文雯 孫亞婕

(北京外國(guó)語(yǔ)大學(xué)國(guó)際商學(xué)院，北京 100089)

一、引言

黨的二十大報(bào)告將“實(shí)現(xiàn)全體人民共同富?！奔{入中國(guó)式現(xiàn)代化本質(zhì)要求，體現(xiàn)了共同富裕在推進(jìn)中國(guó)式現(xiàn)代化進(jìn)程全局中的重要地位。共同富裕的本質(zhì)在于公平與共享，關(guān)鍵是讓全體人民共享社會(huì)主義現(xiàn)代化建設(shè)的發(fā)展成果。在我國(guó)實(shí)行按勞分配為主體的基本分配制度下，勞動(dòng)報(bào)酬是大部分勞動(dòng)者最主要的收入來(lái)源，改善勞動(dòng)收入分配問(wèn)題、提高勞動(dòng)報(bào)酬在初次分配中的比重是全體人民邁向共同富裕的關(guān)鍵之舉。改革開(kāi)放四十多年來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)取得了巨大的發(fā)展成就，創(chuàng)造了“中國(guó)奇跡”。然而，與經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得卓越成就不相匹配的是，我國(guó)勞動(dòng)收入份額曾長(zhǎng)期處于下降趨勢(shì)，并且持續(xù)低于世界平均水平(杜鵬程等，2021)，雖然近年來(lái)有所上升，但仍位于低位。勞動(dòng)收入份額的下降不僅惡化收入分配格局，拉大貧富差距(Daudey and García-Pe?alosa，2007)，還會(huì)威脅經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的良性調(diào)整(A l e s i n a a n d Rodrik，1994)，引發(fā)通貨膨脹和金融危機(jī)(Rudd and Whelan，2005；Lawless and Whelan，2011)。因此，探討如何提升勞動(dòng)收入份額對(duì)于實(shí)現(xiàn)共同富裕、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

勞動(dòng)收入份額的影響因素是近年來(lái)學(xué)術(shù)界的熱點(diǎn)議題?，F(xiàn)有文獻(xiàn)多聚焦區(qū)域和產(chǎn)業(yè)層面，對(duì)于微觀企業(yè)層面的探討相對(duì)不足(文雁兵和陸雪琴，2018)。良好的制度環(huán)境能夠?yàn)榻?jīng)濟(jì)發(fā)展及收入分配公平化提供有效保障(Acemoglu et al.，2001)，提高勞動(dòng)力要素整體的投入水平并保證其得到高效利用。因此，已有微觀視角的研究多從正式制度的角度出發(fā)，考察股權(quán)分置改革(施新政等，2019)、資本市場(chǎng)開(kāi)放(江軒宇和朱冰，2022)、綠色信貸政策(范源源和李建軍，2022)、融資融券制度(朱琳等，2022)等的作用，缺乏對(duì)非正式制度的關(guān)注。中國(guó)作為典型的發(fā)展中國(guó)家，各地區(qū)正式制度的發(fā)展水平存在較大差異。而自古以來(lái)，中國(guó)社會(huì)尚文崇德，在長(zhǎng)期的社會(huì)交往中形成了非正式制度，通過(guò)增強(qiáng)道德感對(duì)人們的行為進(jìn)行約束，發(fā)揮著強(qiáng)有力的社會(huì)治理作用，對(duì)正式制度形成有效補(bǔ)充。信用作為一項(xiàng)典型的非正式制度，是經(jīng)濟(jì)社會(huì)乃至國(guó)家整體發(fā)展的重要基石(張維迎和柯榮住，2002)，對(duì)優(yōu)化資源配置效率、降低交易成本具有重要作用(Knack and Keefer，1997)。為進(jìn)一步健全信用體系、建立社會(huì)信任氛圍，國(guó)務(wù)院于2014年發(fā)布《社會(huì)信用體系建設(shè)規(guī)劃綱要(2014―2020年)》，提出加快社會(huì)信用體系建設(shè)的總體要求，深化社會(huì)信用體系改革。隨后，國(guó)家發(fā)展和改革委員會(huì)與中國(guó)人民銀行聯(lián)合牽頭，分別于2015年、2016年和2021年分三批確立社會(huì)信用體系建設(shè)全國(guó)示范城市。此次社會(huì)信用體系改革包括構(gòu)建統(tǒng)一的信用信息共享平臺(tái)，促進(jìn)信用信息共享，提高守信的價(jià)值和失信的成本；完善金融信用信息基礎(chǔ)數(shù)據(jù)庫(kù)，實(shí)現(xiàn)金融管理部門(mén)間信用信息系統(tǒng)鏈接；營(yíng)造公平競(jìng)爭(zhēng)、統(tǒng)一高效的市場(chǎng)環(huán)境。那么，社會(huì)信用體系改革能否改善微觀企業(yè)勞動(dòng)收入分配？具體的作用機(jī)理是什么？是否存在行業(yè)及城市的異質(zhì)性影響？學(xué)術(shù)界對(duì)上述問(wèn)題都缺乏研究。

