杜 勇，孫 帆，譚麗麗，黃小勇

（西南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶 400715）

一、引言

習(xí)近平總書(shū)記指出，“現(xiàn)在，已經(jīng)到了扎實(shí)推動(dòng)共同富裕的歷史階段”。黨的二十大報(bào)告將完善分配制度、提高勞動(dòng)報(bào)酬比重作為逐步實(shí)現(xiàn)共同富裕的重要內(nèi)容，指出“分配制度是促進(jìn)共同富裕的基礎(chǔ)性制度”，“提高勞動(dòng)報(bào)酬在初次分配中的比重”。因此，提升勞動(dòng)收入份額是中國(guó)經(jīng)濟(jì)未來(lái)調(diào)控的重要目標(biāo)，對(duì)收入分配公平性具有重要作用（肖土盛等，2022）。根據(jù)Kaldor（1957）揭示的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)特征，勞動(dòng)收入在國(guó)民收入中的占比應(yīng)保持不變，即“Kaldor事實(shí)”。而大量研究表明，中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展并未帶動(dòng)勞動(dòng)收入份額的增長(zhǎng)，勞動(dòng)收入份額變動(dòng)與GDP增長(zhǎng)率并不同步。1995 年以來(lái)，中國(guó)勞動(dòng)收入份額持續(xù)下降，盡管2011 年開(kāi)始反彈，但仍在低位徘徊（陳宇峰等，2013；鄭江淮和荊晶，2021）。企業(yè)勞動(dòng)收入份額的變動(dòng)趨勢(shì)與宏觀數(shù)據(jù)測(cè)算結(jié)果基本一致，只是變動(dòng)幅度更加溫和（文雁兵和陸雪琴，2018；羅明津和鐵瑛，2021）。對(duì)于企業(yè)勞動(dòng)收入份額變動(dòng)，現(xiàn)有研究從技術(shù)進(jìn)步偏向（陳宇峰等，2013；鄭江淮和荊晶，2021）、產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)（Autor 等，2020；文雁兵和陸雪琴，2018；肖土盛等，2023）以及人力資本結(jié)構(gòu)調(diào)整（肖土盛等，2022）等方面進(jìn)行了解釋。然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)基本上將企業(yè)視為孤立的個(gè)體，忽視了企業(yè)間股權(quán)網(wǎng)絡(luò)，特別是資本市場(chǎng)中的共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)網(wǎng)絡(luò)對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的影響。

在證監(jiān)會(huì)“超常規(guī)發(fā)展機(jī)構(gòu)投資者”的思路指導(dǎo)下，我國(guó)機(jī)構(gòu)投資者不斷壯大并開(kāi)始相互合并和多元化投資，其中一個(gè)典型的事實(shí)是機(jī)構(gòu)投資者持股同一行業(yè)多家企業(yè)的情況愈發(fā)普遍，使得資本市場(chǎng)中擁有共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的企業(yè)數(shù)量逐漸增加（Lewellen 和Lowry，2021；杜勇等，2021）。共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)既有可能在企業(yè)間發(fā)揮合謀效應(yīng)，影響產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)（Azar 等，2018，2022）；也有可能在企業(yè)間發(fā)揮協(xié)同效應(yīng)，促使企業(yè)共享資源、合作共贏（He 和Huang，2017；Chen 等，2021；杜勇等，2022）。根據(jù)肖土盛等（2023）的研究，企業(yè)勞動(dòng)收入份額變動(dòng)包含要素市場(chǎng)的要素組成效應(yīng)和產(chǎn)品市場(chǎng)的成本加成效應(yīng)，其中要素組成效應(yīng)是企業(yè)生產(chǎn)投入中勞動(dòng)力成本的比重，成本加成效應(yīng)是企業(yè)在產(chǎn)品市場(chǎng)上的定價(jià)能力。共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的合謀效應(yīng)和協(xié)同效應(yīng)對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額可能產(chǎn)生截然不同的影響。一方面，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的合謀效應(yīng)可能提高持股企業(yè)在產(chǎn)品市場(chǎng)上的定價(jià)能力，使其獲得壟斷利潤(rùn)，從而導(dǎo)致勞動(dòng)收入份額降低；另一方面，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的協(xié)同效應(yīng)可能帶來(lái)企業(yè)間研發(fā)創(chuàng)新溢出，促使企業(yè)加大自主研發(fā)投入，優(yōu)化人力資本結(jié)構(gòu)，從而導(dǎo)致帶動(dòng)勞動(dòng)收入份額提升。因此，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)究竟如何影響企業(yè)勞動(dòng)收入份額需要進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

本文基于合謀效應(yīng)和協(xié)同效應(yīng)，首先從理論上分析了共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額變動(dòng)的影響，然后利用2007—2020 年中國(guó)上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)能夠顯著促進(jìn)企業(yè)勞動(dòng)收入份額提升。機(jī)制檢驗(yàn)表明，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)顯著促進(jìn)了投資組合企業(yè)間的研發(fā)溢出，提高了企業(yè)研發(fā)人員占比和高學(xué)歷人才占比，優(yōu)化了人力資本結(jié)構(gòu)，從而帶動(dòng)了企業(yè)勞動(dòng)收入份額提升。拓展性討論發(fā)現(xiàn)，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)提高了企業(yè)技術(shù)人員占比，降低了生產(chǎn)工人占比，對(duì)其他員工的影響不顯著。這進(jìn)一步支持了協(xié)同效應(yīng)的理論邏輯，并基于行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)視角排除了合謀效應(yīng)。此外，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的提升作用在共同機(jī)構(gòu)投資者控股企業(yè)和技術(shù)密集型行業(yè)中更加顯著。

