國資參股與民營企業共同富裕

【摘要】本文基于勞動收入份額的視角探討國資參股對民營企業共同富裕的影響。實證結果表明， 國資參股能夠顯著提升民營企業的勞動收入份額， 該結論在經過一系列穩健性檢驗后依舊成立。作用機制分析發現： 一方面， 國資參股可以促進民營企業的人力資本升級， 進而提高勞動收入份額； 另一方面， 國資參股可以抑制民營企業的高管機會主義行為， 從而提高勞動收入份額。此外， 進一步研究發現， 國資參股的確有利于共同富裕目標的實現， 其對民營企業勞動收入份額的提升作用在西部地區和處于低競爭地位的民營企業中更為明顯， 并且國資參股對勞動收入份額的提升作用還有助于提高民營企業的勞動生產率。本文豐富了國資參股民營企業的經濟后果研究， 拓展了勞動收入份額的研究視角， 為國有資本與民營企業有機融合提供了客觀的經驗證據。

【關鍵詞】國資參股；勞動收入份額；人力資本升級；機會主義；共同富裕

【中圖分類號】 F275" " "【文獻標識碼】A" " " 【文章編號】1004-0994（2024）08-0112-10

一、 引言

在過去的幾十年里， 我國民營經濟經歷了從小到大、 從弱到強的發展過程， 已經成為市場經濟的重要組成部分。然而， 民營企業在追求進一步發展的過程中面臨著一系列挑戰， 如更高的融資約束、 更多的行業準入限制和更少的稅收優惠等， 給民營企業實現轉型升級和可持續高質量發展帶來了阻礙， 而提升勞動收入份額能夠提高企業的創新效率（蒲艷萍和顧冉，2019）和全要素生產率（徐常建，2020）， 是應對上述挑戰的重要手段。

與此同時， 在新發展階段， 為了深化經濟體制改革， 促進經濟高質量發展， 黨的十八屆三中全會通過的《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》（簡稱《決定》）明確提出“積極發展混合所有制經濟”， 嘗試以“國民融合”的方式進一步打造更具活力和效益的微觀市場主體， 國有資本的介入在微觀層面上為民營企業突破發展瓶頸提供了良好契機?！秶鴦赵宏P于國有企業發展混合所有制經濟的意見》（簡稱《意見》）也指出， 國有企業不僅要“引進來”還得“走出去”， 與非國有企業進行股權融合、 戰略合作、 資源整合， 發展混合所有制經濟， 以在放大國有資本功能、 實現國有資本保值增值的同時， 促進民營企業健康發展（孫亮和劉春，2021）， 共同推進我國經濟高質量發展（趙璨等，2021）。由此可以預期， 國有資本與民營企業的有機結合將會進一步加深， 因此國資參股的實踐路徑、 治理效應和經濟后果也成為亟待研究的重要課題。

除此之外， 國內學者也發現國資參股能夠為民營企業帶來諸多利好， 比如提高企業績效（郝陽和龔六堂，2017）、 降低融資成本（李青原等，2023）、 促進研發創新（高杰等，2022）、 提升企業社會責任表現（阿布都合力力·阿布拉和茹克耶姆·阿卜杜維力，2023）等， 他們考察了國有資本作為異質性股東的資源效應和治理效應， 初步驗證了國有資本對民營企業的正面作用。然而， 鮮有研究考慮民營企業勞動收入份額持續偏低的問題（趙秋運等，2020）， 忽略了國有資本與民營企業的有機結合對勞動收入份額產生重大影響的可能。

實際上， 我國雖然取得了舉世矚目的經濟增長， 但是勞動收入份額卻整體呈現下降趨勢（李稻葵等，2009）， 過低的勞動收入份額不但會降低勞動生產率（Hein和Tarassow，2008）、 抑制產業升級（Vergeer和Kleinknecht，2007）、 減少企業創新行為（董新興和劉坤，2016）等， 還會導致收入分配格局惡化（白重恩等，2008）、 社會消費需求低迷（黃乾和魏下海，2010）、 經濟結構失衡（常進雄等，2019）等諸多問題， 不利于實體經濟的進一步發展（文雁兵和陸雪琴，2018）， 對扎實推進共同富裕和促進經濟高質量發展造成阻礙。基于以上背景， 本文深入探討國資參股能否提升民營企業勞動收入份額， 并進一步探究其具體的作用機制， 以期為促進民營企業高質量發展、 國有資本與民營經濟有機融合提供一定的借鑒。

基于上述分析， 本文以我國2010 ～ 2021年滬深A股民營上市公司為樣本， 考察國資參股對民營企業勞動收入份額的影響及作用機理。本文可能存在以下貢獻：

第一， 豐富了國資參股的經濟后果研究。盡管已有文獻圍繞國資參股對民營企業的影響展開了一系列討論， 但大多是基于國有資本對民營企業內部治理產生的經濟后果進行探討。在當前經濟轉向高質量發展、 扎實推進共同富裕的重要背景下， 鮮有學者關注勞動收入份額這一重要問題。因此， 本文深入探討了國資參股對民營企業勞動收入份額的影響， 并進一步探索具體的作用機制， 豐富了國資參股民營企業的經濟后果研究， 為民營企業切實提高勞動收入份額提供了一定路徑參考。

