袁翠翠，郭鵬宇，宋曉陽，劉芬華，李華民

（1.廣州城市理工學(xué)院，廣東 廣州 510850；2.廣東金融學(xué)院，廣東 廣州 510521；3.廣東科學(xué)中心，廣東 廣州 511442）

一、引言

中共二十大報告指出“努力提高居民收入在國民收入分配中的比重，提高勞動報酬在初次分配中的比重”①資料來源：習(xí)近平：高舉中國特色社會主義偉大旗幟 為全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家而團(tuán)結(jié)奮斗——在中國共產(chǎn)黨第二十次全國代表大會上的報告[EB/OL].中國政府網(wǎng)www.gov.cn,2022-10-25.。勞動報酬比重反映居民作為一個整體通過提供勞動所獲得的貨幣形式和實物形式的報酬，如工資、獎金、津貼和補(bǔ)貼，各種形式的福利以及單位交納的社會保險費(fèi)、補(bǔ)充社會保險費(fèi)和住房公積金等在國民收入分配中的比例。本文中的勞動收入份額指勞動報酬在初次分配中的比重。改革開放以來，中國的勞動收入份額呈現(xiàn)U 型變化趨勢（張軍等，2022），在2007 年達(dá)到最低點的0.47（劉亞琳等，2018）之后出現(xiàn)拐點，進(jìn)入逐步提升通道（陸雪琴和田磊，2020），2020 年為0.53。上述現(xiàn)象可能與劉易斯拐點有關(guān)，也可能是其他因素共同作用的結(jié)果。

企業(yè)投融資決策直接影響到企業(yè)經(jīng)營狀況，而企業(yè)經(jīng)營狀況則與勞動收入份額息息相關(guān)?；诖诉壿嬐茢啵髽I(yè)金融化作為一種企業(yè)投融資決策，與勞動收入份額之間應(yīng)有因果關(guān)聯(lián)。改革開放40 多年來，中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)悄然輪轉(zhuǎn)，微觀層面競爭也從增量分割轉(zhuǎn)向存量博弈，包括勞動、資本和土地乃至技術(shù)、制度等在內(nèi)的要素配置都伴隨經(jīng)濟(jì)增長模式轉(zhuǎn)變而更新。對于微觀企業(yè)而言，適應(yīng)經(jīng)濟(jì)制度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及勞動力規(guī)模與結(jié)構(gòu)變遷而作出的資產(chǎn)配置決策與行為的調(diào)整，可能引起企業(yè)技術(shù)革新以及盈利能力的變化，最終映射到勞動收入份額的改變上，在微觀企業(yè)的初次分配環(huán)節(jié)得以充分體現(xiàn)。在宏觀層面，2008年美國次貸風(fēng)險引發(fā)全球金融危機(jī)后，我國為應(yīng)對國際金融危機(jī)沖擊而推出的一系列經(jīng)濟(jì)刺激政策，強(qiáng)化了微觀企業(yè)資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)的金融化趨勢，也進(jìn)一步固化了微觀企業(yè)金融化與勞動收入份額之間存在因果關(guān)系的應(yīng)然邏輯設(shè)定。近年來受經(jīng)濟(jì)周期波動影響，國內(nèi)外市場需求空間日漸萎縮以及產(chǎn)能過剩致使實體部門經(jīng)營性投資回報率明顯下滑（江三良和張心怡，2022），大量非金融企業(yè)紛紛試水進(jìn)入金融領(lǐng)域逐利，金融投資收益在企業(yè)全部利潤中的比重日益升高，企業(yè)總資產(chǎn)中金融資產(chǎn)的占比不斷上升。企業(yè)金融化程度的演化狀態(tài)，可能為勞動收入份額變動提供新的微觀行為解釋。

面向共同富裕目標(biāo)，面臨多重壓力帶來的就業(yè)問題，增加就業(yè)崗位、提高勞動收入比例等越來越成為學(xué)界研究的熱點話題。但現(xiàn)有研究多從企業(yè)融資、人工智能、金融科技發(fā)展等角度觀察勞動收入份額變動機(jī)理，少有研究文獻(xiàn)關(guān)注企業(yè)資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)調(diào)整帶來的勞動收入份額變化這一需要考察的問題（?zdemir，2019）。另外，一方面，統(tǒng)一大市場建設(shè)提升企業(yè)市場化程度，可拓展企業(yè)資產(chǎn)配置的目標(biāo)寬度和改變優(yōu)質(zhì)勞動需求的市場競爭程度，從而對企業(yè)金融化改變勞動收入份額產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應(yīng)；另一方面，企業(yè)金融化作為投資決策是企業(yè)管理層能力的體現(xiàn)，因此管理層能力差異很可能會對企業(yè)金融化帶來的勞動收入份額改變產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應(yīng)，對此也有必要作深度驗證。

基于上述邏輯，使用滬深A(yù) 股上市公司2007-2021 年數(shù)據(jù)，探究企業(yè)金融化對勞動收入份額的具體影響，并將企業(yè)按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、行業(yè)屬性以及規(guī)模大小予以分組檢驗，然后進(jìn)一步嵌入市場化程度和管理者能力作為調(diào)節(jié)變量，研究其對企業(yè)金融化與勞動收入份額關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。由此，從理論層面上，在中國經(jīng)濟(jì)運(yùn)行進(jìn)入新常態(tài)后，為考察勞動收入份額變化，提供新的觀察視角，提供企業(yè)金融資產(chǎn)配置對于初次分配效應(yīng)的新觀察結(jié)果，同時從勞動收入份額效應(yīng)視角對企業(yè)金融化行為作出相對合理的判斷，對于拓展已有研究提供有益補(bǔ)充；從政策層面來講，為相關(guān)決策部門確立勞動收入份額提升的導(dǎo)引政策提供經(jīng)濟(jì)新常態(tài)背景下的經(jīng)驗證據(jù)和理論依據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）勞動收入份額及其決定因素