本文采用2007―2021年中國(guó)滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)，以分批進(jìn)行社會(huì)信用體系改革試點(diǎn)為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景，基于多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型探究社會(huì)信用體系改革對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響及其作用機(jī)理。本文的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，從非正式制度的視角，擴(kuò)展了勞動(dòng)收入份額影響因素的研究。已有研究多考察正式制度頒布對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的影響，鮮有學(xué)者從非正式制度的視角進(jìn)行研究，并且尚無(wú)文獻(xiàn)關(guān)注社會(huì)信用對(duì)勞動(dòng)收入份額的作用。作為一種典型的非正式制度，社會(huì)信用具有特殊價(jià)值，研究社會(huì)信用與勞動(dòng)收入份額間的關(guān)系，有助于增強(qiáng)對(duì)我國(guó)勞動(dòng)收入份額問(wèn)題的理解。第二，拓展了對(duì)社會(huì)信用體系改革政策效果的研究?，F(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)社會(huì)信用體系改革顯著提升了企業(yè)社會(huì)責(zé)任投入(曹雨陽(yáng)等，2022)，促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新(喬菲和文雯，2023)，抑制企業(yè)環(huán)保失信行為(左靜靜等，2023)，并降低了盈余管理程度(范潤(rùn)和孫雪嬌，2023)。本文則進(jìn)一步證明了社會(huì)信用體系改革對(duì)實(shí)現(xiàn)全體人民共同富裕的重要價(jià)值。第三，利用社會(huì)信用體系改革的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景，克服以往研究中對(duì)信任指標(biāo)衡量的缺陷，并降低內(nèi)生性問(wèn)題的影響。以往研究大多通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查獲取地區(qū)信任水平的數(shù)據(jù)(張維迎和柯榮住，2002)，但通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查方式所取得的數(shù)據(jù)易受到被調(diào)查者主觀情緒的影響，而社會(huì)信用體系改革這一外生事件沖擊則提供了良好的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景，有效地緩解了以往研究中潛在的內(nèi)生性問(wèn)題的干擾。

二、制度背景、理論分析與研究假設(shè)

(一)制度背景

2014年6月，國(guó)務(wù)院發(fā)布《社會(huì)信用體系建設(shè)規(guī)劃綱要(2014―2020)》，明確加快建設(shè)社會(huì)信用體系，實(shí)現(xiàn)信用基礎(chǔ)法律法規(guī)和標(biāo)準(zhǔn)體系建立，建設(shè)覆蓋全社會(huì)的征信系統(tǒng)，健全社會(huì)信用監(jiān)管體系以及守信激勵(lì)和失信懲戒機(jī)制。2019年7月，國(guó)務(wù)院辦公廳印發(fā)了《關(guān)于加快推進(jìn)社會(huì)信用體系建設(shè)構(gòu)建以信用為基礎(chǔ)的新型監(jiān)管機(jī)制的指導(dǎo)意見(jiàn)》，指出健全信用監(jiān)管體制、構(gòu)建新型監(jiān)管制度的重要性。

社會(huì)信用體系改革涉及政務(wù)、商務(wù)、社會(huì)以及司法四大領(lǐng)域。其一，政務(wù)誠(chéng)信的核心是打造誠(chéng)信政府，建設(shè)政務(wù)誠(chéng)信評(píng)價(jià)體系及誠(chéng)信督察機(jī)制，樹(shù)立公正廉潔的政府形象；其二，商務(wù)誠(chéng)信要求在生產(chǎn)、流通、金融等方面建立信用機(jī)制，優(yōu)化營(yíng)商環(huán)境，曝光失信企業(yè)并給予嚴(yán)厲打擊，對(duì)于誠(chéng)信企業(yè)進(jìn)行大力宣揚(yáng)，提升企業(yè)社會(huì)責(zé)任感，同時(shí)建立各方面的信用機(jī)制，為企業(yè)申請(qǐng)信用貸款提供支持，為企業(yè)解決融資困難；其三，在社會(huì)誠(chéng)信層面，社會(huì)信用體系改革主要針對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生、社會(huì)保障等領(lǐng)域建設(shè)信用體系，建立社會(huì)信用記錄，加強(qiáng)網(wǎng)絡(luò)信用監(jiān)管，維護(hù)社會(huì)穩(wěn)定；其四，司法誠(chéng)信是社會(huì)信用體系改革的保障，保證司法機(jī)關(guān)的公信力和執(zhí)行力以穩(wěn)定社會(huì)各方面秩序。在具體建設(shè)流程上，社會(huì)信用體系改革采用分批試點(diǎn)的形式，分別于2015年、2016年和2021年分三批確立信用體系建設(shè)試點(diǎn)城市，為實(shí)證探究改革效果提供了天然的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景。

(二)理論分析與研究假設(shè)

社會(huì)信用體系改革以設(shè)立個(gè)人、企業(yè)信用記錄系統(tǒng)為基礎(chǔ)，共享信用信息，嚴(yán)厲打擊失信行為，優(yōu)化營(yíng)商環(huán)境，對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的影響主要體現(xiàn)在如下三個(gè)方面：

第一，通過(guò)緩解企業(yè)代理問(wèn)題，降低管理層短期業(yè)績(jī)壓力，增加企業(yè)對(duì)勞動(dòng)要素的投資意愿，從而提高勞動(dòng)收入份額。當(dāng)管理層面臨的短期業(yè)績(jī)壓力較高時(shí)，他們傾向于犧牲長(zhǎng)期性且風(fēng)險(xiǎn)較大的項(xiàng)目去滿(mǎn)足短期利潤(rùn)提升的目標(biāo)(Graham et al.，2005)。一方面，相比在短期內(nèi)就能體現(xiàn)在利潤(rùn)中的實(shí)物資本投資，人力資本投入需要在更長(zhǎng)的周期中才能在企業(yè)利潤(rùn)中得到反映，具有長(zhǎng)期性；另一方面，由于人力資本等勞動(dòng)要素投資具有不可分割的特點(diǎn)，企業(yè)并不實(shí)際擁有人力資本，人力資本的流失會(huì)增加企業(yè)的沉沒(méi)成本，這使得企業(yè)對(duì)人力資本等勞動(dòng)要素的投資具有更大的風(fēng)險(xiǎn)(Hart and Moore，1994)。因此，當(dāng)面臨業(yè)績(jī)壓力時(shí)，管理層更傾向于提高實(shí)物資本等要素的投入水平，而非提高勞動(dòng)要素投入。相反，當(dāng)管理層的業(yè)績(jī)壓力得到緩解后，其更愿意投資于周期較長(zhǎng)以及風(fēng)險(xiǎn)較大的項(xiàng)目，勞動(dòng)要素投資意愿相對(duì)增加(江軒宇和林莉，2022)，員工的勞動(dòng)報(bào)酬水平也能得到相應(yīng)提高，勞動(dòng)收入份額得以提升(宋之非和陳媛媛，2022；姜曉文等，2023)。

