企業數字化轉型對勞動收入份額的影響研究
——基于融資約束視角

薛 龍，邱夢欣，張倩瑜

（鄭州輕工業大學 經濟與管理學院，河南 鄭州 450000）

一、引言

《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035 年遠景目標綱要》提出，要加快數字化發展，建設數字中國，以數字化轉型整體驅動生產方式、生活方式和治理方式變革。促進數字技術與實體經濟深度融合，賦能傳統產業轉型升級，催生新產業、新業態、新模式，壯大經濟發展引擎。在此背景下，數字化轉型成為企業長遠發展的必經之路。企業數字化轉型貫穿于數據要素引入到生產體系后，傳統生產體系向數字生產體系轉變的微觀過程[1]。在這一動態過程中，數據要素的替代效應、數字技術的滲透效應以及數字化體系下競爭模式的變化所引起的融合效應，將帶動企業發生動力變革、效率變革以及組織變革，進而促進企業的高質量發展[2]。由此提出的問題是：企業數字化轉型對勞動收入份額存在怎樣的影響效應？促進還是削弱了勞動收入份額？如何作用于勞動收入份額？進一步地，數字化轉型對不同特征企業的勞動收入份額是否存在差異？對于上述問題的回答即為本文的研究動機。

勞動收入份額作為初次分配的核心指標，直觀地反映出勞動者能否充分享受國家經濟發展的成果，對我國收入分配格局和共同富裕遠景目標的實現具有基礎性影響。黨的二十大報告中明確提出，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。此外，《擴大內需戰略規劃綱要（2022—2035 年）》中強調要優化收入分配結構，擴大人力資本投入，完善初次分配政策體系。但是，現有研究表明，基于收入法GDP 數據測算的我國勞動收入份額結果顯示，我國勞動者報酬在GDP 中的比重約為50%，整體呈現下降趨勢，2020 年才回升至52%左右[3]。由此可見，勞動收入份額較低已經成為影響我國收入分配差距和實現中國式現代化的關鍵因素之一。因此，深入研究數字化轉型對企業勞動收入份額的影響效應及作用機制，并分析這種影響的異質性，對于完善我國勞動收入分配制度，縮小收入差距，進而實現共同富裕目標具有一定的現實意義。

二、文獻綜述

（一）關于企業數字化轉型經濟后果的研究

近年來，學術界就數字化以及數字技術相關話題進行了眾多討論。查閱現有文獻，目前關于數字化轉型對企業的積極影響的研究主要集中在企業組織管理、企業生產效率以及企業經營績效三個方面。首先，基于企業組織管理的角度分析，認為數字化轉型通過借助“ABCD”技術對組織內外部的數據進行整理匯總，以提高企業的信息處理能力，幫助管理者做出更加科學合理的決策，從而降低因管理者主觀認知偏差、價值觀等因素所引起的代理成本[4]。同時，數字技術在信息存儲和分析處理等方面發揮積極作用，為組織間信息共享與協作提供了技術保障[5]。數據的及時、準確輸出與反饋有助于企業內部控制系統的高效運轉，使其風險監督機制的動態過程管理得到加強[6]。此外，數字化轉型可以促進組織結構的分權變革，提高企業的協調能力與監督效率，降低企業的管理費用率，優化企業組織管理方式[7]，在一定程度上能夠提高企業的專業化分工水平[8]。其次，基于企業生產效率的角度分析，認為企業借助數字化賦能不僅能夠推動數字技術與實體經濟的深度融合，產生人機協同效應，實現生產與管理的智能化，繼而提高企業生產效率[9]。同時，借助先進的數字技術，企業可以對原有生產流程進行改造升級，加快產品更新迭代速度，拓寬市場領域，以提高企業生產效率[10]。得益于數字經濟的快速發展，數字技術所具有的智能化和自動化可以協同乃至替代人類完成復雜性和技術性的工作，將縮減部分低端勞動市場規模，增加企業對高端勞動力的需求，優化企業的勞動配置效率，從根本上提高企業勞動生產效率[11-13]。再次，基于企業經營績效的角度分析，認為在數字化變革的過程中，由大數據所形成的運營效率優勢已轉變成企業業績提高的新引擎[14]。數字化轉型本質上是在數字經濟高速發展的時代背景下，企業按照經濟規律而做出的戰略決策，以數字化賦能企業治理結構變革，在不改變企業主要核心功能的前提下實現經營績效的提高[15-16]。已有證據表明，企業實施數字化轉型能夠提高自身信息化水平，緩解市場交易的信息不對稱程度，降低交易成本，在生產銷售環節中能夠有效提高企業經營績效[17]。然而，現有文獻對企業數字化轉型的積極作用也存在一定的爭議。研究認為，相對于實施數字化轉型所做的大量投資而言，其對企業經營績效所做的貢獻是極其有限的[18]。第一，數字經濟加劇了企業間競爭程度，增加企業成本壓力，從而對企業價格加成造成顯著的抑制效應[19]。第二，由于企業管理組織能力和現金數字技術之間存在某種滯后匹配關系，導致數字化轉型的利益被衍生出來的管理成本所抵消，因此多數企業難以從數字化轉型進程中獲益[20]。

