社會信用體系改革與企業勞動收入份額

文雯 孫亞婕

(北京外國語大學國際商學院，北京 100089)

一、引言

黨的二十大報告將“實現全體人民共同富裕”納入中國式現代化本質要求，體現了共同富裕在推進中國式現代化進程全局中的重要地位。共同富裕的本質在于公平與共享，關鍵是讓全體人民共享社會主義現代化建設的發展成果。在我國實行按勞分配為主體的基本分配制度下，勞動報酬是大部分勞動者最主要的收入來源，改善勞動收入分配問題、提高勞動報酬在初次分配中的比重是全體人民邁向共同富裕的關鍵之舉。改革開放四十多年來，我國經濟取得了巨大的發展成就，創造了“中國奇跡”。然而，與經濟發展取得卓越成就不相匹配的是，我國勞動收入份額曾長期處于下降趨勢，并且持續低于世界平均水平(杜鵬程等，2021)，雖然近年來有所上升，但仍位于低位。勞動收入份額的下降不僅惡化收入分配格局，拉大貧富差距(Daudey and García-Pe?alosa，2007)，還會威脅經濟結構的良性調整(A l e s i n a a n d Rodrik，1994)，引發通貨膨脹和金融危機(Rudd and Whelan，2005；Lawless and Whelan，2011)。因此，探討如何提升勞動收入份額對于實現共同富裕、促進經濟高質量發展具有重要意義。

勞動收入份額的影響因素是近年來學術界的熱點議題。現有文獻多聚焦區域和產業層面，對于微觀企業層面的探討相對不足(文雁兵和陸雪琴，2018)。良好的制度環境能夠為經濟發展及收入分配公平化提供有效保障(Acemoglu et al.，2001)，提高勞動力要素整體的投入水平并保證其得到高效利用。因此，已有微觀視角的研究多從正式制度的角度出發，考察股權分置改革(施新政等，2019)、資本市場開放(江軒宇和朱冰，2022)、綠色信貸政策(范源源和李建軍，2022)、融資融券制度(朱琳等，2022)等的作用，缺乏對非正式制度的關注。中國作為典型的發展中國家，各地區正式制度的發展水平存在較大差異。而自古以來，中國社會尚文崇德，在長期的社會交往中形成了非正式制度，通過增強道德感對人們的行為進行約束，發揮著強有力的社會治理作用，對正式制度形成有效補充。信用作為一項典型的非正式制度，是經濟社會乃至國家整體發展的重要基石(張維迎和柯榮住，2002)，對優化資源配置效率、降低交易成本具有重要作用(Knack and Keefer，1997)。為進一步健全信用體系、建立社會信任氛圍，國務院于2014年發布《社會信用體系建設規劃綱要(2014―2020年)》，提出加快社會信用體系建設的總體要求，深化社會信用體系改革。隨后，國家發展和改革委員會與中國人民銀行聯合牽頭，分別于2015年、2016年和2021年分三批確立社會信用體系建設全國示范城市。此次社會信用體系改革包括構建統一的信用信息共享平臺，促進信用信息共享，提高守信的價值和失信的成本；完善金融信用信息基礎數據庫，實現金融管理部門間信用信息系統鏈接；營造公平競爭、統一高效的市場環境。那么，社會信用體系改革能否改善微觀企業勞動收入分配？具體的作用機理是什么？是否存在行業及城市的異質性影響？學術界對上述問題都缺乏研究。

