新型政商關系能提升民營企業勞動收入份額嗎？

楊紅娟馮巧根

(1.南京大學商學院，江蘇 南京 210023；2.鄭州航空工業管理學院商學院，河南 鄭州 410045)

一、引言

勞動收入反映了勞動者共享經濟發展成果的多寡，對國民收入分配的基本格局有著重要影響，是衡量共同富裕程度的重要指標。提高勞動收入份額是保證全體人民分享經濟發展成果的重要機制(施新政等，2019)[55]。研究發現，勞動收入份額下降在20世紀80年代后已成為全球趨勢(文雁兵和陸雪琴，2018)[65]，1980—2011年，世界主要經濟體的勞動收入份額從64%下降到59%，且整體仍然呈現持續下降趨勢(Karabarbounis and Neiman，2013)[15]。我國勞動收入份額從1978年的50%下降到2008年的45%；2008年國際金融危機后，由于外部出口需求和內部要素結構的雙重變化，這一趨勢有所逆轉，由2008年的45%上升到2020年的55.7%，但總體仍低于世界平均水平(劉長庚和柏園杰，2022；劉亞琳等，2018)[42][41]。

勞動收入份額下降是我國個人收入分配差距擴大的主要原因(劉國光，2008)[40]。勞動收入份額低使得勞動者不能充分分享經濟發展的成果，這不僅不利于居民消費增長和經濟平衡發展(Piketty and Saez，2003；Autor et al.，2017)[21][2]，還可能惡化人際之間的收入分配格局，進一步擴大貧富差距(Daudey and Garcia-Peanlosa，2007)[11]，從而增大我國陷入“中等收入陷阱”的潛在風險，嚴重影響我國可持續發展目標。在我國仍處于中美貿易戰的漩渦、出口受阻以及投資拉動經濟乏力的背景下，通過提高勞動收入份額來拉動內需、緩解貧富差距已迫在眉睫。2013年國務院批轉了《關于深化收入分配制度改革的若干意見》，要求初次分配和再分配都要兼顧效率與公平；著重提高居民收入在國民收入分配中的比重，勞動報酬在初次分配中的比重。黨的十九大報告指出，“堅持在經濟增長的同時實現居民收入同步增長、在勞動生產率提高的同時實現勞動報酬同步提高”。黨的二十大報告在完善分配制度部分又一次指出，“分配制度是促進共同富裕的基礎性制度。堅持按勞分配為主體、多種分配方式并存，構建初次分配、再分配、第三次分配協調配套的制度體系”。

改革開放以來，民營經濟從小到大、由弱變強，為我國經濟的快速發展做出了巨大貢獻。民營企業數量從2012年底的1085.7萬戶增長到2022年8月的4701.1萬戶，十年內翻了兩番多，民營企業數量占比由79.4%提高到93.3%。不僅如此，民營經濟以占用不到30%的土地礦產資源、不到40%的金融資源，為中國經濟貢獻了50%以上的稅收、70%以上的技術創新成果、80%以上的城鎮勞動就業以及100%的城鎮新增就業。在國家級專精特新“小巨人”中民營企業占比更是超過80%。“先富起來”的民營企業家群體，是推動實現共同富裕的重要力量。然而，在我國的二元經濟模式中，始終存在影響民營經濟發展的障礙。民營企業反映市場準入難、融資難以及維權難，在壟斷行業、有關基礎設施和公共服務等方面投資受限，在市場競爭、要素索取及權益保護方面面臨不公平待遇，各種“彈簧門”“玻璃門”“旋轉門”形成的政商關系嚴重挫傷了民營企業發展的積極性。為獲得各種“優惠”和“特權”，民營企業熱衷與政府建立政治關聯(羅黨論和黃瓊宇，2008；吳文鋒等，2008；余明桂和潘紅波，2008；杜興強等，2010)[45][66][73][27]。這種政商關系雖然在一定程度上為企業帶來融資便利(羅黨論和甄麗明，2008；唐建新等，2011)[46][58]、稅收優惠(吳文鋒等，2009)[67]、政府補貼(郭劍花和杜興強，2011；余明桂等，2010)[31][72]等好處，但也會扭曲整個社會稀缺資源的有效配置(Charumilind et al.，2006；Claessens et al.，2008；何德旭和周中勝，2011)[7][8][33]。尤其是這種“親而不清”的政商關系產生的政治租金獨享，不僅加劇了民營企業勞動收入份額的下降(魏下海等，2013)[63]，還導致了企業內部薪酬差距加大(杜興強等，2013)[28]。如何破解由資本與權力沖突產生的資源配置扭曲，緩和勞資關系，實現初次分配的公平正義，是轉型經濟體面臨的客觀難題。“親清”政商關系是全面從嚴治黨背景下，習近平總書記對如何處理政府與企業的關系，厘清權力和資本的邊界，構建高質量營商環境，促進民營企業健康發展提出的新要求。已有研究從創新激勵效應(管考磊，2019；周俊等，2020；楊蘭品和孫孟鴿，2020)[30][79][71]，引導民營企業履行社會責任(江炎駿和許德友，2020)[36]，提高財務業績穩健性(魏江等，2021)[62]，提高投資效率(莊旭東和張翼飛，2021)[80]等方面證實了新型政商關系的治理作用，但還沒有考慮勞動力收入分配這一重要因素。