（二）關于勞動收入份額影響因素的研究

通過對現有文獻進行梳理發現，當前學者主要圍繞產業結構變革、對外貿易、技術進步以及制度環境等研究勞動收入份額的影響因素。就產業結構變革的影響而言，產業結構變革大多源于居民需求升級或變動導致的，同時也可能是因為受到宏觀經濟政策的導向。已有研究表明，不同要素密集度產業之間的轉型明顯會引起一國勞動收入份額的變化[21]。例如，我國在從輕工業向重工業的結構轉型過程中，由于受到宏觀經濟發展戰略的影響，導致我國勞動收入份額在相當長的一段時間內持續下降[22]。國內學者從產業結構變革角度分析了勞動收入份額的變化規律，研究結果顯示，我國第二產業就業人數占比的U 形變化可能會引起GDP 中勞動收入份額的U 形變化，為理解我國經濟結構轉型提供了有益參考[23-24]。從對外貿易的影響來看，全球化貿易與發展中國家的勞動收入份額上升存在密不可分的聯系[25]。具體而言，由于不完全競爭市場的存在，外資企業的引入不僅可能會造成擠出效應，而且為獲取高額利潤，可能采取對勞動力市場的壟斷行為，導致勞動者薪酬處于較低水平，對勞動收入份額產生一定的負面影響[26]。亦有學者基于中國省級數據檢驗對外貿易與勞動收入份額之間的關系發現，對外出口能夠有效改善我國勞動收入份額，而對外進口卻帶來一定的消極影響[27]。技術進步是當前學術界常用來解釋影響勞動收入份額變動因素的重要切入點。已有研究將影響勞動收入份額的變動因素分解為勞動節約型技術進步、資本深化與乘數效應三方面，通過實證檢驗得出，勞動節約型技術進步是導致勞動收入份額下降的主要原因[28]。學者們圍繞人工智能與企業勞動收入份額之間的關系探究發現，雖然人工智能在一定程度上可以提升高技能水平員工的薪酬，但從短期來看，人工智能可能顯著抑制勞動收入份額[29-30]。此外，也有學者研究了制度環境對勞動收入份額的影響，例如，制度經濟學認為，勞動收入份額的高低不僅取決于市場的供求關系，也取決于勞資雙方的討價還價能力，資方偏向的制度環境是導致我國勞動收入份額偏低的重要原因[31]。已有證據表明，滬深港通制度作為我國資本市場對外開放的重要舉措，該制度的實施對標的公司勞動收入份額具有顯著促進作用[32]。

（三）文獻評述

從現有文獻中可以看出，學者們對企業數字化轉型經濟后果和勞動收入份額的影響因素進行了大量研究，并且取得了較為豐碩的成果，為本文提供了有益參考。與現有文獻相比，本文可能的貢獻在于：首先，本文的研究豐富和拓展了企業數字化轉型經濟后果與勞動收入份額的影響因素的相關文獻；其次，本文實證檢驗了融資約束在數字化轉型提升企業勞動收入份額過程中的影響機制，剖析了企業數字化轉型影響勞動收入份額的路徑；再次，探討了數字化轉型對不同類型企業勞動收入份額的異質性影響，有助于提出更具針對性的對策建議。由此可以看出，本文的研究對于數字經濟背景下如何提高勞動報酬、改善初次收入分配、縮小收入差距提供了一定的政策啟示。

