江紅莉 ， 胡林柯 ， 蔣鵬程

（1. 江蘇大學(xué) 財(cái)經(jīng)學(xué)院, 江蘇 鎮(zhèn)江 212013； 2. 上海財(cái)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(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)取得了舉世矚目的成績(jī)，但是勞動(dòng)報(bào)酬占GDP的比重即勞動(dòng)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(shì)（白重恩等，2008）。2007年國(guó)際金融危機(jī)之后勞動(dòng)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(jìn)一步下降的動(dòng)力（文雁兵和陸雪琴，2018）。勞動(dòng)報(bào)酬是絕大多數(shù)勞動(dòng)者的主要收入來(lái)源，低水平的勞動(dòng)收入份額不僅意味著勞動(dòng)者未能充分分享經(jīng)濟(jì)發(fā)展的果實(shí)，不利于共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，還會(huì)抑制居民消費(fèi)，不利于“國(guó)內(nèi)大循環(huán)為主體”新發(fā)展格局的形成。

關(guān)于勞動(dòng)收入份額，國(guó)內(nèi)外學(xué)者從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷、偏向性技術(shù)進(jìn)步、制度改革等角度進(jìn)行了深入分析，為我們理解勞動(dòng)收入份額變動(dòng)背后的驅(qū)動(dòng)因素提供了借鑒。資本市場(chǎng)也是影響勞動(dòng)收入份額變動(dòng)的重要因素（施新政等，2019；江軒宇和賈婧，2021），但是作為我國(guó)金融體制改革重要方向之一的資本市場(chǎng)開放，其對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響卻鮮有學(xué)者關(guān)注。一方面，資本市場(chǎng)開放能夠降低資本成本（Henry，2000；龐家任等，2020），促進(jìn)資本深化；另一方面，資本市場(chǎng)開放能夠提高股價(jià)信息含量，促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新，繼而提高全要素生產(chǎn)率（戴鵬毅等，2021）。無(wú)論是資本深化，還是全要素生產(chǎn)率，均會(huì)對(duì)勞動(dòng)收入份額產(chǎn)生影響，但究竟是提升還是擠占勞動(dòng)收入份額，不僅取決于資本-勞動(dòng)替代彈性，也取決于技術(shù)進(jìn)步的方向。在無(wú)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(jìn)行科學(xué)的實(shí)證檢驗(yàn)。為深化金融體制改革、推動(dòng)全面開放新格局的形成，我國(guó)于2014年11月17日正式開通了滬港股票市場(chǎng)互聯(lián)互通機(jī)制試點(diǎn)（以下簡(jiǎn)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?。ㄐ靿鄹：完惏僦?021）。作為一個(gè)外生事件，“滬港通”既提供了衡量資本市場(chǎng)開放的客觀變量，又提供了一個(gè)可以通過(guò)雙重差分法（DID）克服內(nèi)生性的準(zhǔn)自然試驗(yàn)，為研究資本市場(chǎng)開放對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響提供了一個(gè)很好的切入口。

有鑒于此，本文以“滬港通”為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，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(shí)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(gè)角度挖掘資本市場(chǎng)開放影響勞動(dòng)收入份額的作用機(jī)制；進(jìn)一步從勞動(dòng)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(dòng)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(chǎng)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(chǎng)開放對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的異質(zhì)性影響。

本文的理論貢獻(xiàn)和現(xiàn)實(shí)意義在于：第一，不同于現(xiàn)有文獻(xiàn)從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷、偏向性技術(shù)進(jìn)步、制度改革等角度研究勞動(dòng)收入份額，本文從資本市場(chǎng)開放這一新視角，以“滬港通”為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)研究企業(yè)勞動(dòng)收入份額，不僅拓展了勞動(dòng)收入份額變化驅(qū)動(dòng)因素的研究邊界，也豐富了資本市場(chǎng)開放的經(jīng)濟(jì)后果研究。第二，揭示了資本市場(chǎng)開放影響企業(yè)勞動(dòng)收入份額的作用機(jī)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(dòng)互替、技術(shù)進(jìn)步偏向資本，進(jìn)而擠占了企業(yè)勞動(dòng)收入份額；“滬港通”的企業(yè)勞動(dòng)收入份額抑制效應(yīng)主要表現(xiàn)為平均工資效應(yīng)，勞動(dòng)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(chǎng)開放如何影響國(guó)民收入分配，為減震資本市場(chǎng)開放對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額負(fù)面沖擊的差異化政策出臺(tái)和實(shí)施提供了理論支撐和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，對(duì)于“雙循環(huán)”新格局下國(guó)民收入分配格局的優(yōu)化、共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)具有重要的參考價(jià)值。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

