賦、制度環(huán)境等均存在較大差異，“滬港通”對勞動收入份額的影響可能存在區(qū)位異質(zhì)性。按企業(yè)注冊地，將全樣本分為東部、中部、西部和東北地區(qū)四組，表8列（1）-（4）報告了“滬港通”對不同地區(qū)企業(yè)勞動收入份額的影響。從中可知，“滬港通”顯著降低了東部和中部地區(qū)企業(yè)勞動收入份額，對西部和東北地區(qū)企業(yè)勞動收入份額影響不顯著?？赡艿脑蚴俏覈鴸|部和中部地區(qū)市場化程度相對較高，對“滬港通”實施引致的資本成本下降更為敏感，導(dǎo)致資本替代勞動的效應(yīng)更強，如大量的“機器換人”現(xiàn)象最早出現(xiàn)在我國東部地區(qū)。此外，東部和中部地區(qū)勞動力充裕，科技創(chuàng)新活力較強，資本成本下降會促進企業(yè)擴大固定資產(chǎn)投資規(guī)模和研發(fā)投入規(guī)模，提高生產(chǎn)率。由于資本-勞動互替，這兩方面均會導(dǎo)致企業(yè)勞動收入份額下降。

表8 區(qū)位及市場化水平的異質(zhì)性影響

2.市場化水平的異質(zhì)性影響。市場化水平會影響要素市場配置效率，進而影響勞動收入分配。“滬港通”對勞動收入份額的影響可能因市場化水平而異。根據(jù)王小魯?shù)龋?019）編制的各省份市場化水平總指數(shù)，計算樣本期內(nèi)各省份的均值，以此為臨界值將樣本分為高市場化水平組和低市場化水平組。由表8列（5）和列（6）可知，對位于高市場化水平區(qū)域的企業(yè)而言，在1%顯著水平上，“滬港通”顯著抑制了企業(yè)勞動收入份額，但是對于處于低市場化水平區(qū)域的企業(yè)，“滬港通”影響不顯著。低市場化水平區(qū)域，資源配置效率相對較低，企業(yè)難以根據(jù)要素相對價格的變動及時調(diào)整要素投入，故“滬港通”對勞動收入份額影響不顯著。位于高市場化水平區(qū)域的企業(yè)，其對資本勞動相對價格的變動更加敏感，能夠及時調(diào)整生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)，“滬港通”引致的資本深化對企業(yè)勞動收入份額的擠占效應(yīng)顯著。

（二）企業(yè)內(nèi)部特征的異質(zhì)性影響

1.要素結(jié)構(gòu)的異質(zhì)性影響。相對于資本密集型企業(yè)，勞動密集型企業(yè)更依賴勞動力?！皽弁ā睂Y本密集型企業(yè)和勞動密集型企業(yè)勞動收入份額的沖擊可能存在不對稱性。基于人均固定資產(chǎn)的年均值對樣本分組，人均固定資產(chǎn)大于樣本均值的企業(yè)稱之為資本密集型企業(yè)；反之，則稱之為勞動密集型企業(yè)。表9列（1）和列（2）顯示，“滬港通”顯著降低了勞動密集型企業(yè)勞動收入份額，對資本密集型企業(yè)的影響不顯著。資本要素價格相對下降，意味著勞動力價格相對上升，勞動密集型企業(yè)成本相對提高。為了降低成本，勞動密集型企業(yè)會使用較為便宜的資本替代相對昂貴的勞動力，會導(dǎo)致勞動收入份額的下降。資本密集型企業(yè)雖然也會因資本-勞動相對價格下降而用資本替換勞動，而其原本擁有的勞動力要素相對較少，下調(diào)的空間相對有限，故對勞動收入份額的擠占效應(yīng)不顯著。

表9 要素結(jié)構(gòu)及雇員身份的異質(zhì)性影響

2.高管和雇員薪酬的異質(zhì)性影響。不同類型勞動者的工資決定機制和議價能力不同。當(dāng)受到外部沖擊時，勞動者提供的勞動越具有不可替代性，其議價能力也就越強，“滬港通”對不同類型勞動者的勞動收入份額影響可能具有異質(zhì)性。根據(jù)員工類型，將企業(yè)員工分為雇員和高管。表9列（3）和列（4）顯示，“滬港通”顯著降低了普通雇員的勞動收入份額，Treat×Post的系數(shù)為-0.0150，雖然也降低了高管的勞動收入份額，但影響相對較小，Treat×Post的系數(shù)僅為-0.0002?？赡艿脑蚴?，相較于普通雇員，高管的議價能力更強，其勞動收入份額受外部沖擊的影響較?。欢胀ü蛦T提供的勞動不可替代性較低，議價能力較弱，其勞動收入更容易被擠壓。

3.企業(yè)內(nèi)部治理和外部監(jiān)督的異質(zhì)性影響。資本市場開放能夠改善企業(yè)內(nèi)部治理和外部監(jiān)督（Tian和Twite，2011），而高質(zhì)量的內(nèi)部治理和外部監(jiān)督有利于激發(fā)企業(yè)管理層的創(chuàng)新意愿，優(yōu)化企業(yè)投資決策，提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，進而影響勞動收入份額。借鑒李壽喜（2007），用代理成本表示內(nèi)部治理水平。代理成本用管理費用率衡量，即管理費用與營業(yè)收入之比。管理費用率越低，內(nèi)部治理水平越高。根據(jù)管理費用率的年均值，將樣本分為內(nèi)部治理水平高組和內(nèi)部治理水平低組，分組回歸結(jié)果如表10列（1）和列（2）所示。從中可見，“滬港通”顯著降低了低內(nèi)部治理水平的企業(yè)勞動收入份額，而對高內(nèi)部治理水平的企業(yè)勞動收入份額影響不顯著?？赡艿脑蚴?，對于原本內(nèi)部治理狀況差的企業(yè)，“滬港通”實施后，其內(nèi)部治理狀況改善效果更佳，更有助于提升全要素生產(chǎn)率，進而對企業(yè)勞動收入份額的抑制作用更強。