本文的研究貢獻(xiàn)主要表現(xiàn)在以下三個(gè)方面：第一，以企業(yè)間共同機(jī)構(gòu)協(xié)同的全新視角研究了勞動(dòng)收入份額的影響因素。盡管許多文獻(xiàn)同樣以自主研發(fā)投入和人力資本結(jié)構(gòu)優(yōu)化作為影響機(jī)制，對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額進(jìn)行了研究（江軒宇和林莉，2022；肖土盛等，2022），但基本上將企業(yè)視為行業(yè)中孤立的個(gè)體，探討的是企業(yè)“單打獨(dú)斗”式自主創(chuàng)新如何提升企業(yè)勞動(dòng)收入份額。本文基于共同機(jī)構(gòu)協(xié)同視角，探討了企業(yè)“報(bào)團(tuán)取暖”式研發(fā)溢出在優(yōu)化人力資本結(jié)構(gòu)和提升企業(yè)勞動(dòng)收入份額方面的作用，拓展了企業(yè)勞動(dòng)收入份額影響因素的相關(guān)文獻(xiàn)。第二，本文將共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的研究拓展至勞動(dòng)力市場(chǎng)。關(guān)于共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的現(xiàn)有文獻(xiàn)重點(diǎn)落腳于產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)（He 和Huang，2017；Azar 等，2018）和公司治理完善（He 等，2019；Park 等，2019；周冬華和黃沁雪，2021），而忽視了共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)對(duì)企業(yè)員工的影響。員工是企業(yè)的利益相關(guān)者，員工收入是企業(yè)收入分配的重要內(nèi)容。若忽視了這個(gè)鏈條，則難以全面考察共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)對(duì)企業(yè)產(chǎn)生的影響。因此，本文以勞動(dòng)收入份額為視角，將共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的研究拓展至勞動(dòng)力市場(chǎng)，對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行了有益補(bǔ)充。第三，本文從收入分配視角為當(dāng)前中國(guó)對(duì)共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的監(jiān)管提供了新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。大量研究表明，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)既有可能產(chǎn)生合謀效應(yīng)而影響市場(chǎng)公平競(jìng)爭(zhēng)（Azar 等，2018；雷雷等，2023），也有可能產(chǎn)生協(xié)同效應(yīng)而優(yōu)化企業(yè)資源配置（Li 等，2023；杜勇等，2022）。共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)究竟發(fā)揮何種效應(yīng)，現(xiàn)有文獻(xiàn)尚未形成一致意見(jiàn)。本文考察了這兩種效應(yīng)對(duì)企業(yè)收入分配的影響，為當(dāng)前中國(guó)對(duì)共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的監(jiān)管提供了新的依據(jù)。

二、理論分析

本文通過(guò)構(gòu)建古諾競(jìng)爭(zhēng)模型，分析共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的影響機(jī)理。本文首先分析企業(yè)勞動(dòng)收入份額的影響因素，設(shè)置常數(shù)替代彈性（CES）函數(shù)如下：

其中，A表示生產(chǎn)技術(shù)，L表示企業(yè)勞動(dòng)要素投入，α表示勞動(dòng)要素產(chǎn)出彈性，K表示資本要素投入，β表示資本要素產(chǎn)出彈性，ρ=(σ-1)/σ，σ表示資本和勞動(dòng)之間的替代彈性。根據(jù)肖土盛等（2023）對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的分解可得：

其中，w為工資率，P為市場(chǎng)價(jià)格，TC為企業(yè)總生產(chǎn)成本，c為邊際成本。由式（2）可知，企業(yè)勞動(dòng)收入份額變動(dòng)包含要素市場(chǎng)的要素組成效應(yīng)（wL/TC）和產(chǎn)品市場(chǎng)的成本加成效應(yīng)（1/m），要素組成效應(yīng)是企業(yè)生產(chǎn)投入中勞動(dòng)力成本的比重，成本加成效應(yīng)是企業(yè)在產(chǎn)品市場(chǎng)上的定價(jià)能力（肖土盛等，2023）。因此，壟斷利潤(rùn)和勞動(dòng)偏向性技術(shù)是影響中國(guó)勞動(dòng)收入份額變動(dòng)的關(guān)鍵因素（陳宇峰等，2013）。Hansen 和Lott（1996）證明，與一般投資者相比，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的投資目標(biāo)不是單個(gè)企業(yè)的價(jià)值最大化，而是投資組合的價(jià)值最大化。在追求投資組合價(jià)值最大化的過(guò)程中，一方面，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)可能發(fā)揮合謀效應(yīng)，在企業(yè)間產(chǎn)生反競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，從而影響企業(yè)在產(chǎn)品市場(chǎng)上的定價(jià)能力以獲得壟斷利潤(rùn)（Azar 等，2018，2022）；另一方面，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)可能發(fā)揮協(xié)同效應(yīng)，促進(jìn)企業(yè)合作共享，影響企業(yè)投資決策（López 和Vives，2019；杜勇等，2022），從而影響企業(yè)的勞動(dòng)力配置。無(wú)論是產(chǎn)品市場(chǎng)定價(jià)能力還是要素市場(chǎng)勞動(dòng)力配置的影響，均會(huì)作用于企業(yè)勞動(dòng)收入份額。本文接下來(lái)對(duì)共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的合謀效應(yīng)和協(xié)同效應(yīng)展開(kāi)分析。

（一）共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的合謀效應(yīng)分析

假設(shè)一個(gè)行業(yè)中存在n（n>2）家企業(yè)提供同質(zhì)的產(chǎn)品或服務(wù)，邊際成本相同（c），沒(méi)有固定成本。企業(yè)之間進(jìn)行產(chǎn)量競(jìng)爭(zhēng)，即各企業(yè)根據(jù)同行業(yè)其他企業(yè)的產(chǎn)出決策決定自身產(chǎn)量，雙方為追求利潤(rùn)最大化而博弈。在沒(méi)有共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的情況下，市場(chǎng)需求函數(shù)為：

