新舊動能轉換進程中企業創新發展的收入分配效應

摘 要：實現新舊動能轉換，推動企業創新發展是推動高質量發展的必然要求，其是否也是實現平衡增長、助力共同富裕的重要途徑？本文構建了新舊動能轉換進程中的企業創新發展指數，采用2015—2022年中國A股上市公司數據，實證檢驗了企業創新發展的收入分配效應。研究發現，企業創新發展顯著提升了企業勞動收入份額，但對勞動收入差距的影響呈現先擴大后縮小的倒U型趨勢。進一步分析表明，企業創新發展對行業內企業間勞動收入差距的影響也呈現先擴大后縮小的倒U型趨勢。異質性分析表明，企業創新發展顯著提升了民營企業、小規模企業和技術密集型企業的勞動收入份額。機制分析表明，企業創新發展通過改變創新發展行為、提高人力資本水平、提升企業生產效率和增強市場競爭程度四個機制提高了勞動收入份額，并對勞動收入差距產生倒U型影響。本文的研究結論對于實現全體人民共同富裕具有重要意義。

關鍵詞：企業創新發展；新舊動能轉換；勞動收入份額；勞動收入差距

中圖分類號：F404.2 文獻標識碼：A 文章編號：1000-176X（2024）06-0094-15

一、引 言

加快新舊動能轉換是推動高質量發展的內在要求［1］。作為發展新質生產力的重要市場主體，企業在培育壯大新動能、推動創新發展的同時，也能推動高質量發展、改變收入分配格局、推進共同富裕。共同富裕在企業層面既表現為勞動收入份額的提高，也表現為勞動力之間收入差距的縮小。企業創新發展與其收入分配結構密切相關。一方面，創新發展會形成新質生產力，從而提升企業生產效率，尤其是勞動生產率，最終影響勞動收入份額；另一方面，創新發展優化了企業要素配置，尤其是勞動力要素，從而改變勞動力之間的收入分配。

對于勞動收入份額問題，有學者研究發現，1980—2008年，全球許多國家的勞動收入份額都顯著下降，中國也不例外［2-3］。根據國家統計局的數據，2008年之前，中國的勞動報酬占國內生產總值的比重呈現明顯下降趨勢，2008年之后，則開始波動上升，在進行更嚴謹的數據調整后，這種U型趨勢依然存在［4-5］。針對這種U型趨勢，劉亞琳等［5］認為，產業結構變化中勞動收入份額的U型趨勢是由工業比重的倒U型趨勢決定的。王林輝和袁禮［6］從經濟周期、勞動偏向型技術進步等角度對此現象進行了探討。對于收入差距問題，國家統計局的數據顯示，2003—2021年，中國的基尼系數呈現倒U型趨勢，拐點出現在2008年左右。上述勞動收入份額和基尼系數的變動趨勢的拐點幾乎在同一時期出現，說明2008年國際金融危機之后，尤其是2012年左右經濟新常態之后，中國勞動收入份額的回升態勢與收入差距的收斂趨勢并存。這一期間，也正是中國在經歷了粗放式增長后開始強調新舊動能轉換和創新發展的時期。《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十二個五年規劃綱要》強調，要把經濟結構戰略性調整作為加快轉變經濟發展方式的主攻方向。2016年《政府工作報告》提出，培育壯大新動能，加快發展新經濟。黨的二十大報告也強調，要不斷塑造發展新動能新優勢。那么，中國收入分配格局的變化趨勢是否與這一時期重視新舊動能轉換、促進企業創新發展有關？關于科技創新的收入分配效應的研究非常豐富，如Acemoglu［7］ 與王林輝等［8］ 探討人工智能等技術進步對勞動收入的影響。肖土盛等［9］ 與趙建國等［10］研究了數字經濟、數字化轉型在勞動收入分配格局及就業中的作用。上述研究更側重于創新結果對勞動收入分配的影響，本文重點關注新舊動能轉換進程中的創新發展。