理論上，新型政商關系能夠促進民營企業勞動收入份額提升：一方面，新型政商關系下，政府會出于公共利益考慮，提高民營企業外部財務資源的獲取能力和減少尋租等非生產性費用支出，緩解企業由于融資約束產生的勞動力雇傭量減少或員工工資水平的壓縮，進而提高勞動收入份額；同時，融資約束的緩解會激發企業的技術創新意愿，這通過促進企業勞動力結構升級提升勞動收入份額。另一方面，在新型政商關系下，政府干預的減少將增強資本和勞動力要素的市場化程度，緩解勞動力市場上的買方壟斷問題，提升初次收入分配中勞動生產率決定勞動報酬的程度，促進勞動收入份額提升；除此之外，為了構建和諧的勞資關系，政府還可能通過推行地區勞動者最低工資標準、加強勞動保障法律法規宣傳以及勞動人事爭議調解的組織建設等保障勞動者權益的方式，促進民營企業勞動收入份額提高。但上述理論分析是否成立，尚需進一步論證。據此，本文以2017—2020年中國A股民營上市公司為樣本，考察新型政商關系與民營企業勞動收入份額的關系。研究發現，新型政商關系能夠通過緩解民營上市公司融資約束、促進勞動力結構升級、降低市場壟斷以及保障勞動者權益等路徑提升企業勞動收入份額，且該效應主要發生在外部環境不確定性程度較高時及非政治關聯企業。

本文的邊際貢獻如下：(1)豐富了勞動收入份額影響因素的相關文獻。結合中國的制度背景，已有文獻從貿易政策不確定性(毛其淋和楊琳羿，2022)[50]、資本市場開放(江軒宇和朱冰，2022)[35]、外商直接投資(邵敏和黃玖立，2010)[53]、技術進步(張莉等，2012)[77]、數字金融發展(熊家財等，2022)[70]、企業金融化(羅明津和鐵瑛，2021)[47]、去杠桿(劉長庚等，2022)[43]、企業所得稅(Li et al.，2021)[16]、市場壟斷(白重恩等，2008)[24]、融資約束(羅長遠和陳琳，2012)[49]等方面考察了勞動收入份額的影響因素，但缺少從有為政府的視角分析政府的積極作為。本文率先聚焦“親清”政商關系，豐富了新型政商關系如何影響企業勞動收入份額這一領域的研究。(2)豐富了新型政商關系經濟后果領域的研究。當前理論界對于新型政商關系的研究大多數還局限在其內涵和路徑構建上(張國清等，2016；毛壽龍，2016)[75][51]。少量的研究主要從創新激勵效應(管考磊，2019；周俊等，2020；楊蘭品和孫孟鴿，2020)[30][79[71]，引導民營企業履行社會責任(江炎駿和許德友，2020)[36]，提高財務業績穩健性(魏江等，2021)[62]，提高投資效率(莊旭東和張翼飛，2021)[80]等方面探討新型政商關系構建的經濟后果，但并未涉及企業收入分配領域。本文從勞動收入份額維度展開研究，一方面為新型政商關系的實際經濟后果提供了補充經驗證據，另一方面揭示了中國情境下政府營造良好營商環境的宏觀調控作用，為認識政府的角色提供了新視角。(3)揭示了新型政商關系影響勞動收入份額的機制和適用條件，為促進民營企業實現經營效率與分配公平的統一、在高質量發展中實現共同富裕提供了經驗證據和現實路徑。

二、理論分析與研究假說

新型政商關系以“親”和“清”為兩大核心內容。“親”主要表現在政府通過企業考察、座談等形式主動服務企業；企業要主動與政府部門多交流，說實情，建諍言。“清”表現在政府對企業的信息公開透明，公正廉潔；企業則要潔身自好，遵紀守法辦企業，光明正大搞經營。新型政商關系可能通過以下路徑影響企業勞動收入份額。

(一)新型政商關系、融資約束緩解與企業勞動收入份額

企業面臨的融資約束是導致勞動收入份額下降的重要原因之一。融資約束會限制企業對勞動報酬的支付能力，降低企業勞動收入份額(Aziz and Cui，2007；羅長遠和陳琳，2012；汪偉等，2013)[3][49][59]。一方面，企業主要依靠債務融資補充營運資本，并支付員工工資(Neumeyer and Perri，2005)[20]。當企業外部融資約束增強、其發展嚴重依賴于內源性融資時，擠占勞動者報酬幾乎成為增加資本積累的唯一途徑，即融資約束造成的“利潤侵蝕工資”將導致勞動收入份額下降(汪偉等，2013；林志帆和趙秋運，2015)[59][39]。因此，融資約束高的企業會由于自身流動資金規模受限，傾向于通過減少勞動力的雇傭或降低工資水平來降低運營成本，導致勞動收入份額下降。另一方面，隨著融資約束的加劇，以固定資產為代表的資本要素在帶來必要的邊際產出外，還憑借自身較高的抵押價值為企業帶來額外融資收益。為此，企業傾向于投資固定資產來增強其信貸能力，削減勞動需求或降低勞動工資水平，從而制約勞動收入份額增長。在以政治關聯為基本特征的政商關系中，各類信息較為不透明，企業在融資手續、方式、過程等方面需耗費較多時間和成本，這使得企業融資成本上升，而事實上尋租腐敗也未能真正緩解企業的融資壓力(張璇等，2017)[78]。