在社會(huì)信用體系改革下，一是投資者對(duì)高質(zhì)量信息披露的需求增加，使得企業(yè)面對(duì)的監(jiān)督水平上升，進(jìn)而企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)表造假的發(fā)生概率減少，投資者能夠更清晰地了解到業(yè)績(jī)下滑的真實(shí)原因(Guiso et al.，2008)；二是嚴(yán)厲懲戒失信行為，并在行業(yè)內(nèi)通報(bào)批評(píng)和公開(kāi)譴責(zé)，增強(qiáng)社會(huì)輿論監(jiān)督(范潤(rùn)和孫雪嬌，2023)，提高管理者的違規(guī)操縱成本；三是塑造全社會(huì)范圍內(nèi)的誠(chéng)信風(fēng)氣，管理者受到環(huán)境中守信價(jià)值觀的影響，會(huì)自發(fā)地減少機(jī)會(huì)主義行為(曹春方等，2015)，投資者則更加信任管理層的決策，特別是在管理層業(yè)績(jī)下滑時(shí)，投資者對(duì)管理層更加包容和理解，愿意給予其彌補(bǔ)的機(jī)會(huì)(申丹琳，2019)。因此，社會(huì)信用體系改革能夠緩解管理層與投資者間的委托代理問(wèn)題，使得管理層面臨的短期業(yè)績(jī)壓力降低，從而提升勞動(dòng)收入份額。

第二，通過(guò)提高企業(yè)信貸融資可得性，緩解企業(yè)融資約束，降低資本要素的邊際收益，提高勞動(dòng)力的邊際產(chǎn)出價(jià)值，從而提高勞動(dòng)收入份額。企業(yè)與外部之間存在信息不對(duì)稱(chēng)，企業(yè)融資難、融資貴的問(wèn)題日益凸顯，改善企業(yè)融資難題是提升勞動(dòng)收入份額的關(guān)鍵(汪偉等，2013)。正式制度能夠改善企業(yè)融資難題從而提升勞動(dòng)收入份額，例如資本市場(chǎng)引入融資融券制度以及滬深港通交易制度均能降低企業(yè)融資成本，提高企業(yè)勞動(dòng)收入份額(朱琳等，2022；江紅莉等，2022)。但是，政策法規(guī)難以涉足企業(yè)融資和信貸供給的各個(gè)環(huán)節(jié)，而社會(huì)信用體系改革可以“雙管齊下”，不僅能夠完善金融信用信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，以信用賦能企業(yè)貸款融資，而且能夠促進(jìn)形成信任氛圍，增強(qiáng)出借人資金供給的意愿，提高企業(yè)信貸融資的可得性(申丹琳和江軒宇，2022)。

社會(huì)信用體系改革下，企業(yè)外部信貸融資比例提升，資本要素額外的抵押融資收益水平降低，使得勞動(dòng)與資本的相對(duì)價(jià)格降低(江軒宇和賈婧，2021)，相當(dāng)于勞動(dòng)的邊際產(chǎn)出價(jià)值相對(duì)上升，勞動(dòng)要素的投資比例上升，進(jìn)而提高勞動(dòng)收入份額(宋之非和陳媛媛，2022)。此外，當(dāng)企業(yè)無(wú)法取得高比例的外部信貸融資時(shí)，會(huì)更多依賴(lài)內(nèi)源融資。為節(jié)約內(nèi)源資金以支持流動(dòng)資本，企業(yè)將降低勞動(dòng)收入份額(祝樹(shù)金和趙玉龍，2016；劉長(zhǎng)庚等，2022a)。社會(huì)信用體系改革提高了企業(yè)的外部信貸融資比例，降低了為保持流動(dòng)資本而減少勞動(dòng)投入的可能性，因此對(duì)勞動(dòng)收入份額有提升作用。

第三，有助于改善政府職能、優(yōu)化營(yíng)商環(huán)境，通過(guò)盈利溢出效應(yīng)來(lái)提高勞動(dòng)收入份額。一是社會(huì)信用體系改革以信用賦能消費(fèi)型主導(dǎo)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，規(guī)范消費(fèi)信貸，激發(fā)內(nèi)需潛力，擴(kuò)大消費(fèi)群體對(duì)企業(yè)所生產(chǎn)產(chǎn)品以及所提供服務(wù)的需求，為提高企業(yè)收入提供支持。二是社會(huì)信用體系改革深化政務(wù)誠(chéng)信建設(shè)、完善綜合信用評(píng)價(jià)機(jī)制并強(qiáng)化信息公開(kāi)工作，為企業(yè)發(fā)展構(gòu)造良好的營(yíng)商環(huán)境，不僅降低制度交易成本，改善政商關(guān)系(于文超和梁平漢，2019)，使市場(chǎng)交易更加公平透明，減少企業(yè)進(jìn)行尋租性質(zhì)的非生產(chǎn)性活動(dòng)，促使企業(yè)將有限的資源更多地投入到生產(chǎn)性活動(dòng)中，提升企業(yè)的盈利水平；而且為企業(yè)發(fā)展提供物資、人才支持，提升環(huán)境可承載的組織數(shù)量，降低企業(yè)進(jìn)入門(mén)檻(夏后學(xué)等，2019)，并提供公正有效的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)多樣化分工，降低企業(yè)生產(chǎn)成本，吸引優(yōu)秀企業(yè)家投資興業(yè)，與本地區(qū)現(xiàn)有企業(yè)開(kāi)展良性競(jìng)爭(zhēng)并起到協(xié)同效應(yīng)，提高企業(yè)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，拉動(dòng)本地區(qū)企業(yè)共同發(fā)展，創(chuàng)造更大收益。

