國有股東能促進參股民營企業人力資本結構升級嗎?

趙彥鋒,來培德

(河南財經政法大學 會計學院,河南 鄭州 450046)

一、 引言

民營經濟在我國經濟增長、國家稅收、科技創新以及就業創業等方面的地位與作用日益重要,黨中央和國務院在多次重要會議上強調“堅持兩個毫不動搖”“促進民營經濟發展壯大”,表明了國家對民營經濟發展的支持與政策。然而民營經濟在發展中仍面臨著結構性障礙,集中表現在“融資”與“轉型”兩個方面,相較于國有企業,民營企業由于產權歧視與風險承擔能力弱等劣勢,長期面臨“融資難、融資貴”與行業門檻等問題[1],進而增加了技能勞動力雇傭的相對成本;同時,投資中“重物質資本,輕人力資本”現象長期存在[2],制約了民營企業轉型與高質量發展。因此,探尋民營企業人力資本結構影響因素以促進升級具有現實意義。

混合所有制改革是新常態下促進民營企業發展壯大的重要舉措。民營股東參股國有企業的正向混改備受重視,大量研究提供了該類改革完善治理、提升國企績效的積極證據[3-4]。隨著混合所有制改革的深入推進,2015年出臺的《國務院關于國有企業發展混合所有制經濟的意見》中提出“鼓勵國有資本以多種方式入股非國有企業”,“反向混改”成為混合所有制改革的重要路徑,越來越多的研究關注國有股東參股民營企業的影響,就經濟后果形成了相左的結論。一是國有股東的“資源效應”能夠提升參股民營企業的績效[3],國有股東與政府的天然關聯渠道提高了參股民營企業的聲譽地位,從而為參股民營企業帶來更大的債務融資規模與更低的融資成本[5]。二是國有股東的“治理效應”,不僅能夠以委派董事或參與民營企業治理的方式緩解代理沖突,降低審計師的風險感知[4],并且通過對高管的激勵與監督,提高戰略風險承擔能力[6]。同時,致力于高質量發展的國有股東會影響參股民營企業的投資理念,表現為弱化參股民營企業短期逐利動機而抑制其“脫實向虛”[7],進而轉向研發創新、社會責任及穩定就業等助力可持續發展[8-9]。然而,國有股東連帶的政企關系加強會帶來消極作用,比如,增加參股企業盈余管理[10]而降低會計信息質量。

人力資本作為組織中最具活力的要素,是推動企業高質量發展的關鍵,其數量與質量直接決定著企業發展的水平與質量。提升人力資本需要兩個條件,一是資金支持,包括直接對人力資本的投資或是創新等資本與高技能勞動互補;二是完善的制度保護,員工的薪資與福利待遇得到提升,才能吸引并留住高層次人才。學者從宏、微觀兩個視角考察促進人力資本結構升級的因素。就宏觀政策視角來看,地方政府債務管理體制改革、《社會保險法》的強監管以及地方吸引人才政策等會促進人力資本升級[11-12]。從微觀視角來看,企業人才需求與待遇提供亦是影響人力資本結構的重要因素。一是生產技術革新能夠提升企業對技能勞動力的需求與溢價支付[13],更高的創新意愿與能力需要更高層次的人力資本相匹配[14];二是企業承擔的社保繳費與年金計劃,這意味著員工權益與福利得到保障而有助于吸引并留住高學歷與技能人才[15-16]。此外,與本文相關的公司治理直接影響人力資本結構的研究,包括非國有股東參股國企、連鎖股東通過優化激勵機制而促進人力資本升級[17-18]。