表10 企業(yè)內(nèi)部治理、外部監(jiān)督以及企業(yè)所屬行業(yè)的異質(zhì)性影響

參考Fan和Wong（2005），采用是否聘請“四大”會計師事務(wù)所進行年度財務(wù)審計來衡量企業(yè)外部監(jiān)督狀況，若審計師來自“四大”則認(rèn)為外部監(jiān)督較強，否則認(rèn)為外部監(jiān)督較弱，分組回歸結(jié)果如表10列（3）和列（4）所示。從中可見，“滬港通”顯著降低了外部監(jiān)督弱的企業(yè)勞動收入份額，對外部監(jiān)督強的企業(yè)勞動收入份額影響不顯著?？赡艿脑蚴?，“滬港通”實施后，原本外部監(jiān)督較弱的上市公司為了向境外機構(gòu)投資者傳遞“優(yōu)質(zhì)企業(yè)”的信號，會主動聘請高質(zhì)量審計師，加強企業(yè)外部監(jiān)督，倒逼企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新，提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。但是在資本-勞動替代彈性大于1且技術(shù)進步偏向資本的情境下，全要素生產(chǎn)率的提升降低了企業(yè)勞動收入份額。

（三）企業(yè)所屬行業(yè)的異質(zhì)性影響

不同行業(yè)資本與勞動替代彈性存在差異。陸菁和劉毅群（2016）、陳登科和陳詩一（2018）測算得出我國工業(yè)企業(yè)的資本-勞動替代彈性 σ＞1，蘇梽芳等（2021）測算得出2009—2015年我國服務(wù)業(yè)資本和勞動替代彈性 σ＜1。這就意味著“滬港通”對勞動收入份額的影響可能會因行業(yè)而異。根據(jù)《上市公司行業(yè)分類指引》（證監(jiān)會2012版）將樣本分成制造業(yè)企業(yè)和服務(wù)業(yè)企業(yè)

六、結(jié)論與政策建議

提高勞動收入份額、開放資本市場關(guān)系著“以國內(nèi)大循環(huán)為主體，國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進”新發(fā)展格局的形成以及共同富裕目標(biāo)的實現(xiàn)。本文基于“滬港通”實施形成的準(zhǔn)自然實驗，從資本市場開放這一新視角研究其對企業(yè)勞動收入份額的影響，得出以下結(jié)論：（1）“滬港通”降低了標(biāo)的公司的勞動收入份額，經(jīng)過平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗、控制高階固定效應(yīng)、多期DID等一系列穩(wěn)健性檢驗，上述結(jié)論依然成立。（2）資本深化和全要素生產(chǎn)率是“‘滬港通’—企業(yè)勞動收入份額”邏輯路徑上的關(guān)鍵節(jié)點，發(fā)揮著中介作用；“滬港通”的勞動收入份額抑制效應(yīng)主要表現(xiàn)為平均工資效應(yīng)，勞動生產(chǎn)率效應(yīng)不顯著。（3）“滬港通”的勞動收入份額抑制效應(yīng)僅存在于位于東中部地區(qū)和市場化水平較高地區(qū)的企業(yè)、勞動密集型企業(yè)、內(nèi)部治理和外部監(jiān)督較弱的企業(yè)以及制造業(yè)企業(yè)；相對于高管，“滬港通”對普通雇員的勞動收入份額擠占效應(yīng)更強。

本文不僅拓展了資本市場開放經(jīng)濟后果的研究，豐富了國民收入分配領(lǐng)域的相關(guān)文獻，也揭示了資本市場開放影響企業(yè)勞動收入份額的作用機制，研究結(jié)論蘊含著積極的政策含義。第一，“滬港通”雖然擠占了企業(yè)勞動收入份額，但是降低了資本成本，提升了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，是一項具有積極經(jīng)濟意義的政策。第二，在推動形成全面開放新格局的進程中，要重視勞動要素尤其是高技能勞動力的作用，將資本深化路徑從“重資本輕勞動”轉(zhuǎn)向“優(yōu)資本重技能”；引導(dǎo)并激勵企業(yè)的創(chuàng)新策略由引進、模仿式創(chuàng)新向突破、顛覆式創(chuàng)新轉(zhuǎn)變，技術(shù)進步從偏向資本向資本勞動并重甚至偏向勞動轉(zhuǎn)變。通過提高人力資本，增加高技能勞動力的需求，提高勞動報酬在企業(yè)增加值中的比重。第三，因企業(yè)外部資源稟賦、內(nèi)部特征等差異，勞動收入份額提升策略應(yīng)量體裁衣，因地制策，因企施策。東部和中部地區(qū)企業(yè)應(yīng)該抓住“滬港通”政策紅利，加大研發(fā)投入、增加創(chuàng)新型人才的雇傭，在“卡脖子”領(lǐng)域攻堅克難、提高自主創(chuàng)新能力的同時，提升高素質(zhì)勞動者收入份額；對于勞動密集型企業(yè)，應(yīng)增強對低技能工人的職業(yè)技能培訓(xùn)，提高勞動者議價能力。此外，可以考慮將公司內(nèi)部治理水平和外部監(jiān)督狀況納入“滬港通”標(biāo)的股動態(tài)調(diào)整標(biāo)準(zhǔn)的框架體系中；完善稅收調(diào)節(jié)機制，防止高層管理人員和普通雇員的收入差距擴大化，提高收入分配的公平性。