相對于已有文獻，本文的邊際貢獻如下：其一，以往類似研究中的數字化轉型、創新投入、新技術運用等都只是反映了企業創新發展的局部行為。然而，不同企業的生產經營形式存在差異，創新發展方向也會存在差異。例如，企業的機器人滲透率低不代表企業沒有創新，企業仍然可能通過制度創新、組織創新和模式創新等方式實現創新發展。不管企業選擇何種方式創新，對于上市公司而言，這都屬于公司發展的重大事項，會在年度報告中予以適當披露。因此，本文基于注意力配置模型，利用企業年報的文本分析方法和機器學習技術，構造企業對創新發展的重視程度的指標，以此反映企業創新發展情況。相較于單一維度變量，這種衡量方法能夠更全面、更立體地刻畫企業創新發展。其二，企業創新發展指標的衡量信息來自企業年報，企業所披露的創新發展等各種計劃，在現實中并不一定會實施，從而導致結果偏差。為了驗證這種情況，本文進行了實證檢驗，證實了企業自身的言行一致性，這是對現有研究的補充。其三，本文實證分析了新舊動能轉換進程中企業創新發展的收入分配效應，對推進全體人民共同富裕具有重要意義。

二、理論分析與研究假設

企業創新發展對企業勞動收入份額的影響可以從四個方面進行考察。其一，技術進步是實現企業創新發展的重要抓手，Karabarbounis和Neiman［2］與宋冬林等［11］指出，隨著技能需求增長和技能溢價，中國的技術進步逐漸表現為技能偏向型，進而提高了高技能勞動力收入水平。其二，技術進步對勞動力需求會同時產生兩個方面的影響：一方面，技術進步降低了舊產業、舊崗位的勞動力需求，產生就業替代效應；另一方面，技術進步能夠創造新興就業崗位，進而增加了新產業、新崗位的勞動力需求，帶來就業創造效應。這兩個方面的影響決定了技術進步對勞動力需求的最終影響方向［12］。Olmstead和Rhode［13］以農業機械化改革檢驗了這一推論，19世紀下半葉開始的農業機械化盡管降低了農業的勞動份額和就業，由于制造業和服務業引入了一系列新任務，總體勞動力需求上升。基于此，如果就業創造效應大于就業替代效應，則創新發展將提高企業對勞動力的需求，進而增加勞動收入份額。其三，企業創新發展的目的之一就是通過技術進步提高生產效率，從而更高效地生產產品、提供服務，創造更大的利潤空間。因此，隨著創新發展程度上升，勞動生產率得以提高，從而改變企業勞動收入分配結構。其四，市場競爭是影響勞動收入份額的關鍵因素。Autor等［14］發現，隨著行業發展越來越具有“贏家通吃”的特征，其中一家企業（或少數企業） 可以獲得非常大的市場份額從而成為“超級明星企業”，隨著“超級明星企業”所占市場份額的提升，總勞動收入份額將趨于下降，這意味著壟斷性更強的企業以更強的定價能力獲得超額利潤，資本所有者獲利更多，導致勞動收入份額下降。因此，企業創新發展縮短了企業提供創新產品和優質服務的周期，吸引了更多企業加入競爭，最終加強了市場競爭程度，倒逼企業為了吸引和留住高技能勞動力而更加注重激勵、提高勞動收入份額。基于此，本文提出如下研究假設：

假設1：企業創新發展能夠顯著提升其勞動收入份額。

既有研究發現，在新技術應用初期，技能溢價的存在使得技能勞動力與非技能勞動力的勞動收入差距擴大，當新技術進一步擴散，非技能勞動力逐漸掌握新技術之后，技能溢價逐漸減少，勞動收入差距將會縮小［15］。Acemoglu和Restrepo［16］ 基于人工智能發展的研究支持了這一結論，在人工智能發展的初級階段，人工智能更多地替代中低技能勞動，使得不同技能勞動力的收入差距擴大，隨著技術的發展，人工智能將推動全社會的勞動技能提高，釋放出大量的生產力，促進經濟社會跨越式發展，這又將縮小不同技能勞動力的收入差距。基于中國情景的研究也發現，數字化轉型對企業內部收入不平等存在倒U型影響［17］。在創新發展初期，高技能勞動力以其掌握的知識和對新技術相對嫻熟的應用在勞動力市場上迅速獲得優勢，企業對高技能勞動力的需求上升。相較于低技能勞動力，高技能勞動力的工資提高得更快，勞動收入差距擴大。伴隨著創新發展程度的進一步上升和“干中學”效應，低技能勞動力逐漸接受新技術并提高生產能力，技術進步向低技能勞動力溢出，高技能勞動力原先的知識溢價逐漸減少，從而縮小勞動收入差距。因此，企業創新發展對其勞動收入差距的影響是先升后降的。基于此，本文提出如下研究假設：

