黃蘭蘭　畢鵬

摘? ?要：本文基于2007—2022年中國滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了并購對企業(yè)勞動(dòng)收入份額的影響。研究結(jié)果表明：并購顯著促進(jìn)了上市公司勞動(dòng)收入份額的提升。從影響機(jī)制來看，并購主要通過緩解融資約束和降低融資成本對勞動(dòng)收入份額產(chǎn)生重要作用。進(jìn)一步研究得出，在非國有企業(yè)和勞動(dòng)密集型企業(yè)中，并購對勞動(dòng)收入份額的提升效應(yīng)更為強(qiáng)烈。拓展性分析發(fā)現(xiàn)，并購顯著提升了雇員的勞動(dòng)收入水平，且使得公司高管與雇員之間的勞動(dòng)收入差距縮小。本研究為并購服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)、實(shí)現(xiàn)共同富裕路徑的構(gòu)建提供了借鑒，對于如何通過并購提高企業(yè)勞動(dòng)收入份額、實(shí)現(xiàn)民生福祉達(dá)到新水平的目標(biāo)提供了有益啟示。

關(guān)鍵詞：企業(yè)并購；融資成本；勞動(dòng)收入份額；融資約束；共同富裕

中圖分類號：F812.5? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A? 文章編號：1674-2265（2024）01-0050-09

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2024.01.006

一、引言

《中共中央關(guān)于制定國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)的建議》明確指出“民生福祉達(dá)到新水平”、實(shí)現(xiàn)“居民收入增長和經(jīng)濟(jì)增長基本同步”是“十四五”時(shí)期經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的主要目標(biāo)。提高勞動(dòng)收入份額是提升居民收入水平的主要途徑之一（施新政等，2019）[1]。但近年來，我國的勞動(dòng)收入份額呈下降趨勢（Autor等，2020）[2]，政府部門高度重視，并制定出有助于保護(hù)勞動(dòng)者所得及提升初次分配中勞動(dòng)收入份額占比的政策。雖然我國的勞動(dòng)收入份額在2010年后有所回升（陸雪琴和田磊，2020）[3]，但仍低于20世紀(jì)90年代的水平。此外，勞動(dòng)報(bào)酬所占比例低、勞動(dòng)與資本關(guān)系不平衡問題依然較為突出。因此，如何對勞動(dòng)者進(jìn)行分配這一問題成為影響國民收入分配平等與否的關(guān)鍵要素。黨的二十大報(bào)告提出：“分配制度是促進(jìn)共同富裕的基礎(chǔ)性制度，努力提高居民收入在國民收入分配中的比重，提高勞動(dòng)報(bào)酬在初次分配中的比重。”國民收入主要包括資本收入和勞動(dòng)收入兩部分，勞動(dòng)收入份額的高低既是衡量國民收入中初次分配公平與否的重要指標(biāo)，又是衡量勞動(dòng)者是否共享經(jīng)濟(jì)成果的重要指標(biāo)（施新政等，2019）[1]。在我國實(shí)行按勞分配為主體、多種分配方式并存的制度背景下，勞動(dòng)報(bào)酬成為絕大多數(shù)勞動(dòng)者的主要收入來源。因此，提高勞動(dòng)報(bào)酬比重對于縮小收入分配差距、構(gòu)建有中國特色的收入分配制度及促進(jìn)社會平衡發(fā)展具有重要意義（張明昂等，2021）[4]。

關(guān)于勞動(dòng)收入份額這一話題，現(xiàn)有文獻(xiàn)已從經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、制度改革、資本配置、技術(shù)進(jìn)步等視角進(jìn)行了豐富的研究，并從不同角度解釋了勞動(dòng)收入份額變動(dòng)的驅(qū)動(dòng)因素，為本文的研究奠定了良好的文獻(xiàn)基礎(chǔ)。然而，現(xiàn)有研究通常著眼于勞動(dòng)供給與需求變化對勞動(dòng)收入份額的影響，而忽略了企業(yè)控制權(quán)轉(zhuǎn)移對勞動(dòng)和資本要素間報(bào)酬分配的重要性，即并購對勞動(dòng)收入份額的影響及作用機(jī)制很少有學(xué)者關(guān)注。實(shí)際上，上市公司的并購會對勞動(dòng)收入份額產(chǎn)生重要影響，例如，拳頭游戲（Riot Games）被騰訊收購后，公司全體員工無論是薪水還是福利方面都有所提高；卡特彼勒收購山東山工機(jī)械有限公司的兩年時(shí)間里，工人們的收入提高10%。另外，并購還有助于緩解企業(yè)的融資約束和降低融資成本。在國內(nèi)經(jīng)濟(jì)體制不斷改革并深化、外貿(mào)沖突加劇等宏觀經(jīng)濟(jì)背景下，并購必然會對企業(yè)勞動(dòng)收入份額產(chǎn)生重要影響。鑒于此，本研究以上市公司并購為視角，聚焦其對勞動(dòng)收入份額的影響。