第二， 拓展了勞動收入份額的研究視角。雖然現有研究分別從宏、 微觀層面討論了勞動收入份額下降的原因以及提高勞動收入份額的舉措， 但大多數文獻考慮的是外部因素對企業勞動收入份額的影響， 尚未有學者基于民營企業這一獨特的經濟實體展開討論， 缺乏對于國資參股能否影響民營企業勞動收入份額的有關討論， 忽略了發展混合所有制經濟在當前經濟環境下對于提升勞動收入份額的重要性， 而本文的研究能夠彌補這一方面的研究空白。

第三， 為國有資本與民營企業有機融合提供了客觀的經驗證據。本文不但檢驗了國資參股對民營企業勞動收入份額的正面作用， 還發現國資參股對民營企業的影響在不同情況下存在差異， 并且通過進一步檢驗排除了國有資本的“馳援”動機， 以及探究了國資參股對勞動生產率的影響， 有助于從不同維度看待國有資本對民營企業的影響， 從理論上為國有資本與民營企業實現協同發展、 有機共生提供客觀的依據。

二、 文獻回顧

（一） 國資參股民營企業的經濟后果

一部分學者認為政府扮演著“看得見的手”的協同角色， 使得國有資本能夠為民營企業帶來實質性的幫助。由于我國經濟體制的特殊性， 政府在資源壟斷和優質資源分配上的話語權使得民營資本較之國有資本存在先天弱勢（儀垂林和孫佩宇，2011）， 而國有資本的進入有助于民營企業彌補“天然缺陷”（Firth等，2012）。一方面， 國資參股能夠改善企業績效（郝陽和龔六堂，2017）， 通過提升民營企業社會聲譽、 緩解民營企業的“統計偏見”以及優化民營企業信息質量等方式有效降低民營企業的債務融資成本（何德旭等，2022）， 提升融資便利性（楊北京和馮璐，2019）并緩解民營企業的投資不足（趙璨等，2021）； 國有資本還能夠為民營企業帶來更多稅收優惠， 從而降低稅收負擔、 抑制稅收規避（李青原等，2022）， 促進民營企業的創新活動（高杰等，2022）， 使企業加大創新投入（羅宏和秦際棟，2019）， 提升創新能力（竺李樂等，2021）， 有助于民營企業提高自身競爭力與長期穩定發展， 體現出國有資本的資源效應。另一方面， 國有資本作為異質性股東， 具有顯著的治理效應， 能夠有效緩解民營企業“股東—債權人”的代理問題， 繼而降低民營企業的債務融資成本（何德旭等，2022）， 增加民營企業的現金持有（曾敏等，2022）， 提升民營企業的市場地位（曾敏和何德旭，2021）。并且， 國有資本還能夠有效抑制民營企業“脫實向虛”（趙曉陽和衣長軍，2021）， 通過強化高管薪酬激勵和抑制高管機會主義行為來提高民營企業的戰略風險承擔水平（李鑫等，2022）。

但是也有一些學者持不同意見， 認為國資參股不利于民營企業發展。一方面， 國有資本的目標多樣性與民營企業的盈利本能存在矛盾， 民營企業中國有股權的存在形成了其與政府聯系的紐帶， 會使民營企業更多地投入社會公共事業， 顯著降低了民營企業的技術創新和管理水平， 從而降低全要素生產率（董艷和劉佩忠，2021）。而且， 政府還會干預民營企業的經營， 不利于其提升治理水平以及積極開展創新活動（李文貴和余明桂，2015）， 導致參股企業投資效率低下， 與其他股權之間形成“肌理不調”， 不利于企業整體發展。另一方面， 政府對于發生國資參股的民營企業的關注， 可能會不利于市場資源的有效分配， 從而對整個經濟市場發展產生消極作用（Hao和Lu，2018）。甚至有觀點認為， 國有資本進入民營企業只是出于“資源控制假說”， 通過參股民營企業來達到穩定經濟和就業、 控制戰略性資源和行業等目的， 而不是為了提升民營企業經營績效（Huang等，2021）。

從上述關于國資參股民營企業的文獻中可以發現， 近幾年關于國資參股的討論逐漸增加， 并且大多數學者已經初步驗證了國資參股對于民營企業的正面作用， 僅有少部分學者認為國資參股會帶來負面影響， 初步證明了國有資本對于民營企業具有“利大于弊”的經濟效果， 為進一步探究“國民融合”的共生形態以及進一步豐富“國民共進”的可行路徑打下了理論基礎。