現(xiàn)代企業(yè)的工資普遍與企業(yè)績(jī)效相關(guān)，盈利水平更高的企業(yè)更有可能向員工支付更高的工資。社會(huì)信用體系改革帶來(lái)的營(yíng)商環(huán)境進(jìn)一步優(yōu)化給企業(yè)帶來(lái)了豐厚的收益，高額的收益會(huì)通過(guò)績(jī)效考核制向員工收入溢出，使員工平均工資水平上升，從而提升勞動(dòng)收入份額(羅明津和鐵瑛，2021)。

基于上述分析，本文提出如下研究假設(shè)：

H1：社會(huì)信用體系改革有助于提高企業(yè)勞動(dòng)收入份額。

本文的邏輯框架見(jiàn)圖1。

圖1 社會(huì)信用體系改革影響企業(yè)勞動(dòng)收入份額的邏輯框架

三、研究設(shè)計(jì)

(一)研究樣本與數(shù)據(jù)來(lái)源

考慮到2007年會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變更的影響，本文初始樣本為2007―2021年滬深A(yù)股上市公司。社會(huì)信用體系建設(shè)試點(diǎn)城市數(shù)據(jù)通過(guò)信用中國(guó)網(wǎng)站手工整理所得，公司財(cái)務(wù)及治理數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)(CSMAR)，各省份總?cè)丝诩叭司鵊DP數(shù)據(jù)來(lái)自于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。參考已有文獻(xiàn)(施新政等，2019；曹雨陽(yáng)等，2022)，本文剔除金融行業(yè)、ST/ST*公司以及核心變量缺失的樣本，并對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的縮尾處理。

(二)模型設(shè)定與變量定義

基于社會(huì)信用體系改革分批建設(shè)的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景，結(jié)合不同城市實(shí)施該試點(diǎn)政策的時(shí)間不一致，參考以往文獻(xiàn)(Beck et al.，2010)，本文構(gòu)建了如下多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型：

其中，被解釋變量Ls衡量企業(yè)勞動(dòng)收入份額。參考方軍雄(2011)、江軒宇和賈婧(2021)的研究，勞動(dòng)收入份額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(yíng)業(yè)收入-營(yíng)業(yè)成本+支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金+固定資產(chǎn)折舊)。此外，為使勞動(dòng)收入份額取值更加符合正態(tài)分布，對(duì)勞動(dòng)收入份額Ls按ln(Ls/(1-Ls))的形式進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理，得到Lnls。核心解釋變量Treat×Post表示社會(huì)信用體系改革試點(diǎn)的雙重差分變量，其中Treat表示試點(diǎn)城市虛擬變量，如果企業(yè)注冊(cè)地位于社會(huì)信用體系改革試點(diǎn)城市取值為1，否則為0；Post表示時(shí)間虛擬變量，若當(dāng)前年份為企業(yè)注冊(cè)地入選社會(huì)信用體系建設(shè)試點(diǎn)城市及以后的年份取值為1，若為入選試點(diǎn)城市之前的年份則取值為0。根據(jù)本文假設(shè)H1，預(yù)期解釋變量Treat×Post的系數(shù)β1顯著為正，即社會(huì)信用體系改革對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額具有正向影響。

參考已有文獻(xiàn)(方軍雄，2011；江軒宇和賈婧，2021；劉長(zhǎng)庚等，2022a)，本文控制了以下可能影響勞動(dòng)收入份額的因素：資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、總資產(chǎn)報(bào)酬率(Roa)、企業(yè)規(guī)模(Size)、短期流動(dòng)性(Cash)、企業(yè)年齡(Lnage)、固定資產(chǎn)比例(Ppe)、董事會(huì)規(guī)模(Board)、獨(dú)董比例(Bind)、股權(quán)集中度(Top1)、資本密集度(Ci)、行業(yè)集中度(Hhi)。本文同時(shí)選取了省份人口(Lnpopu)以及省份人均地區(qū)生產(chǎn)總值(Lngdp)作為省份層面控制變量。此外，本文還控制了年份固定效應(yīng)(δ)和公司固定效應(yīng)(μ)。各變量的具體定義如表1所示。

表1 變量定義

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。勞動(dòng)收入份額Ls的均值為0.297，與方軍雄(2011)的結(jié)果較為一致，對(duì)數(shù)化處理后的勞動(dòng)收入份額Lnls的均值為-0.949。解釋變量Treat×Post的均值為0.255，表示樣本中有25.5%的觀測(cè)值受到社會(huì)信用體系改革政策的沖擊。從控制變量上看，樣本期間內(nèi)企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率平均為42.8%，總資產(chǎn)收益率平均為0.040，經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量占比平均為0.048，固定資產(chǎn)占比平均為0.216，控制變量的均值也與以往文獻(xiàn)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果較為相似。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(二)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3為社會(huì)信用體系改革對(duì)勞動(dòng)收入份額影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。第(1)(2)列的被解釋變量為勞動(dòng)收入份額Ls，第(3)(4)列的被解釋變量為對(duì)數(shù)化處理后的勞動(dòng)收入份額Lnls；第(1)(3)列和(2)(4)列分別報(bào)告了未加入控制變量以及加入控制變量后的回歸結(jié)果。在以勞動(dòng)收入份額Ls為被解釋變量的回歸中，解釋變量Treat×Post的系數(shù)分別為0.014和0.011，均在1%水平上顯著為正；在以對(duì)數(shù)化處理后的勞動(dòng)收入份額Lnls為被解釋變量的回歸中，解釋變量Treat×Post的系數(shù)分別為0.069和0.056，均在1%水平上顯著為正，說(shuō)明當(dāng)企業(yè)注冊(cè)地入選社會(huì)信用體系建設(shè)試點(diǎn)城市后，企業(yè)的勞動(dòng)收入份額有所提升，驗(yàn)證了本文的研究假設(shè)H1，說(shuō)明社會(huì)信用體系改革具有良好的政策效果，有助于共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。此外，社會(huì)信用體系改革試點(diǎn)對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響具有經(jīng)濟(jì)顯著性。以第(2)(4)列為例，注冊(cè)地被列入社會(huì)信用體系改革試點(diǎn)城市的企業(yè)，其勞動(dòng)收入份額相比未被列入的企業(yè)勞動(dòng)收入份額分別增加1.10%和5.60%。而在經(jīng)濟(jì)顯著性上，相比企業(yè)注冊(cè)地被列為社會(huì)信用體系改革試點(diǎn)城市前，企業(yè)注冊(cè)地被列為社會(huì)信用體系建設(shè)試點(diǎn)城市后，與樣本均值相比，Ls和Lnls分別提高了3.70%和5.90%。1綜上，本文假設(shè)H1在統(tǒng)計(jì)意義和經(jīng)濟(jì)意義上都能夠得到證實(shí)。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)2