本文采用2007―2021年中國滬深A股上市公司數據，以分批進行社會信用體系改革試點為準自然實驗場景，基于多時點雙重差分模型探究社會信用體系改革對勞動收入份額的影響及其作用機理。本文的邊際貢獻在于：第一，從非正式制度的視角，擴展了勞動收入份額影響因素的研究。已有研究多考察正式制度頒布對企業勞動收入份額的影響，鮮有學者從非正式制度的視角進行研究，并且尚無文獻關注社會信用對勞動收入份額的作用。作為一種典型的非正式制度，社會信用具有特殊價值，研究社會信用與勞動收入份額間的關系，有助于增強對我國勞動收入份額問題的理解。第二，拓展了對社會信用體系改革政策效果的研究。現有文獻發現社會信用體系改革顯著提升了企業社會責任投入(曹雨陽等，2022)，促進企業綠色創新(喬菲和文雯，2023)，抑制企業環保失信行為(左靜靜等，2023)，并降低了盈余管理程度(范潤和孫雪嬌，2023)。本文則進一步證明了社會信用體系改革對實現全體人民共同富裕的重要價值。第三，利用社會信用體系改革的準自然實驗場景，克服以往研究中對信任指標衡量的缺陷，并降低內生性問題的影響。以往研究大多通過問卷調查獲取地區信任水平的數據(張維迎和柯榮住，2002)，但通過問卷調查方式所取得的數據易受到被調查者主觀情緒的影響，而社會信用體系改革這一外生事件沖擊則提供了良好的準自然實驗場景，有效地緩解了以往研究中潛在的內生性問題的干擾。

二、制度背景、理論分析與研究假設

(一)制度背景

2014年6月，國務院發布《社會信用體系建設規劃綱要(2014―2020)》，明確加快建設社會信用體系，實現信用基礎法律法規和標準體系建立，建設覆蓋全社會的征信系統，健全社會信用監管體系以及守信激勵和失信懲戒機制。2019年7月，國務院辦公廳印發了《關于加快推進社會信用體系建設構建以信用為基礎的新型監管機制的指導意見》，指出健全信用監管體制、構建新型監管制度的重要性。

社會信用體系改革涉及政務、商務、社會以及司法四大領域。其一，政務誠信的核心是打造誠信政府，建設政務誠信評價體系及誠信督察機制，樹立公正廉潔的政府形象；其二，商務誠信要求在生產、流通、金融等方面建立信用機制，優化營商環境，曝光失信企業并給予嚴厲打擊，對于誠信企業進行大力宣揚，提升企業社會責任感，同時建立各方面的信用機制，為企業申請信用貸款提供支持，為企業解決融資困難；其三，在社會誠信層面，社會信用體系改革主要針對醫療衛生、社會保障等領域建設信用體系，建立社會信用記錄，加強網絡信用監管，維護社會穩定；其四，司法誠信是社會信用體系改革的保障，保證司法機關的公信力和執行力以穩定社會各方面秩序。在具體建設流程上，社會信用體系改革采用分批試點的形式，分別于2015年、2016年和2021年分三批確立信用體系建設試點城市，為實證探究改革效果提供了天然的準自然實驗場景。

(二)理論分析與研究假設

社會信用體系改革以設立個人、企業信用記錄系統為基礎，共享信用信息，嚴厲打擊失信行為，優化營商環境，對企業勞動收入份額的影響主要體現在如下三個方面：

第一，通過緩解企業代理問題，降低管理層短期業績壓力，增加企業對勞動要素的投資意愿，從而提高勞動收入份額。當管理層面臨的短期業績壓力較高時，他們傾向于犧牲長期性且風險較大的項目去滿足短期利潤提升的目標(Graham et al.，2005)。一方面，相比在短期內就能體現在利潤中的實物資本投資，人力資本投入需要在更長的周期中才能在企業利潤中得到反映，具有長期性；另一方面，由于人力資本等勞動要素投資具有不可分割的特點，企業并不實際擁有人力資本，人力資本的流失會增加企業的沉沒成本，這使得企業對人力資本等勞動要素的投資具有更大的風險(Hart and Moore，1994)。因此，當面臨業績壓力時，管理層更傾向于提高實物資本等要素的投入水平，而非提高勞動要素投入。相反，當管理層的業績壓力得到緩解后，其更愿意投資于周期較長以及風險較大的項目，勞動要素投資意愿相對增加(江軒宇和林莉，2022)，員工的勞動報酬水平也能得到相應提高，勞動收入份額得以提升(宋之非和陳媛媛，2022；姜曉文等，2023)。