本文可能的貢獻(xiàn)和現(xiàn)實(shí)意義有：第一，區(qū)別于現(xiàn)有文獻(xiàn)從政策改革等角度，本研究以并購這一新視角為切入點(diǎn)，實(shí)證檢驗(yàn)了上市公司的并購行為對勞動(dòng)收入份額的影響，不僅豐富了并購的經(jīng)濟(jì)后果研究，也拓展了勞動(dòng)收入份額變化的影響因素研究。第二，研究發(fā)現(xiàn)，并購能通過緩解融資約束和降低融資成本，進(jìn)而提高勞動(dòng)報(bào)酬水平。在推進(jìn)共同富裕的背景下，研究企業(yè)并購過程中的分配效應(yīng)以及利潤在勞動(dòng)和資本間的分配關(guān)系，對于增強(qiáng)社會主義制度自信、實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展具有重要的意義，也為實(shí)現(xiàn)新時(shí)期經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展目標(biāo)和緩解社會主要矛盾提供理論支撐，對“雙循環(huán)”新格局下國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、理論分析與假設(shè)提出

（一）企業(yè)并購與勞動(dòng)收入份額：提升工資效應(yīng)假說

學(xué)者們從不同視角對勞動(dòng)收入份額變化的驅(qū)動(dòng)因素展開了研究，并發(fā)現(xiàn)多種因素能促進(jìn)勞動(dòng)收入份額提升，例如最低工資上漲、社會保險(xiǎn)征收體制改革能顯著提升勞動(dòng)收入份額（王靜等，2022；杜鵬程等，2022）[5，6]。民營企業(yè)建立黨組織、賣空約束的放松及數(shù)字金融化的實(shí)施能夠降低融資成本，緩解企業(yè)融資約束，進(jìn)而提升勞動(dòng)收入份額（劉長庚等，2022；朱琳等，2022；熊家財(cái)?shù)龋?022；王希元等，2023）[7-10]。碳排放權(quán)交易能夠促進(jìn)企業(yè)人力資本結(jié)構(gòu)升級，從而提升企業(yè)勞動(dòng)收入份額（李穎和胡榕，2023）[11]。研發(fā)投入激勵(lì)也會影響勞動(dòng)收入份額，突出表現(xiàn)在加計(jì)扣除政策產(chǎn)生了人才聚集效應(yīng)，提高了企業(yè)勞動(dòng)收入份額（汪沖和宋尚彬，2022）[12]。