新型政商關系能夠通過緩解民營企業融資約束，促進勞動收入份額提升。首先，不同于其他國家，中國的國有商業銀行在金融體系中占主導地位，政府在一定程度上可以主導銀行信貸資源的配置(張敦力和李四海，2012)[74]。新型政商關系下，政府會出于公共利益，在企業與國有商業銀行溝通過程中積極協調，提高企業的信貸融資效率。出于對政府的信任，銀行等正規金融部門會降低對企業的信貸排斥(何曉斌和柳建坤，2020)[34]，擴大信貸供給。同時，政府會推動和完善該區域的信用服務體系，緩解企業與其他金融機構之間的信息不對稱，降低融資交易費用，提高信貸融資效率。不僅如此，新型政商關系還會積極推動區域內的數字普惠金融發展。如上海市黃浦區為構建“親清”的營商環境，發布上海黃浦優化營商環境6.0版方案，這將進一步緩解金融抑制，降低企業信貸融資成本。

其次，在新型政商關系下，政企之間的信息溝通更順暢，政府會更加公平的將政府補貼、稅收減免等惠企政策配置給優秀的企業(管考磊，2019)[30]，公共資源的配置還會產生信號傳遞作用，有效降低企業與外部投資者之間的信息不對稱和企業融資成本(江炎駿，2021)[37]。

最后，在新型政商關系下，政府會積極履行“放管服”政策，政府對企業的過度干預更少，行政透明化、便利化及標準化的水平提高，這將大大降低企業的尋租動機，節約企業的制度性交易成本。比如，杭州市2020年搭建了“親清在線”的數字平臺，通過“訴求在線直達”“政策在線兌付”“服務在線落地”等功能，使政府服務常態化直達所有企業和員工成為可能。

綜合以上幾點，新型政商關系能夠通過降低企業債務融資成本、給予企業政府補貼、稅收優惠以及減少企業尋租費用等方式緩解企業融資約束。融資約束的緩解一方面能夠降低企業的利潤留存比例，減少融資約束造成的“利潤侵蝕工資”，提高員工工資支付能力，促進勞動收入份額提升(劉長庚等，2022)[43]；另一方面，在外部融資補充企業營運資本能力增強的情況下，企業也會提高企業勞動投入并優化企業要素配置，降低融資約束誘發的固定資產投資偏好，進而提升企業勞動收入份額(熊家財等，2022)[70]。

(二)新型政商關系、勞動力結構升級與企業勞動收入份額

融資約束是阻礙技術升級的重要因素(Midrigan and Xu，2014)[18]，融資約束的緩解可以促使企業在技術升級過程中，改變勞動力需求結構，從而影響收入分配結構。企業技術升級往往通過自主研發和引進高技術含量的生產設備、操作管理系統及辦公軟件等實現。自主研發活動通常依靠新的技術和方法來創造知識型資產(Moshirian et al.，2021)[19]，而這些關鍵的新技術和新方法往往蘊含在人力資本中。同時，企業引進的先進機器設備，不僅需要高技能工程師安裝測試，在完成技術升級后，更需要擁有這些硬件和軟件知識的使用者進行操作和維護。因此，技術升級的過程會增加對非常規高技能勞動力的需求，減少對常規低技能勞動力的需求(Goldin and Katz，1998)[13]。議價能力假說認為，高技能勞動力在市場中往往擁有較高的價格談判能力，這將促進勞動收入份額的提升。對企業來說，支付更高的工資才能吸引和留住高技能人才(王雄元和黃玉菁，2017)[61]，該影響符合勞動經濟學理論“資本-技能互補”效應。

然而，技術升級也會對常規的、機械重復性工作產生替代性，即產生“資本-技能替代”效應。例如，工業機器人的使用會替代生產一線的工人，自動化辦公軟件的使用會替代部分行政性日常工作。但是，由于高技能勞動者的工資溢價，生產技術進步引致的人力資本結構升級最終會促使企業勞動收入份額增加(肖土盛等，2022)[69]。這一推論已在諸多研究中得到證實。例如，偏向性技術進步在擠出低技能勞動力的同時，會形成對高技術勞動力的依賴，這將帶動高技能勞動力的相對工資、就業規模以及勞動收入的提高，最終促進勞動收入份額上升(丁建勛等，2022)[26]；企業數字化轉型對低技能勞動的擠出將提升高技能勞動力的相對地位，進一步增強高技能勞動力的議價能力和工資水平(陳夢根和周元任，2021)[25]。方明月等(2022)[29]研究發現，企業的數字化轉型不僅能夠提高總營業收入，而且有助于增加勞動收入份額，降低高管與普通員工的薪酬差距。此外，在新型政商關系下，政府服務企業的水平更高，相應的金融服務、市場中介等要素市場發育程度也越高。要素市場發育水平的提高也會通過搶奪高技能人才產生“工資競爭效應”，這在我國面臨高技能勞動者短缺的結構性矛盾下尤為突出。同地區企業為應對人才競爭，會通過提高員工工資、改善福利待遇等吸引或激勵人才，推高當地人力資本的價格，促進勞動收入份額上升。