假設2：企業創新發展對其勞動收入差距具有倒U型影響。

一般情況下，企業在年報中披露的信息反映了其開展的真實生產經營活動。如果企業言行一致，文本分析得出的指標能夠反映企業的真實經營情況；如果企業言行不一致，文本分析得出的指標未必能夠反映企業的真實經營情況。因此，企業年報中對創新發展的相關描述是否是其真實的創新行為（包括加大研發投入、取得更多的專利數量等） 的反映就存在一定的疑義，這種言行一致性不僅是構造指標具有合理性的前提，也是企業創新發展影響其收入分配的關鍵。基于此，本文提出如下研究假設：

假設3a：企業創新發展能夠通過改變創新發展行為，提升其勞動收入份額，并對其勞動收入差距產生倒U型影響。

既有研究發現，企業數字化轉型離不開高素質數字人才的支撐。隨著企業對高素質數字人才的需求上升和爭奪加劇，企業不得不通過提高薪酬待遇的方法吸引優秀人才，從而使高技能勞動力的議價能力和工資水平得以提高［18］。因此，企業生產技術升級將引致高技能勞動的需求并擠出部分低技能勞動以優化人力資本結構，進而提升企業勞動收入份額［9］。高技能勞動力的加入優化企業整體人力資本結構，提高了勞動力的生產力，最終提升了勞動收入份額，由于勞動力的技能存在差異，勞動力之間的收入分配也有所不同［15］，高低技能勞動力之間的收入差距擴大。隨著企業創新發展的深化和人力資本水平的進一步提高，技術進步逐漸向企業內低技能員工溢出，最終不同技能勞動力之間的收入差距縮小。基于此，本文提出如下研究假設：

假設3b：企業創新發展能夠通過提高人力資本水平，提升其勞動收入份額，并對其勞動收入差距產生倒U型影響。

人工智能的蓬勃發展與廣泛應用提高了勞動生產率，這種生產率差異是人工智能的應用改變勞動收入份額和不同技能勞動力之間收入差距的關鍵因素［19-20］。企業創新發展能力的增強能夠優化企業生產流程，帶動生產方式的自動化、數字化變革和管理流程的優化升級，進而提高生產效率，增加勞動產出價值，提高其議價能力，最終提升勞動收入份額。此外，企業整體生產效率的提升能夠使其以更具競爭力的價格提供產品和服務，促使企業擴大生產經營規模，從而進一步增加勞動力需求，提高勞動收入份額［12］。在企業生產效率提升初期，高技能勞動力生產效率提升較快，導致不同技能勞動力之間收入差距擴大。之后，“干中學”效應使得低技能勞動力生產效率也逐漸提升，最終勞動力之間的收入差距縮小。基于此，本文提出如下研究假設：

假設3c：企業創新發展能夠通過提升其生產效率，提升其勞動收入份額，并對其勞動收入差距產生倒U型影響。

Autor等［14］發現，企業壟斷性越強，總勞動收入份額越低，市場競爭程度對企業勞動收入份額具有正向影響。而新技術的發展不僅提高了產品和服務的質量，縮短了其更新周期，而且打破了傳統行業之間的壁壘，降低了市場進入門檻，使得更多的企業有機會進入市場并與現有企業競爭，最終增強了市場競爭程度。隨著市場競爭程度的增強，企業對持續創新和高技能勞動力的需求倒逼企業提高勞動報酬以吸引和留住人才，從而提升勞動收入份額，促使高低技能勞動力之間收入差距擴大［15，21］。隨著市場競爭程度的進一步上升，企業間發展差距逐漸收斂，勞動收入差距也逐漸縮小。基于此，本文提出如下研究假設：

假設3d：企業創新發展會通過增強市場競爭程度，提升其勞動收入份額，并對其勞動收入差距產生倒U型影響。

三、研究設計

（一） 樣本與數據

本文以2015—2022年中國A股上市公司為研究樣本。為了能夠與中國政府實施新舊動能轉換并激勵企業創新發展的時間保持一致，本文的實證分析以2015年為樣本起始年份。本文對樣本進行如下處理：剔除營業總收入或增加值小于0的樣本；剔除關鍵變量缺失的樣本；對被解釋變量和控制變量進行上下5%的縮尾處理。企業年報數據來自深圳證券交易所網站和上海證券交易所網站。其他數據來自國泰安數據庫和Wind數據庫。