（二） 勞動收入份額的影響因素

學術界對于勞動收入份額變動及影響因素已經具有相對豐富的研究成果， 主要可以分為企業外部環境和企業內部經營決策兩個層面。

一方面， 基于企業外部環境的不同， 相對較早的文獻主要探究了經濟發展階段與產業結構調整（白重恩和錢震杰，2010；李稻葵等，2009）、 全球化（趙秋運和張建武，2013）、 國際貿易和全球價值鏈嵌入（隋廣軍等，2021）、 外商直接投資（黃凌云等，2023）、 資本產出比（白重恩和錢震杰，2010）、 勞動力市場制度（柏培文和楊志才，2019）、 資本偏向型技術變革（陳勇和柏喆，2020）等因素對勞動收入份額的影響差異。隨著經濟形勢的不斷變化， 近些年的研究更多地關注地區產業升級（周茂等，2018）、 客戶集中度（王玉龍等，2022）、 數字金融（江紅莉等，2022b）、 制度環境（文雁兵和陸雪琴，2018）、 稅收征管和稅收激勵（杜鵬程等，2021）、 資本市場配置效率與對外開放（施新政等，2019；江軒宇和朱冰，2022）、 融資約束（祝樹金和趙玉龍，2016）、 要素成本（杜鵬程等，2022）等因素對勞動收入份額所產生的影響。

另一方面， 近年來國內越來越多的學者基于企業內部經營決策視角對勞動收入份額展開了多方面的研究， 如探究了股權激勵（吳秋生和鄭陽，2023）、 企業創新驅動（吳秋生和王玲芝，2022）、 企業數字化轉型（肖土盛等，2022）、 人工智能應用（鈔小靜和周文慧，2021）、 企業去杠桿（董豐等，2020）、 會計信息可比性（江軒宇和林莉，2022）、 企業金融化（羅明津和鐵瑛，2021）、 企業規模（盛斌和郝碧榕，2021）、 企業債券融資（江軒宇和賈婧，2021）等企業層面的微觀因素對勞動收入份額的影響。

從上述關于勞動收入份額影響因素的文獻中可以發現， 現有學者已從企業內外部角度分別展開了較為細致的研究， 并且企業的勞動收入份額會受到多種外部因素的影響， 而企業內部經營決策更多的是通過促進研發創新、 推動企業轉型升級的方式實現勞動收入份額的提升， 在一定程度上體現了技術進步理論的適用性（Acemoglu，2003）。但值得注意的是， 大多數研究只是從企業日常經營的角度展開分析， 鮮有學者從混合所有制的角度出發， 針對民營企業這一獨特的經濟實體展開討論， 忽視了民營企業提高勞動收入份額的重要性和迫切性， 缺少有關民營企業如何切實提高勞動收入份額的可行性研究。

三、 理論分析與研究假設

隨著混合所有制經濟的不斷發展， 國有資本對于參股民營企業這一投資行為也越發重視。2019年國務院國資委發布的《關于中央企業加強參股管理有關事項的通知》中明確提出“選擇經營管理水平高、 資質信譽好的合作方”， 《意見》中也明確指出國有資本與民營企業要以“股權融合、 戰略合作、 資源整合”的方式相互結合。上述文件內容均體現了國有資本并不只是單純地進行財務投資， 而是對于“國民共進”這一戰略目標有著切實的追求， 嘗試以參股民營企業的方式實現“1+1gt;2”的企業治理效應和經濟協同效應（陳林和陳煥然，2021）。而提升勞動收入份額作為扎實推動共同富裕、 促進民營企業高質量發展的重要舉措， 不但能夠縮小居民收入差距（呂冰洋和郭慶旺，2012）、 刺激消費需求（黃乾和魏下海，2010）， 還能夠提高企業的創新效率（蒲艷萍和顧冉，2019）和全要素生產率（徐常建，2020）， 有利于企業勞動生產率（鄧俊榮和龍蓉蓉，2017）和企業業績（柏培文和羅永春，2022）的提升； 既能夠滿足新發展階段民營企業高質量發展的內在需要， 也有利于保障國有資本保值增值的投資底線， 符合混合所有制改革的根本遵循。所以， 國有資本有動機提升民營企業的勞動收入份額， 具體可以從以下兩方面展開分析。

首先， 勞動收入份額作為員工工資在企業收入分配中所占的比重， 是企業雇員決策的自然結果， 即企業能夠通過改變人力資本結構影響勞動力的平均收入水平（余玲錚等，2016）。具體而言， 高質量的人力資本能夠顯著提升企業生產效率（Ottaviano等，2013）、 增強企業創新能力（王煌等，2020）、 提高企業的行業競爭力等（Ottaviano等，2018）， 因而具有更高的議價能力（王雄元和黃玉菁，2017）并獲得更高的薪酬支付（王雄元等，2014）， 這也意味著高質量勞動力占比越高， 人力資本升級程度越高， 企業的勞動收入份額就越高。而且， 作為更具活力的創新主體， 民營企業對于高質量勞動力也有著更高的需求。因為根據資本—技能互補理論（申廣軍，2016）， 高質量勞動力與物質資本的互補性更強（替代性更弱）， 即隨著企業的技術進步， 需要配置相應的科研人員和高級管理人員等高技能勞動力（高杰等，2022）， 并減少對低技能勞動力的需求（寧光杰和林子亮，2014）， 而且企業在購買先進設備或者引入外來技術的同時也離不開高技能勞動力的配合（趙爍等，2020）。然而， 相比于國有企業， 民營企業普遍存在一定的所有制歧視問題（申廣軍等，2020）， 各方面的資源限制不但削弱了民營企業優化雇傭決策的能力（張三峰和張偉，2016）， 還會導致民營企業更傾向于投資具有抵押價值的資本性資產（江軒宇和賈婧，2021）， 不但無法保障對高質量人才的有效激勵， 而且難以根據企業需求及時匹配相應的高質量人才， 從而導致“技工荒”（劉啟仁和趙燦，2020）， 不利于勞動收入份額的提升。