三、理論分析與研究假設

數字化轉型可以有效緩解企業融資約束。首先，數字化轉型與實體經濟的深度融合是實現我國經濟高質量發展的重要路徑，企業實施數字化轉型能夠向外部投資者傳遞出積極的信號，更容易讓企業獲得外部投資者的重視，吸引外部投資者進行投資，以提高企業獲得融資的機會。其次，信息不對稱是造成企業融資約束的重要原因，數字化轉型可以讓企業以更低廉的成本獲得資金供給方的海量信息，通過數字技術的全面應用、篩選和分析數據，企業能夠更加高效地揭示資金供給方的需求情況，有助于增強企業信息披露的針對性，較好地滿足企業信息使用者對信息的質量要求，降低資金供需雙方信息不對稱程度，從而緩解企業所面臨的融資約束困境[33]。

研究發現，融資約束是阻礙企業勞動收入份額提高的主要原因[34-35]。具體表現如下。第一，留存利潤分配。企業在應對融資約束問題時，主要依靠內部儲蓄進行緩解。在這種情況下，企業通常會采取提高利潤留存比重、縮減員工所得利潤份額的措施，從而導致企業勞動收入份額的降低。第二，流動性約束的影響。企業所投入的勞動成本需經過加工生產、產品銷售等諸多環節后，才可以將其轉化為企業現金流入。然而，由于兩者之間存在一定的時間滯后效應，為使企業勞動投資更為平滑，需有持續的現金流入加以支撐，若企業無法獲取所需運營資金時，企業將傾向于采取裁員或降薪等措施，從而導致勞動收入份額的降低[36]。第三，要素匹配的影響。企業在沒有融資約束的情況下，其勞動與資本要素在收入分配中所占的比例主要取決于二者的邊際收益。而伴隨著融資約束的加劇，以固定資產為代表的資本要素將發揮一定效用。企業可以利用固定資產作為借款和融資的抵押物或擔保品，來降低融資風險與融資成本。同時，企業所擁有的大量固定資產能夠在一定程度上提升企業價值和信用度，為企業獲取有利的融資條件。在這種情況下，企業常常會加大對固定資產的投資、減少企業營運資本來增強自身融資優勢，從而導致企業對勞動投入需求的減少，這在一定程度上限制了勞動收入份額的提高[37]。由此可見，企業數字化轉型可以有效緩解融資約束進而提升勞動收入份額。綜上所述，本文提出如下假設。

假設1：企業數字化轉型能夠提升勞動收入份額。

假設2：企業數字化轉型通過緩解融資約束進而提升勞動收入份額。

四、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文以2011—2021 年滬深A 股上市企業為初始研究樣本，為保證回歸分析的可靠性，對樣本進行如下處理：（1）剔除金融類上市公司；（2）剔除ST 及*ST 企業與主要變量缺失的樣本；（3）對所有連續變量進行1%水平上的縮尾處理。最終得到29971 個觀測值。其中，企業數字化轉型程度指標主要是利用文本分析法對上市企業年報中出現有關數字化的相關詞匯的次數進行匯總求和分析得到，其余企業層面數據從國泰安數據庫收集整理而成。

（二）主要變量定義

1.被解釋變量

勞動收入份額（LS）。參考現有研究方法[38-39]，本文將勞動收入份額定義為企業員工支付占工業增加值的比重，基于要素成本的增加值來衡量勞動收入份額（LS）：LS1=支付給職工以及為職工支付的現金/（營業收入-營業成本+勞動收入+固定資產折舊）；LS2=（支付給職工以及為職工支付的現金+期末應付職工薪酬-期初應付職工薪酬）/（營業收入-營業成本+勞動收入+固定資產折舊）。

2.解釋變量

企業數字化轉型（DT）?，F有文獻對企業數字化轉型的衡量大多通過對人工智能技術、區塊鏈技術、云計算技術、大數據技術以及數字技術應用5 個關鍵詞在企業年報中出現的次數進行匯總求和得出[4]。由于數據呈偏態分布，因此為減少模型估計的偏差，對匯總求和的詞頻進行加1 后取自然對數處理。