利潤(rùn)函數(shù)為：

每一家企業(yè)追求利潤(rùn)最大化達(dá)到古諾均衡，此時(shí)有 ?πi/?qi=0，由此可得：

由于企業(yè)是同質(zhì)的，均衡時(shí)可得：

均衡價(jià)格為：

根據(jù)O’Brien 和Salop（2000）構(gòu)建的共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)模型，每家共同機(jī)構(gòu)投資者以投資組合利潤(rùn)最大化為目標(biāo)，每家企業(yè)經(jīng)理人的目標(biāo)是最大化股東的投資組合利潤(rùn)加權(quán)平均值。假設(shè)有I個(gè)投資者，vki為投資者k所享有的企業(yè)i的所有權(quán)份額，企業(yè)i的經(jīng)理人最大化共同機(jī)構(gòu)投資者的投資組合利潤(rùn)加權(quán)平均值（即企業(yè)i的目標(biāo)函數(shù)）。其中，λij=∑k vkivkj/∑k v2ki，反映了企業(yè)i的目標(biāo)函數(shù)中企業(yè)j的利潤(rùn)相對(duì)于企業(yè)i自身利潤(rùn)的權(quán)重，即企業(yè)i中共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)程度。由于存在共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)，企業(yè)i會(huì)將企業(yè)j的一部分利潤(rùn)“內(nèi)部化”（López 和Vives，2019）。λ=0 是一個(gè)獨(dú)立公司利潤(rùn)最大化問(wèn)題，λ=1則是一個(gè)完全合并問(wèn)題。①λ的具體表達(dá)式參見(jiàn)López 和Vives（2019）的研究。企業(yè)i的目標(biāo)函數(shù)可以表示為：

結(jié)合式（4），式（9）可以進(jìn)一步表示為：

根據(jù)古諾均衡利潤(rùn)最大化條件 ?φi/?qi=0，存在共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)時(shí)均衡產(chǎn)量和均衡價(jià)格分別為：

假設(shè)1a：共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)會(huì)降低企業(yè)勞動(dòng)收入份額。

（二）共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的協(xié)同效應(yīng)分析

最近的文獻(xiàn)指出，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)通過(guò)持股有限企業(yè)，可能扭曲行業(yè)定價(jià)機(jī)制（Lewellen 和Lowry，2021）。因此，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)可能更多通過(guò)影響企業(yè)投資決策來(lái)實(shí)現(xiàn)投資組合價(jià)值最大化（Kostovetsky 和Manconi，2020；Li 等，2023；杜勇等，2022）。投資是創(chuàng)造股東財(cái)富和企業(yè)價(jià)值的重要路徑（潘越等，2020），特別是研發(fā)投資，它不僅是企業(yè)持續(xù)獲得競(jìng)爭(zhēng)力的源泉，也是共同機(jī)構(gòu)投資者實(shí)現(xiàn)投資組合價(jià)值最大化的重要來(lái)源（李世剛等，2022）。由于自主研發(fā)活動(dòng)具有投資難度大、周期長(zhǎng)、不確定性高等特征，單個(gè)企業(yè)依靠自身力量通常難以高效突破關(guān)鍵核心技術(shù)（魯若愚等，2021）。而共同機(jī)構(gòu)所有者為實(shí)現(xiàn)投資組合價(jià)值最大化目標(biāo)，有動(dòng)機(jī)通過(guò)建立戰(zhàn)略聯(lián)盟來(lái)實(shí)現(xiàn)研發(fā)資源共享和研發(fā)信息傳遞（He 和Huang，2017），從而促進(jìn)企業(yè)間的研發(fā)合作，實(shí)現(xiàn)研發(fā)溢出，提升研發(fā)效率（Geng 等，2015；Li 等，2023）。其原因在于，同行業(yè)企業(yè)在技術(shù)和工藝上具有相似性，各自擁有不同的互補(bǔ)性研發(fā)資源（Geng 等，2015），因此，企業(yè)間相互合作對(duì)自主研發(fā)具有重要影響，能夠改變單個(gè)企業(yè)“閉門(mén)造車(chē)”式和“單打獨(dú)斗”式技術(shù)創(chuàng)新方式，實(shí)現(xiàn)“報(bào)團(tuán)取暖”式協(xié)同創(chuàng)新，從而通過(guò)研發(fā)溢出促進(jìn)企業(yè)自主研發(fā)投資（López 和Vives，2019；Kostovetsky 和Manconi，2020）?；诖?，本文在上述古諾競(jìng)爭(zhēng)模型框架下引入自主研發(fā)創(chuàng)新，此時(shí)企業(yè)i的邊際成本為：

其中，xi表示企業(yè)i自身的研發(fā)創(chuàng)新投入，xj表示其他企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投入，δ表示研發(fā)溢出系數(shù)。式（13）表明，企業(yè)自身的研發(fā)投入和其他企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生的溢出效應(yīng)均能降低生產(chǎn)成本。此時(shí)，利潤(rùn)函數(shù)為：

根據(jù)最優(yōu)一階條件 ?φi/?qi=0 和 ?φi/?xi=0可得：

求解可得：

式（18）和式（19）聯(lián)立并考慮對(duì)稱均衡解可得：

由?x?/?λ>0可得：①受篇幅限制，文中未列示計(jì)算過(guò)程，如有需要可向作者索取。

由式（20）和式（21）可知，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)（λ）促進(jìn)持股企業(yè)研發(fā)投入（x?）的關(guān)鍵在于投資組合研發(fā)溢出效應(yīng)（δ）的大小。換言之，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)發(fā)揮協(xié)同效應(yīng)促進(jìn)企業(yè)間相互學(xué)習(xí)和分享帶來(lái)的研發(fā)創(chuàng)新溢出越大，其越有可能促進(jìn)持股企業(yè)的研發(fā)投入，本文稱之為“投資組合研發(fā)溢出效應(yīng)”。本文接下來(lái)考察自主研發(fā)對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的影響。企業(yè)面臨如下決策問(wèn)題：

2)當(dāng)x=0.4時(shí)，加權(quán)SHNN-CAD分析出全部SST，而標(biāo)準(zhǔn)SHNN-CAD分析出7個(gè)SST回波，因此加權(quán)SHNN-CAD對(duì)SST具有更好的回波檢測(cè)效果，成功解決了標(biāo)準(zhǔn)SHNN-CAD對(duì)SST回波檢測(cè)率低的問(wèn)題。