早期的新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的分配理論認(rèn)為，勞動生產(chǎn)份額等于生產(chǎn)函數(shù)中的β，“卡爾多事實”強(qiáng)調(diào)勞動收入份額大體保持穩(wěn)定（Kaldor，1961），以至于勞動收入份額不被認(rèn)為是一個重要話題。但20 世紀(jì)90 年代以來，從西歐發(fā)達(dá)國家到美國再到中國等相繼出現(xiàn)了勞動收入份額下降趨勢（Harrison，2005；白重恩，2009；Karabarbounis 和Neiman，2013），引起了學(xué)者以及政府部門的高度關(guān)注。勞動收入份額問題逐漸成為經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的一個重要話題。

在中國，勞動收入份額下降問題引起了黨和國家的高度關(guān)注。黨中央相繼在十七大、十八大、十九大和二十大報告及其他重要文件中強(qiáng)調(diào)要提高勞動報酬在初次分配中的比重。黨中央的高度重視也引發(fā)了學(xué)術(shù)界對這一問題的深度關(guān)注和研究。學(xué)者們分別從宏觀、微觀兩方面入手，從多個角度探索勞動收入份額下降的深層原因。宏觀層面，借助勞動者議價能力假設(shè)分析勞動收入份額下降的影響因素，其中主要包括全球化、勞動力市場制度、市場集中度以及宏觀金融化等因素（魏下海等，2013；Lin 和Devey，2013；Stockhammere，2017；張曉磊等，2018）。微觀層面，郭凱明（2019）認(rèn)為，伴隨著科學(xué)技術(shù)進(jìn)步，勞動要素在生產(chǎn)活動中的地位相對下降，員工議價能力不足引起勞動收入份額變低。羅長遠(yuǎn)和陳琳（2012）認(rèn)為，當(dāng)企業(yè)面臨融資約束時，企業(yè)會通過降低勞動者的工資水平或者裁員來緩解流動性壓力等，由此導(dǎo)致了勞動收入份額下降。此外，勞動收入份額還受到人口變遷及結(jié)構(gòu)變動（徐強(qiáng)和趙欣，2022）、農(nóng)業(yè)勞動力流動（伍山林，2016）、去杠桿政策（劉長庚等，2022）、產(chǎn)業(yè)政策（劉長庚等，2022b）、貿(mào)易政策（毛其淋和楊琳羿，2022）、資本市場對外開放（江軒宇和朱冰，2022）、國際化戰(zhàn)略（朱杰，2022）及社會保險征收體制改革（杜鵬程等，2022）等因素的影響。Hein 和Dodig（2014）、王博和毛毅（2019）、羅明津和鐵瑛（2021）等研究文獻(xiàn)把企業(yè)金融化作為勞動力份額變化的解釋元素。但一方面，其觀點有待進(jìn)一步驗證乃至值得商榷，其機(jī)制分析亦有待進(jìn)一步拓展；另一方面，現(xiàn)有文獻(xiàn)過少難以匹配解決該問題的政策決策所需要的文獻(xiàn)量及討論深度。基于此，本文研究開卷有益。

（二）企業(yè)金融化及其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)

企業(yè)金融化行為大致可從企業(yè)投資金融資產(chǎn)占比和通過金融渠道獲利占比兩個方面予以界定。前者表現(xiàn)為企業(yè)金融交易規(guī)模和金融資產(chǎn)持有量大幅增加，企業(yè)的商品生產(chǎn)活動與流通活動逐漸被金融投資業(yè)務(wù)、金融市場參與活動所取代（杜勇等，2017），后者表現(xiàn)為企業(yè)積累利潤的方式越來越依賴于金融渠道與資本運(yùn)作，金融收益規(guī)模與占比不斷增長（劉姝雯等，2023）。

有關(guān)企業(yè)金融化行為的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，現(xiàn)有研究暫無統(tǒng)一結(jié)論，可以說企業(yè)金融化是一把雙刃劍，既發(fā)揮著蓄水池功能，緩解企業(yè)投資不足，也對實體產(chǎn)業(yè)部分產(chǎn)生擠出效應(yīng)，還會因為金融資產(chǎn)配置的高收益而提高企業(yè)的總收益（宋軍和陸旸，2015），并因此改變資本與勞動收益配置，進(jìn)而對勞動收入份額產(chǎn)生影響。吳軍和陳麗萍（2018）認(rèn)為，雖然中國實體企業(yè)配置金融資產(chǎn)的比例不斷上升，但仍處于風(fēng)險可控階段，有利于企業(yè)充分利用資金，企業(yè)適度金融化能夠提高企業(yè)生產(chǎn)效率（胡海峰等，2020）。慕亞宇和胡奕明（2022）認(rèn)為長期股權(quán)類的投資能夠加快企業(yè)轉(zhuǎn)型升級，但配置短期金融資產(chǎn)則效應(yīng)相反。江三良和張心怡（2022）認(rèn)為企業(yè)配置金融資產(chǎn)對公司經(jīng)營績效有明顯抑制作用，但政府補(bǔ)貼能夠緩解該抑制效應(yīng)。馬廣奇和王瑞（2022）研究認(rèn)為隨著金融資產(chǎn)的增加，代理成本也會相應(yīng)增多。張遼和林鑫濤（2022）、劉姝雯等（2023）認(rèn)為，企業(yè)高比例配置金融資產(chǎn)阻礙生產(chǎn)效率提高，不利于企業(yè)主營業(yè)務(wù)的正常運(yùn)行，還在一定程度上影響技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量。此外，由于金融化行為會影響企業(yè)經(jīng)營業(yè)績，而經(jīng)營業(yè)績好的企業(yè)為提高員工積極性，通常會通過股權(quán)激勵等方式將公司員工工資與企業(yè)業(yè)績掛鉤（呂長江等，2011），進(jìn)而影響到企業(yè)的勞動收入份額。