3.機制變量

融資約束（SA/KZ）。對于衡量企業融資約束的指標，已有研究多以SA 指數、KZ 指數和WW 指數作為代理變量進行衡量。其中，SA 指數由完全外生的SIZE 和AGE 計算得出，這兩個外生變量能夠有效避免測度偏差，由此得到的企業融資約束程度相對穩健[40]。KZ 指數借助定量信息和定性信息進行指數構建，并得到學術界的廣泛認可[41]。WW 指數基于歐拉投資等式計算得出，在發達國家的資本市場中應用較廣，但由于現階段中國資本市場發展還不夠完善，因此該指數的適用性與有效性仍有待考量。鑒于以上分析，本文選用SA 指數和KZ 指數兩個指標作為企業融資約束的代理變量。

4.控制變量

為降低識別偏誤，參考現有文獻[34]，選取以下可能影響勞動收入份額的控制變量：企業規模（SIZE）、總資產凈利率（ROA）、資產負債率（LEV）、固定資產比例（FIXED）、第一大股東持股比例（TOP1）、是否四大審計（BIG4）、企業成長性（GROWTH）、企業年齡（FIRMAGE）、賬面市值比（BM）、獨立董事比例（INDEP）。此外，本文還加入了行業（INDUSTRY）與年度（YEAR）作為虛擬變量，用來控制行業與時間效應。

具體變量定義如表1所示。

（三）實證模型設計

本文設定如下基準回歸模型（1）來檢驗企業數字化轉型對勞動收入份額的影響：

其中，LSit表示第i個企業在第t年的勞動收入份額，DTit為數字化轉型程度的代理指標，CONSit表示一系列的控制變量。INDUSTRY 與YEAR 分別表示行業效應與時間效應，εit為隨機擾動項。在模型（1）中主要關注系數α1，如果α1顯著大于0，則驗證了前述假設1，即企業數字化轉型會提升勞動收入份額。

企業數字化轉型能夠有效緩解企業融資約束，進而提升勞動收入份額。本文采用SA指數和KZ指數作為衡量融資約束的代理變量。借鑒已有研究思路[42]，在前文充分論證機制變量合理性和有效性的基礎上，通過觀察核心解釋變量對機制變量的影響進行機制檢驗。正如前文所述，企業融資約束是影響勞動收入份額的重要因素，滿足機制變量的要求。因此，本文在模型（1）的基礎上構建模型（2）：

其中，SA 和KZ 代表融資約束，在模型（2）中，如果β1系數顯著小于0，則驗證了本文的假設2，即企業數字化轉型通過緩解融資約束進而提高勞動收入份額。

五、實證結果及分析

（一）描述性統計

表2 顯示了主要變量的描述性統計結果，在對勞動收入份額不同的衡量方法下，LS1 的取值范圍介于0.082 至0.935 之間，LS2 的取值范圍介于0.084至0.979之間，表明不同企業之間的勞動收入份額存在較大差異。數字化轉型程度（DT）的均值為1.314、最大值為4.990、最小值為0，這表明我國企業大多實施了數字化轉型，但各企業在數字化轉型程度方面差距較大。此外，其余控制變量描述性統計結果與以往研究基本相符，表明本文數據處理較為合理。

（二）基準回歸分析

本文采用多元線性回歸的方法對模型（1）進行了估計，以是否控制行業和年度為對照分別進行回歸分析，回歸結果如表3 所示。四列回歸結果均顯示，企業數字化轉型（DT）的回歸系數均為正值，且都通過了1%的顯著水平檢驗，意味著企業數字化轉型能夠提升勞動收入份額，由此驗證了本文的假設1。

（三）穩健性檢驗

1.更換勞動收入份額的衡量方式

為了使勞動收入份額LS 的取值更加服從正態分布，分別對LS1、LS2 進行對數化處理：LNLS1=Ln[LS1/(1-LS1)]，LNLS2=Ln[LS2/(1-LS2)]，得到LNLS1、LNLS2作為模型（1）的被解釋變量并進行回歸，回歸結果如表4所示。企業數字化轉型（DT）的回歸系數仍顯著為正，該結果再次驗證了假設1，表明本文研究結果的穩健性。