其中，r為利率。由最優(yōu)一階條件可得：

由式（23）和式（24）可得：

由式（23）、式（24）和式（25）可得資本和勞動(dòng)的相對(duì)份額：

根據(jù)陳宇峰等（2013）的研究，勞動(dòng)產(chǎn)出彈性α和資本產(chǎn)出彈性β為技術(shù)偏向系數(shù)，α增大則技術(shù)變動(dòng)是勞動(dòng)偏向型的（自主研發(fā)創(chuàng)新），β增大則技術(shù)變動(dòng)是資本偏向型的（引進(jìn)技術(shù)）。因此，根據(jù)陳宇峰等（2013）以及鄭江淮和荊晶（2021）的研究，由式（26）可得，生產(chǎn)成本中要素份額與技術(shù)偏向參數(shù)α和β有關(guān)。如果技術(shù)是勞動(dòng)偏向型的（α增大），那么生產(chǎn)成本中勞動(dòng)份額會(huì)增大，由式（2）可知，企業(yè)勞動(dòng)收入份額（LS）提升；如果技術(shù)是資本偏向型的（β增大），那么生產(chǎn)成本中資本份額會(huì)增大，企業(yè)勞動(dòng)收入份額（LS）降低。因此，增大自主研發(fā)投入可以提升企業(yè)勞動(dòng)收入份額（陳宇峰等，2013；鄭江淮和荊晶，2021）。而大量研究表明，企業(yè)自主研發(fā)提升勞動(dòng)收入份額的機(jī)理是優(yōu)化人力資本結(jié)構(gòu)（王林輝等，2015；鄭江淮和荊晶，2021；江軒宇和林莉，2022；肖土盛等，2022）。其原因在于，一方面，在研發(fā)階段，企業(yè)自主研發(fā)投入增加會(huì)提高對(duì)研發(fā)人員和高級(jí)管理人員等高技能和高學(xué)歷勞動(dòng)的需求量和依賴度（江軒宇和林莉，2022），而高技能和高學(xué)歷人才往往具有較高的議價(jià)能力和工資水平（肖土盛等，2022）。另一方面，技術(shù)創(chuàng)新在創(chuàng)造出新的生產(chǎn)力、生產(chǎn)方式和商業(yè)模式的同時(shí)，也伴隨對(duì)舊的生產(chǎn)力、生產(chǎn)方式和商業(yè)模式的“破壞”。因此，技術(shù)創(chuàng)新在催生新工藝和新業(yè)態(tài)、取代落后工藝和傳統(tǒng)業(yè)態(tài)的過(guò)程中，也會(huì)產(chǎn)生高技能勞動(dòng)力對(duì)低技能勞動(dòng)力的擠出，從而優(yōu)化企業(yè)人力資本結(jié)構(gòu)，提升勞動(dòng)收入份額（肖土盛等，2022；江軒宇等，2023）。本文稱之為“人力資本結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應(yīng)”。綜上所述，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)可以通過(guò)推動(dòng)投資組合企業(yè)間的研發(fā)溢出，促進(jìn)研發(fā)投資，提高企業(yè)對(duì)高技能和高學(xué)歷勞動(dòng)力的需求量和依賴度，增強(qiáng)勞動(dòng)議價(jià)能力，從而帶動(dòng)企業(yè)勞動(dòng)收入份額提升?；谏鲜龇治?，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1b：共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)會(huì)提升企業(yè)勞動(dòng)收入份額。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2007—2020 年中國(guó)上市公司為初始樣本，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)數(shù)據(jù)根據(jù)CSMAR 季度數(shù)據(jù)計(jì)算得到，其他數(shù)據(jù)均來(lái)自CSMAR 數(shù)據(jù)庫(kù)。本文對(duì)數(shù)據(jù)做了以下處理：（1）剔除數(shù)據(jù)缺失樣本；（2）剔除金融行業(yè)樣本；（3）刪除機(jī)構(gòu)投資者持股比例在5%以下的上市公司，本文僅包含擁有共同機(jī)構(gòu)投資者的樣本和雖沒(méi)有共同機(jī)構(gòu)投資者但有持股比例超過(guò)5%的非共同機(jī)構(gòu)投資者的樣本。經(jīng)過(guò)上述處理后，本文最終得到14 908 個(gè)觀測(cè)值。為了避免極端值的影響，本文對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的Winsorize縮尾處理。

（二）變量定義

1.企業(yè)勞動(dòng)收入份額。借鑒近年研究的做法（羅明津和鐵瑛，2021；肖土盛等，2022，2023；江軒宇和林莉，2022；江軒宇等，2023），本文將勞動(dòng)收入占比（LS）定義為員工薪酬支付除以企業(yè)增加值，并對(duì)其進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理Share=ln（LS/（1－LS）），本文同時(shí)使用Share和LS作為被解釋變量。其中，員工薪酬支付等于現(xiàn)金流量表中“支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金”列報(bào)的金額，企業(yè)增加值=營(yíng)業(yè)收入－營(yíng)業(yè)成本+員工薪酬支付+固定資產(chǎn)折舊。

2.共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)。借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)（He 和Huang，2017；Chen 等，2021；杜勇等，2021），本文構(gòu)建共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)聯(lián)結(jié)程度指標(biāo)（CIO），反映上市公司當(dāng)年共擁有幾家共同機(jī)構(gòu)投資者，并加1 后取自然對(duì)數(shù)。共同機(jī)構(gòu)投資者指在一家上市公司持股比例不低于5%的機(jī)構(gòu)投資者，其同時(shí)持有同行業(yè)其他上市公司不低于5%的股份。共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)聯(lián)結(jié)程度指標(biāo)（CIO）為基于季度計(jì)算的年度數(shù)據(jù)，如果上市公司在任何一個(gè)季度被共同機(jī)構(gòu)投資者持股，則認(rèn)為其在該年度存在共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)，年度共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)聯(lián)結(jié)程度指標(biāo)為季度數(shù)據(jù)的均值。為了保證結(jié)論可靠，本文同時(shí)以年度數(shù)據(jù)來(lái)測(cè)度共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)（CIO_year）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