現有文獻雖然涉及國有產權對人力資本數量,但是基本立足于“政府干預論”形成超額雇員的消極結論,而忽視了國有股東對參股民營企業人力資本質量,即結構的影響。理論上,天然的政治屬性與資源稟賦使得國有股東發揮資源效應紓緩參股企業融資困境[5],激發企業投資與創新活力[19],進而增加高技能勞動力需求;國有股東參股所體現的政治目標屬性發揮的監督與治理效應將重塑參股企業的治理結構與經營行為,從而促進民營企業完善員工權益保護制度[20],增加對高技能、高學歷人力資本的吸引力。從現實案例來看,北斗星通于2016年引入國家集成電路投資基金作為第二大股東(占比11.47%),實際控制人未變更,但在后續三年內公司高級人才增長1倍。基于此,本文聚焦于國有股東對參股民營企業人力資本結構的影響及機制,并考察國有股東影響參股企業人力資本結構的經濟后果。

本文可能的貢獻:(1)拓展國有股東參股民營企業經濟后果的研究。本文關注影響企業行為更廣泛的人力資本投資,為促進民營經濟高質量發展提供更為基礎性、整體性的經驗證據。(2)豐富股權結構影響人力資本結構的文獻。本文立足于“逆向混改”視角,理論分析并實證檢驗國有股東如何影響參股民營企業人力資本結構及其經濟后果,拓展股權結構與勞動力投資研究視角。(3)深化國有股東影響參股企業決策機制的研究。從社會地位提升、員工權益保護與創新意愿增強三條路徑,分析了國有股東提升參股民營企業人力資本結構的機制。

二、 理論分析與研究假設

(一) 國有股東參股與民營企業人力資本結構

民營企業是我國市場經濟的重要組成部分,為經濟產值、國家稅收與創新就業等做出了卓越貢獻。然而,產權歧視使得民營企業發展面臨市場、融資與轉型等不公待遇,這成為掣肘民營企業人力資本投資的重要因素。首先,民營企業規模與收益穩定性都不及國有企業[21],極大削弱了民營企業對人力資本的投資意愿與技能溢價支付;并且,擁有高學歷與高技能的人才更傾向于進入福利待遇與社會地位較高的組織[22],國有企業在這方面具有獨特優勢。其次,由于我國以間接融資方式為主導的金融體系中,銀行的信貸發放會因產權異質而產生“信貸歧視”,進而形成長期以來民營企業面臨的“融資難、融資貴”的問題,降低了民營企業致力于人力資本這一關涉高質量發展投資的積極性。再次,民營企業面臨嚴峻的稅收負擔與市場競爭,渴求通過技術升級轉型而提高核心競爭力,但創新活動高風險與長回報周期致使民營企業的創新意愿降低[23],降低了其對高技能、高學歷人才的需求。反觀國有股東參股民營企業有助于發揮異質股東資源優勢與治理效應;同時,國有股東的政治屬性為參股民營企業帶來政治關聯、信用背書等隱性優勢[24]。因此,體制與資源優勢疊加將提升參股民營企業的社會地位、完善員工權益保護,并促進企業降低短期利益偏好,致力于研發創新,從而增加對高素質人力資本的需求,促進人力資本結構升級。因此,本文提出如下假設:

H1:國有股東能夠促進參股民營企業人力資本結構升級。

(二) 國有股東影響參股民營企業人力資本結構的機制

1. 提升社會地位

國有股東參股民營企業能夠提升民營企業社會地位,進而吸引高層次人才。根據角色理論,企業個體參與社會運轉而具備的社會屬性與地位差異能夠影響外部投資者認知與行為[25]。根據股東資源理論,國有股東參股不僅能夠為民營企業帶來財務資源,更具備非財務屬性資源的投入。一方面,國有股東的參與使得民營企業與政府建立了政治關聯,有助于企業爭取政府補助等政策性資源傾向,并且在債務融資方面提供隱形的信貸擔保[26],由此對民營企業產生的資質認定改善了其所處的社會地位。另一方面,民營企業能夠借助反向混改具有的產權保護特性,發揮信號傳遞效應,緩解民營企業所面臨的“統計偏見”[5],以此提高其社會地位與關注度。譬如,外部債權人因民營企業規模小或抵押能力較差而提高信貸成本與縮短債務期限,抑或擁有高學歷、高技能的人才礙于民營企業的經營穩定性或權益保護較差而傾向入職國有企業。而今,國有股東所具有的監督與資源效應,改善了民營企業的治理水平與擔保能力[6],進而削弱了銀行、分析師或高素質求職者等對民營企業的群體偏見。因此,民營企業因風險承擔能力、整體治理水平與盈利能力的綜合提升,提高了其社會地位,便于吸引高學歷與高技能人才,促進人力資本升級。

