杜劍 黃俊杰 楊楊

【摘 要】 勞動收入是勞動人民收入的主要來源，勞動收入份額是衡量勞動人民在社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果中的分配情況，對實現(xiàn)共同富裕具有重要意義。文章以2010—2021年滬深A(yù)股上市公司為研究對象，探究機構(gòu)共同持股對勞動收入份額的影響。研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)共同持股能夠提升企業(yè)的勞動收入份額；機制分析發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)共同持股通過資源獲取，從而降低持股企業(yè)間的信息不對稱和企業(yè)的融資約束，提升企業(yè)的勞動收入份額。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)共同持股對勞動收入份額的提升作用在股權(quán)集中度低、產(chǎn)品市場競爭程度弱的企業(yè)中更顯著。本研究不僅豐富了對機構(gòu)共同持股這一新興所有權(quán)制度的認(rèn)識，同時也從資本市場非正式制度視角考察了對企業(yè)勞動收入份額的影響，為資本市場助力共同富裕提供了參考。

【關(guān)鍵詞】 機構(gòu)共同持股； 勞動收入份額； 信息不對稱； 融資約束； 共同富裕

【中圖分類號】 F272? 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2024）04-0069-10

一、引言

黨的十八大以來，以習(xí)近平同志為核心的黨中央把共同富裕放在更為重要的位置，提出了一系列根本性、方向性的理論指導(dǎo)，為我國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展、推動實現(xiàn)共同富裕提供了強大思想動力和方向，共同富裕已經(jīng)成為國家發(fā)展重大議題。收入分配的制度改革，關(guān)系到老百姓切身的利益，也是促進(jìn)共同富裕的基礎(chǔ)性制度。初次分配是社會最終分配的基礎(chǔ)，在我國的收入分配制度中扮演著重要的角色。黨的二十大報告明確指出實現(xiàn)全體人民共同富裕是中國式現(xiàn)代化的本質(zhì)要求，中國式現(xiàn)代化是全體人民共同富裕的現(xiàn)代化。同時提出，堅持按勞分配為主體、多種分配方式并存，堅持多勞多得，鼓勵勤勞致富，促進(jìn)機會公平，增加低收入者收入，擴大中等收入群體，規(guī)范收入分配秩序，規(guī)范財富積累機制。由此可見我國的收入分配主體是按勞分配，這也造就我國人民的主要收入來源就是勞動報酬[1]。自20世紀(jì)80年代以來，多數(shù)國家的勞動收入份額都呈現(xiàn)著下降趨勢。在過去的20年里，中國的勞動收入份額一直在持續(xù)下降，盡管在2008年后出現(xiàn)了緩慢的震蕩上升[2]，但總體趨勢仍然呈現(xiàn)下降的態(tài)勢。勞動收入份額的下降會對社會產(chǎn)生不良影響，不僅會使國民消費水平下降，往往可能還會伴隨著收入差距的拉大。所以對勞動收入份額進(jìn)行研究能促進(jìn)初次分配制度的不斷優(yōu)化完善，做到在推進(jìn)共同富裕過程中，做大“蛋糕”，分好“蛋糕”。

已有文獻(xiàn)從宏觀和微觀層面對勞動收入份額下降的原因進(jìn)行了大量的討論，但關(guān)于資本市場對勞動收入份額的影響研究相對較少。機構(gòu)投資者同時持有同行業(yè)多家企業(yè)股份稱為機構(gòu)共同持股[3]，這一非正式制度在資本市場上越來越常見。據(jù)統(tǒng)計，自1980年到2014年，美國資本市場上存在機構(gòu)共同持股現(xiàn)象的公司比例從不足10%上升至60%以上[3]。根據(jù)證監(jiān)會數(shù)據(jù)顯示，我國資本市場中機構(gòu)投資者持股占比在2017年初只有15.8%，而截至2022年6月末這一比值已經(jīng)提升至23.5%；這說明機構(gòu)投資者在我國的占比在不斷增大，機構(gòu)共同持股也將隨之普遍。對此國內(nèi)學(xué)者也開始聚焦對機構(gòu)共同持股的研究，大部分學(xué)者認(rèn)為機構(gòu)共同持股發(fā)揮了良好的公司治理效果，改善公司治理環(huán)境，提高企業(yè)的價值。資本市場上，機構(gòu)共同持股這一新興的非正式制度發(fā)揮的治理作用越來越受到大家認(rèn)可，那么其是否能促進(jìn)勞動收入份額？現(xiàn)有文獻(xiàn)并未進(jìn)行研究。