3.控制變量。參照杜勇等（2021）以及羅明津和鐵瑛（2021）的研究，本文控制了可能影響企業(yè)勞動(dòng)收入份額和干擾共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的企業(yè)特征，具體包括機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Institution）、企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Leverage）、資本勞動(dòng)比（CL）、營(yíng)業(yè)凈利率（Flowr）、股權(quán)集中度（Toptenrate）以及第一大股東持股（Top1）。同時(shí)，本文還控制了年度和行業(yè)固定效應(yīng)。

（三）模型設(shè)定

其中，Shareit和LSit表示企業(yè)勞動(dòng)收入份額，CIOit表示共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)聯(lián)結(jié)程度。CIOit為核心解釋變量，如果β1顯著為正，則表明共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)可以提高企業(yè)勞動(dòng)收入份額；反之，則會(huì)降低勞動(dòng)收入份額。CVsit為控制變量，Yeart和Industryj分別為年度和行業(yè)固定效應(yīng)，εit為殘差項(xiàng)。

（四）描述性統(tǒng)計(jì)

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，勞動(dòng)收入在企業(yè)增加值中占比的均值為28.1%，與羅明津和鐵瑛（2021）的統(tǒng)計(jì)結(jié)果基本相同，最小值為5%，最大值為95.8%，標(biāo)準(zhǔn)差為13.3%。這表明我國(guó)上市公司的勞動(dòng)收入份額整體不高，且不同公司之間存在較大差異。共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)聯(lián)結(jié)程度的統(tǒng)計(jì)特征與現(xiàn)有文獻(xiàn)基本一致（杜勇等，2021）?？刂谱兞康慕y(tǒng)計(jì)結(jié)果均處于合理區(qū)間。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析

表1 報(bào)告了共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)與企業(yè)勞動(dòng)收入份額的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。列（1）以Share作為被解釋變量，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的系數(shù)在1%的水平上顯著為正。列（2）以LS作為被解釋變量，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的系數(shù)也在1%的水平上顯著為正。這表明共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)有助于提升企業(yè)勞動(dòng)收入份額，假設(shè)1b得到驗(yàn)證，即共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)發(fā)揮了協(xié)同效應(yīng)。

表1 基準(zhǔn)回歸分析

（二）內(nèi)生性檢驗(yàn)

1.工具變量法。共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)和勞動(dòng)收入份額之間可能存在互為因果問(wèn)題，即勞動(dòng)收入份額高的企業(yè)擁有更好的社會(huì)聲譽(yù)，從而更可能擁有共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)。因此，本文選擇上市公司是否屬于中證500 指數(shù)（D500）作為工具變量進(jìn)行檢驗(yàn)。①需要說(shuō)明的是，雖然滬深300 指數(shù)選擇的上市公司更具代表性，但是其標(biāo)的公司以國(guó)有企業(yè)或大型企業(yè)為主，這類(lèi)企業(yè)的福利待遇普遍較好，其勞動(dòng)收入份額本身可能較高。一方面，中證500 指數(shù)傾向于選擇市值排名靠前、財(cái)務(wù)信息質(zhì)量較高和流動(dòng)性較好的上市公司，這與機(jī)構(gòu)投資者的持股偏好一致，滿足相關(guān)性假設(shè)；另一方面，指數(shù)成分股的選樣標(biāo)準(zhǔn)并不是勞動(dòng)收入份額，滿足外生性假設(shè)。不可識(shí)別檢驗(yàn)和弱工具變量檢驗(yàn)均通過(guò)，表明工具變量在統(tǒng)計(jì)上具有合理性。在2SLS回歸中，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的系數(shù)顯著為正。這說(shuō)明在緩解互為因果問(wèn)題后，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)依然能夠促進(jìn)企業(yè)勞動(dòng)收入份額提升，本文結(jié)論較為可靠。

2.Heckman兩階段回歸。機(jī)構(gòu)投資者可能存在特定的選股理念與偏好，導(dǎo)致更傾向于行業(yè)內(nèi)某種類(lèi)型的上市公司，即引起共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)較高聯(lián)結(jié)程度的一個(gè)重要原因可能是上市公司的某些良好特征，影響勞動(dòng)收入份額的可能是上市公司的良好特征而非共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)。為了緩解選擇偏誤的影響，本文參照潘越等（2020）以及杜勇等（2021）的做法，采用Heckman兩階段模型進(jìn)行檢驗(yàn)。第一階段，將滯后一期的上述控制變量作為上市公司特征變量，并加入D500 作為排他性約束變量，由此計(jì)算逆米爾斯比（IMR）；第二階段，將IMR作為控制變量加入基準(zhǔn)回歸模型中進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，IMR的系數(shù)顯著，說(shuō)明的確存在選擇偏差；加入IMR這一控制變量后，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)聯(lián)結(jié)程度的系數(shù)在1%的水平上顯著。這表明在控制選擇偏誤問(wèn)題后，本文結(jié)論仍然成立。

3.多時(shí)期DID。為了緩解可能存在的遺漏變量問(wèn)題，本文構(gòu)建如下兩類(lèi)多時(shí)期雙重差分模型進(jìn)行檢驗(yàn)：

其中，Treat（Treat1）表示是否發(fā)生共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)變更（“無(wú)變有”或“有變無(wú)”）的虛擬變量，定義如下：（1）“無(wú)變有”：將樣本期間內(nèi)始終“沒(méi)有共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)”的樣本企業(yè)作為對(duì)照組（Treat=0），將從“沒(méi)有共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)”變?yōu)椤皳碛泄餐瑱C(jī)構(gòu)所有權(quán)”的企業(yè)作為處理組（Treat=1）；（2）“有變無(wú)”：將樣本期間內(nèi)始終“擁有共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)”的樣本企業(yè)作為對(duì)照組（Treat1=0），將從“擁有共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)”變?yōu)椤皼](méi)有共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)”的企業(yè)作為處理組（Treat1=1）。After（After1）表示企業(yè)的共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)“無(wú)變有”（“有變無(wú)”）的時(shí)間虛擬變量，變更前的年份取值為0，變更后的年份取值為1。結(jié)果顯示，Treat×After的系數(shù)顯著為正，表明共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)從“無(wú)”到“有”時(shí)，企業(yè)勞動(dòng)收入份額顯著提升。Treat1×After1 的系數(shù)顯著為負(fù)，表明共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)從“有”到“無(wú)”時(shí)，企業(yè)勞動(dòng)收入份額顯著降低。多時(shí)期DID模型的檢驗(yàn)結(jié)果支持了本文研究結(jié)論。