2. 提高員工權益保護

國有股東能夠提升參股民營企業對員工權益的保護,吸引并留住高層次人才。基于現實情況,民營企業對社會保險繳費的積極性存在欠缺,實際繳費率與名義繳費率存在較大差異[27]。國有股東參股民營企業,一方面發揮著資源效應,降低民營企業因對人力資本投資而對現金流的擠占成本,提高其投資人力資本的意愿,以增強市場競爭力與發展潛力;另一方面國有股東的政治屬性與價值取向約束著管理層經營決策中的不合規行為,降低了代理沖突,促進民營企業對員工權益保護制度的完善與落實[20],有利于吸引高技能人才。此外,企業年金作為自愿性補充保險,對員工發揮著“篩選”與“激勵”效應[28],有助于吸引、留住高素質員工并提高生產效率。

3. 增加創新意愿

國有股東參與治理增進了民營企業的創新意愿,進而提升對高層次技能人才的需求。根據創新收益觀,企業的創新意愿會隨著有效的收益擔保而提升,而所有制隱含的融資優勢與成果轉化能力為企業創新這一長期活動提供保護[7]。民營企業面臨嚴峻的市場競爭,迫切需要通過創新提高市場競爭能力,但礙于創新活動風險大、周期長、投入高等引發的不確定性,民營企業的創新活力未得到充分釋放。據此,國有股東參股民營企業所具有的政治紐帶與產權保護向資本市場傳達積極信號,為民營企業的信貸融資提供擔保,降低了銀行發放貸款時的所有制偏見,進而助推民營企業對創新的投資意愿[8],并且國有股東的參與能夠完善內部治理,提高代理效率,更助推民營企業對創新活動的成果轉化與價值發揮。由此,基于資本與高技能勞動互補的關系,企業創新投入的增加必然會提升對高素質人才的需求與技能溢價的支付[14],以增進技能勞動者與先進技術應用的適配性,從而促進人力資本結構升級。

基于以上分析,本文提出如下假設:

H2:提升社會地位、加強員工權益保護與提高研發意愿,是國有股東促進參股民營企業人力資本結構升級的機制。

三、 研究設計

(一) 樣本選取與數據來源

由于萬得數據庫(Wind)從2011年開始統計員工學歷與技能數據,故樣本區間為2011—2021年,并以實際控制人為民營股東的公司為研究對象,其中,實際控制人屬性根據年度報表披露,未披露實際控制人的樣本數據源自天眼查、企查查等網站手工搜集。國有股東參股比例數據根據上市公司年報信息手工搜集,員工學歷與技能信息來自萬得數據庫,其余財務數據來自國泰安數據庫。并依照研究慣例,本文剔除下列樣本:金融業;實際控制人屬性不明;主要財務數據缺失;ST、*ST公司;員工人數小于30人;最終得到14422個年度-企業樣本。

(二) 主要變量測度

1. 被解釋變量:人力資本結構(LabCap)

人力資本結構,本文借鑒胡玥等的研究[11]從兩個維度衡量。首先,根據員工受教育水平區分人力資本,用本科及以上學歷員工占總員工人數的比例(Edu)反映企業人力資本的學歷結構;其次,以員工工作性質區分人力資本,用技術員工占總員工比例(JobTech)衡量人力資本的技能結構。本科學歷及以上員工占比或技術員工占比越高,認為企業人力資本結構越好。

2. 解釋變量:國有股東參股(Mix)

