機構共同持股與勞動收入份額

杜劍 黃俊杰 楊楊

【摘 要】 勞動收入是勞動人民收入的主要來源，勞動收入份額是衡量勞動人民在社會經濟發展成果中的分配情況，對實現共同富裕具有重要意義。文章以2010—2021年滬深A股上市公司為研究對象，探究機構共同持股對勞動收入份額的影響。研究發現，機構共同持股能夠提升企業的勞動收入份額；機制分析發現，機構共同持股通過資源獲取，從而降低持股企業間的信息不對稱和企業的融資約束，提升企業的勞動收入份額。進一步研究發現，機構共同持股對勞動收入份額的提升作用在股權集中度低、產品市場競爭程度弱的企業中更顯著。本研究不僅豐富了對機構共同持股這一新興所有權制度的認識，同時也從資本市場非正式制度視角考察了對企業勞動收入份額的影響，為資本市場助力共同富裕提供了參考。

【關鍵詞】 機構共同持股； 勞動收入份額； 信息不對稱； 融資約束； 共同富裕

【中圖分類號】 F272? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2024）04-0069-10

一、引言

黨的十八大以來，以習近平同志為核心的黨中央把共同富裕放在更為重要的位置，提出了一系列根本性、方向性的理論指導，為我國經濟社會發展、推動實現共同富裕提供了強大思想動力和方向，共同富裕已經成為國家發展重大議題。收入分配的制度改革，關系到老百姓切身的利益，也是促進共同富裕的基礎性制度。初次分配是社會最終分配的基礎，在我國的收入分配制度中扮演著重要的角色。黨的二十大報告明確指出實現全體人民共同富裕是中國式現代化的本質要求，中國式現代化是全體人民共同富裕的現代化。同時提出，堅持按勞分配為主體、多種分配方式并存，堅持多勞多得，鼓勵勤勞致富，促進機會公平，增加低收入者收入，擴大中等收入群體，規范收入分配秩序，規范財富積累機制。由此可見我國的收入分配主體是按勞分配，這也造就我國人民的主要收入來源就是勞動報酬[1]。自20世紀80年代以來，多數國家的勞動收入份額都呈現著下降趨勢。在過去的20年里，中國的勞動收入份額一直在持續下降，盡管在2008年后出現了緩慢的震蕩上升[2]，但總體趨勢仍然呈現下降的態勢。勞動收入份額的下降會對社會產生不良影響，不僅會使國民消費水平下降，往往可能還會伴隨著收入差距的拉大。所以對勞動收入份額進行研究能促進初次分配制度的不斷優化完善，做到在推進共同富裕過程中，做大“蛋糕”，分好“蛋糕”。

已有文獻從宏觀和微觀層面對勞動收入份額下降的原因進行了大量的討論，但關于資本市場對勞動收入份額的影響研究相對較少。機構投資者同時持有同行業多家企業股份稱為機構共同持股[3]，這一非正式制度在資本市場上越來越常見。據統計，自1980年到2014年，美國資本市場上存在機構共同持股現象的公司比例從不足10%上升至60%以上[3]。根據證監會數據顯示，我國資本市場中機構投資者持股占比在2017年初只有15.8%，而截至2022年6月末這一比值已經提升至23.5%；這說明機構投資者在我國的占比在不斷增大，機構共同持股也將隨之普遍。對此國內學者也開始聚焦對機構共同持股的研究，大部分學者認為機構共同持股發揮了良好的公司治理效果，改善公司治理環境，提高企業的價值。資本市場上，機構共同持股這一新興的非正式制度發揮的治理作用越來越受到大家認可，那么其是否能促進勞動收入份額？現有文獻并未進行研究。