(三)新型政商關系、市場壟斷降低與企業勞動收入份額

新型政商關系也可以通過降低市場壟斷、強化市場競爭來提高勞動收入份額。依據新古典經濟學理論，如果市場是完全競爭的且不存在外部性，那么勞動和資本的報酬等于其邊際產出，即完善的市場機制能夠促使勞動和資本以不變的速率增長，而勞動報酬的增長率等于技術進步率或人均產出增長率(Romer，2001)[22]。在不完全競爭的市場下，各要素的報酬則會依據自身的市場支配力進行談判確定。以政治關聯為基本特征的政商關系容易通過行政壟斷獲得超額利潤，其在市場上有較強的支配力和成本加成，會造成勞動報酬增長低于勞動生產率增長(張慧勛，2020)[76]。新型政商關系的構建，將通過增強資本和勞動力要素的市場化程度，緩解勞動力市場上的買方壟斷問題(Elgin and Kuzubas，2013)[12]，提升勞動報酬增長與勞動生產率增長的同步性(韓雷等，2023)[32]以及初次收入分配中勞動生產率決定勞動報酬的程度(寧光杰，2007)[52]。因此，新型政商關系的推進，有助于通過降低市場壟斷、強化市場化競爭來提高企業勞動收入份額。

(四)新型政商關系、勞動者權益保障與企業勞動收入份額

在新型政商關系下，為了構建和諧的勞資關系，政府可能通過推行最低工資標準，加強勞動保障法律法規宣傳、勞動人事爭議調解的組織建設等保障勞動者權益的方式來提高勞動收入份額。

一方面，區域最低工資標準的提升能顯著影響企業勞動收入份額(魏章進和陳樹德，2021)[64]。對企業而言，區域最低工資標準的提升會提高企業的勞動力成本，這會倒逼企業對員工再培訓(Cubitt and Heap，1999)[10]，也會迫使企業加大創新投入，間接提高對高技能勞動者的需求(Acemoglu and Pischke，2003；Clemens et al.，2021)[1][9]。對勞動者而言，最低工資標準提高會通過壯大低收入勞動者的工作搜尋隊伍來提高勞動力資源配置效率(Burdett and Mortensen，1998；羅小蘭，2007)[5][48]，同時也會激勵低技能勞動者努力工作，最終通過提高勞動生產率促進勞動收入份額提升。因此，最低工資標準的提高最終將通過促進勞動生產率提高、擴大高技能勞動力的需求，相對提高勞動者的議價能力，削弱勞動力市場的買方壟斷勢力，來提高勞動生產率與勞動報酬的同步增長程度(孫中偉和舒玢玢，2011)[57]。

另一方面，加強勞動保障法律法規的宣傳以及勞動人事爭議調解的組織建設，為落實最低工資提供保障。勞動保障法律法規的宣傳增強了勞動者維權意識，勞動人事爭議調解服務切實保障了勞動者權益的落實。比如淄博市使用“互聯網+調解”平臺，不僅大力宣傳勞動保障法律法規，而且高效化解各類勞動爭議，既助力企業穩定用工關系，又縮短了案件處理時間，減少了當事人維權成本。因此，新型政商關系的構建有助于通過保障勞動者權益來提高勞動收入份額。

綜上所述，本文提出以下研究假設：

H1：新型政商關系能夠提高勞動收入份額。

H1a：新型政商關系能夠通過緩解融資約束來提高勞動收入份額。

H1b：新型政商關系能夠通過勞動力結構升級來提高勞動收入份額。

H1c：新型政商關系能夠通過降低市場壟斷來提高勞動收入份額。

H1d：新型政商關系能夠通過保障勞動者權益來提高勞動收入份額。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

中國城市政商關系健康指數評價體系是由中國人民大學國家發展與戰略研究院(以下簡稱人大國發院)課題組創建，聶輝華教授作為課題組代表于2018年首次發布“中國城市政商關系排行榜(2017)”，對中國285個城市的政商關系健康指數進行排名。因數據的可得性，本文共搜集到2017—2020年共四年的數據。基于此，本文選取2017—2020年滬深兩市A股民營上市公司的研究樣本，并剔除金融保險類公司、當年IPO的公司、被特殊處理的公司以及相關數據缺失的公司，最終得到1930個公司-年度觀測值。市級月最低工資數據由作者手工整理各地方統計局公布的最低工資標準獲得，其他主要變量數據來自CSMAR數據庫。另外，為控制極端值的影響，對所有連續變量進行上下1%的縮尾處理。