（一）文獻(xiàn)綜述

關(guān)于勞動(dòng)收入份額變化的驅(qū)動(dòng)因素，國(guó)內(nèi)外學(xué)者從宏微觀層面進(jìn)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(zhǎng)遠(yuǎn)和張軍，2009）、偏向性技術(shù)進(jìn)步（Acemoglu和Restrepo，2018；陳宇峰等，2013）、制度改革（如國(guó)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(wàn)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(xiǎn)、規(guī)模等）（Dong等，2021；羅長(zhǎng)遠(yuǎn)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(dòng)勞動(dòng)收入份額變動(dòng)的重要因素（林志帆和趙秋運(yùn)，2015；張彤進(jìn)和任碧云，2016）。一方面，金融發(fā)展會(huì)直接沖擊勞動(dòng)力市場(chǎng)，影響勞動(dòng)收入份額；另一方面，金融發(fā)展會(huì)影響融資成本，間接影響勞動(dòng)收入份額（Hein和Schoder，2011；江軒宇和賈婧，2021）。

資本市場(chǎng)開放是深化金融體制改革的主要內(nèi)容之一，也是推動(dòng)形成“國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)相互促進(jìn)”新格局的重要戰(zhàn)略。關(guān)于資本市場(chǎng)開放的經(jīng)濟(jì)后果，一類文獻(xiàn)關(guān)注了其對(duì)股價(jià)、信息披露質(zhì)量、資本市場(chǎng)效率等的影響（Chan和Kwok，2017；鐘凱等，2018；阮睿等，2021）；另一類文獻(xiàn)關(guān)注了其對(duì)微觀企業(yè)行為的影響，研究發(fā)現(xiàn)，資本市場(chǎng)開放增強(qiáng)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(yùn)森和黃健嶠，2019），促進(jìn)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(xiàn)關(guān)注資本市場(chǎng)開放對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的影響。理論上，資本市場(chǎng)開放會(huì)影響資本勞動(dòng)相對(duì)價(jià)格，可能通過(guò)資本深化影響企業(yè)勞動(dòng)收入份額，也可能通過(guò)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(jìn)技術(shù)進(jìn)步，繼而影響企業(yè)勞動(dòng)收入份額。本文基于“滬港通”實(shí)施形成的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，重點(diǎn)研究資本市場(chǎng)開放對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響、作用機(jī)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(gè)理論框架分析資本市場(chǎng)開放對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的影響。假設(shè)企業(yè)以利潤(rùn)最大化為目標(biāo)，在既定約束條件下選擇最優(yōu)資本、勞動(dòng)要素投入組合，繼而建立勞動(dòng)收入份額與資本深化、技術(shù)進(jìn)步之間的關(guān)系。資本市場(chǎng)開放會(huì)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(jìn)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(jìn)步用企業(yè)全要素生產(chǎn)率來(lái)表示。。由此，通過(guò)資本深化、全要素生產(chǎn)率將資本市場(chǎng)開放與企業(yè)勞動(dòng)收入份額連接起來(lái)。具體分析過(guò)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(dòng)要素投入，At表示資本增進(jìn)型技術(shù)進(jìn)步系數(shù)，Bt表示勞動(dòng)增進(jìn)型技術(shù)進(jìn)步系數(shù)，α（0〈α〈1）為生產(chǎn)過(guò)程中資本和勞動(dòng)要素的重要性分配參數(shù)，σ（σ 〉0）為資本勞動(dòng)要素替代彈性。若 σ〈1， 則資本-勞動(dòng)互補(bǔ)；若 σ〉1，資本-勞動(dòng)互替。