首先,借鑒劉惠好和焦文妞的研究[19],本文設置國有股東參股連續變量與虛擬變量,具體為前十大股東中國有股東參股比例之和(Srate)與前十大股東中是否有國有股東參股(Sdum);其次,國有股東能夠通過董事派遣等方式參與民營企業內部治理,所以本文以國有股東董事派遣占董事會人數之比(Drate)與是否派遣董事(Ddum)衡量反向混改的治理作用。

3. 控制變量

參考已有文獻[12,20],本文控制企業與區域層面因素,并控制年度與行業。

表1 主要變量定義表

(三) 模型設定

構建模型(1)分析國有股東如何影響參股民營企業人力資本結構。

LabCapi,t=α0+α1Mixi,t-1+αXi,t-1+Year+Ind+εi,t

(1)

模型中,i與t代表企業與年度,LabCap為人力資本在學歷結構(Edu)與技能結構(JobTech)方面的衡量;Mix代表反向混改程度,考慮到國有股東參股民營企業所發揮的效果可能存在時滯,故使用其滯后一期數據;X為控制變量合集。為緩解控制變量帶來的內生性干擾,將所有控制變量滯后一期;Year與Ind代表年度與行業層面的固定效應,ε為隨機干擾項,預期核心解釋變量的回歸系數α1為正。

四、 實證結果與分析

(一) 描述性統計與相關性分析

表2為主要變量描述性統計。樣本企業高學歷員工占比均值為0.259,最大值與最小值分別為0.877與0.000,技術員工占比均值為0.222,最大值與最小值分別為0.864與0.000,代表樣本企業間人力資本結構差異較大,部分企業人力資本結構提升空間較大。國有股東參股比例均值為0.019,最大值為0.241,而存在國有股東參股的企業占樣本企業的44.7%,可知國有股東參股民營企業的現象較為常見,但參股量較低;同樣,董事委派比例與是否存在董事委派變量,均值分別為0.006與0.048,表明國有股東委派董事參與治理的比例較低。

表2 主要變量描述性統計(觀測值=14 422)

未報告的主要變量Pearson相關系數顯示,國有股東持股比例(Srate)與高學歷員工占比(Edu)的相關性系數為0.020,在5%水平顯著,初步驗證了假設H1;國有股東參股比例(Srate)與技術員工占比(JobTech)的相關性系數為-0.008,但是不顯著,仍需進行進一步檢驗;并且,變量間相關性系數絕對值均在0.5以下,多重共線性問題不嚴重。

(二) 基本回歸分析

表3為國有股東影響參股民營企業人力資本結構的基本回歸結果。由表3可知,國有股東參股比例(Srate)對高學歷員工占比(Edu)與技術員工占比(JobTech)的回歸系數分別為0.357與0.245,均在1%水平上顯著;國有股東董事委派比例(Drate)對高學歷員工占比(Edu)與技術員工占比(JobTech)的回歸系數分別為0.361與0.314,均在1%水平上顯著;并且國有股東參股與董事委派的虛擬變量(Sdum與Ddum)系數亦在1%水平上顯著為正,因此,國有股東參股及董事委派有助于提升民營企業人力資本結構,支持了假設H1。

表3 國有股東與參股民營企業人力資本結構回歸結果

(三) 穩健性檢驗(1)限于版面,回歸結果留存備索。

1. 更換解釋變量

我國《公司法》規定單獨或合計持股公司10%以上股份的股東可以自行召集和主持股東大會,因此,本文重新定義國有股東參股,持股比例在10%及以上時S10dum賦值為1,否則為0。更換解釋變量后對模型(1)重新回歸,解釋變量(Srate)回歸系數分別為0.047與0.035,均在1%水平上顯著為正,結論穩健。

2. 更換被解釋變量

參考胡玥等的研究[11],本文分別用本科以上學歷員工與技術員工人數的自然對數衡量人力資本結構,用lnEdu、lnTech表示。解釋變量(Srate)回歸系數分別為1.667與1.092,且均在1%水平上顯著,結論穩健。