4.傾向得分匹配法。本文使用傾向得分匹配法（PSM）來(lái)進(jìn)一步控制選擇偏差問(wèn)題。將擁有共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的企業(yè)作為處理組，將上述控制變量作為匹配變量，使用最近鄰匹配（1︰1）為處理組尋找特征相似的對(duì)照組。結(jié)果顯示，企業(yè)勞動(dòng)收入份額的平均處理效應(yīng)（ATT）在1%的水平上顯著為正。這說(shuō)明與特征相似的對(duì)照組（沒(méi)有共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的樣本）相比，處理組（擁有共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的樣本）的勞動(dòng)收入份額顯著要高。進(jìn)一步地，將匹配后的對(duì)照組與處理組進(jìn)行OLS回歸，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)聯(lián)結(jié)程度的系數(shù)顯著，本文結(jié)論依然成立。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

第一，使用T+1 期的企業(yè)勞動(dòng)收入份額（FShare和FLS）替換被解釋變量；第二，更換解釋變量，包括共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)持股比例（CIO_hold）、年度數(shù)據(jù)測(cè)算的共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)（CIO_year）、季度數(shù)據(jù)未取自然對(duì)數(shù)衡量的共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)（CIO1）以及將共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的門(mén)檻下調(diào)至3%（CIO_3%）；第三，控制企業(yè)層面固定效應(yīng)替換行業(yè)層面固定效應(yīng)；第四，僅保留有共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的樣本進(jìn)行檢驗(yàn)；第五，選擇2011 年以前的樣本，避免受到技術(shù)進(jìn)步偏向的影響。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果依然支持本文結(jié)論。

五、機(jī)制檢驗(yàn)

（一）投資組合研發(fā)溢出效應(yīng)檢驗(yàn)

為了識(shí)別同群企業(yè)間的溢出效應(yīng)，Manski（1993）提出以同群企業(yè)特征的均值來(lái)檢驗(yàn)對(duì)焦點(diǎn)企業(yè)的影響。然而，與行業(yè)溢出效應(yīng)和地區(qū)溢出效應(yīng)不同，在共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)投資組合中，由于各個(gè)同群企業(yè)對(duì)焦點(diǎn)企業(yè)的影響大小存在差異，如果簡(jiǎn)單使用均值來(lái)識(shí)別投資組合企業(yè)間的溢出效應(yīng)，則可能會(huì)產(chǎn)生偏差。本文利用圖1 和圖2 進(jìn)行詳細(xì)解釋。如圖1 所示，由于焦點(diǎn)企業(yè)與同群企業(yè)A和同群企業(yè)B均有且僅有1 家共同機(jī)構(gòu)投資者，同群企業(yè)A和同群企業(yè)B的權(quán)重均為1。但現(xiàn)實(shí)中，圖2 展示的投資組合情形更為常見(jiàn)，即焦點(diǎn)企業(yè)與同群企業(yè)B之間會(huì)通過(guò)兩家及以上的共同機(jī)構(gòu)投資者產(chǎn)生關(guān)聯(lián)。此時(shí)，同群企業(yè)B的權(quán)重為2，同群企業(yè)A的權(quán)重為1。因此，在共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)投資組合中，通過(guò)計(jì)算權(quán)重來(lái)檢驗(yàn)投資組合企業(yè)間的研發(fā)溢出效應(yīng)更加合理。此外，考慮到持股比例不同，影響程度可能不同，本文同時(shí)使用共同機(jī)構(gòu)投資者對(duì)投資組合企業(yè)的持股比例來(lái)計(jì)算權(quán)重。

圖1 投資組合情形一

圖2 投資組合情形二

參照杜勇等（2023）的研究，指標(biāo)的計(jì)算公式如下：

其中，RDjt表示第t年投資組合j中除焦點(diǎn)企業(yè)外其他企業(yè)的研發(fā)投入，以研發(fā)投入在營(yíng)業(yè)收入中的占比來(lái)衡量。Nijt表示第t年投資組合j中其他企業(yè)對(duì)焦點(diǎn)企業(yè)i的影響權(quán)重。RD_peerijt表示第t年投資組合j中其他企業(yè)的研發(fā)投入對(duì)焦點(diǎn)企業(yè)i的溢出效應(yīng)，分別以共同機(jī)構(gòu)投資者數(shù)量（在圖2 中，NB=2，NA=1）和共同機(jī)構(gòu)投資者持股比例為權(quán)重計(jì)算得到RD_peer和RD_peer1。

參照權(quán)小鋒和李闖（2022）的方法，本文通過(guò)直接檢驗(yàn)和分組檢驗(yàn)來(lái)驗(yàn)證共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)通過(guò)研發(fā)投入作用于企業(yè)勞動(dòng)收入份額，結(jié)果見(jiàn)表2。列（1）結(jié)果表明，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)顯著促進(jìn)了企業(yè)研發(fā)投入。列（2）至列（5）以研發(fā)投入的中位數(shù)進(jìn)行分組，組間系數(shù)差異顯著。這說(shuō)明共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)確實(shí)通過(guò)促進(jìn)企業(yè)自主研發(fā)，帶動(dòng)了勞動(dòng)收入份額提升。

表2 研發(fā)投入的機(jī)制檢驗(yàn)