對此本文以2010—2021年上市公司數(shù)據(jù)為樣本，研究機構(gòu)共同持股對勞動收入份額的影響，從機構(gòu)共同持股發(fā)揮協(xié)同治理效用，探究機構(gòu)共同持股的影響機制。本文可能的研究貢獻(xiàn)有：第一，拓展了機構(gòu)共同持股的經(jīng)濟(jì)后果研究。既有研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)共同持股發(fā)揮著監(jiān)督治理的作用，達(dá)到協(xié)調(diào)市場合作和改善公司治理的效用。但也有研究持反對觀點，認(rèn)為機構(gòu)共同持股將發(fā)揮合謀舞弊的作用，從而減少市場競爭，造成市場壟斷。本文選取勞動收入份額展開研究，發(fā)現(xiàn)機構(gòu)共同持股有助于提升勞動收入份額，在一定程度上支持了機構(gòu)共同持股的“監(jiān)督治理”觀點。第二，豐富了勞動收入份額影響因素的研究視角，現(xiàn)有研究對勞動收入份額的影響因素已經(jīng)取得比較豐碩的研究成果，發(fā)現(xiàn)會計信息可比性[1]、資本市場對外開放[4]等對勞動收入份額均會產(chǎn)生顯著的影響。但相關(guān)研究卻忽視了資本市場非正式制度在改變勞動收入份額中所扮演的角色，本文以資本市場上新興非正式制度——機構(gòu)共同持股為研究視角，研究其對勞動收入份額的影響，對理解資本市場改善我國勞動收入份額問題提供新的證據(jù)和啟示。第三，本文揭示機構(gòu)共同持股影響勞動收入份額的兩大作用機制：其一是機構(gòu)共同持股通過降低持股組合企業(yè)間的信息不對稱，從而提升企業(yè)勞動收入份額；其二是緩解了企業(yè)受到的融資約束，進(jìn)而提升企業(yè)的勞動收入份額。

二、文獻(xiàn)回顧

（一）機構(gòu)共同持股

機構(gòu)共同持股這一新興的所有權(quán)制度占比近年在世界資本市場上不斷地上升，這也讓越來越多的國內(nèi)外學(xué)者對此十分關(guān)心，已有研究對機構(gòu)共同持股的作用評價褒貶不一。

其中大部分學(xué)者對機構(gòu)共同持股持樂觀態(tài)度，認(rèn)為機構(gòu)共同持股發(fā)揮了協(xié)同治理的效應(yīng)，機構(gòu)共同持股因為其自身所具有的信息獲取優(yōu)勢，通過推動信息在企業(yè)間的流通，能夠很好地緩解企業(yè)間的信息不對稱[3]。信息不對稱的降低，進(jìn)一步緩解了代理問題，抑制企業(yè)高管的自利行為，降低代理成本，減少了企業(yè)盈余操控的動機[5]，增加了企業(yè)產(chǎn)能利用率[6]。機構(gòu)共同持股通過所積累的信息和低監(jiān)督成本優(yōu)勢，對企業(yè)的監(jiān)督作用更積極、有效，從而提高企業(yè)的治理水平，緩解企業(yè)的融資約束，抑制企業(yè)的一些避稅行為，同時緩解企業(yè)的債務(wù)負(fù)擔(dān)。機構(gòu)共同持股的協(xié)同治理使得共同機構(gòu)投資者在產(chǎn)品市場中能發(fā)揮市場協(xié)調(diào)的作用，改善企業(yè)市場表現(xiàn)，提升企業(yè)的價值[7]。

也有部分學(xué)者認(rèn)為機構(gòu)共同持股會在企業(yè)中產(chǎn)生合謀的影響，為了追求利潤最大化，共同機構(gòu)投資者不一定會傾向于去治理公司，反而會促使同行業(yè)的企業(yè)間合謀。通過合謀來抑制同行業(yè)對手的競爭，從而壟斷該行業(yè)，提高自身在市場上對產(chǎn)品定價的話語權(quán)，造成該行業(yè)的投資動力不足[8]。