（三）企業(yè)金融化的勞動收入份額效應(yīng)

有關(guān)企業(yè)金融化行為的勞動收入份額的變化效應(yīng)，當(dāng)前尚無明確定論（Lin 和Devey，2013；Kohler 等，2019）。Hein 和Dodig（2014）認(rèn)為企業(yè)金融化對勞動收入份額產(chǎn)生負(fù)面影響，其理由是，金融化發(fā)展導(dǎo)致包括食利者收入在內(nèi)的資本收入份額增加。后凱恩斯宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)觀點以及社會積累的社會結(jié)構(gòu)觀認(rèn)為，深度金融化導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)資本主義向金融資本主義轉(zhuǎn)變，使金融行業(yè)成為非金融部門的主導(dǎo)，隨之而來的權(quán)力轉(zhuǎn)變對收入分配產(chǎn)生嚴(yán)重影響，造成功能性收入分配和個人收入分配日益不公平（Tabb，2010）。金融化切實帶來了總利潤份額的增加，同時食利者收入隨著金融化加深而增加，而勞動報酬水平并沒有獲得同步增長，故勞動收入份額隨之下降，同時雇傭勞動者的工資水平與高管薪酬差距以及家庭收入差距擴(kuò)大。但也有數(shù)篇研究文獻(xiàn)認(rèn)為企業(yè)金融化對勞動收入份額帶來了提增效應(yīng)。勞動者收入份額與企業(yè)收益水平直接相關(guān)（劉盾等，2013），而企業(yè)金融化行為使企業(yè)目標(biāo)利潤率更容易達(dá)成。企業(yè)金融化將影響技術(shù)偏向、創(chuàng)新程度、生產(chǎn)效率等，當(dāng)技術(shù)偏向更偏向勞動時，勞動收入份額就會提升（陳宇峰等，2013）。唐志芳和顧乃華（2018）采用行業(yè)層面數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，制造業(yè)企業(yè)金融化有助于企業(yè)創(chuàng)新，從而提高了勞動生產(chǎn)率，進(jìn)而提增勞動收入份額。

綜上所述，學(xué)者們有關(guān)勞動收入份額、企業(yè)金融化及其關(guān)系的相關(guān)研究積累了一定量的研究成果，但依然存在明顯的拓展空間：第一，針對企業(yè)金融化對勞動收入份額影響的方向性結(jié)論仁智各異，因此符合實踐的明晰結(jié)論還需新的論據(jù)支撐；第二，聚焦國內(nèi)來看，有關(guān)中國企業(yè)金融化的勞動收入份額效應(yīng)的研究，即便是基準(zhǔn)檢驗邏輯分析，當(dāng)前以“篇名+關(guān)鍵詞”從中國知網(wǎng)搜索，也僅有兩篇文獻(xiàn)（王博和毛毅，2019；羅明津和鐵瑛，2021），其因果邏輯、經(jīng)濟(jì)分析及制度解釋依然存在相當(dāng)大的剖析空間；第三，有關(guān)企業(yè)金融化的勞動收入份額效應(yīng)的機(jī)制分析以及內(nèi)外部因素的調(diào)節(jié)作用亟待更為深入的理論解釋和實證檢驗。

三、理論分析與研究假說

（一）企業(yè)金融化與勞動收入份額：基準(zhǔn)假說

根據(jù)歐拉方程，職工薪酬水平和勞動效率共同決定了企業(yè)勞動收入份額的變動（羅明津和鐵瑛，2021）。職工薪酬通常包括工資、獎金、非貨幣性福利以及短期利潤分享等。一方面，企業(yè)金融資產(chǎn)配置行為雖屬于公司非主營業(yè)務(wù)，但若金融投資收益作為公司主營業(yè)務(wù)的有效補(bǔ)充甚至以超過主營業(yè)務(wù)收益的速度擴(kuò)張企業(yè)收益總規(guī)模，則會影響包括勞動力要素在內(nèi)的企業(yè)要素的收入水平和結(jié)構(gòu)，對于勞動收入份額而言會帶來“收益提增”效應(yīng)；另一方面，企業(yè)增加金融資產(chǎn)配置相應(yīng)虹吸主營業(yè)務(wù)資金，很可能抑制企業(yè)技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而貶抑勞動生產(chǎn)效率，即降低勞動相對于資本的要素地位（Lin 和Tomascovic-Devey，2013），導(dǎo)致勞動收入份額下降，可提煉為“技術(shù)抑制”效應(yīng)。

1.“收益分配”視角的勞動收入份額提增效應(yīng)