Kt/ Lt表示單位勞動(dòng)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(jià)格為1，wt為t期勞動(dòng)要素價(jià)格，rt為t期資本要素價(jià)格（資本成本），則企業(yè)利潤(rùn)為：

根據(jù)企業(yè)利潤(rùn)最大化的一階條件， πt對(duì)資本要素投入Kt和勞動(dòng)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(méi)有剩余，即Yt=wtLt+rtKt。由勞動(dòng)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(duì)kt求偏導(dǎo)，得：

σ〉1 ?Lst/?kt＜0

若資本與勞動(dòng)替代彈性 ，即資本-勞動(dòng)互替，則 ，即資本深化會(huì)擠占勞動(dòng)收入份額；反之，則提升勞動(dòng)收入份額。

資本市場(chǎng)開放會(huì)降低資本成本。根據(jù)投資者認(rèn)知假說(shuō)，資本市場(chǎng)開放引入境外機(jī)構(gòu)投資者，擴(kuò)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(chǎng)分割理論，資本市場(chǎng)開放將國(guó)內(nèi)外股票市場(chǎng)連接在一起，一定程度上能夠改變市場(chǎng)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(guó)外投資者進(jìn)入中國(guó)資本市場(chǎng)后，資本成本下降；龐家任等（2020）得出資本市場(chǎng)開放通過(guò)競(jìng)爭(zhēng)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(dòng)互替，則資本市場(chǎng)開放通過(guò)資本深化降低勞動(dòng)收入份額。

式（6）對(duì)At/Bt求偏導(dǎo)，得：

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

資本市場(chǎng)開放能夠提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。首先，資本市場(chǎng)開放提高了股價(jià)信息含量，進(jìn)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(chǎng)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(jìn)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(dòng)力（任勝鋼等，2019）。企業(yè)全要素生產(chǎn)率是技術(shù)進(jìn)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(guó)技術(shù)進(jìn)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(dòng)互替，則資本市場(chǎng)開放通過(guò)提升全要素生產(chǎn)率降低企業(yè)勞動(dòng)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(dòng)互替，則資本市場(chǎng)開放會(huì)降低企業(yè)勞動(dòng)收入份額。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)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(duì)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(cè)值；（2）剔除樣本期間內(nèi)ST和*ST企業(yè)樣本觀測(cè)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(cè)值以及調(diào)出“滬港通”標(biāo)的公司名單的樣本觀測(cè)值；（4）剔除“深港通”標(biāo)的公司；（5）剔除相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)樣本觀測(cè)值。為了消除極端值的影響，對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行1%水平上的縮尾處理，最終得到9 963個(gè)年份-公司樣本觀測(cè)值。

（二）模型設(shè)計(jì)

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

其中，Ls表示企業(yè)勞動(dòng)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(shí)施年份的虛擬變量①由于控制了時(shí)間固定效應(yīng)，為避免多重共線性，模型中不再單獨(dú)加入Post項(xiàng)。。X為控制變量集合，Ind表示行業(yè)固定效應(yīng)，Year表示時(shí)間固定效應(yīng)。重點(diǎn)關(guān)注 β1的 值及顯著性，如果 β1顯著大于0，說(shuō)明“滬港通”提升了企業(yè)勞動(dòng)收入份額；反之，則擠占了企業(yè)勞動(dòng)收入份額。

為檢驗(yàn)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’—?jiǎng)趧?dòng)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(shuō)明及描述性統(tǒng)計(jì)分析

1.被解釋變量：勞動(dòng)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(yíng)業(yè)總收入”之比衡量企業(yè)勞動(dòng)收入份額。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中借鑒施新政等（2019）、萬(wàn)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(yíng)業(yè)總收入”之比（Ls1）以及要素成本增加值法來(lái)衡量勞動(dòng)收入份額，其中，要素成本增加值法衡量勞動(dòng)收入份額的計(jì)算方法為：勞動(dòng)收入份額 (Ls2)=應(yīng)付職工薪酬/（營(yíng)業(yè)收入-營(yíng)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(shí)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(duì)數(shù)衡量，并以2000年為基期的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)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(cè)算。