對此本文以2010—2021年上市公司數據為樣本，研究機構共同持股對勞動收入份額的影響，從機構共同持股發揮協同治理效用，探究機構共同持股的影響機制。本文可能的研究貢獻有：第一，拓展了機構共同持股的經濟后果研究。既有研究發現，機構共同持股發揮著監督治理的作用，達到協調市場合作和改善公司治理的效用。但也有研究持反對觀點，認為機構共同持股將發揮合謀舞弊的作用，從而減少市場競爭，造成市場壟斷。本文選取勞動收入份額展開研究，發現機構共同持股有助于提升勞動收入份額，在一定程度上支持了機構共同持股的“監督治理”觀點。第二，豐富了勞動收入份額影響因素的研究視角，現有研究對勞動收入份額的影響因素已經取得比較豐碩的研究成果，發現會計信息可比性[1]、資本市場對外開放[4]等對勞動收入份額均會產生顯著的影響。但相關研究卻忽視了資本市場非正式制度在改變勞動收入份額中所扮演的角色，本文以資本市場上新興非正式制度——機構共同持股為研究視角，研究其對勞動收入份額的影響，對理解資本市場改善我國勞動收入份額問題提供新的證據和啟示。第三，本文揭示機構共同持股影響勞動收入份額的兩大作用機制：其一是機構共同持股通過降低持股組合企業間的信息不對稱，從而提升企業勞動收入份額；其二是緩解了企業受到的融資約束，進而提升企業的勞動收入份額。

二、文獻回顧

（一）機構共同持股

機構共同持股這一新興的所有權制度占比近年在世界資本市場上不斷地上升，這也讓越來越多的國內外學者對此十分關心，已有研究對機構共同持股的作用評價褒貶不一。

其中大部分學者對機構共同持股持樂觀態度，認為機構共同持股發揮了協同治理的效應，機構共同持股因為其自身所具有的信息獲取優勢，通過推動信息在企業間的流通，能夠很好地緩解企業間的信息不對稱[3]。信息不對稱的降低，進一步緩解了代理問題，抑制企業高管的自利行為，降低代理成本，減少了企業盈余操控的動機[5]，增加了企業產能利用率[6]。機構共同持股通過所積累的信息和低監督成本優勢，對企業的監督作用更積極、有效，從而提高企業的治理水平，緩解企業的融資約束，抑制企業的一些避稅行為，同時緩解企業的債務負擔。機構共同持股的協同治理使得共同機構投資者在產品市場中能發揮市場協調的作用，改善企業市場表現，提升企業的價值[7]。

也有部分學者認為機構共同持股會在企業中產生合謀的影響，為了追求利潤最大化，共同機構投資者不一定會傾向于去治理公司，反而會促使同行業的企業間合謀。通過合謀來抑制同行業對手的競爭，從而壟斷該行業，提高自身在市場上對產品定價的話語權，造成該行業的投資動力不足[8]。

（二）勞動收入份額

中國勞動收入份額自20世紀90年代開始連續下降[9]，這也引起了眾多學者的關注，開始了對中國勞動收入份額影響因素的探索?，F今對勞動收入份額的影響因素研究主要從國家宏觀和企業微觀兩個層面進行。

國家宏觀層面，學者從產業結構、偏向型技術進步、國際貿易、政策保護等視角進行了闡述。隨著國家經濟的不斷發展，三大產業內勞動收入份額都將會存在很大的差異，產業結構的變化也就不可避免對國家總體勞動收入份額產生影響。同時，各行業內的技術水平也會對行業內的要素收入分配發揮作用。文雁兵等[10]通過對1998—2013年中國工業企業數據探究發現，通過影響生產技術中的勞動產出，偏向型技術進步會降低中國勞動收入份額。此外，國際貿易所帶來的全球經濟增長也能對勞動收入份額產生積極的影響[9]，不過也有學者認為貿易的增加和自由化會加劇我國的勞動收入份額下降。為提高就業人員勞動收入，勞動政策是比較直接的宏觀刺激，《勞動合同法》（2013年修正）規定了企業解雇員工的條件與程序，降低了員工的失業風險，進而提高企業的勞動生產效率[11]。