在社會信用體系改革下，一是投資者對高質量信息披露的需求增加，使得企業面對的監督水平上升，進而企業財務報表造假的發生概率減少，投資者能夠更清晰地了解到業績下滑的真實原因(Guiso et al.，2008)；二是嚴厲懲戒失信行為，并在行業內通報批評和公開譴責，增強社會輿論監督(范潤和孫雪嬌，2023)，提高管理者的違規操縱成本；三是塑造全社會范圍內的誠信風氣，管理者受到環境中守信價值觀的影響，會自發地減少機會主義行為(曹春方等，2015)，投資者則更加信任管理層的決策，特別是在管理層業績下滑時，投資者對管理層更加包容和理解，愿意給予其彌補的機會(申丹琳，2019)。因此，社會信用體系改革能夠緩解管理層與投資者間的委托代理問題，使得管理層面臨的短期業績壓力降低，從而提升勞動收入份額。

第二，通過提高企業信貸融資可得性，緩解企業融資約束，降低資本要素的邊際收益，提高勞動力的邊際產出價值，從而提高勞動收入份額。企業與外部之間存在信息不對稱，企業融資難、融資貴的問題日益凸顯，改善企業融資難題是提升勞動收入份額的關鍵(汪偉等，2013)。正式制度能夠改善企業融資難題從而提升勞動收入份額，例如資本市場引入融資融券制度以及滬深港通交易制度均能降低企業融資成本，提高企業勞動收入份額(朱琳等，2022；江紅莉等，2022)。但是，政策法規難以涉足企業融資和信貸供給的各個環節，而社會信用體系改革可以“雙管齊下”，不僅能夠完善金融信用信息基礎設施建設，以信用賦能企業貸款融資，而且能夠促進形成信任氛圍，增強出借人資金供給的意愿，提高企業信貸融資的可得性(申丹琳和江軒宇，2022)。

社會信用體系改革下，企業外部信貸融資比例提升，資本要素額外的抵押融資收益水平降低，使得勞動與資本的相對價格降低(江軒宇和賈婧，2021)，相當于勞動的邊際產出價值相對上升，勞動要素的投資比例上升，進而提高勞動收入份額(宋之非和陳媛媛，2022)。此外，當企業無法取得高比例的外部信貸融資時，會更多依賴內源融資。為節約內源資金以支持流動資本，企業將降低勞動收入份額(祝樹金和趙玉龍，2016；劉長庚等，2022a)。社會信用體系改革提高了企業的外部信貸融資比例，降低了為保持流動資本而減少勞動投入的可能性，因此對勞動收入份額有提升作用。

第三，有助于改善政府職能、優化營商環境，通過盈利溢出效應來提高勞動收入份額。一是社會信用體系改革以信用賦能消費型主導經濟發展，規范消費信貸，激發內需潛力，擴大消費群體對企業所生產產品以及所提供服務的需求，為提高企業收入提供支持。二是社會信用體系改革深化政務誠信建設、完善綜合信用評價機制并強化信息公開工作，為企業發展構造良好的營商環境，不僅降低制度交易成本，改善政商關系(于文超和梁平漢，2019)，使市場交易更加公平透明，減少企業進行尋租性質的非生產性活動，促使企業將有限的資源更多地投入到生產性活動中，提升企業的盈利水平；而且為企業發展提供物資、人才支持，提升環境可承載的組織數量，降低企業進入門檻(夏后學等，2019)，并提供公正有效的競爭環境，促進產業多樣化分工，降低企業生產成本，吸引優秀企業家投資興業，與本地區現有企業開展良性競爭并起到協同效應，提高企業的市場競爭力，拉動本地區企業共同發展，創造更大收益。

現代企業的工資普遍與企業績效相關，盈利水平更高的企業更有可能向員工支付更高的工資。社會信用體系改革帶來的營商環境進一步優化給企業帶來了豐厚的收益，高額的收益會通過績效考核制向員工收入溢出，使員工平均工資水平上升，從而提升勞動收入份額(羅明津和鐵瑛，2021)。