根據(jù)“收益分配”規(guī)則，員工薪酬水平變化對于勞動收入份額的貢獻(xiàn)度最為明顯。在其他條件不變的情況下，員工薪酬水平越高，企業(yè)的勞動收入份額也就越高，而企業(yè)金融化經(jīng)營決策可能直接影響企業(yè)員工的薪酬水平進(jìn)而影響勞動收入份額。對企業(yè)來講，金融投資是企業(yè)資產(chǎn)組合問題，資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)主要由該項資產(chǎn)的風(fēng)險和收益比較決定。美國“次貸”向全球輸出金融危機(jī)之后，特別是中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)以來，實體行業(yè)明顯感受到了平均利潤率水平下降的規(guī)則約束，并且企業(yè)實體業(yè)務(wù)的投資風(fēng)險和經(jīng)營風(fēng)險明顯提高，但金融資本收益率不僅未受到平均利潤率水平下降規(guī)則約束，反而還反向遵循了經(jīng)濟(jì)增長閾值之上的邊際收益/風(fēng)險遞增規(guī)則（李華民，2023），以至于實體企業(yè)越來越偏好高投資回報的金融資產(chǎn)配置，從而博取可能更高的總體收益。結(jié)合理論分析，金融資產(chǎn)還發(fā)揮蓄水池功能，預(yù)防流動資金短期緊張，當(dāng)企業(yè)現(xiàn)金流償付職工工資出現(xiàn)困難時，所持有的金融類和房地產(chǎn)類資產(chǎn)可以隨時變現(xiàn)以償付職工工資。企業(yè)總收益規(guī)模越大、可變現(xiàn)資產(chǎn)越多，企業(yè)越有底氣按更高的薪酬標(biāo)準(zhǔn)向職工支付薪金，金融資產(chǎn)配置行為正是企業(yè)追求收益總規(guī)模增加的有效途徑，因此企業(yè)金融化預(yù)期提高勞動收入份額。

2.“技術(shù)抑制”視角的勞動收入份額貶抑效應(yīng)

“技術(shù)抑制”效應(yīng)是說企業(yè)金融化引致技術(shù)創(chuàng)新投入受挫從而影響勞動收入份額。當(dāng)企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模相對穩(wěn)定時，如果企業(yè)持有的金融類資產(chǎn)占比提升，那么企業(yè)的主營業(yè)務(wù)投入相對變少（張成思和張步曇，2016），這一方面會因為企業(yè)要壓低經(jīng)營成本比如通過裁員等方式直接導(dǎo)致勞動收入份額降低，另一方面會導(dǎo)致研發(fā)費(fèi)用削減，抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新（王紅建等，2017；郭麗婷，2018；彭龍，詹惠蓉和文文，2022），從而不利于勞動生產(chǎn)效率的提高（羅明津和鐵瑛，2021），導(dǎo)致勞動在與資本談判中處于劣勢地位，進(jìn)而貶抑勞動收入份額。基于此，企業(yè)金融化行為會因為“技術(shù)抑制”效應(yīng)，導(dǎo)致勞動報酬份額的降低。

綜上所述，方向相反的兩種效應(yīng)的比較結(jié)果最終決定企業(yè)金融化對勞動收入份額的影響方向?；诖?，本文提出如下對立假說：

H1a：企業(yè)金融化提增勞動收入份額。

H1b：企業(yè)金融化貶抑勞動收入份額。

（二）市場化程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)假說

市場化程度用來描述市場發(fā)展水平，其衡量指標(biāo)包括各企業(yè)交易機(jī)會是否平等、信息獲取是否一致和法律制度是否健全等（孫早和劉慶巖，2006），足以影響乃至改變企業(yè)戰(zhàn)略部署。假設(shè)風(fēng)險程度確定，那么公司所處區(qū)域的市場化程度越高，市場競爭越充分，企業(yè)通過配置金融資產(chǎn)套利的超額收益越低（羅黨論和唐清泉，2007）。一個地區(qū)市場化程度越高，代表該地區(qū)的法治環(huán)境越健全、要素市場越完善、企業(yè)信息披露越完備，越方便投資者監(jiān)督，使得企業(yè)適度配置金融資產(chǎn)而不至于過度金融化。其次，市場化程度高的地區(qū)，產(chǎn)品市場發(fā)育完善，大多數(shù)資產(chǎn)都有大致公允的市場價值，即使金融領(lǐng)域與實體領(lǐng)域之間有套利空間也會很快收斂乃至消失。同樣，勞動要素作為市場交易對象，市場化程度越高，其收入機(jī)制會越市場化，從而削抑企業(yè)金融化的勞動收入份額變化效應(yīng)。最后，隨著市場化程度提高，信息獲取相對容易，資金獲取渠道相對豐富，當(dāng)企業(yè)面臨財務(wù)困境時融資也會相對便利，這也在某種程度上抑制了企業(yè)“資金池”預(yù)設(shè)的金融化行為（鄭國堅等，2013），從而也會間接影響企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營策略，進(jìn)而影響勞動收入份額的改變。因此，市場化程度可能會影響公司配置金融資產(chǎn)行為與勞動收入份額之間的關(guān)系?；诖耍疚奶岢鋈缦卵芯考僬f：

H2：市場化程度會削減企業(yè)金融化的勞動收入份額效應(yīng)。

（三）管理者能力的調(diào)節(jié)效應(yīng)假說

不同管理者的受教育水平、生活環(huán)境、所擁有人脈以及見識長短等客觀條件千差萬別，決定其對公司經(jīng)營決策會有所差異。即便同一公司，管理者能力不同，公司的最終經(jīng)營狀況、發(fā)展規(guī)模以及品牌效應(yīng)等都會不同。一方面，管理者能力直接影響企業(yè)員工之間的關(guān)系、員工與管理者之間的關(guān)系以及員工對企業(yè)的認(rèn)同感。低能力管理者無法很好地與高技術(shù)員工溝通，會使員工對企業(yè)失去信心，影響企業(yè)穩(wěn)定發(fā)展（周文霞和郭桂萍，2006）。相反，高能力管理者在經(jīng)營環(huán)境存在不確定因素時，能夠為企業(yè)員工提供更好的勞動環(huán)境和薪酬保障，激勵員工奮發(fā)向上。因此，管理者能力差異會帶來勞動者收入份額變化（方軍雄，2011）。另一方面，從資產(chǎn)配置角度，管理者能力反映管理者認(rèn)知水平、處理復(fù)雜事務(wù)能力以及風(fēng)險管理能力，在企業(yè)外部風(fēng)險增大時，企業(yè)也有穩(wěn)定的業(yè)務(wù)量可以保證持續(xù)經(jīng)營，有足夠的底氣抵御風(fēng)險，以此抑制金融化行為。強(qiáng)能力管理者有著良好的日常行為習(xí)慣，收集市場信息，不斷復(fù)盤總結(jié)經(jīng)驗，提高經(jīng)營決策的判斷能力。因而，強(qiáng)能力管理者更容易憑借其管理優(yōu)勢發(fā)現(xiàn)更好的投資機(jī)會，優(yōu)化資產(chǎn)配置，使企業(yè)取得更高的收益進(jìn)而提增員工薪酬水平，最終傳遞到勞動收入份額。因此，管理者能力會影響公司金融資產(chǎn)配置行為與勞動收入份額之間的關(guān)系?；诖耍疚奶岢鋈缦卵芯考僬f：