為了區(qū)別于企業(yè)自主研發(fā)的其他驅(qū)動(dòng)機(jī)制，本文進(jìn)一步識(shí)別了共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)投資組合企業(yè)間的研發(fā)溢出，結(jié)果見(jiàn)表3。列（1）至列（3）使用以共同機(jī)構(gòu)投資者數(shù)量為權(quán)重計(jì)算得到的研發(fā)溢出指標(biāo)（RD_peer）進(jìn)行檢驗(yàn)，列（4）至列（6）使用以共同機(jī)構(gòu)投資者持股比例為權(quán)重計(jì)算得到的研發(fā)溢出指標(biāo)（RD_peer1）進(jìn)行檢驗(yàn)。列（1）和列（4）結(jié)果表明，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)投資組合的研發(fā)溢出效應(yīng)是存在的，即投資組合中其他企業(yè)的研發(fā)投入（RD_peer和RD_peer1）顯著促進(jìn)了焦點(diǎn)企業(yè)的研發(fā)投入（RD）。列（2）和列（3）以及列（5）和列（6）結(jié)果表明，投資組合中其他企業(yè)的研發(fā)投入（RD_peer和RD_peer1）顯著提升了焦點(diǎn)企業(yè)的勞動(dòng)收入份額。這說(shuō)明共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)推動(dòng)了投資組合企業(yè)間的研發(fā)合作和信息共享，產(chǎn)生了研發(fā)溢出，促進(jìn)了企業(yè)自主研發(fā)，從而帶動(dòng)了焦點(diǎn)企業(yè)勞動(dòng)收入份額提升。

表3 研發(fā)投入的溢出效應(yīng)檢驗(yàn)

（二）人力資本結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應(yīng)檢驗(yàn)

本文從高學(xué)歷人員數(shù)量、研發(fā)人員數(shù)量和人力資本結(jié)構(gòu)三個(gè)方面進(jìn)行檢驗(yàn)。①研發(fā)人員數(shù)量和人力資本結(jié)構(gòu)的檢驗(yàn)結(jié)果與高學(xué)歷人員數(shù)量的結(jié)果一致，受篇幅限制，文中未列示這兩項(xiàng)檢驗(yàn)結(jié)果，如有需要可向作者索取。人力資本結(jié)構(gòu)定義為高學(xué)歷勞動(dòng)者與低學(xué)歷勞動(dòng)者的比值。借鑒李逸飛等（2023）的研究，本文將大專及以上人員定義為高學(xué)歷人員，除以企業(yè)員工總?cè)藬?shù)來(lái)衡量企業(yè)高學(xué)歷人員情況。與上文的機(jī)制檢驗(yàn)一致，本文同時(shí)使用直接檢驗(yàn)和分組檢驗(yàn)進(jìn)行分析，以高學(xué)歷人員占比的中位數(shù)進(jìn)行分組。表4 中列（1）結(jié)果表明，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)顯著提升了企業(yè)的高學(xué)歷人員占比；列（2）至列（5）結(jié)果表明，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)通過(guò)增加高學(xué)歷人員數(shù)量，提升了企業(yè)勞動(dòng)收入份額。

表4 高學(xué)歷人員數(shù)量的機(jī)制檢驗(yàn)

六、拓展性討論

（一）進(jìn)一步討論

1.共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)對(duì)不同類(lèi)型員工的影響。根據(jù)本文的理論框架，如果共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)可以通過(guò)發(fā)揮協(xié)同效應(yīng)，優(yōu)化人力資本結(jié)構(gòu)，從而帶動(dòng)企業(yè)勞動(dòng)收入份額提升，那么共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)對(duì)不同類(lèi)型的員工應(yīng)產(chǎn)生不同的影響。借鑒肖土盛等（2022）的研究，本文將企業(yè)員工細(xì)分為生產(chǎn)員工（SC）、技術(shù)員工（JS）以及其他員工（QT），并計(jì)算不同類(lèi)型員工數(shù)量占員工總?cè)藬?shù)的比例，檢驗(yàn)共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)對(duì)不同類(lèi)型員工的影響。表5 中列（1）至列（3）結(jié)果表明，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)顯著降低了生產(chǎn)員工占比，提升了技術(shù)員工占比，對(duì)其他員工的影響不顯著。這與肖土盛等（2022）得到的優(yōu)化人力資本結(jié)構(gòu)來(lái)提升企業(yè)勞動(dòng)收入份額的研究結(jié)論一致，進(jìn)一步佐證了共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的協(xié)同效應(yīng)。

表5 協(xié)同效應(yīng)和合謀效應(yīng)的進(jìn)一步討論

2.排除合謀效應(yīng)檢驗(yàn)。根據(jù)潘越等（2020）以及杜勇等（2021）的研究，如果共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)反競(jìng)爭(zhēng)的合謀效應(yīng)存在，那么合謀效應(yīng)的大小必然會(huì)受到行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度（行業(yè)集中度）的影響。本文以赫芬達(dá)爾指數(shù)（HHI）來(lái)衡量行業(yè)集中度，設(shè)置虛擬變量DHHI。如果HHI小于中位數(shù)，則DHHI取值為1，表明行業(yè)集中度較低；如果HHI大于中位數(shù)，則DHHI取值為0，表明行業(yè)集中度較高。本文將CIO×DHHI和DHHI加入基準(zhǔn)回歸模型中進(jìn)行檢驗(yàn)。表5 中列（4）和列（5）結(jié)果顯示，CIO×DHHI的系數(shù)為負(fù)，但不顯著。其系數(shù)為負(fù)與邏輯相符，因?yàn)楣餐瑱C(jī)構(gòu)所有權(quán)持股行業(yè)較為集中的幾家企業(yè)，確實(shí)可能導(dǎo)致合謀效應(yīng)。Azar 等（2018，2022）發(fā)現(xiàn)，在銀行業(yè)和航空業(yè)中共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)存在反競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。但這一結(jié)果不顯著，說(shuō)明對(duì)于企業(yè)勞動(dòng)收入份額，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)主要發(fā)揮了協(xié)同效應(yīng)。