在此情形下， 國資參股能夠發揮資源效應促進民營企業實現人力資本升級， 進而提升勞動收入份額。一方面， 國有資本的加入能夠為民營企業帶來多方面的資金支持（李青原等，2023； 郝陽和龔六堂，2017）， 幫助民營企業擁有更為充裕的資金以提升高技能勞動力的比例， 推動人力資本結構的優化。同時， 國有資本還能夠對民營企業起到一定程度的“聲譽擔?！焙汀爸贫缺硶弊饔?， 降低民營企業的債務融資成本并擴大其融資規模（何德旭等，2022）， 進一步為民營企業實現人力資本升級解決資金難題（周旭和云鋒，2022）， 推動民營企業擴大對高技能勞動力的需求（申廣軍等，2020）， 從而實現勞動收入份額的提升。另一方面， 國資參股能夠為民營企業帶來獨特的關聯資源， 不但可以通過自身積累的行業知識和經驗幫助民營企業做出更理性的創新決策（陳思等，2017）， 還能夠為民營企業與政府部門和商業機構（任廣乾等，2021）、 高校與科研院所（趙彥志和周守亮，2016）等建立合作聯系， 有效提升民營企業參與重大項目的機會與能力， 促進民營企業主動提升對人力資本升級的需求。所以， 國有資本的加入能夠進一步提升民營企業對于人力資本升級的需求， 同時還能夠滿足民營企業在技術交流、 設備資源和人才資源等方面的需要（余漢等，2023）， 有效促進民營企業實現人力資本升級， 進而引導民營企業將更多的資源分配給人力資本， 實現勞動收入份額的提升（江紅莉等，2022a）。

其次， 我國民營企業中普遍存在“一股獨大”現象， 而且大多時候管理層是控股股東的意志體現（韋浪和宋浩，2020）， 這種“內部人控制”現象促使管理層具有更強烈的利益侵占動機（鄒燕等，2021）， 容易出現個人自利行為和資金占用（潘紅波和余明桂，2010）， 進而更傾向于將企業資源用于較為短視的投資行為（趙曉陽和衣長軍，2021）， 規避有利于長期價值創造但具有不確定性的投資決策（陳明和雄先承，2021）。在此情形下， 相比于見效快、 風險小的短期投資， 人力資本創造價值具有一定的滯后性和不確定性（周業安，2002）， 進而導致勞動力要素難以獲得更多的資源分配， 抑制了勞動收入份額的提升。并且在現實中， 我國的勞動力缺乏足夠的談判能力， 企業的超額利潤往往劃歸給資本要素（白重恩和錢震杰，2010）， 這也意味著管理層的確有能力、 有動機將資源分配至更能帶來私人收益的短期投資中。

在此情形下， 國有資本能夠發揮治理效應抑制管理層的機會主義行為。一方面， 國有資本作為異質性股東， 其參股民營企業之后能夠形成更為多元的股權結構， 彌補內部控制水平的不足并監督管理層的非理性決策（趙曉陽和衣長軍，2021）， 進一步完善民營企業的監督約束機制（Wang等，2021）， 有效緩解代理問題（劉惠好和焦文妞，2022）， 進而提高對管理層的監督效力， 抑制管理層的機會主義行為（Yao等，2018）， 減少短視行為所導致的資金耗散。另一方面， 國有資本并非只追求股權交易層面的短期投資收益， 而是更傾向于扮演戰略股東的角色推動民營企業長足發展（高杰等，2022）。管理層的機會主義行為或許能夠在短期內提升績效， 但同時會擠占勞動力要素的資源分配， 長期來看必然會錯失人力資本升級的機會窗口， 進而難以獲得勞動收入份額提升所帶來的遠期收益， 不利于民營企業的高質量發展。換言之， 管理層的機會主義行為相當于犧牲人力資本的遠期價值去追求短期收益， 這種“飲鴆止渴”式的經營決策并不符合國資參股民營企業的本質追求。所以， 國有資本會發揮治理效應， 抑制管理層的機會主義行為（李鑫等，2022）， 引導資源向勞動要素傾斜， 從而提升勞動收入份額。

基于上述分析， 本文提出如下研究假設：

假設1： 在其他條件不變的情況下， 國資參股能夠顯著提升民營企業勞動收入份額。

四、 研究設計

（一） 樣本選取與數據來源

考慮到2010年上海證券交易所發布了《上海證券交易所上市公司控股股東、 實際控制人行為指引》， 其中規定上市公司必須披露實際控制人信息， 本文以2010 ～ 2021年A股民營上市公司為研究樣本。股權性質、 財務數據來源于CSMAR數據庫， 實際控制人數據來源于CCER數據庫， 并根據研究需要進行如下處理： ①僅保留上市時控股股東股權性質為民營的樣本； ②剔除國有資本進入后控制權發生變更的樣本； ③剔除金融類上市公司樣本； ④剔除ST、 ?ST上市公司樣本； ⑤剔除財務數據缺失、 相關數據異常的樣本。經過上述處理， 最終獲得13939個觀測值。同時，本文對主要連續變量進行了上下1%的縮尾處理， 在回歸過程中也采用了穩健標準誤。