我國學者從宏觀層面考慮勞動收入份額影響因素的研究起步較早，研究成果也比較豐富，但從企業微觀層面探究勞動收入份額影響因素是從近年才開始興起，研究也就相對較少。近期，學者落腳到企業微觀的數據來討論勞動收入份額的影響。資本市場發展方面，江軒宇等[4]發現資本市場開放水平有助于企業更好地將成果分配至員工，進而提升企業勞動收入份額。也有學者發現資本市場開放水平會導致勞動收入份額的下降[12]。融資約束預示著企業有多少的流動資本能用于企業勞動收入份額的發放，所以企業自身的資金約束很大程度影響企業的勞動收入份額[13]。此外，企業實施的股權激勵也會促使企業勞動收入份額的增加[14]。

通過對已有文獻的梳理，發現雖然分別對機構共同持股和勞動收入份額的研究已經十分豐富，但已有文獻并沒有對機構共同持股是否對勞動收入份額產生影響及其作用機理進行研究?；诖耍疚囊詸C構共同持股的監督治理效應來研究機構共同持股對勞動收入份額的影響，并探討其作用機制。

三、理論分析和研究假說

當一個投資者同時擁有多個投資目標，形成一個多樣化的投資組合時，他的投資目標也就不僅僅是單個投資目標的價值最大化，而是整個投資組合的價值最大化。機構共同持股在改善企業治理水平和企業經營、戰略決策方面發揮著重要的作用，如優化企業投資決策、信息披露決策等[5]，從而改善企業的經營狀況。而企業的勞動收入份額是企業經營決策的后果[2]。為從理論上研究機構共同持股對企業勞動收入份額的影響，本文從以下兩個方面進行具體的闡述。

第一，機構共同持股能夠有效降低企業間的信息不對稱，從而提高企業的勞動收入份額。在現代企業中，勞動收入份額和企業的整體收益上幾乎是同進退的，也就是企業的利潤越大，支付給員工的工資越多。但在資本市場競爭中，同行業的企業因為市場競爭往往會對競爭對手隱瞞大量的私人信息，在這樣的信息壓力和外部競爭下，企業不一定能達到預想的收益。而企業的管理者因其自利目標更注重短期收益，具體來說當信息不對稱導致的競爭影響了企業的效益時，企業管理者可能就會為了自身的短期利潤或者是績效獎勵，通過壓低員工的工資而增加利潤去體現企業的高收益表象[2]。與企業管理者有所不同，共同機構投資者作為企業的大股東，更為關注企業的長期發展，獲得長期利益[7]。從動機上看，企業勞動收入份額減少本質上是向外釋放了一定的負面信息，這可能會導致大股東拋售股票，從而會引發上市公司股價下跌[15]，由此產生的負面效應會使得共同機構投資者所持股企業的公司價值降低，影響共同機構投資者的利益。對此共同機構投資者有充分的動機去監督其持股企業間的信息透明度，避免信息不對稱所導致的管理者自利行為影響自身的利益。

已有研究表明，共同機構投資者由于持有同一行業多家企業的股份，本身就比一般的機構投資者掌握著該行業內更多的信息資源，同時共同機構投資者在同行業中所具有的這些信息資源可以在其所持股公司之間進行轉移和運用[5]，這就使得共同機構投資者在企業間有著強大的信息資源整合能力，這一能力能很大程度協調企業間的不利競爭，從而提高企業的信息透明度。并且隨著共同機構投資者持股的公司數目越多，這一能力也更強[16]。此外，共同機構投資者憑借自身豐富的專業知識和治理經驗，能夠更容易地識別出管理層的舞弊和操縱行為[5]，而且共同機構投資者因為其自身的企業地位也能更有效地去抑制管理層的自利行為。例如在股東大會上投反對票或是以“退出”威脅來向管理層施壓[5]，甚至是開除不合格的管理者[16]。因此機構共同持股有動機和能力去降低持股企業間的信息不對稱，進而提升企業的勞動收入份額。