（二） 變量選取

⒈被解釋變量

本文的被解釋變量為勞動收入份額（wageshare） 和勞動收入差距（wagegap）。（1） 勞動收入份額。本文參考汪沖和宋尚彬［22］ 的做法，用支付給職工及為職工支付的現金總額/增加值×100衡量勞動收入份額。其中，增加值=營業總收入-營業總成本+支付給職工及為職工支付的現金總額+固定資產折舊+生產稅凈額，生產稅凈額=稅金及附加+增值稅-政府補助。（2） 勞動收入差距。本文參考黎文靖和胡玉明［23］的做法，采用［前三名高管薪酬總額/3-（支付給職工及為職工支付的現金總額-管理層薪酬總額） /（職工人數-管理層總人數）］ /10 000衡量勞動收入差距。在進一步分析中，本文深入探討了行業內企業間勞動收入差距。本文參考周云波等［24］的做法，用基尼系數（gini） 和泰爾指數（theil） 衡量行業內企業間勞動收入差距。

⒉解釋變量

本文的解釋變量為企業創新發展，用企業創新發展指數衡量。創新發展涵蓋的范圍非常廣，任何單一維度的特征變量都難以全面、完整地反映企業創新發展的真實情況［25-26］。為了解決上述問題，本文基于注意力配置模型，運用機器學習和文本分析技術，將中國A股上市公司年度報告中所有與創新發展的描述性詞匯一致的信息提煉出來，構建企業創新發展指數。

第一步，構建企業創新發展特征詞。在涉及新舊動能接續轉換促進創新發展的中央層面相關政策文件中，最為重要的是《國務院辦公廳關于創新管理優化服務培育壯大經濟發展新動能加快新舊動能接續轉換的意見》、黨的十九大報告、《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》和黨的二十大報告。培育壯大新動能是實現新舊動能轉換中創新發展的關鍵，新動能是指“以技術創新為引領，以新技術、新產業、新業態、新模式為核心，以知識、技術、信息、數據等新生產要素為支撐”的經濟發展新動力。本文選擇從新技術、新產業、新業態、新模式、新要素和轉型升級六個方面提取出與之相關的特征詞，具體如表1所示。

第二步，對企業年報進行文本分析。本文對2015—2022年中國A股上市公司年報進行手工整理，將選定的創新發展特征詞擴充到Python軟件包的“jieba”分詞庫中，對上市公司年報進行分詞處理，并統計出年報中出現特征詞的頻次。

第三步，構建企業創新發展指數（newd）。將統計得到的每一個特征詞在當年年報中出現的次數進行簡單加總，得到全部特征詞出現次數并除以100，作為企業創新發展指數。考慮到不同企業及同一企業不同年份的年報篇幅存在差異，本文也同時構建了消除年報篇幅影響的兩個相對指數，即創新發展特征詞匯總數/企業年報總字數×1 000（newda） 和創新發展特征詞匯總數/企業年報剔除停用詞后的總詞數×1 000（newdb）。上述三個指標反映企業創新發展的行為特征是一致的，即指數數值越大，說明企業對創新發展的重視程度越高。

⒊機制變量

本文的機制變量如下：（1） 創新發展行為。本文參考王銘槿和李永友［27］的做法，用企業研發投入（rde） 和專利數量（pat） 衡量創新發展行為。（2） 人力資本。本文參考廖紅偉和王馨悅［28］與肖土盛等［9］的做法，用高學歷員工占比（mas） 和技術員工占比（tech） 衡量人力資本。（3） 生產效率。本文參考王雄元和黃玉菁［20］的做法，用企業全要素生產率（TFP） 衡量生產效率。（4） 市場競爭。本文參考杜鵬程等［29］的做法，用行業內前20家企業主營業務收入與全行業主營業務收入之比的倒數（cr20） 衡量市場競爭。

⒋控制變量

本文參考李樹和王雨［17］ 的做法，控制如下變量：資產負債率（dar），用負債總額/資產總額×100%衡量。營業利潤率（opr），用營業利潤/營業收入×100%衡量。營業收入增長率（rgr），用本年營業收入增加額/上年營業收入總額×100%衡量。經營年限（age），用成立時間衡量。管理層持股比例（manshare），用管理層持股數/總股數×100衡量。市盈率（pea），用股票價格/每股收益×100%衡量。第一大股東持股比例（contl），用第一大股東持股數/總股數×100衡量。