企業(yè)間發(fā)生的并購活動(dòng)也可能提升勞動(dòng)收入份額。從融資約束視角來看。并購能夠使企業(yè)實(shí)現(xiàn)規(guī)模迅速擴(kuò)張，形成大的集團(tuán)，集團(tuán)內(nèi)現(xiàn)金流充裕的業(yè)務(wù)單元可以向缺乏資金的業(yè)務(wù)單元提供資金。根據(jù)內(nèi)部資本市場理論，由于存在稅收差異和外部交易費(fèi)用，并購使得企業(yè)能根據(jù)投資項(xiàng)目邊際利潤高低對內(nèi)部資本進(jìn)行重新配置，從而緩解融資約束（Hubbard和Palia，1999）[13]。企業(yè)的融資能力不僅對經(jīng)營情況產(chǎn)生較大的影響，而且對勞資雙方的議價(jià)能力也有較大的影響。當(dāng)企業(yè)面臨融資約束時(shí)，營運(yùn)資金緊張，可動(dòng)用的流動(dòng)資金有限。為維持企業(yè)的正常運(yùn)營，管理層可能會采取降低職工工資或縮減勞動(dòng)者數(shù)量的方式來緩解資金壓力。另外，當(dāng)流動(dòng)資金匱乏時(shí)，企業(yè)還可能通過增加留存收益的比例進(jìn)行內(nèi)源性融資，導(dǎo)致企業(yè)向勞動(dòng)者分配的利潤也隨之減少，進(jìn)而作用于勞動(dòng)收入份額。因此，在企業(yè)融資困難的情況下，資本所占的比例會在一定程度上提升，進(jìn)而擠占勞動(dòng)要素收入，即融資約束會引發(fā)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的降低（羅長遠(yuǎn)和陳琳，2012；Li等，2021）[14，15]。但隨著融資約束的降低，企業(yè)流動(dòng)資金充足，能增加對勞動(dòng)要素的利潤分配。從融資成本視角來看。規(guī)模較大的企業(yè)通常具備融資成本低的優(yōu)勢。事實(shí)上，通過并購，企業(yè)規(guī)模得以迅速擴(kuò)大，有助于其在融資市場中占據(jù)主動(dòng)地位，相較于規(guī)模小的企業(yè)，更易獲得融資，融資成本大大降低（Gornaggia和Li，2019）[16]。同時(shí)，并購能夠產(chǎn)生財(cái)務(wù)協(xié)同效應(yīng)，基于雙方的資源優(yōu)勢，能夠促進(jìn)資信提升、融資渠道拓寬、融資成本下降（陳菡和謝雪穎，2023）[17]。此外，企業(yè)通過并購信用狀況較好、易獲銀行融資支持的目標(biāo)方，能降低融資成本且提高信貸可得性。當(dāng)企業(yè)融資成本較高時(shí)，一部分勞動(dòng)收入轉(zhuǎn)化為額外的融資成本，企業(yè)會更加傾向于通過擠占勞動(dòng)者報(bào)酬的方式來完成內(nèi)源性融資，進(jìn)而壓低勞動(dòng)收入份額（趙秋運(yùn)等，2020）[18]。而融資成本的降低可以節(jié)省企業(yè)的流動(dòng)資金，有助于企業(yè)提高營運(yùn)資本的籌資能力，繼而提高勞動(dòng)收入份額（江軒宇和賈婧，2021）[19]。

綜上，可以推斷出并購能夠通過緩解企業(yè)的融資約束和降低融資成本，進(jìn)而提升勞動(dòng)收入份額?；谏鲜龇治?，提出本文的假設(shè)H1：

假設(shè)H1：企業(yè)并購能夠提升勞動(dòng)收入份額。

（二）企業(yè)并購與勞動(dòng)收入份額：抑制工資效應(yīng)假說

學(xué)者們還提出了降低勞動(dòng)收入份額的因素，如資本市場開放加劇了資本深化、提升了全要素生產(chǎn)率，擠占了勞動(dòng)收入份額（江紅莉等，2022；辛大楞和鄧祥瑩，2022）[20，21]。綠色信貸政策和去杠桿政策的實(shí)施強(qiáng)化了企業(yè)的融資約束和償債壓力，迫使企業(yè)降低財(cái)務(wù)成本，努力提高投資效率，進(jìn)而導(dǎo)致勞動(dòng)收入份額下降（范源源和李建軍，2022；劉長庚等，2022）[22，23]。技術(shù)進(jìn)步和人工智能會替代原有勞動(dòng)力，從而造成勞動(dòng)收入份額下降；研發(fā)投入會增加對高技能勞動(dòng)力的需求，降低中、低技能勞動(dòng)力數(shù)量，也會使得勞動(dòng)收入份額在總產(chǎn)出中占比下降（蘆婷婷和祝志勇，2021）[24]。此外，全球價(jià)值鏈上游參與度和企業(yè)成本加成率均顯著降低勞動(dòng)收入份額（張晨霞和李榮林，2021）[25]。

然而，并購能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，也可能降低了勞動(dòng)收入份額。一方面，技術(shù)創(chuàng)新可能會降低勞動(dòng)收入份額。并購作為企業(yè)間資源重組的重要模式，迅速提升了企業(yè)生產(chǎn)率和無形資產(chǎn)存量，能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。技術(shù)創(chuàng)新會對原有生產(chǎn)流程及技術(shù)帶來巨大沖擊，同時(shí)也會破壞原有的技術(shù)結(jié)構(gòu)的平衡，與原有技術(shù)相匹配的技能型勞動(dòng)力也會隨之失衡。先進(jìn)的技術(shù)對勞動(dòng)力的替代效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位，導(dǎo)致勞動(dòng)收入份額降低。另一方面，企業(yè)在研發(fā)方面的資金投入可能會擠占勞動(dòng)收入份額。研發(fā)投入的加大刺激了企業(yè)對高技能勞動(dòng)力的需求，使得高技能勞動(dòng)力數(shù)量大量增加。然而，其增加的數(shù)量遠(yuǎn)不及被替代的中、低技能勞動(dòng)者的數(shù)量。不同技能勞動(dòng)力之間的報(bào)酬差距也較大，不同級別的勞動(dòng)力間的數(shù)量和工資差距的擴(kuò)大造成勞動(dòng)收入份額降低。同時(shí)，研發(fā)投入增加也會占用企業(yè)大量自由現(xiàn)金流，引發(fā)流動(dòng)資金緊張，也可能降低勞動(dòng)收入份額。