4.控制變量。資產(chǎn)負(fù)債率（Lev），用總負(fù)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(duì)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(duì)數(shù)值表示；資產(chǎn)收益率（Roa），用營(yíng)業(yè)利潤(rùn)與總資產(chǎn)之比表示；企業(yè)成長(zhǎng)性（Growth），用營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率表示；董事會(huì)規(guī)模（Board），用董事人數(shù)的自然對(duì)數(shù)值表示；第一大股東持股比例（Top1）；獨(dú)立董事比例（Indr），用獨(dú)立董事人數(shù)與董事人數(shù)之比表示。

表1報(bào)告了變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。勞動(dòng)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(shuō)明企業(yè)勞動(dòng)收入份額相對(duì)較低。從用于穩(wěn)健性檢驗(yàn)的勞動(dòng)收入份額替代指標(biāo)Ls1、Ls2的最小值、最大值和均值來(lái)看，同樣說(shuō)明企業(yè)勞動(dòng)收入份額相對(duì)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(jì)

續(xù)表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

關(guān)于我國(guó)資本-勞動(dòng)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(cè)得大多數(shù)東部省份（除遼寧和河北之外）的資本-勞動(dòng)是替代關(guān)系，大多數(shù)中西部省份的資本-勞動(dòng)是互補(bǔ)關(guān)系。魏下海等（2017）、陳登科和陳詩(shī)一（2018）認(rèn)為企業(yè)層面資本-勞動(dòng)是替代關(guān)系。借鑒萬(wàn)江滔和魏下海（2020）的做法，從側(cè)面判斷資本-勞動(dòng)的關(guān)系：若資本集約度對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響為負(fù)，則說(shuō)明資本-勞動(dòng)互替。根據(jù)表2列（5），資本集約度的估計(jì)系數(shù)為-0.0261，且在1%的顯著性水平上顯著，說(shuō)明資本深化降低了企業(yè)勞動(dòng)收入份額，即2009—2020年企業(yè)層面資本-勞動(dòng)是互替關(guān)系?？赡艿脑蚴牵阂环矫妫按钨J”危機(jī)之后，為了振興經(jīng)濟(jì)，政府出臺(tái)了一系列刺激經(jīng)濟(jì)的政策，如“減稅降費(fèi)”、資本市場(chǎng)開放等，降低了資本成本；另一方面，《勞動(dòng)合同法》的出臺(tái)和實(shí)施、最低工資制度以及房地產(chǎn)擴(kuò)張等均推動(dòng)了勞動(dòng)力成本上升。

表2報(bào)告了“滬港通”影響企業(yè)勞動(dòng)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(shí)間-行業(yè)雙固定效應(yīng)估計(jì)的結(jié)果。在1%顯著水平上，Treat×Post的系數(shù)均為負(fù)。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(fù)，即“滬港通”降低了標(biāo)的公司的勞動(dòng)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(dòng)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(dòng)收入份額Ls的均值（見表1）。。資本成本的下降，降低了勞動(dòng)收入份額，也從側(cè)面說(shuō)明了資本-勞動(dòng)互替。

（二）平行趨勢(shì)檢驗(yàn)及“滬港通”的動(dòng)態(tài)效應(yīng)

雙重差分方法適用的前提是滿足平行趨勢(shì)假定，即在沒(méi)有外生擾動(dòng)時(shí)，企業(yè)勞動(dòng)收入份額在實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的變化趨勢(shì)相同。此外，基準(zhǔn)回歸結(jié)果反映的是“滬港通”對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的平均效應(yīng)，而無(wú)法反映動(dòng)態(tài)效應(yīng)。借鑒龐家任等（2020）的思路，在進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)的同時(shí)，估計(jì)“滬港通”對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的動(dòng)態(tài)影響。表3報(bào)告了平行趨勢(shì)檢驗(yàn)和“滬港通”影響企業(yè)勞動(dòng)收入份額的動(dòng)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(shì)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(fù)，分別為-0.0186、-0.0227、-0.0240、-0.0272、-0.0217，表明“滬港通”對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額產(chǎn)生了負(fù)向影響，并且隨著時(shí)間的推移，抑制效應(yīng)先增大后減小。