3. 安慰劑檢驗

為避免其他未觀測因素的影響,本文進行安慰劑檢驗。提取樣本中“企業-年度”觀測值,并將其進行隨機分配到其他企業年度中,對模型(1)進行回歸,并對上述過程重復500次,結果如圖1。可知隨機分配后國有股東參股對高學歷員工占比(Edu)與技能員工占比(JobTech)回歸得出的t值集中分布在0值附近。因此,未觀測因素沒有顯著影響國有股東與參股民營企業人力資本結構的關系,假設H1穩健。

圖1 安慰劑檢驗:隨機處理后解釋變量(Srate)t值分布圖

(四) 內生性檢驗(2)限于版面,回歸結果留存備索。

1. 傾向得分匹配法

為緩解可觀測變量產生的系統差異對結論的偏誤影響,本文采用傾向匹配得分法對樣本進行篩選,具體參考汪圣國等的研究[20],基于國有股東是否參股民營企業進行分組,將存在國有股東的民營企業設定為處理組,以企業層面控制變量為協變量,采取有放回的最近鄰1∶1匹配方法,并加入半徑限定,在匹配值小于0.05才選擇此樣本,匹配前后樣本的控制變量基本不存在顯著差異,通過平衡性檢驗;高學歷占比(Edu)與技術員工占比(JobTech)所對應的ATT值分別為4.63與3.65,均在1%水平上顯著。基于此,對篩選出的樣本進行回歸,國有股東參股比例(Srate)的系數均在1%水平顯著為正。

2. Heckman兩階段回歸

國有股東參股與董事委派可能存在非隨機性,即國有資本會傾向于參股本身人力資本水平較高的民營企業,由此產生樣本自選擇問題。為避免這一影響,參考羅宏和秦際棟的研究[8],本文采取Heckman兩階段回歸法對選擇偏差進行控制,首先,選取同年度同行業除自身外的民營企業國有股東參股比例均值作為識別變量,對是否存在國有股東參股進行Probit回歸,所得逆米爾斯比率(IMR)納入模型(1)中進行回歸。其中對高學歷員工占比(Edu)對應的IMR在1%水平顯著為正,國有股東參股變量(Srate)在緩解樣本自選擇問題后仍在1%水平上顯著為正,而與技術員工占比(JobTech)對應的IMR變量不顯著,表明樣本自選擇問題未造成顯著影響,結論穩健。

3. 工具變量法

國有股東與參股企業人力資本結構可能存在互為因果或遺漏變量等內生性問題,為避免其對結果造成的偏誤影響,借鑒許家云等的研究[29],以省份-行業層面平均的國有股東參股比例(IV)作為工具變量,進行兩階段回歸。考慮到省份-行業混改程度依賴于地區及行業層面的不同特征因素,與單個企業自身特征無關,而與解釋變量直接相關,故此工具變量滿足外生性與相關性。檢驗中,工具變量(IV)的Kleibergen-Paap rk LM值為29.18,拒絕識別不足假設;Kleibergen-Paap Wald rk F值為203.24,拒絕弱工具變量假設。第一階段工具變量(IV)回歸系數為0.949,在1%水平上顯著,即解釋變量與工具變量高度相關;第二階段回歸結果中,國有股東參股(Srate)系數分別為0.654與0.298,且至少在10%水平上顯著,結果穩健。

4. 多期雙重差分法

為緩解樣本選擇偏誤潛在的內生性,本文借鑒趙彥鋒等的研究[7]構建多期雙重差分模型(2)。

LabCapi,t=β0+β1Changei,t-1+β2Treati+βXi,t-1+Year+Ind+εi,t

(2)