（二） 變量說明與模型構建

1. 被解釋變量： 勞動收入份額。本文參考方軍雄（2011）、 江軒宇和賈婧（2021）的方法， 基于要素成本增加值對勞動收入份額進行衡量： LS1=（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）； LS2=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）。

2. 解釋變量： 國資參股。本文參考何德旭等（2022）的研究， 以國有資本持股達到5%為閾值定義是否存在國有大股東（Dsoe）， 同時使用國有股東的累計持股比例（Soeshare）進行衡量。

3. 其他控制變量。本文參考江軒宇和賈婧（2021）、 何德旭等（2022）的研究，控制了下列可能影響企業勞動收入份額的變量： 企業規模（Size）、 杠桿水平（Lev）、 盈利能力（Roa）、 經營活動現金流（Cashflow）、 企業成長性（Growth）、 上市年限（Age）、 大股東持股（Top1）、 兩職合一（Dual）、 董事會規模（Board）、 資本產出比（Ky）、 資本密集度（Ci）?？紤]到工資存在剛性， 即企業的業績下降并不一定會導致工資的同比下降， 進而導致勞動收入份額的被動提升， 本文額外控制了工資向下剛性（Dw）； 同時， 考慮到民營企業高管的政治關聯可能會與國資參股存在一定的替代效應（鄧永勤和汪靜，2020）， 本文額外控制了政治關聯（Pc）。此外， 本文還控制了年度（Year）和行業（Ind）固定效應。

本文詳細的變量定義及說明見表1。

4. 模型構建。為了驗證假設1， 本文通過構建模型（1）來進行實證檢驗：

LS1i，t（LS2i，t）=β0+β1Dsoei，t（Soesharei，t）+βkControlsi，t+Year+Ind+εi，t （1）

五、 實證結果

（一） 描述性統計

表2列示了主要變量的描述性統計結果。從表2中可以發現， 勞動收入份額（LS1）的均值和中位數分別為0.293和0.284， 說明樣本公司中員工薪酬占企業增加值比重的平均水平接近30%； 國資參股（Dsoe）的均值為0.059， 說明樣本中有接近6%的觀測值存在持股比例大于 5%的國資股東， 整體而言國資參股民營上市公司的比例并不高； 國資參股（Soeshare）的最大值為0.195， 說明樣本公司中的國有資本持股最大比例為19.5%； 資本產出比（Ky）的均值為0.414， 說明樣本公司中固定資產凈值占主營業務收入比重的平均水平為41.4%； 資本密集度（Ci）的最小值和最大值相差較大， 并且標準差為1.555， 說明樣本公司的資本密集度存在較為顯著的個體差異； 工資向下剛性（Dw）的均值為0.137， 說明樣本中有13.7%的觀測值存在當年銷售收入下降但是員工工資上升的情況； 政治關聯（Pc）的均值為0.322， 說明有32.2%的樣本公司存在政治關聯， 體現出政治關聯在民營上市公司中具有一定的普遍性。

（二） 主回歸結果

表3是國資參股與勞動收入份額的基本回歸結果。從表3中可以發現： 當被解釋變量為LS1時， Dsoe和Soeshare的回歸系數分別為0.013和0.096， 且均在1%的統計水平上顯著； 當被解釋變量為LS2時， Dsoe和Soeshare的回歸系數分別為0.013和0.091， 依舊在1%的統計水平上顯著。以上結果初步驗證了國資參股對民營企業勞動收入份額的提升作用。此外， 本文還采用固定效應檢驗來控制不同民營企業之間的個體差異， 從表 4 中可以發現， Dsoe和Soeshare的回歸系數在數值上略有下降， 但依舊在1%的統計水平上顯著為正， 進一步驗證了國有資本的正面作用。

（三） 內生性問題及穩健性檢驗

為了驗證本文結論的穩健性， 本文進行了如下一系列內生性和穩健性檢驗（限于篇幅， 結果均未列示出來， 留存備索）：

1. 傾向得分匹配（PSM）。本文參考羅宏和秦際棟（2019）的研究， 采用傾向得分匹配（PSM）的方法以減少因遺漏變量造成的內生性問題。具體地， 本文分別以是否具有國資參股和國資參股年度行業均值進行分組， 并以企業規模、 杠桿水平、 盈利能力、 經營活動現金流、 企業成長性、 上市年限作為匹配變量?？紤]到國資參股的觀測值較少， 本文采用一對三最近鄰匹配的方式尋找對照組， 然后利用PSM匹配的樣本重復進行假設1的檢驗。結果表明， 當分別以LS1和LS2為被解釋變量時，Dsoe的回歸系數均為0.01， 并且在5%的統計水平上顯著， Soeshare的回歸系數分別為0.091和0.085， 并且均在1%的統計水平上顯著， 說明相比于不存在國有資本的民營上市公司， 具有國資參股的民營上市公司具有更高的勞動收入份額， 該結果進一步驗證了本文的研究假設1。