基于上述分析，本文提出如下研究假設：

H1：社會信用體系改革有助于提高企業勞動收入份額。

本文的邏輯框架見圖1。

圖1 社會信用體系改革影響企業勞動收入份額的邏輯框架

三、研究設計

(一)研究樣本與數據來源

考慮到2007年會計準則變更的影響，本文初始樣本為2007―2021年滬深A股上市公司。社會信用體系建設試點城市數據通過信用中國網站手工整理所得，公司財務及治理數據來自國泰安數據庫(CSMAR)，各省份總人口及人均GDP數據來自于國家統計局。參考已有文獻(施新政等，2019；曹雨陽等，2022)，本文剔除金融行業、ST/ST*公司以及核心變量缺失的樣本，并對連續變量進行了上下1%的縮尾處理。

(二)模型設定與變量定義

基于社會信用體系改革分批建設的準自然實驗場景，結合不同城市實施該試點政策的時間不一致，參考以往文獻(Beck et al.，2010)，本文構建了如下多時點雙重差分模型：

其中，被解釋變量Ls衡量企業勞動收入份額。參考方軍雄(2011)、江軒宇和賈婧(2021)的研究，勞動收入份額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)/(營業收入-營業成本+支付給職工以及為職工支付的現金+固定資產折舊)。此外，為使勞動收入份額取值更加符合正態分布，對勞動收入份額Ls按ln(Ls/(1-Ls))的形式進行了對數化處理，得到Lnls。核心解釋變量Treat×Post表示社會信用體系改革試點的雙重差分變量，其中Treat表示試點城市虛擬變量，如果企業注冊地位于社會信用體系改革試點城市取值為1，否則為0；Post表示時間虛擬變量，若當前年份為企業注冊地入選社會信用體系建設試點城市及以后的年份取值為1，若為入選試點城市之前的年份則取值為0。根據本文假設H1，預期解釋變量Treat×Post的系數β1顯著為正，即社會信用體系改革對企業勞動收入份額具有正向影響。

參考已有文獻(方軍雄，2011；江軒宇和賈婧，2021；劉長庚等，2022a)，本文控制了以下可能影響勞動收入份額的因素：資產負債率(Lev)、總資產報酬率(Roa)、企業規模(Size)、短期流動性(Cash)、企業年齡(Lnage)、固定資產比例(Ppe)、董事會規模(Board)、獨董比例(Bind)、股權集中度(Top1)、資本密集度(Ci)、行業集中度(Hhi)。本文同時選取了省份人口(Lnpopu)以及省份人均地區生產總值(Lngdp)作為省份層面控制變量。此外，本文還控制了年份固定效應(δ)和公司固定效應(μ)。各變量的具體定義如表1所示。

表1 變量定義

四、實證結果與分析

(一)描述性統計

表2報告了變量的描述性統計結果。勞動收入份額Ls的均值為0.297，與方軍雄(2011)的結果較為一致，對數化處理后的勞動收入份額Lnls的均值為-0.949。解釋變量Treat×Post的均值為0.255，表示樣本中有25.5%的觀測值受到社會信用體系改革政策的沖擊。從控制變量上看，樣本期間內企業資產負債率平均為42.8%，總資產收益率平均為0.040，經營活動現金流量占比平均為0.048，固定資產占比平均為0.216，控制變量的均值也與以往文獻的統計結果較為相似。