(二)模型設定與變量選擇

借鑒Manso(2011)[17]、黎文靖和鄭曼妮(2016)[38]的研究，本文構建模型(1)～(3)來檢驗新型政商關系對勞動收入份額的影響：在回歸分析中利用模型(1)對主假設進行檢驗；綜合模型(1)～(3)對分假設進行檢驗。其中，分假設主要分析新型政商關系對勞動收入份額的影響機制。參照Baron and Kenny(1986)[4]的做法，機制分析采用中介效應檢驗程序并分三步進行：第一步，利用模型(1)檢驗新型政商關系(Gbr)對勞動收入份額(LS)的總效應；第二步，利用模型(2)檢驗新型政商關系對各中介變量(MV)的影響；第三步，在第二步的基礎上，將中介變量和新型政商關系同時放入模型(1)，即采用模型(3)檢驗中介效應是否存在。

其中，i表示企業，j表示上市公司對應的城市，t表示年份。

1.被解釋變量(LS)

職工薪酬為勞動收入份額的微觀衡量方式。目前對勞動收入份額的衡量采用兩種方法：第一種采用要素增加值法，其核心思想是用企業勞動者報酬占企業增加值的比重，通常被稱為企業創造的大蛋糕中勞動者分得的部分(蘇梽芳等，2021)[56]。具體為：勞動收入份額=［支付給職工以及為職工支付的現金/(營業收入-營業成本+固定資產折舊+支付給職工以及為職工支付的現金)］，其中職工包括高管與普通員工；第二種采用營業收入法計算勞動收入份額(王雄元和黃玉菁，2017；施新政等，2019)[61][55]，勞動收入份額=支付給職工以及為職工支付的現金/營業收入。本文在基準回歸部分使用要素增加值法，穩健性檢驗部分采用營業收入法。

2.解釋變量(Gbr)

采用人大國發院發布的政商關系健康指數(Gbr)來衡量新型政商關系，政商關系健康指數由政商關系親近指數(Close)和政商關系清白指數(Clear)組成，其中政商關系親近指數由政府關心、政府服務、企業稅費負擔組成，政商關系清白指數由政府廉潔度和透明度組成。該指數對所有指標進行了正向化、標準化和正常化處理，指標的分值均位于0～100。為了更好地展示實證結果，在回歸中除以100，并不影響顯著性。

3.中介變量(MV)

本文涉及多項中介變量，融資約束從企業信貸融資成本、尋租費用、稅費負擔及政府補貼四個維度來衡量；勞動力結構從受教育程度和職業類型兩個維度來刻畫；市場壟斷狀況采用市場化指數和赫芬達爾指數反映的產品和要素市場的競爭關系來度量；勞動者權益保障采用區域最低工資標準、人均薪酬和員工社會保障基金繳付比例來衡量。

4.控制變量(Ctrls)

本文控制了影響勞動收入份額的微觀和宏觀因素，具體包括：(1)企業基本特征：企業規模(Size)、上市年限(Listage)；(2)公司治理特征：股權制衡度(Balance)、董事會規模(Board)、獨董比例(Indep)、兩職合一(Dual)、管理層持股(Mshare)；(3)企業財務特征：總資產收益率(Roa)、資產負債率(Lev)；(4)地區經濟發展水平變量：地區人均GDP的增長率(Dpergdp)。

具體變量定義見表1。

表1 變量定義

四、實證結果與分析

(一)描述性統計

表2列示了主要變量的描述性統計結果。勞動收入份額(LS)的均值為0.148，標準差為0.100，說明我國民營上市公司的勞動收入份額較低，同時樣本間的勞動收入份額差異較大，這和部分研究的統計結果接近(肖士盛等，2022)[69]。同樣，政商關系健康指數、政商關系親近指數以及政商關系清白指數的均值分別為0.589、0.495、0.701，標準差分別為0.227、0.244、0.170，說明不同區域間的“親清”政商關系存在較大差異。

表2 變量的描述性統計結果

(二)基準檢驗

考察新型政商關系對企業勞動收入份額的影響，回歸結果如表3列(1)所示。政商關系健康指數的回歸系數為0.037，在1%水平下顯著，表明新型政商關系能夠促進民營企業勞動收入份額提高。本文進一步將政商關系親近指數(Close)和政商關系清白指數(Clear)代入模型(1)，結果如表3列(2)(3)所示，回歸系數同樣顯著為正，表明“親”和“清”政商關系均能提高民營企業勞動收入份額，基本假設成立。

表3 新型政商關系影響企業勞動收入份額的基準回歸分析

控制變量的回歸結果顯示，企業規模(Size)的回歸系數為負，這源于企業規模的擴大會提升企業的成本加成率，降低勞動收入份額；資產負債率(Lev)的回歸系數為負，這與邵敏和黃玖立(2010)[53]的研究發現一致，信貸融資約束會降低企業勞動生產率，而勞動生產率與勞動報酬呈正相關關系(Iheanacho，2017)[14]；獨董比例(Indep)的回歸系數為正，說明董事會治理水平的提高能夠有效監督員工權益的實現；兩職合一(Dual)的回歸系數為正，意味著管理層能夠通過權力極化影響高管薪酬，提升勞動收入份額。