（三） 模型構建

為了檢驗企業創新發展的收入分配效應，本文構建如下模型：

wageshareit = α0 + α1newdit + γcontrolit + μi + ηt + εit （1）

wagegapit = β0 + β1newdit + β2newd2it + ζcontrolit + μi + ηt + εit （2）

其中，newdit 表示第i個企業第t年的創新發展指數，wageshareit 和wagegapit 分別表示第i個企業第t年的勞動收入份額和勞動收入差距，controlit 表示一系列控制變量，μi 表示企業固定效應，ηt 表示年份固定效應，εit 表示隨機擾動項。模型（2） 使用了非線性的二次項，以識別企業創新發展對勞動收入差距的影響是否存在拐點。

（四） 描述性統計

本文主要變量的描述性統計結果如表2 所示。從表2 可以看出，勞動收入份額的均值為35. 851。勞動收入差距的均值為85. 636。企業創新發展指數中，企業年報中對創新發展相關特征詞的提及次數平均為177. 7次。其余變量的描述性統計結果均與文獻一致。

四、實證結果與分析

（一） 基準回歸結果與分析

企業創新發展對勞動收入份額和勞動收入差距影響的基準回歸結果如表3所示。表3列（1）和列（2） 的結果顯示，企業創新發展的系數均在1%水平上顯著為正，表明企業創新發展能夠顯著提升勞動收入份額，假設1得到驗證。表3列（3） 和列（4） 的結果顯示，企業創新發展的系數均在1%水平上顯著為正，企業創新發展二次項的系數在1%水平上顯著為負，表明企業創新發展對勞動收入差距的影響呈現倒U型趨勢，即在企業創新發展初期，高技能勞動力的技能溢價促使勞動力之間的收入差距擴大，隨著創新發展能力的進一步提升，技術進步向低技能勞動力溢出，勞動力之間的收入差距逐漸收斂，驗證了企業創新發展的持續并廣泛推進能夠起到優化收入分配結構、推進共同富裕的作用，假設2得到驗證。然而，表3列（4） 的結果顯示，這一倒U型趨勢的拐點出現在約9. 210（-7. 848/-0. 426×2），雖然本文樣本中該指數最大為15. 410，但位于9. 210—15. 410區間的企業樣本占比僅為0. 20%，說明中國絕大部分上市公司的創新發展程度尚處于擴大勞動收入差距的階段。這表明要實現全體人民共同富裕還需要企業在更廣泛的層面上持續推進創新發展。

（二） 內生性處理

⒈兩階段最小二乘法

既有研究發現，收入分配會影響自主創新能力的形成與發展，收入差距會通過“價格效應”“市場規模效應”對企業產品創新產生非線性影響。如果這一結果是普遍的，那么就會導致本文研究出現互為因果的內生性問題［30］。因此，本文使用工具變量法消除內生性問題可能造成的影響。工具變量構造的方法如下：利用省政府工作報告計算得到省政府重視的創新發展指數，并與企業所在省份進行匹配。本文參考肖土盛等［9］的做法，計算同行業除該企業外的創新發展指數均值。將滯后1期的省政府重視的創新發展指數與同行業除該企業外的創新發展指數均值進行交互，形成工具變量（newd_iv和newda_iv）。通過這種方法構造工具變量的原因是，省政府和同行業對創新發展的重視必然會影響到該省和該行業企業的創新發展。因此，滿足工具變量相關性要求。上述工具變量只能通過影響該企業的創新發展進而影響其收入分配結構，與原殘差項不存在相關性。因此，滿足工具變量的外生性條件。模型（1） 和模型（2） 的工具變量回歸結果如表4所示。其中，第一階段回歸結果顯示，工具變量的系數在1%水平上顯著為正，表明工具變量通過了相關性檢驗。第二階段回歸結果顯示，在處理了內生性問題之后，企業創新發展對勞動收入份額依然具有顯著的提升作用，對勞動收入差距的影響呈現顯著的倒U型趨勢。工具變量的回歸結果與基準回歸結果一致。

⒉Heckman兩階段法

本文使用管理層平均薪酬與員工平均薪酬的比值（wagegap1）衡量勞動收入差距，構造企業創新發展指標所依賴的信息是企業年報，如果企業年報中沒有出現相關特征詞，則認為企業沒有創新發展行為。事實上，企業在實際生產經營中可能開展了創新，只是未在年報中表述，或未按照表1所羅列的特征詞表述，會導致研究樣本可能存在自選擇問題。本文采用Heckman兩階段法進行檢驗，第一階段根據當年企業創新發展指數是否大于0，設置虛擬變量，進行概率預測。第二階段計算逆米爾斯比率并代入基準回歸模型中重新估計，結果如表5所示。第二階段回歸結果顯示，逆米爾斯比率不具有顯著性，說明不存在樣本自選擇問題。