總體來看，隨著技術(shù)的進(jìn)步，企業(yè)工作由原來的勞動(dòng)力主導(dǎo)轉(zhuǎn)變?yōu)榧夹g(shù)主導(dǎo)，降低了勞動(dòng)收入份額在產(chǎn)品中的比例?；诖耍岢霰疚牡募僭O(shè)H2：

假設(shè)H2：企業(yè)并購降低了勞動(dòng)收入份額。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

選取2007—2022年中國滬深兩市A股上市公司為研究對象。企業(yè)并購及財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，本文使用STATA16.0進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。參考已有文獻(xiàn)的做法，對初始數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：（1）剔除金融業(yè)、保險(xiǎn)業(yè)、證券業(yè)、銀行業(yè)等上市公司樣本；（2）剔除相關(guān)數(shù)據(jù)存在缺失的樣本 ；（3）剔除ST公司樣本；（4）剔除員工總?cè)藬?shù)小于100的樣本；（5）剔除勞動(dòng)收入份額大于1或者小于0的樣本 。為消除極端值的影響，對所有連續(xù)型變量進(jìn)行1%和99%水平縮尾處理。最終，共獲得21802個(gè)年度—公司數(shù)據(jù)。

（二）變量定義

1. 被解釋變量：勞動(dòng)收入份額（LS）。一是采用職工的勞動(dòng)報(bào)酬占營業(yè)總收入的比例來衡量，即LS1=支付給職工及為職工支付的現(xiàn)金/營業(yè)總收入。二是采用勞動(dòng)分配率衡量，即LS2=Ln（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. 解釋變量：企業(yè)并購（MA）。以虛擬變量的形式賦值，為1時(shí)代表發(fā)生并購，為0時(shí)代表未發(fā)生并購。

3. 中介變量。（1）融資約束（KZ），以KZ指數(shù)作為融資約束的代理指標(biāo)，具體計(jì)算方法：KZ=0.153×資產(chǎn)負(fù)債率-4.444×經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金凈流量/總資產(chǎn)-3.014×現(xiàn)金及等價(jià)物/總資產(chǎn)-62.626×現(xiàn)金股利/總資產(chǎn)。KZ指數(shù)為正向指標(biāo)，數(shù)值越大，表示企業(yè)融資約束越嚴(yán)重。（2）融資成本（DCOST），以利息支出占負(fù)債賬面價(jià)值的比例衡量企業(yè)的融資成本，數(shù)值越大，說明融資成本越高。

4. 控制變量。在充分考慮影響勞動(dòng)收入份額的各種因素后，選取以下控制變量：企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、上市年齡（Age）、資本產(chǎn)出比（KY）、赫芬達(dá)爾指數(shù)（HHI）、總資產(chǎn)收益率（Roa）、銷售凈利潤（Sale）、營業(yè)利潤率（Grow）、托賓Q（TobinQ）、第一大股東持股比例（First）、獨(dú)立董事占比（Indir）、董事會規(guī)模（Boardsize）、管理層持股比例（Mhold）等反映公司特征、盈利能力及公司治理結(jié)構(gòu)的控制變量，具體變量的設(shè)定見表1。此外，還設(shè)置了行業(yè)與年度虛擬變量控制宏觀因素及行業(yè)特征可能對勞動(dòng)力收入份額的影響。

（三）模型設(shè)定

1. 基準(zhǔn)回歸。為檢驗(yàn)企業(yè)并購對勞動(dòng)收入份額的影響，構(gòu)建模型（1）：

[LSi，t=β0+β1MAi，t+β2Controls+Year+Industry+ξi，t] （1）

其中，[i]和[t]分別代表公司和年份。[LSi，t]為公司[i]在[t]年的勞動(dòng)收入份額。[MA]為公司是否發(fā)生并購的虛擬變量。[MA]的系數(shù)[β1]為本文重點(diǎn)考察的解釋變量，系數(shù)為正，表示并購提升了勞動(dòng)收入份額，反之，表明并購抑制了勞動(dòng)收入份額。[Controls]為一系列控制變量，本文還控制了年度和行業(yè)虛擬變量，[ξi，t]為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2. 雙重差分傾向得分匹配。本文參考Stiebale和Vencappa（2022）[26]的做法，為緩解因選擇性偏差和不隨時(shí)間變化的遺漏變量而產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，采用雙重差分傾向得分匹配法（PSM-DID），假設(shè)并購前的時(shí)期為基期[t′]，并購后的時(shí)期為實(shí)驗(yàn)期[t]。[t′]期表示并購還未發(fā)生，所有個(gè)體可能的結(jié)果都記作[y0t′]。而[t]期表示并購已經(jīng)發(fā)生，所有可能的結(jié)果有[y1t]和[y0t]，分別表示發(fā)生并購和未發(fā)生并購的個(gè)體在[t]期的被解釋變量。PSM-DID成立的前提條件，可忽略性假設(shè)為：