模型(2)中,設置虛擬變量Treat,控制組Treat取值為0,代表樣本期內始終沒有國有股東參股的民營企業,實驗組Treat取值為1,代表樣本期內存在國有股東參股的民營企業;設置國有股東參股虛擬變量Change,存在國有股東參股為1,否則取值為0;為降低國有股東多次進入退出引發的噪聲干擾,并考慮國有股東對人力資本結構的影響可能較為遲緩,故只將第一次股東變更當年及后一年的時間納入樣本。由回歸結果可知Change系數分別為0.021與0.014,至少在5%水平顯著,代表國有股東進入民營企業當年及后一年能夠促進民營企業人力資本結構升級,假設H1結論穩健。同時,多期雙重差分模型的應用前提是滿足平行趨勢假設,本文選取國有股東參股前5期與參股當年及下一年進行平行趨勢檢驗,結果國有股東參股前民營企業人力資本學歷與技能結構變量系數均未達顯著性水平(置信區間為95%),而在參股當年及下一年的人力資本結構變量滿足顯著性水平,表明多期雙重差分模型應用無誤。

(五) 作用機制檢驗

理論分析顯示,提升民營企業社會地位、加強員工權益保護、提高研發意愿是國有股東提升參股企業人力資本的機制,本文參考江艇的研究[30]構建模型(3)。

Medi,t=δ0+δ1Mixi,t-1+δXi,t-1+Year+Ind+εi,t

(3)

模型(3)中Med為機制變量,分別為社會地位(Status)、社保繳納水平(Social)、年金密度(Pension)與研發意愿(RDI);因被解釋變量改變而相應調整控制變量,具體而言,社會地位提升機制中加入媒體關注(Media,用新聞標題中出現公司的次數+1取自然對數衡量)與是否“四大”審計(BIG4,是否為四大事務所的虛擬變量);在員工權益保護機制中加入工資水平(Wage,應付職工薪酬除以員工人數后取自然對數)與勞動雇傭(Lab,員工人數的自然對數);創新意愿機制中控制變量則與主回歸一致。并且,調整的控制變量均作滯后一期處理。

1. 提升社會地位

借鑒Shen等、趙彥鋒和原盼盼的研究[25,31],本文運用模型(4)計算的殘差衡量社會地位(Status)。其中,LnAA為分析師關注度,用樣本年度分析師跟蹤人數+1取自然對數衡量;LnRET代表股票收益率,以樣本累計股票累計收益率+1取自然對數衡量;StdRET為股票收益波動,用樣本當年月度股票收益率標準差衡量;SIZE與ROA分別為企業規模與總資產收益率。對模型(4)回歸取殘差標準化值衡量企業社會地位(Status)。

LnAAi,t=γ0+γ1SIZEi,t+γ1LnRETi,t+γ1ROAi,t+γ1StdRETi,t+εi,t

(4)

社會地位機制回歸結果見表4,回歸系數分別為0.792與0.200,且至少在5%水平顯著,表明國有股東能夠通過提升參股民營企業社會地位促進其人力資本結構升級;但董事派遣變量系數不顯著,可能的原因是樣本中董事派遣占比較少,提升社會地位的作用有限。

表4 社會地位機制回歸結果

2. 加強員工權益保護

對于員工權益保護的衡量,本文參照夏常源等的研究[32],一方面用應付職工薪酬科目下基本養老保險與醫療保險貸方發生額(萬元)除以員工人數衡量社保繳納水平(Social);另一方面,以年金本期發生額(萬元)除以員工人數測度年金密度(Pension)。該機制回歸結果見表5,由此可知國有股東能夠提升參股民營企業社保繳納水平與年金密度,發揮對高學歷、高技能人員的吸引與保留作用,促進人力資本結構升級;但董事派遣可能由于比例較低未能對員工權益保護制度的完善與落實發揮顯著作用。

表5 員工權益保護機制回歸結果

3. 強化研發投入意愿

借鑒余漢等的研究[33],本文以研發投入占營業收入的比重度量研發意愿(RDI)。該機制回歸結果見表6,國有股東參股與董事派遣均能提升參股民營企業的研發意愿,發揮其資源優勢與產權保護的作用,增加對高學歷與高技能人員的需求,促進人力資本結構升級。