⒊雙重差分法

可能會由于遺漏變量導致內生性問題。因此，本文利用2018年國務院批復設立的山東省新舊動能轉換綜合試驗區進行準自然實驗。根據這一政策，山東省被確定為以新舊動能轉換為核心內容的省級綜合試驗區，試驗區覆蓋山東省全境，致力于提高區域內新興產業發展，政策內涵與本文所關注的新舊動能轉換進程中的創新發展一致。因此，依據這一政策，本文將位于山東省內的上市公司樣本視為處理組，將位于其他省份的上市公司樣本視為控制組，將2018年及之后視為政策實施時間，并設定如下模型檢驗企業創新發展的收入分配效應。

wageit = θ0 + θ1treatit × postit + λcontrolit + μi + ηt + εit （3）

其中，i和t表示企業和年份，企業位于山東省，treatit為1，否則為0。時間處于2018年及之后，postit為1，否則為0。wageit 表示勞動收入份額或勞動收入差距，其他變量定義與模型（1）相同。

基于模型（3） 的回歸結果如表6所示。由于不同省份、不同行業的發展趨勢可能影響到政策效果，因而回歸中控制了省份/行業時間趨勢。表6列（1） 的結果顯示，treat×post的系數為5. 110，在5%水平上顯著，表明山東省新舊動能轉換綜合試驗區正式設立后，山東省內上市公司的勞動收入份額顯著提升，驗證了新舊動能轉換進程中企業創新發展對勞動收入份額的積極影響。表6列（2） 至列（5） 的結果顯示，基于全樣本的回歸結果不具有統計意義上的顯著性，根據企業創新發展指數的25%分位數、75%分位數將樣本劃分為創新發展程度低、創新發展程度中、創新發展程度高。分組回歸結果顯示，當企業創新發展程度低時，政策實施對處理組勞動收入差距不具有顯著影響；當企業創新發展程度中時，其勞動收入差距隨之擴大；當企業創新發展程度高時，其勞動收入差距又逐漸縮小。這表明創新發展對勞動收入差距具有先升后降的倒U型影響。依據準自然實驗的回歸結果也驗證了基準回歸的結論。

（三） 穩健性檢驗

⒈更換變量衡量方式

本文參考王雄元和黃玉菁［20］的做法，用應付職工薪酬貸方發生額占增加值的比重衡量勞動收入份額。本文參考魏志華等［31］的做法，用管理層平均薪酬與員工平均薪酬的比值衡量勞動收入差距。用創新發展特征詞匯總數占年報總字數的比重和創新發展特征詞匯總數占年報剔除停用詞后詞數的比重衡量企業創新發展。孟慶斌等［32］發現，企業年報中的“管理層討論與分析”部分反映了企業管理層對企業當前經營狀況及未來發展情況的分析，是財務報告中最重要的文本內容之一。因此，僅針對企業年報文本中“管理層討論與分析”部分的信息，重新衡量企業創新發展指數。更換被解釋變量和解釋變量后的回歸結果與基準回歸結果基本一致。

⒉控制省份時間趨勢

考慮到中國的勞動收入分配結構在經濟發達地區和經濟欠發達地區存在不同特征，這些不可觀測的因素也可能對企業收入分配產生影響。因此，在基準回歸模型中納入了省份虛擬變量的時間趨勢，回歸結果與基準回歸結果基本一致。

⒊構造平衡面板數據

在基準回歸中，為了保留足夠大的自由度，使用的是非平衡面板數據，這導致不同回歸中的樣本量不一致。為了避免樣本量不一致可能造成的潛在偏誤，本文采用平衡面板數據重新進行回歸。結果顯示，平衡面板數據的回歸結果與基準回歸結果一致。