表2 變量的描述性統計結果

(二)基準回歸結果

表3為社會信用體系改革對勞動收入份額影響的基準回歸結果。第(1)(2)列的被解釋變量為勞動收入份額Ls，第(3)(4)列的被解釋變量為對數化處理后的勞動收入份額Lnls；第(1)(3)列和(2)(4)列分別報告了未加入控制變量以及加入控制變量后的回歸結果。在以勞動收入份額Ls為被解釋變量的回歸中，解釋變量Treat×Post的系數分別為0.014和0.011，均在1%水平上顯著為正；在以對數化處理后的勞動收入份額Lnls為被解釋變量的回歸中，解釋變量Treat×Post的系數分別為0.069和0.056，均在1%水平上顯著為正，說明當企業注冊地入選社會信用體系建設試點城市后，企業的勞動收入份額有所提升，驗證了本文的研究假設H1，說明社會信用體系改革具有良好的政策效果，有助于共同富裕目標的實現。此外，社會信用體系改革試點對勞動收入份額的影響具有經濟顯著性。以第(2)(4)列為例，注冊地被列入社會信用體系改革試點城市的企業，其勞動收入份額相比未被列入的企業勞動收入份額分別增加1.10%和5.60%。而在經濟顯著性上，相比企業注冊地被列為社會信用體系改革試點城市前，企業注冊地被列為社會信用體系建設試點城市后，與樣本均值相比，Ls和Lnls分別提高了3.70%和5.90%。1綜上，本文假設H1在統計意義和經濟意義上都能夠得到證實。

表3 基準回歸結果

(三)穩健性檢驗2

1.平行趨勢檢驗

滿足平行趨勢假設是使用DID模型的前提。該假設要求在政策頒布前，入選社會信用體系建設示范城市(處理組)和未入選城市(對照組)之間不存在顯著差異。因此，本文構建相對年份虛擬變量Before2、Before1、Current、After1、After2+以檢測本文模型是否符合平行趨勢假設，分別表示當時間處于企業注冊地入選社會信用體系建設試點城市的前兩年、前一年、當年、后一年、后兩年及以后。當樣本年份屬于上述相應區間時，相對年份虛擬變量分別取值為1，否則為0。將以上五個虛擬變量加入模型中進行回歸3，表4報告了平行趨勢檢驗的回歸結果。其中，Before2、Before1的系數均不顯著，說明在改革之前，處理組和對照組之間不存在顯著差異，滿足雙重差分模型的平行趨勢假設。Current、After1以及After2+的系數均顯著為正，說明企業注冊地被列入社會信用體系建設試點城市當年及以后，企業的勞動收入份額得到了顯著提升。

表4 平行趨勢檢驗

2.傾向評分匹配與雙重差分法

考慮到試點城市和非試點城市之間可能存在系統性差異，從而導致位于試點城市企業的勞動收入份額明顯高于其他企業，本文采用傾向評分匹配方法控制兩組樣本在企業特征方面的差異，再對匹配后的樣本數據運用雙重差分法進行回歸。具體做法如下：

首先，將企業分為試點地區和非試點地區兩組，注冊地處于試點地區的企業為處理組，處于非試點地區的企業為對照組。其次，選取短期流動性(Cash)、企業規模(Size)、資本密集度(Ci)、融資約束(Sa)、企業年齡(Lnage)作為協變量，對處于同一年份的處理組和對照組中的企業進行1:1無放回的最近鄰匹配，運用匹配后的樣本再次進行DID檢驗。

表5第(1)(2)列報告了基于匹配樣本的雙重差分回歸結果，Treat×Post的系數仍顯著為正，說明在控制了兩組企業間潛在的系統性差異后，本文結論依然成立。此外，本文還利用第一批社會信用體系建設試點成立前，即2014年的企業特征對處理組和對照組的企業進行了1:1無放回的最近鄰匹配。運用匹配后的樣本進行雙重差分法回歸的結果報告在表5第(3)(4)列中，Treat×Post的系數顯著為正，再次說明社會信用體系改革顯著提高了企業勞動收入份額。

表5 傾向評分匹配與雙重差分法

3.安慰劑檢驗

為緩解不可觀測特征帶來的潛在內生性問題對結果的干擾，本文進行安慰劑檢驗。具體做法如下：從所有樣本城市中隨機選取與實際試點城市數量相同的城市作為偽處理組，同時對隨機模擬的試點城市也生成隨機的政策實施時間，重新估計式(1)并保存雙重差分變量Treat×Post的估計系數以及p值。上述隨機過程重復500次后得到估計系數及p值分布圖。未報告的圖形結果顯示，Treat×Post的估計系數集中分布在0附近，均小于真實估計系數，p值基本位于10%之上，說明經過雙重隨機處理后，隨機模擬的政策效果在作用強度及顯著性上不如真實政策效果，證實了本文的回歸結果是穩健的。