H3：管理者能力會強(qiáng)化企業(yè)金融化與勞動收入份額之間的關(guān)系。

四、研究設(shè)計

（一）樣本與數(shù)據(jù)來源

本文選取中國滬深兩市A 股上市公司2007-2021 年數(shù)據(jù)為初始樣本，實證檢驗企業(yè)金融化帶來的勞動收入份額變化效應(yīng)。所采用的原始數(shù)據(jù)均來自國泰安金融數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。剔除金融類和房地產(chǎn)類、樣本期內(nèi)經(jīng)過ST 和*ST 等特殊處理及期間退市的企業(yè)樣本，還剔除了IPO 效應(yīng)，保留連續(xù)五年以上不存在數(shù)據(jù)缺失的樣本。為消除異常值影響，對所有微觀層面數(shù)據(jù)的連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理。

（二）變量選取及界定

1.被解釋變量

勞動收入份額（LS）。參考白重恩（2009）及江軒宇和朱冰（2022），采用要素成本計算的增加值度量LS，即LS1 =支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金/（營業(yè)收入- 營業(yè)成本+支付以及為職工支付的現(xiàn)金+ 固定資產(chǎn)折舊）②根據(jù)企業(yè)報表，企業(yè)成本包括員工薪資和固定資產(chǎn)折舊。；LS2 =（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)收入-營業(yè)成本+勞動收入+固定資產(chǎn)折舊）。并對LS進(jìn)行了對數(shù)化處理。

2.解釋變量

企業(yè)金融化（Fin）。借鑒杜勇等（2017）的做法，整理企業(yè)財務(wù)報表上金融資產(chǎn)相關(guān)科目，并剔除用于經(jīng)營活動的貨幣資金來衡量企業(yè)金融化。企業(yè)金融化程度（Fin）的計算公式為：Fin=（交易性金融資產(chǎn) + 衍生金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款及墊款凈額 + 可供出售金融資產(chǎn)凈額 + 持有至到期投資凈額 + 投資性房地產(chǎn)凈額③本文認(rèn)同宋軍和陸旸（2015）的觀點，根據(jù)會計準(zhǔn)則，企業(yè)的房地產(chǎn)類投資具有一定金融屬性，故把企業(yè)投資性房地產(chǎn)凈額項計入企業(yè)金融資產(chǎn)的衡量范疇。）/總資產(chǎn)。

3.調(diào)節(jié)變量

（1）市場化程度（Market）。借鑒樊綱等（2021）在《中國各省份市場化指數(shù)報告》中發(fā)布的市場化指數(shù)衡量該變量。該指標(biāo)從多維度予市場化程度以賦分，為能夠讓不同年度數(shù)據(jù)具有可比性，使用等權(quán)重并運(yùn)用算術(shù)和平均法計算，得出市場化指數(shù)，區(qū)域市場化指數(shù)最高10 分，最低0 分。但由于該報告所統(tǒng)計數(shù)據(jù)僅截止到2019 年，故借鑒曾春華等（2013）的研究方法，采用2019 年與2018 年指數(shù)相加的平均值補(bǔ)齊2020 年市場化指數(shù)④考慮到市場化程度的穩(wěn)定性，該做法不至于引起過大誤差，因此為學(xué)界所接受。，并以此類推，補(bǔ)齊2021 年該數(shù)據(jù)。

（2）管理者能力（Ma）。本文借鑒Dermerjian 等（2012）提出的DEA-TOBIT 兩階段模型⑤該方法基于投入產(chǎn)出法，將企業(yè)重要支出指標(biāo)作為投入變量，把主營業(yè)務(wù)收入或其他重要產(chǎn)出指標(biāo)作為結(jié)果，通過模型演化獲得企業(yè)運(yùn)營效率。該方法在學(xué)術(shù)領(lǐng)域運(yùn)用極為廣泛。來衡量管理者能力。由于企業(yè)生產(chǎn)效率不僅受到管理者能力的決定性影響，還受到公司自身其他條件影響。為了將管理者能力從其他影響公司績效的作用條件中剝離出來，本文把計算過程分為如下兩個步驟。首先，使用CCR 模型計算企業(yè)的全效率。將公司核心成本費(fèi)用指標(biāo)，如主營業(yè)務(wù)成本（Cost）、銷售費(fèi)用和管理費(fèi)用（Sga）、固定資產(chǎn)凈值（Fa）、研發(fā)支出（R&D）、合并報表商譽(yù)（Goodwill）、無形資產(chǎn)（Oi）等作為投入變量，將主營業(yè)務(wù)收入（Sales）作為產(chǎn)出變量。運(yùn)用式（1），求得公司生產(chǎn)效率值θ（0＜θ＜1）：