(三)穩健性及內生性檢驗

為了驗證上述結論的可靠性，本文從排除其他可能性解釋、替代核心變量、控制公司個體固定效應、兩階段最小二乘法(2SLS)等多個維度進行進一步的穩健性檢驗。

第一，排除行業周期性帶來的收入結構變化。盡管本文在基準回歸中分別控制了行業和年份，但仍然無法排除由行業周期性差異帶來的收入結構變化。為排除上述可能性解釋，本文在回歸模型中加入行業-時間交互固定項。結果見表4列(1)～(3)，在控制了行業-時間交互固定效應后，回歸結果與基準檢驗一致。

表4 穩健性檢驗

第二，排除“滬深港通”資本市場開放政策的影響。我國于2014年、2016年相繼開通“滬港通”“深港通”，資本市場開放帶來了大量的境外資金流入。研究發現，資本市場開放顯著提升了企業勞動收入份額(江軒宇和朱冰，2022)[35]。為了提高結論的可靠性，本文剔除了樣本期間納入“滬深港通”的樣本。結果見表4列(4)～(6)，支持本文的假設。

第三，替代核心變量。本文進一步采用營業收入法計算勞動收入份額。勞動收入份額=支付給職工以及為職工支付的現金/營業收入，該指標越大，勞動收入份額越大。結果見表4列(7)～(9)，本文研究結論是可靠的。

第四，控制公司個體效應。為了緩解因遺漏公司層面不可觀測因素產生的內生性問題，本文同時控制了公司個體固定效應和時間固定效應，對基準模型進行回歸。結果見表5列(1)～(3)，本文基本結論保持不變。

表5 內生性檢驗

第五，兩階段最小二乘法。為了緩解由于反向因果關系導致的內生性。本文參考夏廣瑞(2020)[68]、劉修巖等(2017)[44]的做法，使用同省份其他城市的平均政商關系健康指數以及城市的河流密度1作為工具變量。基本思想是，同省份其他城市的平均政商關系健康指數可能與該城市的政商關系相關，但并不直接作用于企業的收入分配政策，滿足外生性條件。河流密度影響行政區域劃分，行政區域劃分越多，各區域的競爭越激烈，對政商關系的形成具有一定的影響，這尤其反映在有“標尺競爭”的地方政府之間，但河流密度并不直接作用于企業的收入分配政策，滿足外生性條件。本文采用兩階段最小二乘法(2SLS)進行回歸，結果見表5列(4)～(6)，Gbr_IV、Close_IV、Clear_IV的系數均在1%水平下顯著為正，表明新型政商關系與企業勞動收入份額間的正向關系依然存在。Cragg-Donald WaldF統計量大于臨界值，通過了弱工具變量檢驗，表明工具變量與內生變量相關；Hansen檢驗的p值均大于0.1，通過了過度識別檢驗，說明工具變量是外生的。以上兩者共同印證了本文所選取的工具變量的合理性。

(四)異質性分析

構建新型的政商關系會對企業勞動收入份額產生正向影響，但這個影響也會因企業所處的環境、個體特征的差異而不同。本文從環境不確定性、政治關聯兩個方面進行分析。

從環境不確定性的視角看，環境不確定性是影響企業行為的重要因素(Shin and Park，1999)[23]。環境不確定性會加劇公司外部信息波動程度、不對稱性和未來的“不可預期性”(Carson et al.，2006)[6]，導致企業發展、勞動者等利益相關者的價值訴求、行業環境處于動態變化中。在動態的環境中，企業會通過戰略變革、強化動態能力去應環境。在新型政商關系下，政府也會快速捕捉企業發展痛點，合法地為企業擴寬外部融資渠道，或針對性地制定符合勞資雙方利益的公共政策。因此，在不確定性更高的環境下，政府和企業有更強的合作意愿去保護勞動者等利益相關者的利益，促進勞資關系和諧，提升勞動收入份額。借鑒申慧慧等(2012)[54]等的研究，根據外部環境不確定性最終影響企業核心業務波動的邏輯，選取企業過去5年經行業調整后銷售收入的標準差來衡量環境不確定性，并以行業-年度中位數進行分組。檢驗結果見表6列(1)(2)，組間系數檢驗的p值為0.0822，差異顯著，表明外部環境不確定性程度較高時，新型政商關系對企業勞動收入份額的影響更大。