表3 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.安慰劑檢驗(yàn)。采用隨機(jī)抽樣1 000次的方法進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。具體而言，在樣本企業(yè)中隨機(jī)抽取實(shí)驗(yàn)組，將隨機(jī)生成的實(shí)驗(yàn)組作為“滬港通”標(biāo)的公司，其他樣本作為控制組，重新估計(jì)式（9）。將隨機(jī)抽樣的過(guò)程重復(fù)1 000次，并保留每一次回歸得到的Treat×Post項(xiàng)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(yàn)得到的Treat×Post估計(jì)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(shuō)明隨機(jī)生成實(shí)驗(yàn)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(yàn)

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

表4 更換勞動(dòng)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(shí)驗(yàn)組和控制組企業(yè)個(gè)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(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。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(zhǎng)性（Growth）、董事會(huì)規(guī)模（Board）、第一大股東持股比例（Top1）和獨(dú)立董事比例（Indr）對(duì)實(shí)驗(yàn)組和控制組進(jìn)行匹配，再基于匹配后的樣本估計(jì)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(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的影響依舊顯著為負(fù)。

4.加入高階固定效應(yīng)緩解內(nèi)生性問(wèn)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(dòng)收入份額較高地區(qū)的企業(yè)更容易進(jìn)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(shí)間固定效應(yīng)以緩解因遺漏變量引致的內(nèi)生性問(wèn)題，但仍然可能存在某些宏觀因素對(duì)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(jìn)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(fù)。

5.基于多期DID方法重新評(píng)估“滬港通”對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的影響。將樣本限定為滬市上市公司，重新界定實(shí)驗(yàn)組Treat：若是“滬港通”標(biāo)的公司，則Treat取值為1，否則為0。基于多期DID方法評(píng)估“滬港通”對(duì)企業(yè)勞動(dòng)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(jìn)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(wú)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(dòng)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(jì)結(jié)果

6.其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)。（1）加入宏觀控制變量。企業(yè)勞動(dòng)收入份額也會(huì)受宏觀經(jīng)濟(jì)的影響，在式（9）中加入宏觀控制變量，包括財(cái)政支出水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及金融發(fā)展水平。采用財(cái)政支出的自然對(duì)數(shù)值衡量財(cái)政支出水平（Lngov）、人均GDP的自然對(duì)數(shù)值衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（Lnpgdp）、金融機(jī)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(píng)估“滬港通”對(duì)企業(yè)勞動(dòng)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(shí)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(jī)構(gòu)投資者的影響。（3）縮短樣本期間。樣本期間越長(zhǎng)，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(jì)式（9），Treat×Post項(xiàng)的系數(shù)依舊顯著為負(fù)①囿于篇幅，此處沒(méi)有匯報(bào)相關(guān)結(jié)果，備索。。

（四）機(jī)制分析

為檢驗(yàn)假設(shè)H1，以資本深化為中介變量，對(duì)式（10）和式（11）進(jìn)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(jìn)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(dòng)收入份額，系數(shù)為-0.0244，并且“滬港通”對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的作用系數(shù)為-0.0096，絕對(duì)值小于列（1）中Treat×Post系數(shù)的絕對(duì)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’—?jiǎng)趧?dòng)收入份額”路徑上發(fā)揮中介效應(yīng)，即“滬港通”通過(guò)資本深化抑制了企業(yè)勞動(dòng)收入份額，支持了研究假設(shè)H1?！皽弁ā钡膶?shí)施，擴(kuò)大了投資者規(guī)模，降低了市場(chǎng)分割程度，進(jìn)而降低了資本成本，加劇了資本深化。由于資本-勞動(dòng)互替，資本深化導(dǎo)致了企業(yè)勞動(dòng)收入份額下降。

為檢驗(yàn)假設(shè)H2，以全要素生產(chǎn)率為中介變量，對(duì)式（10）和式（11）進(jìn)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(dòng)收入份額。由此可得，企業(yè)全要素生產(chǎn)率是“‘滬港通’—?jiǎng)趧?dòng)收入份額”路徑上的關(guān)鍵節(jié)點(diǎn)，發(fā)揮了中介效應(yīng)，假設(shè)H2得到驗(yàn)證?！皽弁ā本哂猩a(chǎn)率提升效應(yīng)，但是由于技術(shù)進(jìn)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(dòng)收入份額。