第二，機構共同持股能夠緩解企業受到的融資約束，從而提升企業的勞動收入份額。依據歐拉方程分解，勞動收入份額同時分為工資和勞動生產率[2]。落腳到微觀企業時，當一個企業的員工收入越高時，也就意味著擁有更高的勞動收入份額[2]。勞動收入份額受到融資約束的限制，這是因為企業員工的工資一般是通過企業的流動資金進行發放，如果提高企業的員工收入，大量使用企業的流動資本，企業內部流動資本就會減少，這會使得企業受到較大的流動約束，獲得外部融資也就會變得很難。當企業面臨較大的融資約束時，企業融資成本也會增加，于是企業很可能通過減少勞動收入份額去償還融資利息來降低企業的融資約束。此外，當企業受到融資約束的影響時，企業的投資也會隨之延遲，延遲投資所帶來的勞動生產率下降也將會使得勞動收入份額減少。所以較低的融資約束可以使企業的勞動收入份額有足夠的流動資本和高效率的投資支撐。

隨著機構投資者共同持有同行業多家企業的股份越來越多，上市公司之間的聯系也越來越緊密，共同機構投資者作為其所持股公司之間的聯結，在長時間的累積下具有豐富的專業知識和行業經驗，對企業的監督相對于一般投資者會更為專業且有效，本文定義的共同機構投資者持股比例在5%以上，與公司大股東持股比例相一致，其監督更為高效，當企業發生一些財務風險時，共同機構投資者也會更快識別出來，并監督企業整改，從而緩解融資約束的影響。此外，共同機構投資者在行業中發揮著協調產品市場的作用[8]，在共同機構投資者的協調下，企業在市場中的表現也會隨之提高[3]，向外部傳遞公司經營狀況良好的信號，從而有效拓寬融資渠道，緩解企業融資約束，進而提高企業勞動收入份額。

綜上，本文提出研究假設1—假設3。

H1：機構共同持股會提升勞動收入份額。

H2：機構共同持股降低企業間的信息不對稱，進而提升勞動收入份額。

H3：機構共同持股緩解企業的融資約束，進而提升勞動收入份額。

四、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取2010—2021年滬深A股上市公司為初始研究樣本。數據主要來源于CSMAR數據庫，機構共同持股數據以CSMAR數據庫在季度上手工整理獲得。按照以下原則進行篩選：（1）剔除ST和*ST企業樣本；（2）剔除金融業上市公司樣本；（3）剔除數據缺失的上市公司樣本，最終獲得27 193個公司-年度有效觀測值。

（二）變量定義

1.勞動收入份額

參照江軒宇等[1]的研究，本文用勞動分配率測度勞動收入份額，即LS=（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）/營業總收入。

2.機構共同持股

參考杜勇等[17]的研究方法，本文從兩個方面來衡量機構共同持股：第一個指標是機構共同持股虛擬變量（Coz1），如果上市公司在當年任一季度被共同機構投資者持有，則Coz1取值為1，否則取值為0。共同機構投資者是指持有同行業內兩家及以上公司的股份且持股比例在5%以上的機構投資者。第二個指標是機構共同持股聯結程度（Coz2），表示上市公司共被幾家共同機構投資者所持有，并加1取自然對數。

3.控制變量

為保證研究結論的可靠性，參考已有研究，選取了可能對勞動收入份額產生影響的控制變量。同時，本文控制了行業和年度效應。

具體變量定義見表1。

（三）模型構建

為檢驗機構共同持股對勞動收入份額的影響，本文構建了回歸模型1。

LSi，t=β0+β1Cozi，t+γCVi，t+∑Year+∑Industry+εi，t（1）

模型中i為公司，t為年份，LSi，t指公司i第t年的勞動收入份額；Cozi，t指公司i第t年機構共同持股情況，分別用Coz1、Coz2表示；CV是影響勞動收入份額的一組控制變量，Year和Industry分別代表年度固定效應和行業固定效應，εi，t為隨機擾動項。