（二）勞動收入份額

中國勞動收入份額自20世紀(jì)90年代開始連續(xù)下降[9]，這也引起了眾多學(xué)者的關(guān)注，開始了對中國勞動收入份額影響因素的探索?，F(xiàn)今對勞動收入份額的影響因素研究主要從國家宏觀和企業(yè)微觀兩個層面進(jìn)行。

國家宏觀層面，學(xué)者從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、偏向型技術(shù)進(jìn)步、國際貿(mào)易、政策保護(hù)等視角進(jìn)行了闡述。隨著國家經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，三大產(chǎn)業(yè)內(nèi)勞動收入份額都將會存在很大的差異，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化也就不可避免對國家總體勞動收入份額產(chǎn)生影響。同時，各行業(yè)內(nèi)的技術(shù)水平也會對行業(yè)內(nèi)的要素收入分配發(fā)揮作用。文雁兵等[10]通過對1998—2013年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)探究發(fā)現(xiàn)，通過影響生產(chǎn)技術(shù)中的勞動產(chǎn)出，偏向型技術(shù)進(jìn)步會降低中國勞動收入份額。此外，國際貿(mào)易所帶來的全球經(jīng)濟(jì)增長也能對勞動收入份額產(chǎn)生積極的影響[9]，不過也有學(xué)者認(rèn)為貿(mào)易的增加和自由化會加劇我國的勞動收入份額下降。為提高就業(yè)人員勞動收入，勞動政策是比較直接的宏觀刺激，《勞動合同法》（2013年修正）規(guī)定了企業(yè)解雇員工的條件與程序，降低了員工的失業(yè)風(fēng)險，進(jìn)而提高企業(yè)的勞動生產(chǎn)效率[11]。

我國學(xué)者從宏觀層面考慮勞動收入份額影響因素的研究起步較早，研究成果也比較豐富，但從企業(yè)微觀層面探究勞動收入份額影響因素是從近年才開始興起，研究也就相對較少。近期，學(xué)者落腳到企業(yè)微觀的數(shù)據(jù)來討論勞動收入份額的影響。資本市場發(fā)展方面，江軒宇等[4]發(fā)現(xiàn)資本市場開放水平有助于企業(yè)更好地將成果分配至員工，進(jìn)而提升企業(yè)勞動收入份額。也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)資本市場開放水平會導(dǎo)致勞動收入份額的下降[12]。融資約束預(yù)示著企業(yè)有多少的流動資本能用于企業(yè)勞動收入份額的發(fā)放，所以企業(yè)自身的資金約束很大程度影響企業(yè)的勞動收入份額[13]。此外，企業(yè)實施的股權(quán)激勵也會促使企業(yè)勞動收入份額的增加[14]。

通過對已有文獻(xiàn)的梳理，發(fā)現(xiàn)雖然分別對機構(gòu)共同持股和勞動收入份額的研究已經(jīng)十分豐富，但已有文獻(xiàn)并沒有對機構(gòu)共同持股是否對勞動收入份額產(chǎn)生影響及其作用機理進(jìn)行研究?；诖?，本文以機構(gòu)共同持股的監(jiān)督治理效應(yīng)來研究機構(gòu)共同持股對勞動收入份額的影響，并探討其作用機制。

三、理論分析和研究假說

當(dāng)一個投資者同時擁有多個投資目標(biāo)，形成一個多樣化的投資組合時，他的投資目標(biāo)也就不僅僅是單個投資目標(biāo)的價值最大化，而是整個投資組合的價值最大化。機構(gòu)共同持股在改善企業(yè)治理水平和企業(yè)經(jīng)營、戰(zhàn)略決策方面發(fā)揮著重要的作用，如優(yōu)化企業(yè)投資決策、信息披露決策等[5]，從而改善企業(yè)的經(jīng)營狀況。而企業(yè)的勞動收入份額是企業(yè)經(jīng)營決策的后果[2]。為從理論上研究機構(gòu)共同持股對企業(yè)勞動收入份額的影響，本文從以下兩個方面進(jìn)行具體的闡述。