然后，分離管理者能力對企業(yè)生產(chǎn)效率的貢獻(xiàn)值⑥該做法也排除了管理層能力與部分控制變量的內(nèi)生性問題。。為盡可能使變量計量相對準(zhǔn)確，整理了企業(yè)層面影響企業(yè)生產(chǎn)效率但與管理者能力不具關(guān)聯(lián)的重要變量，包括企業(yè)規(guī)模（Size）、市場份額（Marsh）、自由現(xiàn)金流量（Fcff）、上市年限（Age）、多元化程度（Divers）、海外經(jīng)營子公司（Fci）等（王晶晶等，2022），基于此構(gòu)建Tobit 模型（2），將上述變量放入模型，并代入第一步計算得到θ值，得到殘差e即為分離出來的管理者能力（Ma）對企業(yè)生產(chǎn)效率的貢獻(xiàn)值。

4.控制變量

為減少誤差和干擾，避免其他因素對回歸結(jié)果的影響，對以下變量進(jìn)行了控制，變量定義具體情況表1 所示：

表1 控制變量定義

（三）模型建構(gòu)

本文構(gòu)建以下基準(zhǔn)模型，實證檢驗企業(yè)金融化對勞動收入份額的影響效應(yīng)：

其中：勞動收入份額（LS）是被解釋變量；企業(yè)金融化（Fin）為核心解釋變量；CVs表示表1 中所有控制變量；FE和Year表示企業(yè)所屬個體固定效應(yīng)和年度固定效應(yīng)，分別控制了隨著個體變化以及隨著時間變化而又無法觀測的沖擊；ε為隨機(jī)誤差項。為進(jìn)一步探究企業(yè)外部市場環(huán)境和企業(yè)自身情況對兩個核心變量之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，選取市場化程度（Market）和管理者能力（Ma）作為調(diào)節(jié)變量。將解釋變量和調(diào)節(jié)變量進(jìn)行中心化處理，構(gòu)造解釋變量與調(diào)節(jié)變量的交互效應(yīng)乘積項，令，其余變量設(shè)置與模型（3）保持一致，構(gòu)建下列兩組回歸模型：

五、基準(zhǔn)檢驗及結(jié)果分析

（一）變量描述統(tǒng)計分析

表2 為主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。結(jié)果顯示，勞動收入份額的最小值為-10.357，最大值為7.831，平均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.289 和0.162，表明現(xiàn)階段我國不同企業(yè)間勞動收入份額的差距較大。企業(yè)金融化程度的最小值為0，最大值為0.845，平均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.03和0.061，說明當(dāng)前我國企業(yè)金融化水平中除少數(shù)極端值外，大部分仍在合理區(qū)間。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果及解釋

使用方差膨脹因子VIF 檢驗變量間不存在多重共線性，并通過豪斯曼檢驗確定選擇面板固定效應(yīng)的回歸模型對“企業(yè)金融化- 勞動收入份額”間關(guān)系進(jìn)行檢驗，回歸結(jié)果見表3。列（1）只加入時間和個體固定效應(yīng)，不添加控制變量，顯示企業(yè)金融化與勞動收入份額的回歸系數(shù)為0.379 且在1%顯著性水平下顯著。列（2）只加入控制變量，不添加時間和個體固定效應(yīng)，顯示企業(yè)金融化與勞動收入份額的回歸系數(shù)為0.341 且在1%顯著性水平下顯著。列（3）加入控制變量，并控制時間和個體固定效應(yīng)，顯示企業(yè)金融化與勞動收入份額的回歸系數(shù)為0.384 且在1%顯著性水平下顯著。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

注：*、**、***分別代表在10%、5%、1%顯著性水平下顯著。下同。

列（1）-（3）結(jié)果都表明，本文所考察的企業(yè)金融化導(dǎo)致的勞動收入份額變化效應(yīng)符合線性關(guān)系，并且企業(yè)金融化對勞動收入份額的回歸系數(shù)為正，表明企業(yè)金融化帶來勞動收入份額的“收益增進(jìn)”效應(yīng)超過“技術(shù)抑制”效應(yīng)，并且企業(yè)金融化程度越高，越能夠提增勞動收入份額水平，本文假說H1a 得以驗證。從控制變量來看，企業(yè)規(guī)模顯著為負(fù)，說明企業(yè)規(guī)模越小、越靈活，越容易提升勞動收入份額；固定資產(chǎn)占比和董事長、總經(jīng)理是否兼職對于勞動收入份額的影響一正一負(fù)但不顯著，說明固定資產(chǎn)占比和董事長、總經(jīng)理是否兼職與勞動收入份額變動無直接關(guān)聯(lián)；企業(yè)現(xiàn)金流的系數(shù)顯著為負(fù)，說明隨著企業(yè)持有現(xiàn)金流的增加，企業(yè)資金使用效率降低，會影響勞動收入份額。

（三）穩(wěn)健性檢驗

第一，替換解釋變量。將企業(yè)是否購買金融資產(chǎn)（finratio）（含交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資、投資性房地產(chǎn)以及是否存在發(fā)放貸款及墊款等）這一啞變量作為企業(yè)金融化的替代變量進(jìn)行回歸。表4 列（1）基于新的解釋變量對原有范式進(jìn)行了考察，其回歸系數(shù)是0.015，在1%的顯著性水平下顯著。因此，替換解釋變量后企業(yè)金融化與勞動收入份額間的關(guān)系仍然顯著。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

第二，替換被解釋變量。通過替換被解釋變量，改變勞動收入份額的測算方式，用LS2替代LS1。表4 列（2）基于新的被解釋變量對原有范式進(jìn)行了考察，回歸系數(shù)為0.135，均在1%的顯著性水平下顯著。替換被解釋變量后企業(yè)金融化與勞動收入份額之間的關(guān)系仍然顯著，結(jié)果穩(wěn)健。