4.交疊DID偏誤診斷與解決

本文采用了雙向固定效應(TWFE)估計平均處理效應，而當處理效應并非同質時，使用簡單的平均處理效應會使模型出現偏誤。因此，本文先對交疊DID偏誤進行診斷，再參考左靜靜等(2023)的研究，使用“干凈”樣本進行分批的單期雙重差分模型回歸以修正交疊DID的雙向固定效應偏誤。未報告的穩健性檢驗結果驗證了本文結論的可靠性。

5.排除“全國文明城市創建”政策的干擾

為排除“全國文明城市創建”政策的影響，本文在回歸中加入了“全國文明城市”的虛擬變量(Civil)，企業注冊地在入選“全國文明城市”的當年及以后年份取值為1，反之為0。未報告的實證結果顯示，在排除了“全國文明城市”評選政策的干擾后，社會信用體系改革仍能顯著提升勞動收入份額。

6.排除最低工資標準的干擾

最低工資的上漲會使企業的工資率得到提高，進而提高企業的資本集約度，從而可能會使企業的勞動收入份額提高。因此，為排除最低工資標準對回歸結果的干擾，本文參考萬江滔和魏下海(2020)的研究，以各城市每小時最低工資衡量最低工資標準，并將最低工資標準作為控制變量加入基準回歸模型中重新估計。未報告的實證結果顯示，在考慮了最低工資標準對勞動收入份額的潛在影響后，社會信用體系改革仍然能夠提高企業勞動收入份額。

7.改變被解釋變量的度量方法

本文還采用了替代指標衡量勞動收入份額。參考方軍雄(2011)的研究，Ls1=支付給職工的現金以及為職工支付的現金/(支付給職工的現金以及為職工支付的現金+營業收入-營業成本+固定資產折舊)。與前文的處理方法一致，對Ls1同樣也進行對數化的處理，即Lnls1=ln(Ls1/(1-Ls1))。未報告的實證結果顯示，Treat×Post與勞動收入份額在1%水平上顯著正相關，說明本文的結果是穩健的。

五、機制檢驗

為探究社會信用體系改革對勞動收入份額的影響機制，本文主要從代理成本、債務融資以及盈利溢出效應三個角度進行分析，并參考江艇(2022)的方法進行檢驗。

(一)代理成本機制

參考戴亦一等(2016)的研究，本文采用經營費用率(Agent)，即管理費用與銷售費用之和與營業收入的比值，來衡量代理成本，預期社會信用體系改革能夠降低代理成本。同時，參考江紅莉等(2022)的研究，采用資本集約度(Kl)衡量代理問題緩解后的勞動要素替代資本要素效應。資本集約度采用人均固定資產凈額取自然對數衡量，該變量的數值越小代表相對于勞動要素投入，企業對資本要素的投入減少，企業勞動收入份額提升，預期社會信用體系改革會降低企業的資本集約度。

表6第(1)(2)列分別報告了社會信用體系改革對代理成本及資本集約度的回歸結果，Treat×Post的估計系數均顯著為負，說明社會信用體系改革顯著降低了企業的代理成本，并且企業會減少對資本要素的投入、增加對勞動要素的投入，進而產生勞動要素替代資本要素的效應，表明降低代理成本是社會信用體系改革對勞動收入份額的影響機制之一。

表6 機制檢驗

(二)債務融資機制

為檢驗債務融資機制，本文參考項松林和魏浩(2014)的研究，構建Fin變量，即(短期借款+長期借款)/總資產，作為債務融資的代理變量。Fin代表了企業能夠獲得外源融資的比例，此變量的值增加，則說明企業能夠取得的外源融資比例得到提高。表6第(3)列報告了社會信用體系改革對債務融資可得性的回歸結果。Treat×Post顯著為正，說明社會信用體系改革能夠增加企業獲得外源融資的比例，降低了企業的融資約束。上述分析整體表明，緩解企業融資受限程度、提高企業外部信貸融資的可得性，是社會信用體系改革對勞動收入份額的影響機制之一。