[Ey0t-y0tx，D=1=Ey0t-y0tx，D=0]? ? （2）

在假設(shè)下可得參與者效應(yīng)（ATT）的一致估計(jì)：

[ATT=1N1i∈I1?Spy1ti-y0ti-i∈I1?Spwi，jy0ti-y0tj] （3）

其中，[Sp]表示共同取值范圍的集合，[I1{i：Di=1｝]和[I0{i：Di=1｝]對應(yīng)處理組和控制組的集合，[N1]表示處理組個(gè)數(shù)，[wi，j]是核匹配的權(quán)重?cái)?shù)。（[y1ti-y0ti]）和（[y0tj-y0tj]）分別表示處理組個(gè)體[i]和控制組個(gè)體[j]在并購前后的勞動(dòng)收入份額變化。

進(jìn)一步對匹配后的樣本重新進(jìn)行雙重差分估計(jì)，模型設(shè)定如下：

[m=Prob（MA=1）=Φ（Zi，t-1）]? ? （4）

其中，[m]為企業(yè)當(dāng)年發(fā)生并購的概率，[Zi，t-1]為匹配變量，包括企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、公司年齡（Age）、資產(chǎn)產(chǎn)出比（KY）、赫芬達(dá)爾指數(shù)率（HHI）、總資產(chǎn)收益率比（Roa）、第一大股東持股比例（First）、獨(dú)立董事占比（Indir）、董事會規(guī)模（Boardsize）。 匹配之后，為處理時(shí)間不一致的問題，文章采用多時(shí)點(diǎn)的DID方法估計(jì)并購對勞動(dòng)收入份額的影響。參考Moser和Voena（2012）[27]方法，設(shè)定如下雙重差分方程模型：

[LSi，t=α0+α1Treati+α2Treati×Postt+α3Controls+∑Year+∑Industry+ξi，t]? ?（5）

其中，[LSi，t]表示勞動(dòng)收入份額，[Treati]是處理變量，[i]為并購企業(yè)時(shí)取值為1，否則取值為0。[Postt]是實(shí)驗(yàn)期虛擬變量，并購發(fā)生前，取值為0，反之則取值為1。[Controls]為控制變量，同時(shí)控制了年度和行業(yè)，[ξi，t]為隨機(jī)干擾項(xiàng)。[α2]為并購交互項(xiàng)系數(shù)，反映了企業(yè)并購對勞動(dòng)收入份額的影響，系數(shù)為正表示并購行為提升勞動(dòng)收入份額，反正則表示降低了勞動(dòng)收入份額。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）變量描述性統(tǒng)計(jì)

表2列示了變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。被解釋變量企業(yè)勞動(dòng)收入份額LS1的最大值為0.47，最小值為0.01，均值為0.12，LS2的最大值0.10，最小值為0.00，均值為0.02，說明勞動(dòng)收入份額偏低。企業(yè)并購均值為0.11，意味著樣本中有11%的公司在樣本期間發(fā)生了并購活動(dòng)。

（二）均值、中位數(shù)檢驗(yàn)

并購與未并購企業(yè)勞動(dòng)收入份額分組檢驗(yàn)情況見表3。結(jié)果顯示，與未發(fā)生并購企業(yè)相比，并購企業(yè)勞動(dòng)收入份額LS1、LS2的均值和中位數(shù)顯著增加，且二者的均值、中位數(shù)差異均在1%的水平上顯著為正，初步支持了本文的假設(shè)H1。