第三，控制行業(yè)和省份固定效應(yīng)。在基準(zhǔn)檢驗?zāi)Ｐ椭?，控制了個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)。為加強(qiáng)結(jié)論的穩(wěn)健性，在模型中進(jìn)一步控制行業(yè)固定效應(yīng)和省份固定效應(yīng)，重新進(jìn)行估計。表4 列（3）的回歸結(jié)果與前文一致，說明在進(jìn)一步控制行業(yè)固定效應(yīng)和省份固定效應(yīng)后，企業(yè)金融化與勞動收入份額的關(guān)系仍然成立。

第四，進(jìn)一步剔除特殊時期數(shù)據(jù)。本文研究的時間跨度包括了2008 年的全球金融危機(jī)期間和2015 年的中國股市異常波動期間，為加強(qiáng)結(jié)論的穩(wěn)健性，將這些特殊時期剔除。表4 列（4）的回歸結(jié)果與前文一致，說明企業(yè)金融化與勞動收入份額的關(guān)系仍然成立。

（四）內(nèi)生性處理

盡管在基準(zhǔn)檢驗前已作變量間的內(nèi)生性處理和檢驗，并通過多重穩(wěn)健性檢驗驗證了核心結(jié)論的穩(wěn)健性，但為了防止出現(xiàn)變量丟失、測量誤差、反向因果、樣本選擇錯誤等原因造成的內(nèi)生性問題，使用解釋變量滯后一期和PSM 兩種方法，克服模型中可能存在的內(nèi)生性問題。

第一，為緩解互為因果的內(nèi)生性問題，將解釋變量滯后一期后，與被解釋變量進(jìn)行回歸，滯后一期的企業(yè)金融化水平（L.Fin）與勞動收入份額的相關(guān)系數(shù)為0.253，且在1% 顯著性水平下顯著，說明企業(yè)金融化與勞動收入份額呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，與前文回歸結(jié)果一致。

第二，為緩解樣本選擇的內(nèi)生性問題，運(yùn)用PSM 傾向得分匹配法再次排除可能的內(nèi)生性問題。以企業(yè)總資產(chǎn)中金融資產(chǎn)占比中位數(shù)為臨界值，對樣本進(jìn)行分組，金融資產(chǎn)占比低的組作為控制組，金融資產(chǎn)占比高的組作為實驗組。對于實驗組個體，在控制組中尋找特征相似的控制組個體與其相匹配，從而用控制組個體的結(jié)果來估計實驗組個體的反事實結(jié)果?；谄ヅ錁颖镜幕貧w結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，企業(yè)金融化對勞動收入份額的影響依然成立，前文結(jié)果具有穩(wěn)健性⑦受篇幅限制，樣本匹配過程及基于匹配樣本的回歸結(jié)果不再列示，有興趣的作者可向作者索取。。

六、進(jìn)一步分析

（一）調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗及結(jié)果分析

在上述基準(zhǔn)檢驗結(jié)果基礎(chǔ)上，引入企業(yè)市場化程度（Market）與管理者能力（Ma）兩個調(diào)節(jié)變量，對解釋變量和調(diào)節(jié)變量進(jìn)行中心化處理，構(gòu)造解釋變量與調(diào)節(jié)變量的交互效應(yīng)乘積項，納入模型進(jìn)行回歸，結(jié)果見表5。

表5 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果

1.市場化程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

表5 中的列（1）展示市場化程度對企業(yè)金融化和勞動收入份額變動兩者間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。企業(yè)金融化和市場化程度的交互項（T1）系數(shù)為-0.020，在10%顯著性水平下顯著，表明市場化程度削弱了企業(yè)金融化對勞動收入份額的影響。但市場化程度系數(shù)為0.001（但不顯著），說明市場化程度提高對勞動收入份額有增進(jìn)效應(yīng)，也表明企業(yè)金融化和市場化程度在勞動收入份額效應(yīng)上存在一定的替代關(guān)系。

2.管理者能力調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

表5 中的列（2）的回歸結(jié)果顯示，企業(yè)金融化和管理者能力的交互項（T2）系數(shù)為0.201，在10% 顯著性水平下顯著，表明管理者能力在企業(yè)金融化與勞動收入份額的關(guān)系中起正向調(diào)節(jié)作用，即企業(yè)金融化對勞動收入份額的增進(jìn)效應(yīng)隨著管理者能力的提高而提高。可能的解釋是，管理者能力嵌入了管理者的知識、技能和經(jīng)驗，管理者能力越高，越能準(zhǔn)確地理解市場信息、預(yù)測市場走向，從而有效地配置企業(yè)資金資源。因此管理者能力越強(qiáng)，企業(yè)金融化獲得的盈余就越多，從“收益分配”視角上看，能有效強(qiáng)化企業(yè)金融化對勞動收入份額提升的促進(jìn)作用。

（二）異質(zhì)性分析

不同類別企業(yè)的金融化行為對勞動收入份額變化的效應(yīng)可能存在差異。依據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、規(guī)模大小和行業(yè)性質(zhì)對企業(yè)樣本進(jìn)行分類，并以此構(gòu)建虛擬變量，納入模型進(jìn)行異質(zhì)性檢驗。