(三)盈利溢出效應

為檢驗盈利溢出效應，本文首先參考羅明津和鐵瑛(2021)的研究，構造工資率變量(Income)，作為企業盈利向員工工資溢出、提升員工工資水平，即盈利溢出效應的衡量變量。工資率等于員工平均工資取自然對數，平均工資的計算方法為全體員工(包括董監高)勞動收入/員工總人數，其中勞動收入為應付職工薪酬變化額與支付給職工以及為職工支付的現金之和，預期社會信用體系改革能夠提高工資率。其次，本文檢驗社會信用體系改革對勞動生產率的影響，依據劉一鳴和王藝明(2021)的研究，采用企業當年稅收、稅后凈利潤、工資之和與員工總人數的比值的自然對數值衡量勞動生產率(Lny)。參考前人文獻(魏下海等，2013)，當勞動生產率(Lny)的估計系數小于工資率(Income)的估計系數時，說明社會信用體系改革提高企業員工平均工資的作用大于對勞動生產率的提升效應，工資率提高效應占主導，提升了勞動收入份額。

表6第(4)(5)列分別報告了社會信用體系改革與工資率及勞動生產率的回歸結果，解釋變量Treat×Post的系數均顯著為正，說明社會信用體系改革顯著提升了企業員工的平均工資水平以及企業勞動生產率。同時，工資率(Income)的估計系數大于勞動生產率(Lny)的估計系數，說明社會信用體系改革提高工資率的效應明顯大于勞動生產率效應，即提高平均工資水平的效應占據主導地位。綜上所述，社會信用體系改革能夠通過提高企業收益并溢出至員工收入，即發揮盈利溢出效應，來提升企業的勞動收入份額。

六、拓展性研究

(一)普通員工勞動收入份額與高管勞動收入份額

本文進一步考察社會信用體系改革對普通員工及高管收入份額的影響。參考江軒宇和林莉(2022)的研究，分別計算普通員工勞動收入份額(Lls)和高管勞動收入份額(Mls)。其中，普通員工勞動收入份額=(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-董監高薪酬總額)/(營業收入-營業成本+支付給職工以及為職工支付的現金+固定資產折舊)；高管勞動收入份額=董監高薪酬總額/(營業收入-營業成本+支付給職工以及為職工支付的現金+固定資產折舊)。

表7第(1)列報告了社會信用體系改革對普通員工勞動收入份額的影響，Treat×Post的系數顯著為正，說明社會信用體系改革顯著提升了普通員工的勞動收入份額；第(2)列則報告了社會信用體系改革對高管勞動收入份額的影響，Treat×Post的系數顯著為負，說明社會信用體系改革降低了高管的勞動收入份額。產生該結果的原因可能在于：對于絕大多數普通勞動者來說，勞動收入是主要的收入來源；對于高管這類收入水平更高的人群，其反而更加依賴于資本等非勞動要素收入(湯燦晴和董志強，2019)。社會信用體系改革提升了整體勞動收入份額，降低了資本等要素的收入份額，相當于財富從高收入人群中分散出去，流向了更為廣闊的人群，更多地提升了普通員工的財富水平。

表7 普通員工勞動收入份額vs高管勞動收入份額

(二)要素密集度異質性

社會信用體系改革優化了營商環境，使企業更多集中于生產活動投入(魏下海等，2015)，吸引大量外部優質企業進駐本地區并產生協同效應，為企業創造更大的收益。對于勞動密集型行業的企業而言，其更加依賴于勞動力，企業盈利水平的提高增加勞動要素投入，進而提升企業勞動收入份額。對于資本密集型行業和技術密集型行業，企業盈利水平提高后，對勞動要素的投資水平不如勞動密集型行業，因此其勞動收入份額的提升效果并不明顯。