1.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

滿(mǎn)足平行趨勢(shì)假設(shè)是使用DID模型的前提。該假設(shè)要求在政策頒布前，入選社會(huì)信用體系建設(shè)示范城市(處理組)和未入選城市(對(duì)照組)之間不存在顯著差異。因此，本文構(gòu)建相對(duì)年份虛擬變量Before2、Before1、Current、After1、After2+以檢測(cè)本文模型是否符合平行趨勢(shì)假設(shè)，分別表示當(dāng)時(shí)間處于企業(yè)注冊(cè)地入選社會(huì)信用體系建設(shè)試點(diǎn)城市的前兩年、前一年、當(dāng)年、后一年、后兩年及以后。當(dāng)樣本年份屬于上述相應(yīng)區(qū)間時(shí)，相對(duì)年份虛擬變量分別取值為1，否則為0。將以上五個(gè)虛擬變量加入模型中進(jìn)行回歸3，表4報(bào)告了平行趨勢(shì)檢驗(yàn)的回歸結(jié)果。其中，Before2、Before1的系數(shù)均不顯著，說(shuō)明在改革之前，處理組和對(duì)照組之間不存在顯著差異，滿(mǎn)足雙重差分模型的平行趨勢(shì)假設(shè)。Current、After1以及After2+的系數(shù)均顯著為正，說(shuō)明企業(yè)注冊(cè)地被列入社會(huì)信用體系建設(shè)試點(diǎn)城市當(dāng)年及以后，企業(yè)的勞動(dòng)收入份額得到了顯著提升。

表4 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

2.傾向評(píng)分匹配與雙重差分法

考慮到試點(diǎn)城市和非試點(diǎn)城市之間可能存在系統(tǒng)性差異，從而導(dǎo)致位于試點(diǎn)城市企業(yè)的勞動(dòng)收入份額明顯高于其他企業(yè)，本文采用傾向評(píng)分匹配方法控制兩組樣本在企業(yè)特征方面的差異，再對(duì)匹配后的樣本數(shù)據(jù)運(yùn)用雙重差分法進(jìn)行回歸。具體做法如下：

首先，將企業(yè)分為試點(diǎn)地區(qū)和非試點(diǎn)地區(qū)兩組，注冊(cè)地處于試點(diǎn)地區(qū)的企業(yè)為處理組，處于非試點(diǎn)地區(qū)的企業(yè)為對(duì)照組。其次，選取短期流動(dòng)性(Cash)、企業(yè)規(guī)模(Size)、資本密集度(Ci)、融資約束(Sa)、企業(yè)年齡(Lnage)作為協(xié)變量，對(duì)處于同一年份的處理組和對(duì)照組中的企業(yè)進(jìn)行1:1無(wú)放回的最近鄰匹配，運(yùn)用匹配后的樣本再次進(jìn)行DID檢驗(yàn)。

表5第(1)(2)列報(bào)告了基于匹配樣本的雙重差分回歸結(jié)果，Treat×Post的系數(shù)仍顯著為正，說(shuō)明在控制了兩組企業(yè)間潛在的系統(tǒng)性差異后，本文結(jié)論依然成立。此外，本文還利用第一批社會(huì)信用體系建設(shè)試點(diǎn)成立前，即2014年的企業(yè)特征對(duì)處理組和對(duì)照組的企業(yè)進(jìn)行了1:1無(wú)放回的最近鄰匹配。運(yùn)用匹配后的樣本進(jìn)行雙重差分法回歸的結(jié)果報(bào)告在表5第(3)(4)列中，Treat×Post的系數(shù)顯著為正，再次說(shuō)明社會(huì)信用體系改革顯著提高了企業(yè)勞動(dòng)收入份額。

表5 傾向評(píng)分匹配與雙重差分法

3.安慰劑檢驗(yàn)

為緩解不可觀測(cè)特征帶來(lái)的潛在內(nèi)生性問(wèn)題對(duì)結(jié)果的干擾，本文進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。具體做法如下：從所有樣本城市中隨機(jī)選取與實(shí)際試點(diǎn)城市數(shù)量相同的城市作為偽處理組，同時(shí)對(duì)隨機(jī)模擬的試點(diǎn)城市也生成隨機(jī)的政策實(shí)施時(shí)間，重新估計(jì)式(1)并保存雙重差分變量Treat×Post的估計(jì)系數(shù)以及p值。上述隨機(jī)過(guò)程重復(fù)500次后得到估計(jì)系數(shù)及p值分布圖。未報(bào)告的圖形結(jié)果顯示，Treat×Post的估計(jì)系數(shù)集中分布在0附近，均小于真實(shí)估計(jì)系數(shù)，p值基本位于10%之上，說(shuō)明經(jīng)過(guò)雙重隨機(jī)處理后，隨機(jī)模擬的政策效果在作用強(qiáng)度及顯著性上不如真實(shí)政策效果，證實(shí)了本文的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