1.企業(yè)屬性異質(zhì)性檢驗

表6 列（1）（2）的回歸結(jié)果顯示，相較于非國有企業(yè)而言，國有企業(yè)的金融化行為對勞動收入份額水平有更顯著的提升效應(yīng)?？赡艿慕忉屖?，首先，國有企業(yè)在市場競爭中占據(jù)相對優(yōu)勢地位，能夠獲得更多的市場信息以及發(fā)揮其金融資產(chǎn)收益優(yōu)勢的效應(yīng)，因此國有企業(yè)金融化相比非國有企業(yè)金融化也更容易獲得較高收益；其次，國有企業(yè)更容易獲得銀行貸款，其資源約束邊界相對寬松，在資金使用上更加靈活，其金融化行為的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)配置策略收益更高，因此相對而言，其金融化行為對勞動收入份額的提升效應(yīng)更加明顯。

表6 異質(zhì)性檢驗結(jié)果

2.企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性檢驗

企業(yè)規(guī)模不同，其金融化行為差異明顯，該行為對于勞動收入份額的影響或有差異，基于精準(zhǔn)施策的角度，有關(guān)勞動報酬“同步提增”的政策措施也應(yīng)不同。為此，將企業(yè)按規(guī)模分為大型企業(yè)和中小型企業(yè)，以檢驗企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性的存在特征。

從表6 列（3）（4）的回歸結(jié)果來看，不同規(guī)模企業(yè)的金融化對勞動收入份額具有促進(jìn)作用。具體而言，大型企業(yè)金融化提高勞動收入份額（系數(shù)為0.302，在1% 顯著性水平下顯著），而中小型企業(yè)金融化行為的勞動收入份額提增效應(yīng)更加顯著（系數(shù)為0.365，在1%顯著性水平下顯著）?？赡艿脑颍褐行⌒推髽I(yè)由于成立時間相對較短，其市場地位低、技術(shù)相對落后，受市場關(guān)注度較小，且企業(yè)運(yùn)營管理不成熟，但企業(yè)運(yùn)轉(zhuǎn)靈活，若此時進(jìn)行金融化，能有效利用閑置資金，并提高公司盈利能力。

3.行業(yè)屬性異質(zhì)性檢驗

表6 列（5）（6）的回歸結(jié)果顯示，不同行業(yè)的企業(yè)金融化對勞動收入份額均具促進(jìn)作用。具體而言，制造業(yè)企業(yè)的金融化行為對勞動收入份額具有明顯提增效應(yīng)（Fin 系數(shù)為0.288，在1% 顯著性水平下顯著），而非制造業(yè)企業(yè)的金融化對勞動收入份額的促進(jìn)作用更為顯著（Fin 系數(shù)為0.481，在1% 顯著性水平下顯著）。可能的原因：近年來我國制造業(yè)企業(yè)的利潤率普遍有所下降，低利潤特征使得制造業(yè)企業(yè)的抗風(fēng)險能力偏弱，企業(yè)戰(zhàn)略決策容易受到外部經(jīng)濟(jì)形勢的干擾，而企業(yè)配置金融資產(chǎn)加劇了上述脆弱性，從而導(dǎo)致制造業(yè)企業(yè)的金融化對勞動收入份額的影響相比非制造業(yè)企業(yè)而言不夠顯著。

七、結(jié)論與啟示

本文基于2007-2021 年滬深兩市A 股上市企業(yè)樣本數(shù)據(jù)，運(yùn)用面板固定效應(yīng)回歸模型檢驗企業(yè)金融化行為對勞動收入份額變化的效應(yīng)，并將企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、規(guī)模大小、行業(yè)屬性、管理者能力和市場化程度等分別嵌入研究框架，進(jìn)行分組檢驗和調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗。結(jié)論如下：第一，非金融企業(yè)配置金融資產(chǎn)行為總體上促進(jìn)了企業(yè)勞動收入份額的提升。企業(yè)金融資產(chǎn)配置度越高，勞動收入份額便越高。以上核心結(jié)論在經(jīng)過替換解釋變量、替換被解釋變量、進(jìn)一步控制行業(yè)和省份等一系列穩(wěn)健性檢驗后依舊成立。第二，企業(yè)金融化與勞動收入份額之間的關(guān)系會隨企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模和行業(yè)屬性的不同而有所區(qū)別。國有企業(yè)相比非國有企業(yè)更為顯著；中小型企業(yè)增進(jìn)效應(yīng)更加明顯；非制造業(yè)企業(yè)增進(jìn)效應(yīng)更為突出。第三，從調(diào)節(jié)效應(yīng)來看，市場化程度提升會削減企業(yè)金融化對勞動收入份額的增進(jìn)效應(yīng)，而企業(yè)管理者能力越強(qiáng)，企業(yè)金融化對于勞動收入份額的增進(jìn)效應(yīng)便越加明顯。

上述結(jié)論帶來的啟示：第一，全面、理性認(rèn)識企業(yè)金融化行為?；趯崿F(xiàn)初次分配中勞動報酬比重提高的視角，對于企業(yè)金融資產(chǎn)配置行為的簡單貶抑是不可取的，不宜過多地干預(yù)、限制企業(yè)在合理幅度內(nèi)進(jìn)行金融資產(chǎn)配置。第二，重視管理者能力對于企業(yè)發(fā)展的重要影響。強(qiáng)能力管理者在合理配置資產(chǎn)結(jié)構(gòu)方面更具戰(zhàn)略優(yōu)勢，能夠獲取更大收益，為企業(yè)員工提供更好的薪資水平。第三，引導(dǎo)企業(yè)持續(xù)優(yōu)化資源配置，實現(xiàn)自身高質(zhì)量發(fā)展，更好地利用金融工具服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)。除此之外，金融業(yè)發(fā)展的核心要義是資金融通，加快金融業(yè)服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)的金融資本外部系統(tǒng)循環(huán)和周轉(zhuǎn)的速度，提升金融服務(wù)實體的能力和水平，也是解決企業(yè)金融化行為提增勞動收入份額問題的拓展途徑。