第一，機構(gòu)共同持股能夠有效降低企業(yè)間的信息不對稱，從而提高企業(yè)的勞動收入份額。在現(xiàn)代企業(yè)中，勞動收入份額和企業(yè)的整體收益上幾乎是同進(jìn)退的，也就是企業(yè)的利潤越大，支付給員工的工資越多。但在資本市場競爭中，同行業(yè)的企業(yè)因為市場競爭往往會對競爭對手隱瞞大量的私人信息，在這樣的信息壓力和外部競爭下，企業(yè)不一定能達(dá)到預(yù)想的收益。而企業(yè)的管理者因其自利目標(biāo)更注重短期收益，具體來說當(dāng)信息不對稱導(dǎo)致的競爭影響了企業(yè)的效益時，企業(yè)管理者可能就會為了自身的短期利潤或者是績效獎勵，通過壓低員工的工資而增加利潤去體現(xiàn)企業(yè)的高收益表象[2]。與企業(yè)管理者有所不同，共同機構(gòu)投資者作為企業(yè)的大股東，更為關(guān)注企業(yè)的長期發(fā)展，獲得長期利益[7]。從動機上看，企業(yè)勞動收入份額減少本質(zhì)上是向外釋放了一定的負(fù)面信息，這可能會導(dǎo)致大股東拋售股票，從而會引發(fā)上市公司股價下跌[15]，由此產(chǎn)生的負(fù)面效應(yīng)會使得共同機構(gòu)投資者所持股企業(yè)的公司價值降低，影響共同機構(gòu)投資者的利益。對此共同機構(gòu)投資者有充分的動機去監(jiān)督其持股企業(yè)間的信息透明度，避免信息不對稱所導(dǎo)致的管理者自利行為影響自身的利益。

已有研究表明，共同機構(gòu)投資者由于持有同一行業(yè)多家企業(yè)的股份，本身就比一般的機構(gòu)投資者掌握著該行業(yè)內(nèi)更多的信息資源，同時共同機構(gòu)投資者在同行業(yè)中所具有的這些信息資源可以在其所持股公司之間進(jìn)行轉(zhuǎn)移和運用[5]，這就使得共同機構(gòu)投資者在企業(yè)間有著強大的信息資源整合能力，這一能力能很大程度協(xié)調(diào)企業(yè)間的不利競爭，從而提高企業(yè)的信息透明度。并且隨著共同機構(gòu)投資者持股的公司數(shù)目越多，這一能力也更強[16]。此外，共同機構(gòu)投資者憑借自身豐富的專業(yè)知識和治理經(jīng)驗，能夠更容易地識別出管理層的舞弊和操縱行為[5]，而且共同機構(gòu)投資者因為其自身的企業(yè)地位也能更有效地去抑制管理層的自利行為。例如在股東大會上投反對票或是以“退出”威脅來向管理層施壓[5]，甚至是開除不合格的管理者[16]。因此機構(gòu)共同持股有動機和能力去降低持股企業(yè)間的信息不對稱，進(jìn)而提升企業(yè)的勞動收入份額。

第二，機構(gòu)共同持股能夠緩解企業(yè)受到的融資約束，從而提升企業(yè)的勞動收入份額。依據(jù)歐拉方程分解，勞動收入份額同時分為工資和勞動生產(chǎn)率[2]。落腳到微觀企業(yè)時，當(dāng)一個企業(yè)的員工收入越高時，也就意味著擁有更高的勞動收入份額[2]。勞動收入份額受到融資約束的限制，這是因為企業(yè)員工的工資一般是通過企業(yè)的流動資金進(jìn)行發(fā)放，如果提高企業(yè)的員工收入，大量使用企業(yè)的流動資本，企業(yè)內(nèi)部流動資本就會減少，這會使得企業(yè)受到較大的流動約束，獲得外部融資也就會變得很難。當(dāng)企業(yè)面臨較大的融資約束時，企業(yè)融資成本也會增加，于是企業(yè)很可能通過減少勞動收入份額去償還融資利息來降低企業(yè)的融資約束。此外，當(dāng)企業(yè)受到融資約束的影響時，企業(yè)的投資也會隨之延遲，延遲投資所帶來的勞動生產(chǎn)率下降也將會使得勞動收入份額減少。所以較低的融資約束可以使企業(yè)的勞動收入份額有足夠的流動資本和高效率的投資支撐。