五、進一步分析

（一） 行業內企業間勞動收入差距

企業間創新發展程度的差異會在行業內不同企業間形成有差異的勞動收入水平。本文參考周云波等［24］的做法，用基尼系數和泰爾指數反映行業內企業間勞動收入差距，回歸結果如表7所示。表7列（1） 和列（3） 的結果顯示，以企業創新發展特征詞匯總數的行業均值（newd_mean）作為解釋變量時，企業創新發展對行業內企業間勞動收入差距的影響呈現顯著的倒U型趨勢，拐點分別位于2. 8 （-0. 028/-0. 005×2） 和3. 8 （-0. 038/-0. 005×2），拐點右側樣本占比分別約為16. 33%和7. 70%，遠高于勞動收入差距的拐點右側樣本占比，表明企業創新發展對收斂行業內企業間勞動收入差距、促進共同富裕的作用更突出。可能的原因在于，隨著行業內越來越多的企業重視創新發展，企業間技術與發展差距逐漸收斂，從而工資支付差距縮小，在企業內部，創新發展雖然提高了企業對高技能勞動力的需求，中低技能勞動力在常規工作部門仍然不可或缺，勞動收入差距收斂作用相對有限。表7列（2） 和列（4） 的結果顯示，以企業創新發展特征詞總數占企業年報總字數的比重計算的行業均值（newda_mean） 作為解釋變量時，企業創新發展指數的行業均值二次項系數依然在1% 水平上顯著為負， 拐點右側樣本分別占比為37. 45% 和15. 14%，再次驗證了創新發展對行業內企業間勞動收入差距具有顯著的倒U型影響。

（二） 異質性分析

⒈產權性質異質性

將全部樣本劃分為國有企業和民營企業進行分組回歸的結果如表8列（1） 至列（4） 所示。為了剔除行業發展趨勢的影響，分析中均控制了行業時間趨勢。表8列（1） 和列（2） 的結果顯示，民營企業創新發展與勞動收入份額的系數為0. 764，在1%水平上顯著，國有企業創新發展與勞動收入份額的系數不顯著，表明民營企業創新發展顯著提高了勞動收入份額，但對國有企業的影響不顯著。這可能是由于，中國的國有企業薪酬制度受行政干預的影響較大，國有企業與員工的雇傭關系更趨向于行政性的契約關系，市場化程度較低，決策過程相對緩慢。因此，難以根據創新發展帶來的勞動生產率變化對薪酬制度作出適時調整。相較而言，民營企業面臨的市場競爭壓力使其對創新發展的需求更加緊迫，對高技能勞動力的需求上升迫使其提高工資［17］。表8列（3） 和列（4） 的結果顯示，國有企業和民營企業創新發展的二次項與勞動收入差距的系數均在10%或1%水平上顯著為負，表明兩類企業創新發展對其勞動收入差距的影響都呈現顯著的倒U型趨勢。

⒉規模異質性

不同規模企業勞動力定價方式可能存在不同，按照營業收入中位數將全樣本劃分為小規模企業和大規模企業，為了剔除行業發展趨勢的影響，分析中控制了行業時間趨勢，回歸結果如表8列（5） 至列（8） 所示。結果顯示，小規模企業的勞動收入份額增長效應及勞動收入差距影響的倒U型趨勢更明顯。這可能是由于，在發展方式轉變上，大規模企業需要相對更長的調整期和更大的資源投入，小規模企業則可以更迅速地調整資源配置方式、更靈活地優化工資薪酬制度。因此，小規模企業收入分配結構的變化就更加明顯。

⒊行業異質性

不同行業的企業面臨不同的要素密集程度，從而可能帶來不同的創新發展需求程度，進而形成不同的收入分配效應。基于此，本文參考魯桐和黨印［33］的做法，將全部樣本按照行業劃分為勞動密集型企業、資本密集型企業和技術密集型企業，進行分組回歸，為了剔除行業發展趨勢的影響，分析中控制了行業時間趨勢，結果如表9所示。

表9列（1） 至列（6） 的結果顯示，企業創新發展顯著提高了技術密集型企業勞動收入份額，且對技術密集型企業勞動收入差距的影響呈現倒U型趨勢，但這一影響在勞動密集型企業和資本密集型企業并不存在。這種可能是由于，相對于技術密集型企業，勞動密集型企業和資本密集型企業對高技能勞動力的需求更小。因此，企業創新發展對勞動力之間勞動生產率的影響差異相對較小，也不需要設計有差異的工資薪酬。