4.交疊DID偏誤診斷與解決

本文采用了雙向固定效應(yīng)(TWFE)估計(jì)平均處理效應(yīng)，而當(dāng)處理效應(yīng)并非同質(zhì)時(shí)，使用簡(jiǎn)單的平均處理效應(yīng)會(huì)使模型出現(xiàn)偏誤。因此，本文先對(duì)交疊DID偏誤進(jìn)行診斷，再參考左靜靜等(2023)的研究，使用“干凈”樣本進(jìn)行分批的單期雙重差分模型回歸以修正交疊DID的雙向固定效應(yīng)偏誤。未報(bào)告的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果驗(yàn)證了本文結(jié)論的可靠性。

5.排除“全國(guó)文明城市創(chuàng)建”政策的干擾

為排除“全國(guó)文明城市創(chuàng)建”政策的影響，本文在回歸中加入了“全國(guó)文明城市”的虛擬變量(Civil)，企業(yè)注冊(cè)地在入選“全國(guó)文明城市”的當(dāng)年及以后年份取值為1，反之為0。未報(bào)告的實(shí)證結(jié)果顯示，在排除了“全國(guó)文明城市”評(píng)選政策的干擾后，社會(huì)信用體系改革仍能顯著提升勞動(dòng)收入份額。

6.排除最低工資標(biāo)準(zhǔn)的干擾

最低工資的上漲會(huì)使企業(yè)的工資率得到提高，進(jìn)而提高企業(yè)的資本集約度，從而可能會(huì)使企業(yè)的勞動(dòng)收入份額提高。因此，為排除最低工資標(biāo)準(zhǔn)對(duì)回歸結(jié)果的干擾，本文參考萬(wàn)江滔和魏下海(2020)的研究，以各城市每小時(shí)最低工資衡量最低工資標(biāo)準(zhǔn)，并將最低工資標(biāo)準(zhǔn)作為控制變量加入基準(zhǔn)回歸模型中重新估計(jì)。未報(bào)告的實(shí)證結(jié)果顯示，在考慮了最低工資標(biāo)準(zhǔn)對(duì)勞動(dòng)收入份額的潛在影響后，社會(huì)信用體系改革仍然能夠提高企業(yè)勞動(dòng)收入份額。

7.改變被解釋變量的度量方法

本文還采用了替代指標(biāo)衡量勞動(dòng)收入份額。參考方軍雄(2011)的研究，Ls1=支付給職工的現(xiàn)金以及為職工支付的現(xiàn)金/(支付給職工的現(xiàn)金以及為職工支付的現(xiàn)金+營(yíng)業(yè)收入-營(yíng)業(yè)成本+固定資產(chǎn)折舊)。與前文的處理方法一致，對(duì)Ls1同樣也進(jìn)行對(duì)數(shù)化的處理，即Lnls1=ln(Ls1/(1-Ls1))。未報(bào)告的實(shí)證結(jié)果顯示，Treat×Post與勞動(dòng)收入份額在1%水平上顯著正相關(guān)，說(shuō)明本文的結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、機(jī)制檢驗(yàn)

為探究社會(huì)信用體系改革對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響機(jī)制，本文主要從代理成本、債務(wù)融資以及盈利溢出效應(yīng)三個(gè)角度進(jìn)行分析，并參考江艇(2022)的方法進(jìn)行檢驗(yàn)。

(一)代理成本機(jī)制

參考戴亦一等(2016)的研究，本文采用經(jīng)營(yíng)費(fèi)用率(Agent)，即管理費(fèi)用與銷(xiāo)售費(fèi)用之和與營(yíng)業(yè)收入的比值，來(lái)衡量代理成本，預(yù)期社會(huì)信用體系改革能夠降低代理成本。同時(shí)，參考江紅莉等(2022)的研究，采用資本集約度(Kl)衡量代理問(wèn)題緩解后的勞動(dòng)要素替代資本要素效應(yīng)。資本集約度采用人均固定資產(chǎn)凈額取自然對(duì)數(shù)衡量，該變量的數(shù)值越小代表相對(duì)于勞動(dòng)要素投入，企業(yè)對(duì)資本要素的投入減少，企業(yè)勞動(dòng)收入份額提升，預(yù)期社會(huì)信用體系改革會(huì)降低企業(yè)的資本集約度。

表6第(1)(2)列分別報(bào)告了社會(huì)信用體系改革對(duì)代理成本及資本集約度的回歸結(jié)果，Treat×Post的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，說(shuō)明社會(huì)信用體系改革顯著降低了企業(yè)的代理成本，并且企業(yè)會(huì)減少對(duì)資本要素的投入、增加對(duì)勞動(dòng)要素的投入，進(jìn)而產(chǎn)生勞動(dòng)要素替代資本要素的效應(yīng)，表明降低代理成本是社會(huì)信用體系改革對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響機(jī)制之一。

表6 機(jī)制檢驗(yàn)

(二)債務(wù)融資機(jī)制

為檢驗(yàn)債務(wù)融資機(jī)制，本文參考項(xiàng)松林和魏浩(2014)的研究，構(gòu)建Fin變量，即(短期借款+長(zhǎng)期借款)/總資產(chǎn)，作為債務(wù)融資的代理變量。Fin代表了企業(yè)能夠獲得外源融資的比例，此變量的值增加，則說(shuō)明企業(yè)能夠取得的外源融資比例得到提高。表6第(3)列報(bào)告了社會(huì)信用體系改革對(duì)債務(wù)融資可得性的回歸結(jié)果。Treat×Post顯著為正，說(shuō)明社會(huì)信用體系改革能夠增加企業(yè)獲得外源融資的比例，降低了企業(yè)的融資約束。上述分析整體表明，緩解企業(yè)融資受限程度、提高企業(yè)外部信貸融資的可得性，是社會(huì)信用體系改革對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響機(jī)制之一。