隨著機構(gòu)投資者共同持有同行業(yè)多家企業(yè)的股份越來越多，上市公司之間的聯(lián)系也越來越緊密，共同機構(gòu)投資者作為其所持股公司之間的聯(lián)結(jié)，在長時間的累積下具有豐富的專業(yè)知識和行業(yè)經(jīng)驗，對企業(yè)的監(jiān)督相對于一般投資者會更為專業(yè)且有效，本文定義的共同機構(gòu)投資者持股比例在5%以上，與公司大股東持股比例相一致，其監(jiān)督更為高效，當(dāng)企業(yè)發(fā)生一些財務(wù)風(fēng)險時，共同機構(gòu)投資者也會更快識別出來，并監(jiān)督企業(yè)整改，從而緩解融資約束的影響。此外，共同機構(gòu)投資者在行業(yè)中發(fā)揮著協(xié)調(diào)產(chǎn)品市場的作用[8]，在共同機構(gòu)投資者的協(xié)調(diào)下，企業(yè)在市場中的表現(xiàn)也會隨之提高[3]，向外部傳遞公司經(jīng)營狀況良好的信號，從而有效拓寬融資渠道，緩解企業(yè)融資約束，進(jìn)而提高企業(yè)勞動收入份額。

綜上，本文提出研究假設(shè)1—假設(shè)3。

H1：機構(gòu)共同持股會提升勞動收入份額。

H2：機構(gòu)共同持股降低企業(yè)間的信息不對稱，進(jìn)而提升勞動收入份額。

H3：機構(gòu)共同持股緩解企業(yè)的融資約束，進(jìn)而提升勞動收入份額。

四、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2010—2021年滬深A(yù)股上市公司為初始研究樣本。數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，機構(gòu)共同持股數(shù)據(jù)以CSMAR數(shù)據(jù)庫在季度上手工整理獲得。按照以下原則進(jìn)行篩選：（1）剔除ST和*ST企業(yè)樣本；（2）剔除金融業(yè)上市公司樣本；（3）剔除數(shù)據(jù)缺失的上市公司樣本，最終獲得27 193個公司-年度有效觀測值。

（二）變量定義

1.勞動收入份額

參照江軒宇等[1]的研究，本文用勞動分配率測度勞動收入份額，即LS=（支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金+期末應(yīng)付職工薪酬-期初應(yīng)付職工薪酬）/營業(yè)總收入。

2.機構(gòu)共同持股

參考杜勇等[17]的研究方法，本文從兩個方面來衡量機構(gòu)共同持股：第一個指標(biāo)是機構(gòu)共同持股虛擬變量（Coz1），如果上市公司在當(dāng)年任一季度被共同機構(gòu)投資者持有，則Coz1取值為1，否則取值為0。共同機構(gòu)投資者是指持有同行業(yè)內(nèi)兩家及以上公司的股份且持股比例在5%以上的機構(gòu)投資者。第二個指標(biāo)是機構(gòu)共同持股聯(lián)結(jié)程度（Coz2），表示上市公司共被幾家共同機構(gòu)投資者所持有，并加1取自然對數(shù)。

3.控制變量

為保證研究結(jié)論的可靠性，參考已有研究，選取了可能對勞動收入份額產(chǎn)生影響的控制變量。同時，本文控制了行業(yè)和年度效應(yīng)。

具體變量定義見表1。

（三）模型構(gòu)建

為檢驗機構(gòu)共同持股對勞動收入份額的影響，本文構(gòu)建了回歸模型1。

LSi，t=β0+β1Cozi，t+γCVi，t+∑Year+∑Industry+εi，t（1）

模型中i為公司，t為年份，LSi，t指公司i第t年的勞動收入份額；Cozi，t指公司i第t年機構(gòu)共同持股情況，分別用Coz1、Coz2表示；CV是影響勞動收入份額的一組控制變量，Year和Industry分別代表年度固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)，εi，t為隨機擾動項。

五、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

由表2主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果可以看出，勞動收入份額（LS）的均值和中位數(shù)為0.139和0.118，說明上市公司支付給職工的工資在營業(yè)收入中的占比已經(jīng)達(dá)到了10%以上。企業(yè)是否擁有機構(gòu)共同持股（Coz1）的均值為0.099，說明資本市場中接近10%的上市公司擁有機構(gòu)共同持股。其余變量與已有文獻(xiàn)基本一致，無顯著差異。

（二）機構(gòu)共同持股和勞動收入份額

表3匯報了機構(gòu)共同持股對勞動收入份額的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，回歸結(jié)果顯示機構(gòu)共同持股虛擬變量（Coz1）和機構(gòu)共同持股聯(lián)結(jié)程度（Coz2）的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，這說明機構(gòu)共同持股和勞動收入份額存在著正相關(guān)關(guān)系，即機構(gòu)共同持股提高了勞動收入份額，本文的H1得到了初步驗證。