表6 新型政商關系影響企業勞動收入份額的異質性分析

從政治關聯的視角看，政治關聯是正式制度缺乏的環境中企業為獲得各種“優惠”和“特權”，與政府部門或擁有政治權力的個人之間形成的非正式關系。“親清”新型政商關系是一種基于社會主義民主法治與市場經濟規則之上的，政府與民營企業家身份平等、彼此獨立、各盡其職、合作共贏的一種非人格化、非依附型的全新政商關系(王帥，2019)[60]。這種建立在市場化、法治化基礎上具有普惠性質的政商關系有利于破除企業通過政治關聯獲取非法“特權”和資源，促進非政治關聯企業的健康發展。具體地，政商之間的“清”使得由“資本綁架權力”式的政治關聯喪失資源獲取的優勢；政商之間的“親”更有利于政府站在公共利益的角度公平、平等地服務民營企業，這對非政治關聯企業的影響更大。本文基于企業總經理或董事長是否存在政治關聯的虛擬變量，考察政治關聯異質性下新型政商關系對企業勞動收入份額的影響。結果如表6列(3)(4)所示，在非政治關聯組，新型政商關系對企業勞動收入份額的影響更為顯著，組間系數檢驗的p值為0.0049，差異顯著，表明新型政商關系對企業勞動收入份額的影響在非政治關聯的企業中更明顯。

五、影響機制分析

新型政商關系可能通過緩解融資約束、勞動力結構升級、弱化市場壟斷以及保護勞動者權益等路徑提升勞動收入份額，本文對以上機制進行逐步驗證。

(一)緩解融資約束路徑

新型政商關系將會降低企業信貸融資成本、提高政府補貼、減輕企業稅費負擔及降低企業尋租費用。信貸融資成本(COD)采用財務費用占長短期債務的比重來衡量；政府補助(Subsidy)采用政府補助加1后的自然對數來衡量；企業稅費負擔采用企業享受的稅收優惠(TPre)2來衡量；尋租采用超額管理費用(EAE)3來衡量，具體計算方法借鑒杜興強等(2010)[27]的研究，使用實際管理費用和預期管理費用的差額來度量。

中介效應檢驗程序如下：首先，利用模型(1)檢驗新型政商關系(Gbr)對勞動收入份額(LS)的總效應。由于總效應在主檢驗中已得到驗證，在此不再贅述。其次，利用模型(2)檢驗新型政商關系對信貸融資成本(COD)、政府補貼(Subsidy)、稅收負擔(TPre)、尋租費用(EAE)的影響。最后，將以上中介變量和新型政商關系同時放入模型(1)中進行檢驗。由表7可以看出，新型政商關系通過降低企業信貸融資成本、尋租費用、稅費負擔，增加政府補貼等路徑緩解了企業融資約束，促進勞動收入份額提升。

表7 新型政商關系、融資約束緩解與企業勞動收入份額

(二)勞動力結構升級路徑

如前文所述，新型政商關系可能通過促進企業技術升級，擴大高技能勞動需求并擠出低技能勞動，促進勞動收入份額提升。本文將從新型政商關系影響企業創新投入與產出、不同層次的勞動力需求變化來分析勞動力結構升級的渠道。具體地，分別采用企業研發投入R&D=(研發投入/營業收入)和創新產生Patent=ln(發明專利總數+1)來刻畫企業的技術升級。本文分別從受教育程度和職業類型兩個維度來刻畫勞動技能水平：按照受教育程度，將碩士研究生及以上學歷視為高技能員工(HEdu)，其他視為低技能員工(LEdu)，并用碩士及以上學歷員工占比衡量企業人力資本教育結構的優化。按照職業類型，本文將生產工人、行政輔助性職員以及難以歸類的其他人員視為常規低技能員工(LSkill)，企業技術升級主要激發對研發和技術人才的需求，因此將研發人員視為非常規高技能員工(HSkill)，并用技術研發人員占比衡量人力資本技能結構的優化。

依據上文的中介效應檢驗程序，本文檢驗了勞動力結構升級在新型政商關系提升勞動收入份額中的作用。由表8可以看出，新型政商關系的確能夠促進企業技術創新、增加對高技能勞動力的需求，并擠出低技能勞動力，通過勞動力結構升級，促進勞動收入份額提升。

表8 新型政商關系、勞動力結構升級與企業勞動收入份額

(三)降低市場壟斷路徑

如前文所述，市場壟斷將減少政府干預、強化競爭關系，新型政商關系可能通過降低市場壟斷來提升勞動收入份額。因此，本文分別采用樊綱市場化指數(Index)和赫芬達爾指數(HHI)來度量產品和要素市場的競爭關系。其中，赫芬達爾指數采用各市場競爭主體的營業總收入占行業總收入的百分比平方和來衡量。HHI越大，表示市場集中度越高，壟斷程度越高，市場化程度越弱。

依據上文的中介效應檢驗程序，本文檢驗了降低市場壟斷在新型政商關系提升勞動收入份額中的作用，結果(見表9)表明，新型政商關系提高了區域市場化程度，同時降低了該區域的市場壟斷，發揮了部分中介作用。

表9 新型政商關系、降低市場壟斷與企業勞動收入份額

(四)保護勞動者權益路徑

政府通過提高勞動者平均工資和社會保障等途徑，保障勞動者權益，提高勞動收入份額。本文進一步檢驗新型政商關系對區域最低工資標準、人均薪酬和員工社會保障的影響。其中，最低工資是以市為單位搜集的最低月工資(MMWage)；人均薪酬(PPay)為人均薪酬取自然對數，其中，薪酬為職工工資、獎金以及為職工繳納的社會保險費之和；社會保障取員工社會保障基金繳付比例(FRatio)。