參考魯桐和黨印(2014)的研究，本文以證監會2012版行業分類為標準，采用聚類分析的方法劃分勞動密集型及資本技術密集型子樣本。4表8的結果表明，在勞動密集型行業組中，Treat×Post均在1%水平上顯著，而在資本技術密集型行業組中并不顯著，并且組間系數差異顯著，說明社會信用體系改革對勞動密集型行業內企業的勞動收入份額有更為明顯的提升效果。

表8 基于要素密集度的異質性分析

(三)地區經濟發展水平異質性

健全信用信息共享體系，以信用大數據評判市場主體信用狀況，使各企業的信用情況更加透明，更能評判企業信貸資源使用的規范性和合理性，改善當地借貸環境(劉長庚等，2022b)，促進資源更優配置，降低企業融資約束，促進當地企業發展，擴大就業規模，提升勞動收入份額(景國文，2022)。對于經濟發展水平較低的地區，其金融體系構建的完善程度較低，在規模不經濟的條件下，傳統金融機構為降低自身成本和防范經營風險，會降低對這類地區的金融服務供給。而社會信用體系改革所構建的共享信用信息體系，使得信用貸款可以通過信息網絡進行，向金融服務供給不足的地區提供金融資源(劉長庚等，2022b)，擴大當地企業融資渠道，緩解融資受限程度，從而對經濟發展水平較低地區的勞動收入份額有顯著的提升效果。對于經濟較發達的地區，金融服務供給更為充分，社會信用體系改革對其發揮的作用較為有限。

本文使用各城市人均GDP的自然對數值作為衡量地區經濟發展水平的變量，并以三分位數為標準將其劃分為大中小規模組。若城市人均GDP屬于大規模組，則取值為1；若屬于中小規模組，則取值為0。表9報告的結果顯示，Treat×Post變量在(1)(3)列不顯著，而在(2)(4)列顯著為正，表明社會信用體系改革在經濟發展水平較為落后的城市更能發揮提升勞動收入份額的作用，縮小地區間的發展差異，促進共同富裕。

表9 基于地區經濟規模的異質性分析

七、結論與啟示

本文基于社會信用體系改革分批試點的準自然實驗場景，以2007―2021年滬深A股上市公司數據為樣本，探究以社會信用為代表的非正式制度對勞動收入份額的影響。研究發現：(1)社會信用體系改革能夠顯著提升企業勞動收入份額；(2)社會信用體系改革通過緩解代理沖突、增強企業信貸融資可得性以及提高企業盈利水平來提升企業勞動收入份額；(3)社會信用體系改革主要提升普通員工的勞動收入份額，降低了高管的勞動收入份額；(4)社會信用體系改革對勞動收入份額的影響存在一定的異質性，當企業屬于勞動密集型行業以及所處地區的經濟發展程度較低時，社會信用體系改革對勞動收入份額的提升效果更為顯著。

基于上述研究發現，本文具有如下啟示：(1)進一步推進社會信用體系建設，擴大信用體系改革的試點范圍，比如經濟相對較不發達的城市，對于提高人民生活水平、促進社會公平有重要作用。(2)充分發揮信用賦能借貸、消費在提高勞動收入份額中的作用，加快完善企業及個人信用記錄，降低企業取得信貸的難度，擴大內部消費需求，有助于加速企業發展和實現共同富裕。(3)推動對誠信問題的專項治理行動，加大對失信行為的懲戒力度，加強對誠信文化的普及教育，塑造人人自發守信的良好社會風氣。(4)努力構建公正廉潔高效的政務體系，搭建“親”“清”新型政商關系，減少地方尋租行為，營造公平開放的營商環境。 ■

[基金項目：國家自然科學基金項目“上市公司精準扶貧行為的同群效應：作用機制與經濟后果”(72002014)、中央高校基本科研業務費專項資金資助項目“數字化轉型賦能、企業資源配置與經濟高質量發展”(2023TD003)、北京外國語大學“中青年卓越人才支持計劃”]