（三）穩(wěn)健性檢驗

考慮到本文對勞動收入份額的衡量方式包含了高管和普通員工的薪酬，對此，借鑒江軒宇等[1]的研究方法，剔除掉高管的薪酬計算出普通員工的勞動收入份額（LLS），回歸結(jié)果如表4 Panel A，結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相一致。

此外，本文對共同機構(gòu)投資者的持股門檻定為5%，這是因為企業(yè)對大股東持股比的界定在5%。考慮到機構(gòu)投資者持股比例與其參與公司治理的能力有一定的關(guān)系，如果持股比例增加或是減少是否會影響本文的結(jié)果。對此參考潘越等[8]的研究，本文以10%和3%重新界定共同機構(gòu)投資者持股比例門檻，形成新的機構(gòu)共同持股衡量指標(biāo)（Coz12、Coz22和Coz11、Coz21）進(jìn)行檢驗。檢驗結(jié)果如表4 Panel A所示，結(jié)果仍然支持本文假設(shè)。

同時為了緩解基準(zhǔn)結(jié)果中可能存在的遺漏變量和隨機因素等方面的問題，本文還采用安慰劑檢驗進(jìn)行驗證，檢驗結(jié)果證明前文結(jié)論依舊穩(wěn)健，限于篇幅，未報告具體結(jié)果。

（四）內(nèi)生性檢驗

為了緩解機構(gòu)共同持股和勞動收入份額之間可能存在的內(nèi)生性問題，借鑒杜勇等[6]的研究，本文選擇上市公司是否屬于滬深300指數(shù)（d300）作為工具變量進(jìn)行兩階段回歸（2SLS）。回歸結(jié)果見表4 Panel B，列（1）和列（3）顯示d300的系數(shù)顯著為正，說明d300與機構(gòu)共同持股有正向關(guān)系，同時弱工具變量檢驗的F統(tǒng)計值均大于10，說明工具變量的選擇是合理的；列（2）和列（4）顯示Coz1、Coz2的系數(shù)均顯著為正，與基準(zhǔn)回歸一致，本文結(jié)果依舊成立。

同時本文選擇傾向得分匹配法進(jìn)行了進(jìn)一步檢驗。結(jié)果如表4 Panel B所示，其中處理效應(yīng)（ATT）在10%的水平上顯著，且Coz1、Coz2的系數(shù)也均顯著為正，與前文的結(jié)論保持一致。

六、機制分析

企業(yè)勞動收入份額的發(fā)放離不開企業(yè)所擁有的資源。但無論是融資約束還是信息不對稱，歸根到底都?xì)w屬于資源的范疇，如融資約束涉及到資金資源，信息不對稱涉及到信息資源[24]。所以本文從融資約束與信息不對稱兩種資源獲取視角來研究機構(gòu)共同持股對企業(yè)勞動收入份額的影響機制。對此本文構(gòu)建如下模型進(jìn)行檢驗。

模型2即基準(zhǔn)模型，模型3中Mediation為中介變量，其余變量與前文一致。

（一）基于信息不對稱視角

根據(jù)前文分析，機構(gòu)共同持股作為其持股組合企業(yè)之間的樞紐，擁有著更為豐富的信息優(yōu)勢，這樣的信息優(yōu)勢能夠促進(jìn)投資組合中各企業(yè)之間的合作，從而抑制企業(yè)管理層因為信息不對稱而產(chǎn)生的自利行為，進(jìn)而提升企業(yè)的勞動收入份額。但是否存在“機構(gòu)共同持股緩解信息不對稱，從而提升勞動收入份額”的作用機制還并未得到檢驗，在這一機制檢驗中，中介變量為信息不對稱。借鑒姜付秀等[18]的研究，用分析師跟蹤人數(shù)（AF）來衡量信息不對稱。

檢驗結(jié)果如表5 Panel A。列（1）和列（4）中Coz1和Coz2的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，與基準(zhǔn)回歸相一致。列（2）和列（5）顯示Coz1和Coz2的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明機構(gòu)共同持股能提高分析師跟蹤人數(shù)，即降低了信息不對稱。列（3）和列（6）顯示AF的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明隨著信息不對稱的下降，企業(yè)的勞動收入份額越高，由此H2得到論證。為檢驗中介效應(yīng)的可信性，本文進(jìn)一步使用了Bootstrap中介檢驗方法檢驗，檢驗結(jié)果在95%的置信區(qū)間內(nèi)不包含0，中介效應(yīng)依舊成立。