2. 雙重差分法（DID）。為了進一步驗證國資參股之后對民營上市公司產生了顯著影響， 同時考慮到不同民營上市公司引入國有資本的時間不同， 采用雙重差分法（DID）進行檢驗。具體地， 把樣本公司中國資參股當年及以后定義為Post=1， 樣本期內并沒有國資參股定義為Post=0， 并構建模型（2）：

LS1i，t（LS2i，t）=β0+β1Posti，t+βkControlsi，t+Year+εi，t （2）

本文采用固定效應模型對模型（2）進行檢驗。結果表明， 當分別以LS1和LS2為被解釋變量時， Post的回歸系數均為0.013， 并且在1%的統計水平上顯著， 說明國資參股的確對民營上市公司的勞動收入份額產生了顯著的正向影響， 進一步驗證了本文的假設1。

3. 滯后一期解釋變量。為緩解國資參股與民營上市公司勞動收入份額之間互為因果的問題， 本文參考韋浪和宋浩（2020）、 曾敏等（2022）的方法， 采用滯后一期的解釋變量（Dsoe_t-1和Soeshare_t-1）重新對模型（1）進行回歸。結果表明， 當分別以LS1和LS2為被解釋變量時， Dsoe_t-1的回歸系數分別為 0.013 和 0.014， 并且均在1%的統計水平上顯著， Soeshare_t-1的回歸系數分別為 0.096和 0.092， 同樣在1%的統計水平上顯著， 進一步驗證了本文的假設1。

4. 樣本自選擇問題。為了緩解樣本自選擇問題， 即樣本中的民營上市公司自身較高的勞動收入份額水平可能成為國資參股的原因， 本文參考吳秋生和任曉姝（2022）、 曾敏等（2022）的方法， 在第一階段， 采用 Heckman二階段法進行檢驗， 將國有資本是否參股民營上市公司（Treat）作為被解釋變量， 將各省綜合市場化指數（Market）作為解釋變量， 控制變量與主回歸一致， 并進行Probit回歸， 計算出逆米爾斯系數（IMR）； 在第二階段， 將逆米爾斯系數（IMR）加入模型（1）進行回歸以糾正樣本選擇偏差。結果表明， 在加入IMR之后， Dsoe和Soeshare的回歸系數依舊在1%的統計水平上顯著為正， 進一步驗證了本文的假設1。

5. 高階固定效應。雖然本文在模型（1）中加入了行業和年度固定效應以緩解遺漏變量問題對研究結論的干擾， 但仍可能存在一些宏觀因素對不同城市及行業的影響在不同年份存在差異， 因此參考董豐等（2020）、 江軒宇和賈婧（2021）、 曾敏和何德旭（2021）的研究， 加入行業×城市進行固定效應檢驗。結果表明， Dsoe和Soeshare的回歸系數依舊在1%的統計水平上顯著為正， 進一步驗證了本文的假設1。

6. 其他穩健性檢驗。為了進一步提高研究結論的穩健性， 本文分別通過以下方式進行穩健性檢驗： ①考慮到黨的十八屆三中全會明確提出要通過不同所有制資本交叉持股的方式促進混合所有制經濟改革， 參考吳秋生和任曉姝（2022）、 孫亮和劉春（2021）的研究， 選擇2013 ～ 2021年的樣本重新對假設1進行檢驗； ②參考江軒宇和賈婧（2021）的研究， 將勞動收入份額進行對數化處理， 即： LNLS=Ln［LS/（1-LS）］， 并重新對假設1進行檢驗； ③參考曾敏等（2022）的研究， 以持股是否達到10%的閾值重新定義國有資本是否參股， 記作Dsoe2， 將其作為Dsoe的替代解釋變量重新對假設1進行檢驗， 同時借鑒羅宏和秦際棟（2019）的方法， 以“國有資本持股比例/非國有資本持股比例”定義股權制衡度（Zhiheng）， 并將其作為Soeshare的替代解釋變量重新對假設1進行檢驗； ④為了避免 IPO 對企業勞動收入份額造成的干擾， 參考Graham和Leary（2018）、 曾敏等（2022）的研究， 剔除上市不滿三年的樣本重新對假設 1 進行檢驗； ⑤考慮到員工整體工資上漲和管理層持股所產生的現金股利對勞動收入份額的影響， 增加員工平均工資（Pay）和管理層持股比例（Mshare）作為控制變量， 重新對假設1進行檢驗。以上結果均顯示， 前文研究結果未發生明顯變化， 說明本文得到的結論是穩健的。

六、 進一步研究

（一） 作用機制檢驗

根據前文的理論分析可知， 國資參股為民營企業帶來的資源效應能夠促進民營企業實現人力資本升級， 并且治理結構的完善又進一步抑制了民營企業高管的機會主義行為， 進而共同作用于勞動收入份額的提升?；诖耍?本文分別對上述作用機制進行檢驗。

首先， 參考肖土盛等（2022）和高杰等（2022）的研究， 以研發人員的數量占比（High_Skill）衡量人力資本升級， 并構建中介效應模型， 如式（3）和式（4）所示：