表6 研發意愿機制回歸結果

(六) 影響路徑分析

受制于融資約束與低風險抵御能力,民營企業創新活力較低,降低了對高學歷與技能員工的需求,從而鎖定在產業鏈低端,并且民營企業可能因內部控制體系不完善、代理沖突等而存在員工錯配現象。而國有股東進入民營企業形成的產權保護提升其社會地位,監督功能完善了員工保護措施,吸引并留住了眾多高素質人力資本,同時,研發意愿的提升促使民營企業敢于向創新領域投資,加大了對高附加值人力資本的需求,而對工作重復性高、技術含量低的低學歷員工或非技能人員產生擠出效應。因此,推測國有股東促進參股企業人力資本升級的路徑為:高學歷(技能)人力替代低學歷(技能)員工,為檢驗該預期,用高中學歷以下的員工占比(Under)衡量低學歷員工;并依據崗位職能分別計算生產員工占比(JobProd)和銷售員工占比(JobMarket);這三個變量分別替換模型(1)的被解釋變量,回歸結果見表7列(1)至列(3),國有股東參股顯著降低了低學歷員工以及生產人員的需求,而銷售人員需要較強的溝通技巧與例外事項處理能力,故對其影響并不顯著。總體來看,國有股東促進參股民營企業人力資本結構升級的路徑為增加高技能員工需求、擠出低技能員工需求。

表7 影響路徑以及制度因素調節效應回歸結果

五、 進一步研究

(一) 制度因素的調節效應

政府干預會對民營經濟市場化進程帶來不利影響,行政因素會負向影響企業資源配置效率。但在全面深化改革的背景下,政府既不能“缺位”,也不“越位”,因此,民營企業引入國有股東參與治理絕不是零和博弈,反而這種“逆向”的混合所有制改革,不但增強了民營經濟的發展韌性,也能通過監管保障了市場的公平競爭,有利于市場經濟的健康發展。故本文預期,政府與企業的關系能夠正向調節國有股東參股對民營企業人力資本結構升級的效果。同樣,要素市場發育程度代表了地區金融市場、人力資本市場與科技市場的發育情況,要素的市場化配置能夠提高資源配置效率。良好的要素發展環境代表著資金融通的便利性、充足的人才儲備與供應與創新成果轉化能力,并且,國有股東能夠提升參股民營企業的社會地位與強化員工權益保護,增強其在要素市場中的競爭力,本文預期要素市場發育程度會強化國有股東改善參股民營企業人力資本結構的效果。本文用《中國分省份市場化指數報告》中的政府與市場關系(Gov)以及要素市場發育程度(Factor)衡量企業外部制度環境,將其與國有股東參股變量的交乘項引入模型(1)考察政府與企業關系、要素市場發育程度對國有股東參股對人力資本結構影響的調節效應。回歸結果見表7列(4)至列(7),交互項回歸系數至少在5%水平上顯著為正,表明政府與企業關系、要素市場發育程度能夠正向調節國有股東對參股民營企業人力資本結構的提升作用。

(二) 經濟后果

作為能動性要素,人力資本升級能否擴大企業產值、改善勞動收入值得進一步關注。一方面,國有股東參股提升了民營企業高素質人才隊伍,由此通過高效生產增加經營業績,助力民營企業“做大蛋糕”;另一方面,國有股東政治屬性的監督效能對收入分配格局產生影響,并且企業為匹配創新投入而支付更高的技能溢價,由此提升了勞動收入份額,發揮“分好蛋糕”的作用,這兩方面共同作用于企業內部共同富裕。對此,本文構建模型(5),Econ代表經濟后果變量,均取t+1期,借鑒方明月等的研究[34],以營業收入的自然對數衡量營收規模(lnS),以支付給職工以及為職工支付的現金加上應付薪酬變動額衡量勞動收入并取自然對數(lnLS),再將勞動收入除以總資產取對數測度勞動收入份額(lnLSR),回歸中重點考察國有股東參股(Mix)與人力資本結構(Labcap)交乘項的回歸系數。結果見表8的列(1)、列(3)、列(5),交乘項(Edu×Srate)系數顯著為正,國有股東通過提升參股民營企業高學歷員工規模,有助于提高營業收入規模與勞動收入份額,表明既能“做大蛋糕”,又能平衡勞動與資本因素而“分好蛋糕”;而表8的列(2)、列(4)、列(6)中,交乘項(JobTech×Srate)系數雖然為正,但是不顯著,可能的原因在于技術成果轉化需要時間。綜上來看,國有股東的人力資本升級效應能夠促進參股民營企業實現內部共同富裕。