（二）基于融資約束視角

前文理論分析中，本文認(rèn)為機構(gòu)共同持股還能通過緩解企業(yè)的融資約束進(jìn)而提升企業(yè)的勞動收入份額，即機構(gòu)共同持股通過市場協(xié)調(diào)和監(jiān)督減少融資成本，從而緩解企業(yè)的融資約束，增加企業(yè)的勞動收入份額。在這一機制檢驗中，使用融資約束作為中介變量。本文借鑒Kaplan et al.[19]的研究，用KZ指數(shù)（KZ）來衡量企業(yè)的融資約束程度。KZ的值越大，企業(yè)的融資約束越強。

檢驗結(jié)果如表5 Panel B。列（1）和列（4）中Coz1和Coz2的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，與基準(zhǔn)回歸相一致。列（2）和列（5）顯示Coz1和Coz2的系數(shù)均在5%的水平上顯著為負(fù)，說明機構(gòu)共同持股能降低企業(yè)的融資約束。列（3）和列（6）顯示KZ的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，說明企業(yè)融資約束越低，企業(yè)的勞動收入份額越高，由此H3成立。同樣為了檢驗中介效應(yīng)的可信性，進(jìn)一步使用了Bootstrap中介檢驗方法檢驗，檢驗結(jié)果在95%的置信區(qū)間內(nèi)不包含0，中介效應(yīng)成立。

（三）機制穩(wěn)健性檢驗

為進(jìn)一步檢驗機構(gòu)共同持股通過緩解信息不對稱與融資約束從而影響企業(yè)勞動收入份額的中介機制，檢驗H2與H3的穩(wěn)健性，參考了于蔚等[20]和盧盛峰等[21]的研究，本文分別用信息不對稱指標(biāo)（Asy）和債務(wù)融資成本（Cost）來衡量信息不對稱與融資約束；同時為排除高管薪酬的影響，采用剔除掉高管的薪酬計算出普通員工的勞動收入份額（LLS）。檢驗結(jié)果表明H2與H3依舊成立，同樣為了檢驗中介效應(yīng)的可信性，進(jìn)一步使用了Bootstrap中介檢驗方法檢驗，檢驗結(jié)果在95%的置信區(qū)間內(nèi)不包含0，中介效應(yīng)成立。

此外，為進(jìn)一步檢驗H2與H3的穩(wěn)健性，本文還通過分組來探究中介效應(yīng)是否成立。結(jié)果表明，機構(gòu)共同持股對勞動收入份額的促進(jìn)作用在信息不對稱程度越低和融資約束越高的企業(yè)中更顯著，同時Fisher組合檢驗結(jié)果顯示，組間系數(shù)差異均在1%水平上顯著。H2與H3的結(jié)果依舊穩(wěn)健。限于篇幅，未報告具體結(jié)果。

七、進(jìn)一步研究

（一）股權(quán)集中度異質(zhì)性分析

管理者壓低企業(yè)的勞動收入份額，一方面可能是為了迎合股東，滿足自身的短期利益[2]；另一方面也可能是激進(jìn)的投資方式而導(dǎo)致的低投資效率從而降低勞動收入份額。其背后都受到企業(yè)管理層和治理層之間的代理問題的影響，盡管公司中公司治理對管理層自利行為的控制幾乎很小，但是大股東持股還是有助于抑制高管的自利程度。所以在股權(quán)集中度比較高的公司，大股東為了自身利益能有效抑制企業(yè)的代理問題，而在股權(quán)比較分散的企業(yè)，因為缺乏大股東的治理效應(yīng)，代理問題也就更為嚴(yán)重。同時公司的治理水平對共同機構(gòu)投資者來說，極大地影響了所持股企業(yè)的價值，因此，在沒有大股東治理的公司，共同機構(gòu)投資者對企業(yè)勞動收入份額的治理意愿更強，程度更大，機構(gòu)共同持股對勞動收入份額的促進(jìn)作用也就更顯著。對此，本文用第一大股東持股比來衡量企業(yè)的股權(quán)集中度（EC），如果企業(yè)的股權(quán)集中度高于同行業(yè)同年度的中位數(shù)，則取值為1，否則取值為0。