High_Skilli，t（AbsDAi，t）=β0+β1Dsoei，t（Soesharei，t）+βkControlsi，t+Year+Ind+εi，t （3）

LS1i，t（LS2i，t）=β0+β1Dsoei，t（Soesharei，t）+β2High_Skilli，t（AbsDAi，t）+βkControlsi，t+Year+Ind+εi，t （4）

表5列示了“國資參股—人力資本升級—勞動收入份額提升”這一路徑的檢驗結果， 其中： 第一階段結果表明， Dsoe和Soeshare均與High_Skill在1%的統計水平上顯著正相關， 說明國資參股能夠促進民營企業實現人力資本升級； 第二階段的結果表明， High_Skill與LS1和LS2均在 1%的統計水平上顯著正相關， 驗證了人力資本升級與勞動收入份額的正相關關系， Dsoe和Soeshare的回歸系數明顯小于表 3 中主回歸的回歸系數， 并且在1%的統計水平上顯著為正， 初步驗證了國資參股通過促進人力資本升級提升民營企業勞動收入份額的作用機制。為了進一步驗證中介效應的存在， 本文采用比其他檢驗方法具有更高統計效力的 Bootstrap 法檢驗中介效應是否顯著（溫忠麟和葉寶娟，2014）， 采用 500 次抽樣并計算_bs2的置信區間， 最終的檢驗結果表明置信區間均不包含 0， 驗證了促進人力資本升級的中介效應的存在。

其次， 本文參考劉文達等（2011）和姜曉文等（2023）的研究， 采用考慮業績影響的修正Jones模型計算的盈余管理水平（AbsDA）來衡量管理層機會主義行為， 并構建中介效應模型， 如式（3）和式（4）所示。

表6列示了“國資參股—抑制高管機會主義行為—勞動收入份額提升”這一路徑的檢驗結果， 其中： 第一階段的結果表明， Dsoe和Soeshare均與AbsDA在1%的統計水平上顯著負相關， 說明國資參股能夠抑制民營企業的管理層機會主義行為； 第二階段的結果表明， AbsDA與LS1和LS2均在1%的統計水平上顯著負相關， 說明管理層的機會主義行為的確會降低勞動收入份額， Dsoe和Soeshare的回歸系數明顯小于表 3 中主回歸的回歸系數， 并且依舊在 1%的統計水平上顯著為正， 初步驗證了國資參股通過抑制高管機會主義行為提升民營企業勞動和收入份額的作用機制。同樣地， Bootstrap的檢驗結果表明置信區間均不包含0， 進一步驗證了抑制高管機會主義行為的中介效應的存在。

（二） 國資參股與民營企業共同富裕

改善收入初次分配是實現共同富裕的重要機制（施新政等，2019； 江軒宇和朱冰，2022）。而在現實生活中， 相比于國有企業的“不患寡而患不均”， 部分民營企業高管的薪資收入往往遠超于普通員工（林澤炎，2004）， 所以要促進共同富裕目標的實現， 理應提高普通員工的勞動收入份額， 縮小管理層與員工之間的薪酬差距?；诖?， 本文首先參考江軒宇等（2023）的研究， 采用“（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）/營業總收入”來衡量普通員工的勞動收入份額（YGLS）， 采用“董監高薪酬總額/營業總收入”來衡量高管的勞動收入份額（GGLS）， 探究國資參股民營企業是否會顯著提升普通員工的勞動收入份額。其次， 本文參考孔東民等（2017）的研究， 采用管理層平均薪酬占普通員工平均薪酬的比值來衡量公司內部薪酬差距（Gap）， 探究國資參股民營企業是否會顯著縮小內部薪酬差距。表7中列（1） ～ （4）的結果表明， 國資參股能夠顯著提高員工的勞動收入份額， 而只有國有資本持股比例（Soeshare）與高管的勞動收入份額（GGLS）在10%的統計水平上顯著正相關， 說明國資參股能夠讓更多普通員工分享到企業的發展成果， 有利于共同富裕目標的實現； 此外， 表7中列（5）、 列（6）的結果表明， 國資參股能夠顯著降低內部薪酬差距， 促進收入分配的相對公平。

（三） 異質性檢驗

首先， 企業所在地的市場化水平會對企業的勞動收入份額造成一定影響（江紅莉等，2022b）。現有研究表明， 東部地區的市場化水平要顯著高于西部地區（夏立軍和陳信元，2007）， 而且市場化水平較高的地區政府對市場和企業的干預較少， 民營經濟的發展水平、 要素配置效率和市場活躍度都比較高（張霖琳等，2015）。由此可以預期， 東部地區的民營企業在融資渠道和勞動力要素獲取方面具有更大的優勢， 西部地區的民營企業則更加依賴國有資本帶來的資源支持， 國資參股對于西部民營企業的勞動收入份額也會有更顯著的影響?；诖?， 本文參考張霖琳等（2015）的研究， 將東部地區劃分為高市場化程度地區， 將西部地區劃分為低市場化程度地區， 然后進行分組檢驗。表8的結果表明， 在高市場化程度的東部地區， Dsoe和Soeshare的回歸系數均不具有統計顯著性，而在低市場化程度的西部地區， Dsoe和Soeshare的回歸系數均在1%的統計水平上顯著為正， 說明國有資本對民營企業勞動收入份額的提升作用在低市場化程度的西部地區更為顯著。