（三）基準(zhǔn)回歸結(jié)果與分析

表4匯報(bào)了并購對勞動(dòng)收入份額的影響。被解釋變量為勞動(dòng)收入份額，分別由LS1、LS2來衡量。在第（1）列中，可以看出企業(yè)并購的系數(shù)為0.065，在5%的水平上顯著為正，說明并購能夠顯著提升勞動(dòng)收入份額；第（2）列中企業(yè)并購的回歸系數(shù)為0.103，在1%的水平上顯著為正。以上回歸結(jié)果說明企業(yè)發(fā)生并購對于員工總的工資福利具有顯著的正效應(yīng)，即并購能夠顯著提升勞動(dòng)收入份額。該結(jié)論與本文的假設(shè)H1相符。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 雙重差分傾向得分匹配（PSM-DID）。參照王喆和蔣殿春（2021）[28]的研究，采用PSM-DID方法檢驗(yàn)并購對勞動(dòng)收入份額的影響。首先，使用傾向得分對樣本重新匹配。采用非重復(fù)放回的傾向得分匹配，以企業(yè)是否發(fā)生并購為因變量，進(jìn)一步采用最近鄰匹配法，以1∶1的比例從未發(fā)生并購的對照組中尋找與發(fā)生并購的試驗(yàn)組企業(yè)中最相似的樣本，最終匹配到共同支撐范圍內(nèi)并購企業(yè)2291條觀測值，未并購企業(yè)2291條觀測值，匹配后的樣本合計(jì)4582條觀測值。其次，使用匹配后的樣本進(jìn)行雙重差分分析，從而緩解樣本自選擇帶來的偏誤。最后，表5匯報(bào)了雙重差分傾向得分匹配法的估計(jì)結(jié)果，由表5的第（1）—（2）列可以看出Treatpost交互項(xiàng)系數(shù)至少在5%的水平下顯著為正。表明并購對勞動(dòng)收入份額存在正效應(yīng)，即并購能顯著提升勞動(dòng)收入份額，驗(yàn)證了本文的假設(shè)H1。

2. 安慰劑檢驗(yàn)。前文有效解決了樣本選擇偏誤問題，但仍可能存在遺漏變量，導(dǎo)致結(jié)果不準(zhǔn)確。若發(fā)生并購的企業(yè)具備較高勞動(dòng)收入份額，那么就有可能出現(xiàn)樣本自選擇問題，同時(shí)其他未被發(fā)現(xiàn)的因素也可能干擾研究結(jié)論，這一問題成為決定研究結(jié)論是否可靠的重要待檢驗(yàn)命題。對本文的研究結(jié)論進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，即在總樣本中隨機(jī)抽樣1000次，以隨機(jī)生成的實(shí)驗(yàn)組為并購公司，其他樣本作為控制組，按照模型（1），重新進(jìn)行回歸。保留每一次回歸得到的并購系數(shù)和t值，繪制出核密度圖，如圖1所示，其中橫軸代表相應(yīng)的t值、縱軸代表頻次。1000次安慰劑檢驗(yàn)得到的企業(yè)并購估計(jì)系數(shù)集中分布在0附近，未拒絕正態(tài)分布的原假設(shè)，偏度顯著不為0。上述結(jié)果表明，虛擬處理效應(yīng)不存在，意味著上市公司并購這一因素能夠正向影響勞動(dòng)收入份額，故排除了遺漏變量可能對本文研究結(jié)果的影響，表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

3. 替換勞動(dòng)收入份額的衡量方法。借鑒江軒宇和林莉（2022）[29]的研究方法，采用要素成本的增加值衡量勞動(dòng)收入份額，具體計(jì)算方式如下：LS3 =Ln（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+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 +固定資產(chǎn)折舊+支付的各項(xiàng)稅費(fèi)）。同時(shí)，本文還對勞動(dòng)收入份額重新進(jìn)行衡量：LS4= Ln[（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+勞動(dòng)收入+固定資產(chǎn)折舊）]。重新回歸見表6，企業(yè)并購的估計(jì)系數(shù)為0.00，均在1%水平上顯著為正，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本保持一致。

4. 熵平衡法。由于傳統(tǒng)的匹配方法無法保證聯(lián)合并平衡所有協(xié)變量，可能出現(xiàn)傾向得分模型被錯(cuò)誤匹配。為避免被錯(cuò)誤指定，以熵權(quán)重[ωi]代替di得到反事實(shí)指標(biāo)E[Y（0）|D=1]，表達(dá)式如下：