表6 “滬港通”影響勞動(dòng)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(jìn)而降低了勞動(dòng)收入份額，背后隱藏著經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展動(dòng)力不足的問(wèn)題。一方面，“滬港通”引入外資，降低資本成本，加劇資本深化，會(huì)導(dǎo)致企業(yè)發(fā)展過(guò)度依賴資本要素，造成勞動(dòng)要素貢獻(xiàn)不足和勞動(dòng)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(lái)自國(guó)外先進(jìn)技術(shù)設(shè)備的引進(jìn)和模仿創(chuàng)新，即技術(shù)進(jìn)步偏向資本，會(huì)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(huì)造成勞動(dòng)要素收入份額下降。

（五）“滬港通”的勞動(dòng)收入份額效應(yīng)分解

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

對(duì)式（5）兩邊取對(duì)數(shù)，得：

其中，lnwt為平均工資的對(duì)數(shù)值，ln（Yt/Lt）為勞動(dòng)生產(chǎn)率的對(duì)數(shù)值。如果“滬港通”的平均工資效應(yīng)與勞動(dòng)生產(chǎn)率效應(yīng)同向，且前者強(qiáng)度大于后者，則會(huì)提升勞動(dòng)收入份額；反之，則降低勞動(dòng)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(wàn)江滔和魏下海，2020），并以2000年為基期的CPI指數(shù)進(jìn)行平減以消除通貨膨脹的影響。勞動(dòng)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(yíng)業(yè)利潤(rùn)、應(yīng)付職工薪酬和固定資產(chǎn)折舊三項(xiàng)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(duì)平均工資和勞動(dòng)生產(chǎn)率取自然對(duì)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(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響為正，但在統(tǒng)計(jì)意義上不顯著，即“滬港通”對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的抑制作用表現(xiàn)為平均工資效應(yīng)，而非勞動(dòng)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(dòng)互替，固定資產(chǎn)投資增加擠出了對(duì)勞動(dòng)的需求，從而降低了平均工資，導(dǎo)致勞動(dòng)收入份額下降。

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

為了消除可能存在的內(nèi)生性，保證實(shí)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(duì)平均工資的影響依然為負(fù)，對(duì)勞動(dòng)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(guó)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(duì)勞動(dòng)收入份額的影響可能存在區(qū)位異質(zhì)性。按企業(yè)注冊(cè)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(bào)告了“滬港通”對(duì)不同地區(qū)企業(yè)勞動(dòng)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(dòng)收入份額，對(duì)西部和東北地區(qū)企業(yè)勞動(dòng)收入份額影響不顯著?？赡艿脑蚴俏覈?guó)東部和中部地區(qū)市場(chǎng)化程度相對(duì)較高，對(duì)“滬港通”實(shí)施引致的資本成本下降更為敏感，導(dǎo)致資本替代勞動(dòng)的效應(yīng)更強(qiáng)，如大量的“機(jī)器換人”現(xiàn)象最早出現(xiàn)在我國(guó)東部地區(qū)。此外，東部和中部地區(qū)勞動(dòng)力充裕，科技創(chuàng)新活力較強(qiáng)，資本成本下降會(huì)促進(jìn)企業(yè)擴(kuò)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(dòng)互替，這兩方面均會(huì)導(dǎo)致企業(yè)勞動(dòng)收入份額下降。