檢驗結(jié)果如表6所示。列（2）、列（4）為低股權(quán)集中度組，列（1）、列（3）為高股權(quán)集中度組。列（2）和列（4）中，Coz1、Coz2的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，而在列（1）和列（3）中，Coz1、Coz2的系數(shù)只在10%的水平上顯著。同時Fisher組合檢驗結(jié)果顯示，組間系數(shù)差異均在1%水平上顯著。這說明在股權(quán)集中度比較高的企業(yè)中，大股東會主動治理公司進(jìn)而提高企業(yè)的勞動收入份額，機構(gòu)共同持股對勞動收入份額的促進(jìn)作用減弱；與此相反，在股權(quán)集中度低的企業(yè)中，缺乏大股東的治理，機構(gòu)共同持股能發(fā)揮的作用也就更大。

（二）產(chǎn)品市場競爭異質(zhì)性分析

產(chǎn)品市場競爭作為企業(yè)的外部經(jīng)營環(huán)境，也是一種重要的外部治理機制。它不僅會影響某一行業(yè)的發(fā)展趨勢，一定程度也會影響企業(yè)的財務(wù)決策。在產(chǎn)品市場競爭越弱的行業(yè)中，由于企業(yè)處于支配的地位，員工與雇主進(jìn)行議價的能力也就越弱[22]，市場對企業(yè)的監(jiān)督能力也會隨之減弱，當(dāng)外部治理機制所能發(fā)揮的作用在減弱時，此時共同機構(gòu)投資者就能夠發(fā)揮更為有效的治理作用。因此本文預(yù)期在弱產(chǎn)品市場競爭中，機構(gòu)共同持股對勞動收入份額的促進(jìn)作用更顯著。對此，本文借鑒吳昊 等[23]的研究，采用赫芬達(dá)爾指數(shù)（HHI）來衡量產(chǎn)品市場競爭程度，如果企業(yè)所在行業(yè)的赫芬達(dá)爾指數(shù)高于同年度的中位數(shù)，則取值為1，否則取值為0。

檢驗結(jié)果如表6，列（6）、列（8）為強產(chǎn)品市場競爭組，而列（5）、列（7）為弱產(chǎn)品市場競爭組。列（6）和列（8）中Coz1、Coz2的系數(shù)均不顯著；列（5）、列（7）中Coz1、Coz2的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正。同時Fisher組合檢驗結(jié)果顯示，組間系數(shù)差異均在1%水平上顯著。這說明機構(gòu)共同持股對勞動收入份額的促進(jìn)作用在弱產(chǎn)品市場競爭的企業(yè)中更顯著，前文的分析得到了論證。

八、研究結(jié)論和建議

本文以2010—2021年滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，考察了機構(gòu)共同持股對勞動收入份額的影響及作用機制。研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)共同持股能促進(jìn)企業(yè)勞動收入份額的發(fā)放，在使用工具變量法、排除高管薪酬、傾向得分匹配法等穩(wěn)健性及內(nèi)生性檢驗后結(jié)果依舊成立。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)共同持股通過降低持股企業(yè)間的信息不對稱和企業(yè)的融資約束進(jìn)而提升企業(yè)的勞動收入份額，并且機構(gòu)共同持股對勞動收入份額的提升作用在股權(quán)集中度低和產(chǎn)品市場競爭程度弱的企業(yè)中更加顯著。

根據(jù)以上的研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：第一，除了宏觀經(jīng)濟(jì)中的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步或是政策干預(yù)之外，勞動收入份額的調(diào)控還需要注重資本市場發(fā)展對我國收入分配的影響。政府應(yīng)該優(yōu)化完善相關(guān)政策制度，引導(dǎo)機構(gòu)共同持股這類新興所有權(quán)在資本市場上發(fā)揮積極的治理作用。第二，企業(yè)應(yīng)該充分認(rèn)識到機構(gòu)共同持股對企業(yè)的影響“利大于弊”，積極引入共同機構(gòu)投資者，為企業(yè)監(jiān)督治理注入新的活力。第三，企業(yè)在引入共同機構(gòu)投資者時，也要考慮到機構(gòu)共同持股在企業(yè)發(fā)揮治理效應(yīng)時受到的約束條件，對于大股東持股或是產(chǎn)品市場競爭程度較強的企業(yè)，引入機構(gòu)共同持股的成本和期待發(fā)揮的效應(yīng)就不一定能夠成正比。

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