六、機制分析

本文分別檢驗了企業創新發展通過創新發展行為、人力資本、生產效率和市場競爭影響其勞動收入分配的作用機制，檢驗結果如表10所示。為了剔除行業發展趨勢的影響，表10列（1） 至列（5） 控制了行業時間趨勢，表10列（6） 未控制行業時間趨勢，因為市場競爭是行業層面變量，無需控制行業時間趨勢。表10列（1） 和列（2） 的結果顯示，企業創新發展的系數均在1%水平上顯著為正，表明企業創新發展顯著提高了研發投入和專利數量。這證實了企業的年報信息披露有可信度，使用年報信息度量企業創新發展并不會因為只是文字表述而導致明顯的結論偏誤。表10列（3） 和列（4） 的結果顯示，企業創新發展的系數均在1%水平上顯著為正，表明隨著企業創新發展水平的提高，企業會雇傭更多高學歷和技術部門的員工，從而為實現培育和發展新動能提供人力資本支持，進而提升勞動收入份額，縮小勞動收入差距。表10列（5） 的結果顯示，企業創新發展的系數在1%水平上顯著為正，這說明企業創新發展，促使新動能代替舊動能，提高了全要素生產率，生產率的提高，一方面會提升勞動收入份額，另一方面會縮小勞動收入差距。表10列（6） 的結果顯示，企業創新發展的系數在1%水平上顯著為正，表明企業創新發展，顯著提高了市場競爭程度，而市場競爭程度的加劇，會提升勞動收入份額，縮小勞動收入差距。因此，假設3a、假設3b、假設3c和假設3d得到驗證。

七、研究結論與政策建議

（一） 研究結論

當前，培育壯大經濟發展新動能、推動企業創新發展既是當前高質量發展階段實現經濟長期穩定增長的重要途徑，也是縮小收入分配差距，實現更平衡、更協調的發展的關鍵。本文基于上市公司年報文本數據，通過詞頻分析構建了新舊動能轉換進程中企業創新發展指數，在此基礎上研究了企業創新發展的收入分配效應，從產權性質、規模和行業角度進行了異質性分析，從創新發展行為、人力資本、生產效率和市場競爭四個維度進行了機制分析。研究結論如下：首先，企業創新發展顯著提高了其勞動收入份額，并對其勞動收入差距的影響呈現先擴大后縮小的倒U型趨勢，當前企業創新發展對其勞動收入差距的影響主要位于拐點左側，對行業內企業間勞動收入差距的收斂作用相對更加突出。其次，創新發展顯著提高了民營企業、小規模企業、技術密集型企業的勞動收入份額，對國有企業、大規模企業、勞動密集型和資本密集型企業的影響不顯著，這可能與國有企業薪酬制度的行政性、小規模企業更靈活的決策體系和技術密集型企業對高素質勞動力的更強偏好有關。創新發展對國有企業、私營企業、小規模企業、技術密集型企業勞動收入差距具有倒U型影響。最后，創新發展行為、人力資本、生產效率和市場競爭是企業創新發展收入分配效應的關鍵機制。隨著企業對創新發展關注度的上升，企業研發投入和專利數量、企業高學歷員工占比和技術部門員工占比、全要素生產率和行業競爭程度顯著提高，進而提升了企業勞動收入份額，并對勞動收入差距產生倒U型影響。

（二） 政策建議

第一，應進一步加快經濟發展新舊動能轉換，這不僅是經濟結構優化和產業升級，經濟可持續、高質量發展的需要，也能夠改變收入分配格局，提高勞動收入在國民收入分配中的比重，縮小收入分配差距，解決人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分發展之間的矛盾。

第二，企業作為市場主體，是推動新舊動能轉換、實現創新發展的重要力量。應進一步激勵企業的新動能培育壯大與舊動能改造提升、加速企業新舊動能轉換，繼續加快企業發展方式轉型，培育壯大新技術、新產業、新模式等新動能，提高創新發展能力。然而，當前企業新動能發展尚處于較低水平，對勞動收入差距的影響主要處于倒U型趨勢的拐點左側。因此，只有繼續加快企業發展方式轉型，培育壯大新技術、新產業、新模式等新動能，才能盡早進入倒U型關系的拐點右側，實現縮小收入差距、推動共同富裕的作用。

第三，企業創新發展初期可能會擴大勞動收入差距，在此期間，企業可以通過為低技能勞動力提供適應現代化發展方式的就業培訓，提高其工作能力和競爭力，提供更多的內部晉升機會，盡可能減少因發展方式轉變對低技能勞動力的擠出，縮小勞動收入差距。

第四，地方政府可以制定更有效的人才吸引政策和技能培訓政策，包括稅收減免、創業補貼、科研經費支持等優惠政策和扶持措施，同時提供優質的教育資源和培訓機會，吸引人才求學和創業，并加強各項社會資源配合，為企業吸引和發展培養高技能人才，提高企業應用前沿技術、培育新動能的內生動力，增強企業創新能力。企業可以通過加強技術創新與內部學習、提高勞動力的素質和技能、優化生產組織和管理等方式，提高勞動力的技能水平和就業競爭力，進而提高勞動生產率，提升企業發展效率。

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（責任編輯：巴紅靜）