五、實證分析

（一）描述性統計分析

由表2主要變量的描述性統計結果可以看出，勞動收入份額（LS）的均值和中位數為0.139和0.118，說明上市公司支付給職工的工資在營業收入中的占比已經達到了10%以上。企業是否擁有機構共同持股（Coz1）的均值為0.099，說明資本市場中接近10%的上市公司擁有機構共同持股。其余變量與已有文獻基本一致，無顯著差異。

（二）機構共同持股和勞動收入份額

表3匯報了機構共同持股對勞動收入份額的基準回歸結果，回歸結果顯示機構共同持股虛擬變量（Coz1）和機構共同持股聯結程度（Coz2）的系數均在1%的水平上顯著為正，這說明機構共同持股和勞動收入份額存在著正相關關系，即機構共同持股提高了勞動收入份額，本文的H1得到了初步驗證。

（三）穩健性檢驗

考慮到本文對勞動收入份額的衡量方式包含了高管和普通員工的薪酬，對此，借鑒江軒宇等[1]的研究方法，剔除掉高管的薪酬計算出普通員工的勞動收入份額（LLS），回歸結果如表4 Panel A，結果與基準回歸結果相一致。

此外，本文對共同機構投資者的持股門檻定為5%，這是因為企業對大股東持股比的界定在5%?？紤]到機構投資者持股比例與其參與公司治理的能力有一定的關系，如果持股比例增加或是減少是否會影響本文的結果。對此參考潘越等[8]的研究，本文以10%和3%重新界定共同機構投資者持股比例門檻，形成新的機構共同持股衡量指標（Coz12、Coz22和Coz11、Coz21）進行檢驗。檢驗結果如表4 Panel A所示，結果仍然支持本文假設。

同時為了緩解基準結果中可能存在的遺漏變量和隨機因素等方面的問題，本文還采用安慰劑檢驗進行驗證，檢驗結果證明前文結論依舊穩健，限于篇幅，未報告具體結果。

（四）內生性檢驗

為了緩解機構共同持股和勞動收入份額之間可能存在的內生性問題，借鑒杜勇等[6]的研究，本文選擇上市公司是否屬于滬深300指數（d300）作為工具變量進行兩階段回歸（2SLS）?；貧w結果見表4 Panel B，列（1）和列（3）顯示d300的系數顯著為正，說明d300與機構共同持股有正向關系，同時弱工具變量檢驗的F統計值均大于10，說明工具變量的選擇是合理的；列（2）和列（4）顯示Coz1、Coz2的系數均顯著為正，與基準回歸一致，本文結果依舊成立。

同時本文選擇傾向得分匹配法進行了進一步檢驗。結果如表4 Panel B所示，其中處理效應（ATT）在10%的水平上顯著，且Coz1、Coz2的系數也均顯著為正，與前文的結論保持一致。

六、機制分析

企業勞動收入份額的發放離不開企業所擁有的資源。但無論是融資約束還是信息不對稱，歸根到底都歸屬于資源的范疇，如融資約束涉及到資金資源，信息不對稱涉及到信息資源[24]。所以本文從融資約束與信息不對稱兩種資源獲取視角來研究機構共同持股對企業勞動收入份額的影響機制。對此本文構建如下模型進行檢驗。

模型2即基準模型，模型3中Mediation為中介變量，其余變量與前文一致。

（一）基于信息不對稱視角

根據前文分析，機構共同持股作為其持股組合企業之間的樞紐，擁有著更為豐富的信息優勢，這樣的信息優勢能夠促進投資組合中各企業之間的合作，從而抑制企業管理層因為信息不對稱而產生的自利行為，進而提升企業的勞動收入份額。但是否存在“機構共同持股緩解信息不對稱，從而提升勞動收入份額”的作用機制還并未得到檢驗，在這一機制檢驗中，中介變量為信息不對稱。借鑒姜付秀等[18]的研究，用分析師跟蹤人數（AF）來衡量信息不對稱。