表4 替換被解釋變量的穩健性檢驗結果

2.內生性問題

（1）工具變量法。

基準回歸結果表明，企業實施數字化轉型對勞動收入份額具有顯著正向促進效用。但這一結果也可能是因為勞動收入份額高的企業更愿意主動提高自身數字化轉型程度，從而引起了雙向因果內生性問題。為了更好地克服可能存在的雙向因果內生性問題，本文選取滯后一期數字化轉型程度（L.DT）以及企業所在省份的數字化轉型均值（PDT）作為工具變量進行兩階段最小二乘回歸檢驗，回歸結果如表5所示。表5中的列（1）為第一階段回歸結果，其中，L.DT 和PDT 的回歸系數分別為0.8312、0.1152，且系數均在1%水平上顯著，表明所選取的工具變量與數字化轉型高度相關。列（2）、列（3）顯示DT系數分別為0.0144、0.0146，且均通過1%的顯著水平檢驗，由此表明在控制企業數字化轉型可能存在的內生性問題后，結論依然成立。（2）解釋變量滯后和企業層面固定效應。

表5 工具變量法檢驗結果

為進一步檢驗基準回歸結果的穩健性，本文使用滯后一期的解釋變量對模型（1）重新進行回歸。同時，為保證研究結論的嚴謹性，本文在控制行業與時間效應的基礎上，添加企業個體固定效應進行回歸分析，結果如表6 所示。結果顯示，無論對解釋變量進行滯后處理還是加入企業個體固定效應進行回歸分析，企業數字化轉型對勞動收入份額的影響均保持一致的正向促進作用，進一步證明了本文研究結論的穩健性。

表6 解釋變量滯后和個體固定效應回歸結果

3.樣本選擇問題

為解決研究中可能存在的樣本選擇性偏差問題，本文采用Heckman 兩階段回歸來克服此問題。在Heckman 的第一階段Probit 回歸模型中，被解釋變量DDT 為虛擬變量（企業實施數字化轉型取1，否則為0），將數字化轉型的行業均值（IndDT）作為外生工具變量，并且控制行業與時間效應及控制變量，回歸后計算得到逆米爾斯比率（IMR）。選擇數字化轉型的行業均值（IndDT）作為外生工具變量的原因是：企業決定是否實施數字化轉型在一定程度上受到所在行業數字化轉型宏觀環境的影響，若企業所在行業數字化轉型均值較高，則表明整體而言該行業數字化轉型程度較高，企業可以依靠該行業的相關資源以及環境支持來助力自身實施數字化轉型。因此，數字化轉型的行業均值（IndDT）是影響企業決定是否實施數字化轉型的重要外生變量。

表7 顯示了Heckman 兩階段的回歸結果。第一階段Probit 的回歸結果顯示數字化轉型的行業均值（IndDT）的回歸系數顯著為正，說明同行業其他企業數字化轉型程度會顯著影響單個企業數字化轉型程度。第二階段將IMR 作為控制變量引入模型（1）中重新進行回歸。結果顯示，數字化轉型的回歸系數依舊顯著為正，表明在克服樣本選擇性偏差問題后，企業數字化轉型仍然顯著促進勞動收入份額的提高。

表7 Heckman兩階段檢驗結果

4.傾向得分匹配

考慮到實施數字化轉型的企業與其他企業在企業特征方面可能存在較為明顯的差異，具體而言，實施數字化轉型的企業在一定程度上能夠提高企業聲譽、拓展市場份額、增強企業盈利能力，從而導致已實施數字化轉型的企業勞動收入份額會比未參與數字化轉型的企業勞動收入份額更高。為克服上述問題，本文進一步采用傾向得分匹配法檢驗來緩解兩類企業系統性的特征差異對研究結論的干擾。具體檢驗步驟如下：首先，以實施數字化轉型的企業組為處理組，未實施數字化轉型的企業組為對照組，在已有控制變量的基礎上，以年度和行業作為啞變量，分別采取1∶1、1∶2 最近鄰匹配的抽樣方法對企業數字化轉型的樣本進行匹配；其次，利用配對后的樣本重新對模型（1）進行檢驗，傾向得分匹配回歸結果如表8 所示。在控制處理組和對照組的特征差異后，數字化轉型的回歸系數均在1%顯著水平上為正值，研究結論依然成立。