依據中介效應檢驗程序，本文檢驗了保護勞動者權益在新型政商關系提升勞動收入份額中的作用。由表10所見，在新型政商關系的構建過程中，政府提高了區域最低工資標準，促使企業提高了人均薪酬和社會保障基金繳付比例。這證實了政府通過保護勞動者權益來提升企業勞動收入份額的路徑。

表10 新型政商關系、勞動者權益保護與企業勞動收入份額

(五)排除競爭性假說

上文驗證了新型政商關系影響企業勞動收入份額的幾條路徑，但均是分配端的結果，并不能排除“工資侵蝕利潤”的可能性，也就是說勞動收入份額的提高來自“侵蝕利潤”。因此，相對于勞動薪酬的代理變量(LS)，本文進一步將人均凈利潤(PProfit)、人均營業利潤(PIProfit)和凈資產收益率(Roe)作為企業資本報酬的代理變量，分析新型政商關系對資本報酬的影響。如果新型政商關系導致勞動收入份額上升，而資本報酬下降，則表明新型政商關系只是改變了分配結構，并未促進企業產生增量收益，勞動收入份額上升是“侵蝕利潤”的結果；相反，如果新型政商關系同時提升了勞動報酬和資本報酬，則表明新型政商關系既能促進勞動生產率提高，也能提升勞動報酬。

由表11列(1)～(3)可以看出，新型政商關系對資本報酬也具有正向影響，企業的分配并未出現“工資侵蝕利潤”的情況，勞動收入份額提升更多表現為新型政商關系對增量收益分配的影響，能夠促進民營企業實現效率與公平統一的發展目標。

表11 排除競爭性假說

此外，勞動收入份額的提升也可能是“勞動擠出資本”的結果，即可能存在企業降低了資本投資，導致勞動收入規模不變甚至下降的情況下，勞動收入份額依然呈現上升態勢。為此，本文以資本支出占總資產的比重(Inv_TA)、資本支出的自然對數(lnInv)以及資本支出占營業收入的比重(Inv_SA)來衡量資本支出強度。其中，資本支出金額采用購買固定資產、無形資產以及其他長期資產支付的現金來度量。由表11列(4)～(6)可以看出，新型政商關系并未對資本支出強度產生顯著負面影響，本文研究結論并非是資本要素投入下降所致。

六、結論與啟示

本文基于城市政商關系指數，探索了新型政商關系對民營企業勞動收入份額的影響及其影響機制。研究發現，新型政商關系可以提升企業勞動收入份額，該結論在經過排除其他可能性解釋、替代核心變量、控制公司個體固定效應、兩階段最小二乘法(2SLS)等多個維度的穩健性檢驗后依然成立。異質性分析表明，新型政商關系對民營企業勞動收入份額的影響在外部環境不確定性高、未建立政治關聯的民營企業中更為明顯。機制分析表明，新型政商關系提升企業勞動收入份額有四種途徑，分別是緩解民營企業融資約束、促進勞動力結構升級、降低市場壟斷以及保障勞動者權益。此外，新型政商關系對資本報酬和資本支出的影響分析分別排除了“工資侵蝕利潤”和“勞動擠出資本”的替代性解釋。

基于上述結論，本文具有以下啟示：第一，構建“親而有度、清而有為”的政商關系有助于推動民營企業平衡社會利益和經濟利益，實現員工利益分享與企業發展相協調的目標。應進一步推動構建新型政商關系，發揮新型政商關系對分配公平的治理作用。第二，在新型政商關系促進勞動力結構轉型的過程中，應全面考慮對高、低勞動技能者的影響，既要積極推動人才紅利可持續化和企業高質量發展，又要靈活制定勞動力就業市場政策，積極應對短期就業替代風險。■

注釋

1.河流密度信息來源于國家基礎地理信息中心的中國地理信息：河流矢量和中國縣域行政邊界矢量。計算方法是：首先，依據河流矢量和中國縣行政邊界矢量地理信息，算得每個縣河流的總長度；其次，依據各縣的行政區劃面積，計算了中國各縣河流密度(線面比)。

2.稅收優惠=收到的各種稅費返還/(收到的各種稅費返還+支付的各項稅費)。

3.具體計算方法借鑒杜興強等(2010)[27]的研究：

模型中，AE為管理費用/營業收入；Sale取企業營業收入的自然對數；Lev為資產負債率；Growth為營業收入的增長率；Board為公司董事會人數；Staff為公司員工總數；Big4為是否為“國際四大”事務所，Listage為公司上市年限；Magin為企業毛利率；Plever為物價指數；HHI_5為公司前五大股東的赫芬達爾指數，衡量股權集中度；CI代表資本密集度，等于固定資產除以總資產。對模型中連續型變量進行上下1%的縮尾處理，回歸取得的殘差項即為超額管理費用，記為EAE，作為企業尋租費用的代理變量。