[E[Y（0）|D=1]=i|D=0Yiωii|D=0ωi]? ? ?（6）

熵權(quán)重[ωi]的計(jì)算公式如下：

[minH（ωi）=i|D=0ωilog（ωi/qi）]? ? ? （7）

采用熵平衡法產(chǎn)生的權(quán)重對樣本觀測值進(jìn)行加權(quán)，使得加權(quán)樣本中的對照組協(xié)變量的樣本矩與處理組協(xié)變量的樣本矩達(dá)到平衡，進(jìn)而最大程度上使兩組樣本實(shí)現(xiàn)精確匹配。對[ωi]的約束條件包括均值（一階矩）、方差（二階矩）和偏度（三階矩）。最終匹配到并購企業(yè)2402條觀測值，未并購企業(yè)2402條觀測值，匹配后的樣本合計(jì)4804條觀測值。匹配后按照模型（1）進(jìn)行回歸，結(jié)果見表7，經(jīng)過平衡匹配后，結(jié)論與主回歸結(jié)果一致，證明結(jié)論穩(wěn)健有效。

五、進(jìn)一步研究

（一）企業(yè)并購行為影響勞動(dòng)收入份額的機(jī)制檢驗(yàn)

根據(jù)前述理論分析，并購之所以能夠提升勞動(dòng)收入份額，一方面是緩解了企業(yè)的融資約束，另一方面是降低了企業(yè)的融資成本，本部分試圖通過實(shí)證檢驗(yàn)提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。借助溫忠麟和葉寶娟（2014）[30]中介效應(yīng)分析方法來檢驗(yàn)并購產(chǎn)生影響的渠道，并以其90%置信區(qū)間是否覆蓋零值來判斷中介效應(yīng)是否顯著?；貧w模型設(shè)定如下：

[KZ/DCOST=β0+β1MAi，t+β2Controls+ΣIndustry+ΣYear+ξi，t]? ? ? ? （8）

[LSi，t=α0+α1MAi，t+α2KZ/DCOST+α3Controls+ΣIndustry+ΣYear+ξi，t]? ? ? （9）

1. 緩解融資約束途徑。在上述系列檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步按照模型（8）和（9）進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)，具體結(jié)果見表8，列（2）和列（5）結(jié)果顯示，并購與融資約束在1%的水平上顯著為負(fù)，說明并購緩解了企業(yè)的融資約束。列（1）和列（4）企業(yè)并購的回歸系數(shù)分別為0.065、0.103，分別在5%、1%的水平上顯著為正，而在列（3）和列（6）中加入融資約束后，企業(yè)并購的回歸系數(shù)顯著為正，但分別從0.065、0.103下降至0.00、0.02，表明融資約束是企業(yè)并購提升勞動(dòng)生產(chǎn)份額的部分中介因子。對中介效應(yīng)進(jìn)行的Bootstrap檢驗(yàn)表明，90%的置信區(qū)間內(nèi)不包含零，表明中介效應(yīng)存在。

2. 降低融資成本途徑。按照模型（8）和（9）進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)，具體結(jié)果見表9，列（2）和列（5）企業(yè)并購的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，說明并購降低了企業(yè)的融資成本。在列（3）和列（6）中加入融資成本后，企業(yè)并購的回歸系數(shù)顯著為正，但分別從0.065、0.103下降至0.01、0.01，表明并購?fù)ㄟ^降低融資成本途徑提高勞動(dòng)收入份額，融資成本是并購提升勞動(dòng)生產(chǎn)份額的部分中介因子。對中介效應(yīng)進(jìn)行的Bootstrap檢驗(yàn)表明，90%置信區(qū)間內(nèi)不包含零，說明中介效應(yīng)存在。

（二）異質(zhì)性分析

1. 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)并購與勞動(dòng)收入份額。一般情況下，與國有企業(yè)相比，非國有企業(yè)面臨的融資約束更大、融資成本更高。因此，并購對非國有企業(yè)融資約束的緩解和對融資成本的降低效應(yīng)可能更強(qiáng)，從而對非國有企業(yè)勞動(dòng)收入份額的提升效應(yīng)也更強(qiáng)。按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將樣本分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩組，按照模型（1）分別進(jìn)行回歸，結(jié)果見表10，從列（1）和列（3）可以看出，并購對國有企業(yè)勞動(dòng)收入份額的影響不顯著。但從列（2）和列（4）可知，并購對非國有企業(yè)勞動(dòng)收入份額的影響系數(shù)均在5%的顯著性水平上為正。該結(jié)論表明并購對勞動(dòng)收入份額的提升作用在非國有企業(yè)效應(yīng)更強(qiáng)。