表8 區(qū)位及市場(chǎng)化水平的異質(zhì)性影響

2.市場(chǎng)化水平的異質(zhì)性影響。市場(chǎng)化水平會(huì)影響要素市場(chǎng)配置效率，進(jìn)而影響勞動(dòng)收入分配?！皽弁ā睂?duì)勞動(dòng)收入份額的影響可能因市場(chǎng)化水平而異。根據(jù)王小魯?shù)龋?019）編制的各省份市場(chǎng)化水平總指數(shù)，計(jì)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(chǎng)化水平組和低市場(chǎng)化水平組。由表8列（5）和列（6）可知，對(duì)位于高市場(chǎng)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(dòng)收入份額，但是對(duì)于處于低市場(chǎng)化水平區(qū)域的企業(yè)，“滬港通”影響不顯著。低市場(chǎng)化水平區(qū)域，資源配置效率相對(duì)較低，企業(yè)難以根據(jù)要素相對(duì)價(jià)格的變動(dòng)及時(shí)調(diào)整要素投入，故“滬港通”對(duì)勞動(dòng)收入份額影響不顯著。位于高市場(chǎng)化水平區(qū)域的企業(yè)，其對(duì)資本勞動(dòng)相對(duì)價(jià)格的變動(dòng)更加敏感，能夠及時(shí)調(diào)整生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)，“滬港通”引致的資本深化對(duì)企業(yè)勞動(dòng)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(duì)于資本密集型企業(yè)，勞動(dòng)密集型企業(yè)更依賴勞動(dòng)力?！皽弁ā睂?duì)資本密集型企業(yè)和勞動(dòng)密集型企業(yè)勞動(dòng)收入份額的沖擊可能存在不對(duì)稱性?；谌司潭ㄙY產(chǎn)的年均值對(duì)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(dòng)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(dòng)密集型企業(yè)勞動(dòng)收入份額，對(duì)資本密集型企業(yè)的影響不顯著。資本要素價(jià)格相對(duì)下降，意味著勞動(dòng)力價(jià)格相對(duì)上升，勞動(dòng)密集型企業(yè)成本相對(duì)提高。為了降低成本，勞動(dòng)密集型企業(yè)會(huì)使用較為便宜的資本替代相對(duì)昂貴的勞動(dòng)力，會(huì)導(dǎo)致勞動(dòng)收入份額的下降。資本密集型企業(yè)雖然也會(huì)因資本-勞動(dòng)相對(duì)價(jià)格下降而用資本替換勞動(dòng)，而其原本擁有的勞動(dòng)力要素相對(duì)較少，下調(diào)的空間相對(duì)有限，故對(duì)勞動(dòng)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(dòng)者的工資決定機(jī)制和議價(jià)能力不同。當(dāng)受到外部沖擊時(shí)，勞動(dòng)者提供的勞動(dòng)越具有不可替代性，其議價(jià)能力也就越強(qiáng)，“滬港通”對(duì)不同類型勞動(dòng)者的勞動(dòng)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(dòng)收入份額，Treat×Post的系數(shù)為-0.0150，雖然也降低了高管的勞動(dòng)收入份額，但影響相對(duì)較小，Treat×Post的系數(shù)僅為-0.0002。可能的原因是，相較于普通雇員，高管的議價(jià)能力更強(qiáng)，其勞動(dòng)收入份額受外部沖擊的影響較??；而普通雇員提供的勞動(dòng)不可替代性較低，議價(jià)能力較弱，其勞動(dòng)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(chǎng)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(jìn)而影響勞動(dòng)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(fèi)用率衡量，即管理費(fèi)用與營(yíng)業(yè)收入之比。管理費(fèi)用率越低，內(nèi)部治理水平越高。根據(jù)管理費(fèi)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(dòng)收入份額，而對(duì)高內(nèi)部治理水平的企業(yè)勞動(dòng)收入份額影響不顯著?？赡艿脑蚴?，對(duì)于原本內(nèi)部治理狀況差的企業(yè)，“滬港通”實(shí)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(jìn)而對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的抑制作用更強(qiáng)。