(三)盈利溢出效應(yīng)

為檢驗(yàn)盈利溢出效應(yīng)，本文首先參考羅明津和鐵瑛(2021)的研究，構(gòu)造工資率變量(Income)，作為企業(yè)盈利向員工工資溢出、提升員工工資水平，即盈利溢出效應(yīng)的衡量變量。工資率等于員工平均工資取自然對(duì)數(shù)，平均工資的計(jì)算方法為全體員工(包括董監(jiān)高)勞動(dòng)收入/員工總?cè)藬?shù)，其中勞動(dòng)收入為應(yīng)付職工薪酬變化額與支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金之和，預(yù)期社會(huì)信用體系改革能夠提高工資率。其次，本文檢驗(yàn)社會(huì)信用體系改革對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響，依據(jù)劉一鳴和王藝明(2021)的研究，采用企業(yè)當(dāng)年稅收、稅后凈利潤(rùn)、工資之和與員工總?cè)藬?shù)的比值的自然對(duì)數(shù)值衡量勞動(dòng)生產(chǎn)率(Lny)。參考前人文獻(xiàn)(魏下海等，2013)，當(dāng)勞動(dòng)生產(chǎn)率(Lny)的估計(jì)系數(shù)小于工資率(Income)的估計(jì)系數(shù)時(shí)，說(shuō)明社會(huì)信用體系改革提高企業(yè)員工平均工資的作用大于對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提升效應(yīng)，工資率提高效應(yīng)占主導(dǎo)，提升了勞動(dòng)收入份額。

表6第(4)(5)列分別報(bào)告了社會(huì)信用體系改革與工資率及勞動(dòng)生產(chǎn)率的回歸結(jié)果，解釋變量Treat×Post的系數(shù)均顯著為正，說(shuō)明社會(huì)信用體系改革顯著提升了企業(yè)員工的平均工資水平以及企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率。同時(shí)，工資率(Income)的估計(jì)系數(shù)大于勞動(dòng)生產(chǎn)率(Lny)的估計(jì)系數(shù)，說(shuō)明社會(huì)信用體系改革提高工資率的效應(yīng)明顯大于勞動(dòng)生產(chǎn)率效應(yīng)，即提高平均工資水平的效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位。綜上所述，社會(huì)信用體系改革能夠通過(guò)提高企業(yè)收益并溢出至員工收入，即發(fā)揮盈利溢出效應(yīng)，來(lái)提升企業(yè)的勞動(dòng)收入份額。

六、拓展性研究

(一)普通員工勞動(dòng)收入份額與高管勞動(dòng)收入份額

本文進(jìn)一步考察社會(huì)信用體系改革對(duì)普通員工及高管收入份額的影響。參考江軒宇和林莉(2022)的研究，分別計(jì)算普通員工勞動(dòng)收入份額(Lls)和高管勞動(dòng)收入份額(Mls)。其中，普通員工勞動(dòng)收入份額=(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-董監(jiān)高薪酬總額)/(營(yíng)業(yè)收入-營(yíng)業(yè)成本+支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金+固定資產(chǎn)折舊)；高管勞動(dòng)收入份額=董監(jiān)高薪酬總額/(營(yíng)業(yè)收入-營(yíng)業(yè)成本+支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金+固定資產(chǎn)折舊)。

表7第(1)列報(bào)告了社會(huì)信用體系改革對(duì)普通員工勞動(dòng)收入份額的影響，Treat×Post的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明社會(huì)信用體系改革顯著提升了普通員工的勞動(dòng)收入份額；第(2)列則報(bào)告了社會(huì)信用體系改革對(duì)高管勞動(dòng)收入份額的影響，Treat×Post的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明社會(huì)信用體系改革降低了高管的勞動(dòng)收入份額。產(chǎn)生該結(jié)果的原因可能在于：對(duì)于絕大多數(shù)普通勞動(dòng)者來(lái)說(shuō)，勞動(dòng)收入是主要的收入來(lái)源；對(duì)于高管這類(lèi)收入水平更高的人群，其反而更加依賴(lài)于資本等非勞動(dòng)要素收入(湯燦晴和董志強(qiáng)，2019)。社會(huì)信用體系改革提升了整體勞動(dòng)收入份額，降低了資本等要素的收入份額，相當(dāng)于財(cái)富從高收入人群中分散出去，流向了更為廣闊的人群，更多地提升了普通員工的財(cái)富水平。

表7 普通員工勞動(dòng)收入份額vs高管勞動(dòng)收入份額

(二)要素密集度異質(zhì)性

社會(huì)信用體系改革優(yōu)化了營(yíng)商環(huán)境，使企業(yè)更多集中于生產(chǎn)活動(dòng)投入(魏下海等，2015)，吸引大量外部?jī)?yōu)質(zhì)企業(yè)進(jìn)駐本地區(qū)并產(chǎn)生協(xié)同效應(yīng)，為企業(yè)創(chuàng)造更大的收益。對(duì)于勞動(dòng)密集型行業(yè)的企業(yè)而言，其更加依賴(lài)于勞動(dòng)力，企業(yè)盈利水平的提高增加勞動(dòng)要素投入，進(jìn)而提升企業(yè)勞動(dòng)收入份額。對(duì)于資本密集型行業(yè)和技術(shù)密集型行業(yè)，企業(yè)盈利水平提高后，對(duì)勞動(dòng)要素的投資水平不如勞動(dòng)密集型行業(yè)，因此其勞動(dòng)收入份額的提升效果并不明顯。