2. 要素結(jié)構(gòu)、企業(yè)并購與勞動(dòng)收入份額。與資本密集型企業(yè)相比，勞動(dòng)密集型企業(yè)更加依賴勞動(dòng)力。并購對這兩種類型企業(yè)勞動(dòng)收入份額的調(diào)節(jié)作用可能存在不對稱性。根據(jù)上市公司年末人均固定資產(chǎn)凈額均值的大小進(jìn)行分組：其中大于均值的樣本定義為資本密集型企業(yè)；反之為勞動(dòng)密集型企業(yè)。按照模型（1）分別進(jìn)行回歸，結(jié)果如表11所示，列（1）和列（3）顯示在勞動(dòng)密集型企業(yè)中，并購對勞動(dòng)收入份額的提升作用更大，且均在5%水平上顯著為正。說明在勞動(dòng)密集型企業(yè)中并購對勞動(dòng)收入份額的提升作用更顯著。

（三）企業(yè)并購與勞動(dòng)收入差距

為驗(yàn)證企業(yè)并購行為是否提升了企業(yè)高管與員工間的勞動(dòng)收入差距，本文將高管收入（LS-EX）與員工（LS-EM）收入的差額ΔLS作為因變量，利用模型（1）進(jìn)行回歸，分析并購行為究竟是提升還是降低了二者間的勞動(dòng)收入差距。同時(shí)，也為區(qū)分并購行為使得公司高管還是雇員的勞動(dòng)收入份額提升，本文將高管收入（LS-EX）與員工收入（LS-EM）作為因變量，利用模型（1）進(jìn)行回歸，結(jié)果如表12所示。列（1）匯報(bào)了企業(yè)并購對勞動(dòng)收入差距的回歸系數(shù)為-2.010，且在1%的水平上顯著為負(fù)，說明并購緩解了高管與員工之間的勞動(dòng)收入差距。列（2）顯示企業(yè)并購與高管收入回歸系數(shù)不顯著；列（3）顯示企業(yè)并購與員工收入的回歸系數(shù)為2.009，在1%的水平上顯著為正，表明并購提高了企業(yè)員工的勞動(dòng)收入份額?？赡艿脑蚴牵翰①徯袨榫徑饬巳谫Y約束和降低了融資成本，提升了企業(yè)的創(chuàng)新能力，創(chuàng)新促進(jìn)企業(yè)優(yōu)化人力資本結(jié)構(gòu)，增加創(chuàng)新人力資源，研發(fā)活動(dòng)的擴(kuò)張及加計(jì)扣除政策的實(shí)施引致企業(yè)聘用大量研發(fā)人員。因此，并購最終提升了員工的勞動(dòng)收入。

六、研究結(jié)論

目前，我國經(jīng)濟(jì)正處于由高速增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵階段，如何優(yōu)化收入分配結(jié)構(gòu)和降低收入差距越來越受到社會各界的關(guān)注。考察并購與勞動(dòng)收入份額之間的關(guān)系，對于認(rèn)識和推進(jìn)資本市場健康發(fā)展、科學(xué)優(yōu)化要素收入分配結(jié)構(gòu)、加快實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展和走共同富裕之路具有重要的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。本文探討上市公司的并購行為對勞動(dòng)收入份額的影響及其機(jī)制。結(jié)果表明，隨著企業(yè)并購活動(dòng)的發(fā)生，勞動(dòng)收入份額顯著提升。然后，基于融資約束和融資成本兩個(gè)視角分別驗(yàn)證了并購行為影響勞動(dòng)收入份額的作用機(jī)制，發(fā)現(xiàn)并購引發(fā)的融資能力的提升和融資成本的降低顯著提升了上市公司勞動(dòng)收入份額。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和要素結(jié)構(gòu)對二者關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用，并購對勞動(dòng)收入份額的提升作用在非國有企業(yè)和勞動(dòng)密集型企業(yè)中更強(qiáng)。拓展檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，并購顯著提升了上市公司中雇員的勞動(dòng)收入份額，且引致上市公司高管與雇員之間的勞動(dòng)收入差距縮小。

本文研究結(jié)論具有重要的啟示：一是上市公司的并購行為對勞動(dòng)收入份額具有重要的影響。政府部門在優(yōu)化勞動(dòng)分配結(jié)構(gòu)及調(diào)節(jié)國民勞動(dòng)收入份額過程中，需要重點(diǎn)關(guān)注上市公司并購活動(dòng)對其帶來的影響。二是政府部門在完善上市公司收購政策的同時(shí)需要協(xié)調(diào)好經(jīng)濟(jì)增長與勞動(dòng)收入份額之間的關(guān)系。三是上市公司應(yīng)正確認(rèn)識到并購行為的作用，充分利用并購獲取優(yōu)質(zhì)資源，提高融資能力，降低融資成本，實(shí)現(xiàn)企業(yè)做優(yōu)做強(qiáng)，提高市場競爭力。

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