檢驗結果如表5 Panel A。列（1）和列（4）中Coz1和Coz2的系數在1%的水平上顯著為正，與基準回歸相一致。列（2）和列（5）顯示Coz1和Coz2的系數均在1%的水平上顯著為正，說明機構共同持股能提高分析師跟蹤人數，即降低了信息不對稱。列（3）和列（6）顯示AF的系數均在1%的水平上顯著為正，說明隨著信息不對稱的下降，企業的勞動收入份額越高，由此H2得到論證。為檢驗中介效應的可信性，本文進一步使用了Bootstrap中介檢驗方法檢驗，檢驗結果在95%的置信區間內不包含0，中介效應依舊成立。

（二）基于融資約束視角

前文理論分析中，本文認為機構共同持股還能通過緩解企業的融資約束進而提升企業的勞動收入份額，即機構共同持股通過市場協調和監督減少融資成本，從而緩解企業的融資約束，增加企業的勞動收入份額。在這一機制檢驗中，使用融資約束作為中介變量。本文借鑒Kaplan et al.[19]的研究，用KZ指數（KZ）來衡量企業的融資約束程度。KZ的值越大，企業的融資約束越強。

檢驗結果如表5 Panel B。列（1）和列（4）中Coz1和Coz2的系數均在1%的水平上顯著為正，與基準回歸相一致。列（2）和列（5）顯示Coz1和Coz2的系數均在5%的水平上顯著為負，說明機構共同持股能降低企業的融資約束。列（3）和列（6）顯示KZ的系數均在1%的水平上顯著為負，說明企業融資約束越低，企業的勞動收入份額越高，由此H3成立。同樣為了檢驗中介效應的可信性，進一步使用了Bootstrap中介檢驗方法檢驗，檢驗結果在95%的置信區間內不包含0，中介效應成立。

（三）機制穩健性檢驗

為進一步檢驗機構共同持股通過緩解信息不對稱與融資約束從而影響企業勞動收入份額的中介機制，檢驗H2與H3的穩健性，參考了于蔚等[20]和盧盛峰等[21]的研究，本文分別用信息不對稱指標（Asy）和債務融資成本（Cost）來衡量信息不對稱與融資約束；同時為排除高管薪酬的影響，采用剔除掉高管的薪酬計算出普通員工的勞動收入份額（LLS）。檢驗結果表明H2與H3依舊成立，同樣為了檢驗中介效應的可信性，進一步使用了Bootstrap中介檢驗方法檢驗，檢驗結果在95%的置信區間內不包含0，中介效應成立。

此外，為進一步檢驗H2與H3的穩健性，本文還通過分組來探究中介效應是否成立。結果表明，機構共同持股對勞動收入份額的促進作用在信息不對稱程度越低和融資約束越高的企業中更顯著，同時Fisher組合檢驗結果顯示，組間系數差異均在1%水平上顯著。H2與H3的結果依舊穩健。限于篇幅，未報告具體結果。

七、進一步研究

（一）股權集中度異質性分析

管理者壓低企業的勞動收入份額，一方面可能是為了迎合股東，滿足自身的短期利益[2]；另一方面也可能是激進的投資方式而導致的低投資效率從而降低勞動收入份額。其背后都受到企業管理層和治理層之間的代理問題的影響，盡管公司中公司治理對管理層自利行為的控制幾乎很小，但是大股東持股還是有助于抑制高管的自利程度。所以在股權集中度比較高的公司，大股東為了自身利益能有效抑制企業的代理問題，而在股權比較分散的企業，因為缺乏大股東的治理效應，代理問題也就更為嚴重。同時公司的治理水平對共同機構投資者來說，極大地影響了所持股企業的價值，因此，在沒有大股東治理的公司，共同機構投資者對企業勞動收入份額的治理意愿更強，程度更大，機構共同持股對勞動收入份額的促進作用也就更顯著。對此，本文用第一大股東持股比來衡量企業的股權集中度（EC），如果企業的股權集中度高于同行業同年度的中位數，則取值為1，否則取值為0。