參考魯桐和黨印(2014)的研究，本文以證監(jiān)會(huì)2012版行業(yè)分類(lèi)為標(biāo)準(zhǔn)，采用聚類(lèi)分析的方法劃分勞動(dòng)密集型及資本技術(shù)密集型子樣本。4表8的結(jié)果表明，在勞動(dòng)密集型行業(yè)組中，Treat×Post均在1%水平上顯著，而在資本技術(shù)密集型行業(yè)組中并不顯著，并且組間系數(shù)差異顯著，說(shuō)明社會(huì)信用體系改革對(duì)勞動(dòng)密集型行業(yè)內(nèi)企業(yè)的勞動(dòng)收入份額有更為明顯的提升效果。

表8 基于要素密集度的異質(zhì)性分析

(三)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平異質(zhì)性

健全信用信息共享體系，以信用大數(shù)據(jù)評(píng)判市場(chǎng)主體信用狀況，使各企業(yè)的信用情況更加透明，更能評(píng)判企業(yè)信貸資源使用的規(guī)范性和合理性，改善當(dāng)?shù)亟栀J環(huán)境(劉長(zhǎng)庚等，2022b)，促進(jìn)資源更優(yōu)配置，降低企業(yè)融資約束，促進(jìn)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)發(fā)展，擴(kuò)大就業(yè)規(guī)模，提升勞動(dòng)收入份額(景國(guó)文，2022)。對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的地區(qū)，其金融體系構(gòu)建的完善程度較低，在規(guī)模不經(jīng)濟(jì)的條件下，傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)為降低自身成本和防范經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)，會(huì)降低對(duì)這類(lèi)地區(qū)的金融服務(wù)供給。而社會(huì)信用體系改革所構(gòu)建的共享信用信息體系，使得信用貸款可以通過(guò)信息網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行，向金融服務(wù)供給不足的地區(qū)提供金融資源(劉長(zhǎng)庚等，2022b)，擴(kuò)大當(dāng)?shù)仄髽I(yè)融資渠道，緩解融資受限程度，從而對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低地區(qū)的勞動(dòng)收入份額有顯著的提升效果。對(duì)于經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的地區(qū)，金融服務(wù)供給更為充分，社會(huì)信用體系改革對(duì)其發(fā)揮的作用較為有限。

本文使用各城市人均GDP的自然對(duì)數(shù)值作為衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變量，并以三分位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)將其劃分為大中小規(guī)模組。若城市人均GDP屬于大規(guī)模組，則取值為1；若屬于中小規(guī)模組，則取值為0。表9報(bào)告的結(jié)果顯示，Treat×Post變量在(1)(3)列不顯著，而在(2)(4)列顯著為正，表明社會(huì)信用體系改革在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較為落后的城市更能發(fā)揮提升勞動(dòng)收入份額的作用，縮小地區(qū)間的發(fā)展差異，促進(jìn)共同富裕。

表9 基于地區(qū)經(jīng)濟(jì)規(guī)模的異質(zhì)性分析

七、結(jié)論與啟示

本文基于社會(huì)信用體系改革分批試點(diǎn)的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景，以2007―2021年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)為樣本，探究以社會(huì)信用為代表的非正式制度對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響。研究發(fā)現(xiàn)：(1)社會(huì)信用體系改革能夠顯著提升企業(yè)勞動(dòng)收入份額；(2)社會(huì)信用體系改革通過(guò)緩解代理沖突、增強(qiáng)企業(yè)信貸融資可得性以及提高企業(yè)盈利水平來(lái)提升企業(yè)勞動(dòng)收入份額；(3)社會(huì)信用體系改革主要提升普通員工的勞動(dòng)收入份額，降低了高管的勞動(dòng)收入份額；(4)社會(huì)信用體系改革對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響存在一定的異質(zhì)性，當(dāng)企業(yè)屬于勞動(dòng)密集型行業(yè)以及所處地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較低時(shí)，社會(huì)信用體系改革對(duì)勞動(dòng)收入份額的提升效果更為顯著。

基于上述研究發(fā)現(xiàn)，本文具有如下啟示：(1)進(jìn)一步推進(jìn)社會(huì)信用體系建設(shè)，擴(kuò)大信用體系改革的試點(diǎn)范圍，比如經(jīng)濟(jì)相對(duì)較不發(fā)達(dá)的城市，對(duì)于提高人民生活水平、促進(jìn)社會(huì)公平有重要作用。(2)充分發(fā)揮信用賦能借貸、消費(fèi)在提高勞動(dòng)收入份額中的作用，加快完善企業(yè)及個(gè)人信用記錄，降低企業(yè)取得信貸的難度，擴(kuò)大內(nèi)部消費(fèi)需求，有助于加速企業(yè)發(fā)展和實(shí)現(xiàn)共同富裕。(3)推動(dòng)對(duì)誠(chéng)信問(wèn)題的專(zhuān)項(xiàng)治理行動(dòng)，加大對(duì)失信行為的懲戒力度，加強(qiáng)對(duì)誠(chéng)信文化的普及教育，塑造人人自發(fā)守信的良好社會(huì)風(fēng)氣。(4)努力構(gòu)建公正廉潔高效的政務(wù)體系，搭建“親”“清”新型政商關(guān)系，減少地方尋租行為，營(yíng)造公平開(kāi)放的營(yíng)商環(huán)境。 ■

[基金項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“上市公司精準(zhǔn)扶貧行為的同群效應(yīng)：作用機(jī)制與經(jīng)濟(jì)后果”(72002014)、中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專(zhuān)項(xiàng)資金資助項(xiàng)目“數(shù)字化轉(zhuǎn)型賦能、企業(yè)資源配置與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展”(2023TD003)、北京外國(guó)語(yǔ)大學(xué)“中青年卓越人才支持計(jì)劃”]