表8 傾向得分匹配回歸結果

六、作用機制檢驗

在前文的理論分析中，本文認為緩解融資約束是企業數字化轉型提升勞動收入份額的重要途徑。為驗證假設2是否成立，本文分別采用SA指數和KZ指數作為衡量企業所面臨融資約束的代理變量，并將SA 指數和KZ 指數作為因變量代入模型（2）進行檢驗?；貧w結果如表9 列（1）、列（2）所示，對融資約束的不同衡量方式下，DT的回歸系數分別為-0.0017、-0.0206，且均通過5%的顯著水平檢驗。由此表明，企業數字化轉型能夠有效緩解融資約束問題，而融資約束程度的降低能夠提高企業的利潤留存比重、降低企業流動性約束、提升勞動要素在分配中的占比、擴大企業對勞動力市場的需求，進而促進勞動收入份額的提高。該實證結果驗證了本文假設2 的成立。

表9 作用機制檢驗結果

七、異質性分析

（一）基于企業內部治理水平

對于內部治理水平較高的公司而言，其面臨的經營風險較小，能提高投資者和金融機構提供資金的意愿，緩解企業融資約束，進而提高勞動收入份額。而企業數字化轉型通過利用大數據、人工智能、云計算等現代化技術手段，提高企業的信息處理能力，幫助管理者做出更加科學合理的決策，而決策的智能化減少了因管理者主觀認知偏差、價值觀等因素所引起的代理成本，助力企業內部治理水平的提升，有效緩解企業融資約束，進而提升勞動收入份額。因此，本文預期對于高內部治理水平的企業而言，企業數字化轉型對勞動收入份額的促進作用更為明顯。參考現有研究[43]，本文采用管理層持股比例衡量公司內部治理水平，并以其年度行業中位數為依據進行分組：當樣本企業的管理層持股比例大于或等于中位數時則賦值為1，視為公司高內部治理水平組；小于中位數時則賦值為0，視為公司低內部治理水平組。同時加入控制變量并控制行業和時間效應進行分組回歸，最后再進行組間系數差異性檢驗。回歸結果如表10 所示，對于高內部治理水平企業與低內部治理水平企業而言，數字化轉型（DT）的回歸系數均為正值，且均通過1%的顯著水平檢驗，通過對比回歸系數大小可知，高內部治理水平企業樣本中數字化轉型（DT）的回歸系數大于低內部治理水平企業樣本中數字化轉型（DT）的回歸系數，通過似無相關模型SUR 檢驗發現，其組間系數差異檢驗顯著。該結果表明高內部治理水平企業數字化轉型對勞動收入份額的促進作用更強。

表10 基于內部治理水平的異質性檢驗結果

（二）基于是否屬于高新技術企業

相比于非高新技術企業而言，高新技術企業已經具備了實施數字化轉型的發展基礎，能夠較好地發揮數字技術與資源要素整合的優勢，突破企業內部的信息傳輸壁壘，推動大數據處理中樞的快速搭建，以實現數據信息的可視化，有助于企業對其生產經營狀態、資金營運情況進行動態監控，降低內控成本、提升內控水平，并增強信息披露水平，較好地滿足企業信息使用者對信息的質量要求，降低資金供需雙方信息不對稱程度，緩解企業所面臨的融資約束。此外，高新技術企業能夠利用政府補貼的信號傳遞功能，釋放出政府對企業技術能力與合法性的信任感，提高對企業的信用評價，為企業吸引更多高質量人才加盟，從而提升企業勞動收入份額。因此，本文預期相對于非高新技術企業而言，數字化轉型對高新技術企業勞動收入份額具有更顯著的促進作用。基于此，本文以在樣本期間內是否獲得高新技術企業資質認定為判斷依據，將總樣本分為高新技術企業與非高新技術企業：若獲得高新技術企業認定，則賦值為1，表示高新技術企業；否則賦值為0，表示非高新技術企業。同時，加入控制變量并控制行業效應和時間效應進行分組回歸，最后進行組間系數差異性檢驗?；貧w結果如表11 所示，企業數字化轉型（DT）的回歸系數均在1%水平上顯著為正，但相較于非高新技術企業而言，高新技術企業樣本中數字化轉型（DT）的回歸系數略大，通過似無相關模型SUR 檢驗發現組間系數差異檢驗顯著。由此表明，高新技術企業數字化轉型對勞動收入份額的提升作用更為顯著。