檢驗結果如表6所示。列（2）、列（4）為低股權集中度組，列（1）、列（3）為高股權集中度組。列（2）和列（4）中，Coz1、Coz2的系數在1%的水平上顯著為正，而在列（1）和列（3）中，Coz1、Coz2的系數只在10%的水平上顯著。同時Fisher組合檢驗結果顯示，組間系數差異均在1%水平上顯著。這說明在股權集中度比較高的企業中，大股東會主動治理公司進而提高企業的勞動收入份額，機構共同持股對勞動收入份額的促進作用減弱；與此相反，在股權集中度低的企業中，缺乏大股東的治理，機構共同持股能發揮的作用也就更大。

（二）產品市場競爭異質性分析

產品市場競爭作為企業的外部經營環境，也是一種重要的外部治理機制。它不僅會影響某一行業的發展趨勢，一定程度也會影響企業的財務決策。在產品市場競爭越弱的行業中，由于企業處于支配的地位，員工與雇主進行議價的能力也就越弱[22]，市場對企業的監督能力也會隨之減弱，當外部治理機制所能發揮的作用在減弱時，此時共同機構投資者就能夠發揮更為有效的治理作用。因此本文預期在弱產品市場競爭中，機構共同持股對勞動收入份額的促進作用更顯著。對此，本文借鑒吳昊 等[23]的研究，采用赫芬達爾指數（HHI）來衡量產品市場競爭程度，如果企業所在行業的赫芬達爾指數高于同年度的中位數，則取值為1，否則取值為0。

檢驗結果如表6，列（6）、列（8）為強產品市場競爭組，而列（5）、列（7）為弱產品市場競爭組。列（6）和列（8）中Coz1、Coz2的系數均不顯著；列（5）、列（7）中Coz1、Coz2的系數均在1%的水平上顯著為正。同時Fisher組合檢驗結果顯示，組間系數差異均在1%水平上顯著。這說明機構共同持股對勞動收入份額的促進作用在弱產品市場競爭的企業中更顯著，前文的分析得到了論證。

八、研究結論和建議

本文以2010—2021年滬深A股上市公司為研究樣本，考察了機構共同持股對勞動收入份額的影響及作用機制。研究發現，機構共同持股能促進企業勞動收入份額的發放，在使用工具變量法、排除高管薪酬、傾向得分匹配法等穩健性及內生性檢驗后結果依舊成立。進一步研究發現，機構共同持股通過降低持股企業間的信息不對稱和企業的融資約束進而提升企業的勞動收入份額，并且機構共同持股對勞動收入份額的提升作用在股權集中度低和產品市場競爭程度弱的企業中更加顯著。

根據以上的研究結論，本文提出以下政策建議：第一，除了宏觀經濟中的產業結構、技術進步或是政策干預之外，勞動收入份額的調控還需要注重資本市場發展對我國收入分配的影響。政府應該優化完善相關政策制度，引導機構共同持股這類新興所有權在資本市場上發揮積極的治理作用。第二，企業應該充分認識到機構共同持股對企業的影響“利大于弊”，積極引入共同機構投資者，為企業監督治理注入新的活力。第三，企業在引入共同機構投資者時，也要考慮到機構共同持股在企業發揮治理效應時受到的約束條件，對于大股東持股或是產品市場競爭程度較強的企業，引入機構共同持股的成本和期待發揮的效應就不一定能夠成正比。

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