表8 經濟后果回歸結果

Econi,t+1=μ0+μ1Mixi,t-1+μ1Labcapi,t+μ1Mixi,t-1×Labcapi,t+μXi,t-1+Year+Ind+εi,t

(5)

六、 結論性評述

本文使用我國滬深A股2011—2021年民營上市公司數據,考察了國有股東對參股民營企業人力資本結構的影響,形成以下結論:(1)國有股東參股能夠促進民營企業人力資本結構升級。(2)提升社會地位、加強員工權益保護與提高研發意愿是國有股東促進參股民營企業人力資本結構升級的作用機制;對低學歷及生產人員的擠出,是國有股東優化民營企業人力資本結構的路徑。(3)政府與企業關系、要素市場發育程度對國有股東提升民營企業人力資本結構具有正向調節作用。(4)就經濟后果來看,國有股東通過促進參股民營企業人力資本結構升級而增加營業收入及勞動收入份額,助力高質量發展與共同富裕。

本文具有以下啟示:首先,政府應持續推進“反向混改”。通過不同股權資本配置間的協調發展與互利共進,將國有股東的增信和治理優勢與民營企業的市場化基礎有機結合,完善資本與勞動要素的科學配置,共同為民營企業的發展壯大提供堅實保障。其次,堅持市場化改革方向,推進“放管服”改革以優化營商環境,確保反向混改的人力資本結構效應作用到民營企業高質量發展的實處,不斷激發市場主體活力與創新動力。最后,處理好與政府的關系對民營企業健康發展至關重要。民營控股股東應積極配合國有股東的治理,提升其要素市場與社會體系中的競爭力,并積極投身于創新活動以吸引更多高附加價值的人力資本。同時,研究中發現人力資本結構升級會對低技能勞動者與低學歷員工產生擠出效應,為緩解轉型所帶來的結構性失業問題,企業應注重員工培訓與權益保護,鼓勵員工“干中學與學中干”,支持員工提升自身技能,實現人力資本結構升級,以支持民營企業轉型與高質量發展。

國有股東不僅能為參股民營企業帶來資源,而且能夠治理與規范企業行為,使其更為注重發展的質量與可持續性,進而實現“國民共進與互贏”。然而,人力資本作為推動企業高質量發展的關鍵因素與內源動力,鮮有文獻涉及國有股東如何影響參股民營企業人力資本結構。本文對此進行了嘗試:立足于企業經濟與社會屬性,探討了國有股東促進參股民營企業人力資本結構升級的機制與路徑、作用環境及經濟后果,但是,以下問題有待深入。第一,在作用環境上本文僅分析了政府干預程度、要素市場發育程度的影響,然而國有股東的層級、業務范圍、市場地位及行業特征等因素的異質影響值得后續關注。第二,國有股東促進人力資本結構升級的路徑表現為擠出生產工人及低學歷員工,那么如何從正式與非正式制度建設上保障非技能員工等民營企業中弱勢群體的權益尤為重要,也是深入推進共同富裕戰略的應有之義。第三,經濟后果雖然提供了人力資本結構升級對要素收入分配積極影響的證據,但是沒有進一步考察高技能人才聚集對企業創新持續性以及產業鏈供應鏈安全與韌性的作用。