（二）異質(zhì)性分析

1.共同機(jī)構(gòu)投資者的異質(zhì)性分析。根據(jù)本文邏輯，如果共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)通過(guò)協(xié)同效應(yīng)提升企業(yè)勞動(dòng)收入份額，那么一個(gè)合理預(yù)期是，共同機(jī)構(gòu)投資者的持股目的和周期不同，對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的影響應(yīng)有所不同。本文考慮共同機(jī)構(gòu)投資者是否對(duì)企業(yè)控股。如果共同機(jī)構(gòu)控股企業(yè)，那么其在持股目的上更可能促進(jìn)企業(yè)間合作，在持股周期上更可能長(zhǎng)期持有。本文設(shè)置虛擬變量DControl，如果共同機(jī)構(gòu)投資者對(duì)投資組合中的某家企業(yè)控股，則DControl取值為1；如果共同機(jī)構(gòu)投資者不存在控股情況，則DControl取值為0。本文將CIO×DControl和DControl加入基準(zhǔn)回歸模型中進(jìn)行檢驗(yàn)。表6 中列（1）和列（2）結(jié)果顯示，CIO×DControl的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明共同機(jī)構(gòu)投資者控股更可能發(fā)揮協(xié)同效應(yīng)，帶動(dòng)企業(yè)勞動(dòng)收入份額提升。

表6 異質(zhì)性分析

2.行業(yè)要素密集度的異質(zhì)性分析。不同行業(yè)的要素密集度不同，對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的依賴和應(yīng)用存在顯著差別。一般而言，技術(shù)密集型行業(yè)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的依賴程度更高，企業(yè)間技術(shù)創(chuàng)新更有可能溢出。因此，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的研發(fā)溢出效應(yīng)在技術(shù)密集型行業(yè)中應(yīng)更加顯著。根據(jù)董屹宇和郭澤光（2021）對(duì)行業(yè)要素密集度的聚類(lèi)分析分類(lèi)結(jié)果，本文將樣本分為技術(shù)密集型和非技術(shù)密集型。其中，技術(shù)密集型行業(yè)包括信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)，科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)，電子，機(jī)械、設(shè)備、儀表，醫(yī)藥、生物制品，建筑業(yè)；其他行業(yè)為非技術(shù)密集型行業(yè)。本文設(shè)置虛擬變量DSkill，如果樣本公司屬于技術(shù)密集型行業(yè)，則DSkill取值為1，否則取值為0。本文將CIO×DSkill和DSkill加入基準(zhǔn)回歸模型中進(jìn)行檢驗(yàn)。表6 中列（3）和列（4）結(jié)果顯示，CIO×DSkill的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明在技術(shù)密集型行業(yè)中，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)更能發(fā)揮協(xié)同效應(yīng)，提升企業(yè)勞動(dòng)收入份額。

七、研究結(jié)論與政策建議

資本市場(chǎng)中共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)日益活躍，其協(xié)同效應(yīng)和合謀效應(yīng)如何影響企業(yè)收入分配？本文基于2007—2020 年中國(guó)上市公司數(shù)據(jù)，探討了共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額變動(dòng)的影響及其機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)通過(guò)促進(jìn)投資組合企業(yè)間的研發(fā)溢出，提升了企業(yè)研發(fā)人員占比和高學(xué)歷人才占比，優(yōu)化了人力資本結(jié)構(gòu)，從而帶動(dòng)了企業(yè)勞動(dòng)收入份額提升。本文還發(fā)現(xiàn)，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的協(xié)同效應(yīng)提升了企業(yè)技術(shù)人員占比，降低了生產(chǎn)工人占比，對(duì)其他員工的影響不顯著，進(jìn)一步支持了協(xié)同效應(yīng)的理論邏輯，且基于行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)視角排除了合謀效應(yīng)。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的提升作用在共同機(jī)構(gòu)投資者控股企業(yè)和技術(shù)密集型行業(yè)中更加顯著。

基于上述研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：第一，要充分認(rèn)識(shí)到產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)間協(xié)同對(duì)于勞動(dòng)收入分配格局的重要意義。本文發(fā)現(xiàn)，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)可以通過(guò)同行業(yè)企業(yè)間“報(bào)團(tuán)取暖”式研發(fā)創(chuàng)新來(lái)提升企業(yè)勞動(dòng)收入份額。這不僅有助于突破“卡脖子”技術(shù)，還有助于優(yōu)化人力資本結(jié)構(gòu)，提升企業(yè)勞動(dòng)收入份額。因此，政府部門(mén)應(yīng)鼓勵(lì)資本市場(chǎng)上共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的形成和聯(lián)結(jié)程度的提高，并充分利用共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的協(xié)同價(jià)值，特別是技術(shù)密集型行業(yè)，在促進(jìn)上市公司技術(shù)進(jìn)步和高質(zhì)量發(fā)展的同時(shí)，帶動(dòng)企業(yè)勞動(dòng)份額提升。第二，需持續(xù)關(guān)注集中度較高行業(yè)中共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的合謀效應(yīng)對(duì)公平競(jìng)爭(zhēng)的影響。本文排除了共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的合謀效應(yīng)，但其在集中度較高的行業(yè)中作用更強(qiáng)。理論上，在集中度較高的行業(yè)中，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)通過(guò)持股有限企業(yè)可能影響企業(yè)產(chǎn)品的市場(chǎng)定價(jià)。因此，監(jiān)管部門(mén)需持續(xù)關(guān)注集中度較高行業(yè)中共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)的影響，以防止壟斷對(duì)公平競(jìng)爭(zhēng)的干擾和消費(fèi)者福利的影響。第三，上市公司在引入共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)時(shí)要“因地制宜”，切不可盲目引入。本文發(fā)現(xiàn)，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)對(duì)勞動(dòng)收入份額的協(xié)同效應(yīng)更多體現(xiàn)在技術(shù)密集型行業(yè)中，對(duì)于要素密集度不同的上市公司，共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)發(fā)揮的作用表現(xiàn)出顯著差異。因此，上市公司要根據(jù)自身實(shí)際情況，有針對(duì)性地引入共同機(jī)構(gòu)所有權(quán)。

* 感謝匿名審稿專家的寶貴意見(jiàn)，特別感謝黃天鑒在文章修改中的幫助，文責(zé)自負(fù)。