表11 基于是否高新技術企業的異質性檢驗結果

（三）基于企業規模

與大規模企業相比，中小規模企業的顯著特征便是高度集中的經營決策權，特別是小規模企業通常由獨立的個體經營，導致資本追求利潤的動力完全體現在經營者的積極參與上。由于經營者具備敏銳的市場洞察力，因此將所有權與經營管理權融為一體，不僅能夠降低企業的監督成本，同時也有助于企業快速做出決策，及時實施數字化轉型。此外，與大規模企業相比，中小規模企業的員工數量相對較少、組織架構較為簡單，員工在企業中所做的貢獻更易于識別，其個人價值也更易得到企業認可，因而便于對員工實施有效的激勵。由此可見，中小規模企業在經營決策以及員工激勵上與大規模企業相比具有更大的彈性和靈活性，能夠快速響應市場環境的變化，積極實施數字化轉型，鼓勵員工踴躍投入企業經營管理活動之中，充分發揮企業數字化轉型對勞動收入份額的促進作用。為探究在不同企業規模下，數字化轉型對勞動收入份額的異質性效應，借鑒已有研究方法[44]，采用總資產取對數后的數值作為測度企業規模的指標，以企業規模均值為分界線，若高于均值則賦值為1，表示大規模企業；若低于均值則賦值為0，表示中小規模企業。分組回歸結果如表12 所示，在大規模企業與中小規模企業中，企業數字化轉型（DT）的回歸系數均在1%水平上正向顯著，而中小規模企業樣本中數字化轉型（DT）的回歸系數高于大規模企業樣本中數字化轉型（DT）的回歸系數。因此進行似無相關模型SUR 檢驗，發現組間系數差異檢驗顯著。由此表明，中小規模企業數字化轉型對勞動收入份額的正向促進作用更為顯著。

表12 基于企業規模的異質性檢驗結果

八、結論與建議

本文利用2011—2021 年滬深A 股上市公司微觀數據，并結合文本分析法度量的企業數字化轉型程度指標，實證檢驗了企業數字化轉型與勞動收入份額兩者之間的關系。研究結果表明，企業數字化轉型能夠提升勞動收入份額。在進行穩健性檢驗并克服可能存在的內生性問題后，研究結論依然成立。作用機制檢驗結果表明，企業數字化轉型通過緩解融資約束進而促進勞動收入份額的提高。異質性研究發現，企業數字化轉型對勞動收入份額的促進作用在高內部治理水平企業、高新技術企業以及中小規模企業中更為顯著。

根據上述結論，本文提出以下建議。對于企業來說，首先，企業應積極響應國家實施數字化轉型的號召，加大數字化轉型力度，主動引入數字技術進行自我突破，在緩解融資約束的同時增強企業自身的營運能力，為勞動收入份額的提高提供充足動力。其次，對于低內部治理水平企業而言，要深入學習和掌握數字化轉型的內涵，利用數字技術獲取便捷、分析高效的特征來彌補自身在公司治理方面的局限性，改善資金獲取困境，從而有效地促進勞動收入份額的提高；對于非高新技術企業來說，要加大研發投入與技術創新力度，一方面可以降低企業數字化轉型的資金投入成本，另一方面也能夠增加企業內部技術工作崗位，提高企業對高技能員工的雇傭需求，優化企業人力資本結構，進而提升勞動收入份額；對于大規模企業而言，應該充分發揮自身優勢，加大對數字化基礎設施的投資，打造穩定、安全、高效的數字化平臺和系統，建立完善的績效管理體系，通過數字化手段監控和評估員工績效，激勵員工提高勞動生產率和服務質量，從而促進勞動收入份額的提高。

對于政府而言，政府應加強對企業數字化轉型的引導。一方面，政府須加大對數字化基礎設施的投資，提升網絡速度與覆蓋范圍，加強信息安全保護，為企業數字化轉型提供良好的基礎條件。另一方面，政府可以采取稅收優惠措施以緩解企業轉型資金壓力，鼓勵企業進行數字化轉型。同時，政府可以選取一些重點行業或領域，建立數字化轉型的示范項目，提供成功案例幫助企業更好地理解和應用數字化轉型。此外，為滿足企業對數字化人才的需求，政府需建立相關的技術培訓機構，提供數字化轉型相關的教育指導，幫助企業提升數字化能力和技術水平，讓員工適應數字化轉型的需求，促進勞動力市場的高質量發展，為企業數字化轉型提供充足的人力支持，進而充分發揮企業數字化轉型對勞動收入份額的提升效應[45]。