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(qǐng)“四大”會(huì)計(jì)師事務(wù)所進(jìn)行年度財(cái)務(wù)審計(jì)來(lái)衡量企業(yè)外部監(jiān)督狀況，若審計(jì)師來(lái)自“四大”則認(rèn)為外部監(jiān)督較強(qiáng)，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(dòng)收入份額，對(duì)外部監(jiān)督強(qiáng)的企業(yè)勞動(dòng)收入份額影響不顯著?？赡艿脑蚴牵皽弁ā睂?shí)施后，原本外部監(jiān)督較弱的上市公司為了向境外機(jī)構(gòu)投資者傳遞“優(yōu)質(zhì)企業(yè)”的信號(hào)，會(huì)主動(dòng)聘請(qǐng)高質(zhì)量審計(jì)師，加強(qiáng)企業(yè)外部監(jiān)督，倒逼企業(yè)進(jìn)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(dòng)替代彈性大于1且技術(shù)進(jìn)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(dòng)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(dòng)替代彈性存在差異。陸菁和劉毅群（2016）、陳登科和陳詩(shī)一（2018）測(cè)算得出我國(guó)工業(yè)企業(yè)的資本-勞動(dòng)替代彈性 σ＞1，蘇梽芳等（2021）測(cè)算得出2009—2015年我國(guó)服務(wù)業(yè)資本和勞動(dòng)替代彈性 σ＜1。這就意味著“滬港通”對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響可能會(huì)因行業(yè)而異。根據(jù)《上市公司行業(yè)分類指引》（證監(jiān)會(huì)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(dòng)收入份額、開放資本市場(chǎng)關(guān)系著“以國(guó)內(nèi)大循環(huán)為主體，國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)相互促進(jìn)”新發(fā)展格局的形成以及共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。本文基于“滬港通”實(shí)施形成的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，從資本市場(chǎng)開放這一新視角研究其對(duì)企業(yè)勞動(dòng)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(dòng)收入份額，經(jīng)過(guò)平行趨勢(shì)檢驗(yàn)、安慰劑檢驗(yàn)、控制高階固定效應(yīng)、多期DID等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)，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(dòng)收入份額”邏輯路徑上的關(guān)鍵節(jié)點(diǎn)，發(fā)揮著中介作用；“滬港通”的勞動(dòng)收入份額抑制效應(yīng)主要表現(xiàn)為平均工資效應(yīng)，勞動(dòng)生產(chǎn)率效應(yīng)不顯著。（3）“滬港通”的勞動(dòng)收入份額抑制效應(yīng)僅存在于位于東中部地區(qū)和市場(chǎng)化水平較高地區(qū)的企業(yè)、勞動(dòng)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(duì)于高管，“滬港通”對(duì)普通雇員的勞動(dòng)收入份額擠占效應(yīng)更強(qiáng)。

本文不僅拓展了資本市場(chǎng)開放經(jīng)濟(jì)后果的研究，豐富了國(guó)民收入分配領(lǐng)域的相關(guān)文獻(xiàn)，也揭示了資本市場(chǎng)開放影響企業(yè)勞動(dòng)收入份額的作用機(jī)制，研究結(jié)論蘊(yùn)含著積極的政策含義。第一，“滬港通”雖然擠占了企業(yè)勞動(dòng)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(xiàng)具有積極經(jīng)濟(jì)意義的政策。第二，在推動(dòng)形成全面開放新格局的進(jìn)程中，要重視勞動(dòng)要素尤其是高技能勞動(dòng)力的作用，將資本深化路徑從“重資本輕勞動(dòng)”轉(zhuǎn)向“優(yōu)資本重技能”；引導(dǎo)并激勵(lì)企業(yè)的創(chuàng)新策略由引進(jìn)、模仿式創(chuàng)新向突破、顛覆式創(chuàng)新轉(zhuǎn)變，技術(shù)進(jìn)步從偏向資本向資本勞動(dòng)并重甚至偏向勞動(dòng)轉(zhuǎn)變。通過(guò)提高人力資本，增加高技能勞動(dòng)力的需求，提高勞動(dòng)報(bào)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(dòng)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(jiān)克難、提高自主創(chuàng)新能力的同時(shí)，提升高素質(zhì)勞動(dòng)者收入份額；對(duì)于勞動(dòng)密集型企業(yè)，應(yīng)增強(qiáng)對(duì)低技能工人的職業(yè)技能培訓(xùn)，提高勞動(dòng)者議價(jià)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(dòng)態(tài)調(diào)整標(biāo)準(zhǔn)的框架體系中；完善稅收調(diào)節(jié)機(jī)制，防止高層管理人員和普通雇員的收入差距擴(kuò)大化，提高收入分配的公平性。