其次， 在日常經營過程中， 競爭地位不同的上市公司所面臨的挑戰存在差異， 處于較高競爭地位的公司具有更強的定價權以及一定程度的非價格壟斷， 進而對其他公司產生掠奪效應， 具有更豐富的資源儲備。而競爭地位較低的公司往往會在融資渠道、 產品市場、 商業信用等方面成為被掠奪的對象（楊興全和尹興強，2015）， 在資源獲取方面處于劣勢。在此背景之下， 相對于已經具有各方面優勢的高競爭地位民營企業， 國資參股對于低競爭地位的民營企業而言具有更加重要的戰略意義， 對其勞動收入份額的提升作用也會更加明顯。因此， 本文以勒納指數“（營業收入-營業成本-銷售費用-管理費用）/營業收入”來衡量上市公司的競爭地位， 并按照中位數分組進行檢驗。表9的結果表明， 在高競爭地位樣本中， Dsoe和Soeshare的回歸系數均不具有統計顯著性， 而在低競爭地位樣本中， Dsoe和Soeshare的回歸系數均在 1%的統計水平上顯著為正， 說明國有資本對低競爭地位民營企業的勞動收入份額具有更顯著的提升作用。

（四） 經濟后果研究

根據前文分析， 國有資本有充足的動機推動民營企業長足發展， 進而能夠顯著提升民營企業的勞動收入份額。進一步， 勞動收入份額的載體是勞動力， 提升勞動收入份額能夠促進企業提高勞動生產率（柏培文和羅永春，2022）， 符合民營企業高質量發展的內在需求。基于此， 為了驗證國資參股之后民營企業是否能夠實現勞動生產率的顯著提高， 本文參考牛志偉等（2023）的研究， 采用t+1期人均營業收入的對數值衡量勞動生產率（LP_t+1）， 并構建模型（5）：

LP_t+1i，t+1=β0+β1Dsoei，t（Soesharei，t）+βkControlsi，t+Year+Ind+εi，t （5）

本文采用模型（5）進行經濟后果檢驗。表10的結果表明， Dsoe和Soeshare的回歸系數分別為 0.074 和 0.583， 并且均在 1%的統計水平上顯著， 說明國資參股提升民營企業勞動收入份額之后能顯著提高企業的勞動生產率。

七、 結論與建議

本文以2010 ～ 2021年A股民營上市公司為樣本， 實證檢驗了國資參股對企業勞動收入份額的影響， 研究表明： 國資參股能夠顯著提升民營企業的勞動收入份額； 國資參股可以通過促進人力資本升級以及抑制高管機會主義行為的方式提高民營企業的勞動收入份額； 國資參股切實有利于民營企業共同富裕目標的實現， 并且對民營企業勞動收入份額的提升作用在西部地區和處于低競爭地位的民營企業中更為明顯； 國資參股對勞動收入份額的提升作用還有助于提高民營企業的勞動生產率。

基于上述研究結論， 可以得到如下啟示：

第一， 應當合理看待國有資本參與民營企業治理這一經濟行為。本文的分析表明， 國有資本并不只是單純地進行財務投資， 而是對于“國民共進”這一戰略目標有著切實的追求， 國有資本無論是在動機還是能力層面都更傾向于幫助民營企業實現可持續高質量發展， 與所謂的“國進民退”具有本質的區別。所以， 通過良好的制度設計將國有資本引入民營企業完全有可能實現“國民共進”的美好愿景。

第二， 國有資本應當進一步重視民營企業的長足發展。因為相比于其他投資者， 國有資本具有獨特的經濟實力和影響力， 更能夠將“能量”輸送給民營企業、 將“聲音”傳達給民營企業。本文的研究表明， 在提升民營企業勞動收入份額的過程中， 無論是促進人力資本升級還是抑制管理層的機會主義行為， 都體現了國有資本的長期主義， 這有助于為民營企業實現共同富裕、 高質量發展打下堅實的基礎。所以， 國有資本應當繼續關注民營企業的長足發展， 從發展的視角對民營企業提供相應的幫助。

第三， 民營企業應當合理運用國有資本帶來的資源優勢。對于民營企業而言， 引入國有資本無論是在提升社會聲譽、 緩解信息不對稱還是提高產權保護等方面， 都能夠獲得較為顯著的收益， 進而帶來相應的資源補充。但值得注意的是， 民營企業如果出于短視心理過多將國有資本的資源優勢用于彌補短期缺陷， 則無異于“飲鴆止渴”， 即使能夠提升短期績效， 長期來看也會錯過轉型升級的最佳機會窗口。所以， 民營企業應當把握好國資參股這一良好契機， 運用好國有資本帶來的資源優勢， 為可持續長期發展做足準備、 加大投入。

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（責任編輯·校對： 陳晶" 劉鈺瑩）

【基金項目】國家自然科學基金青年項目（項目編號：72002138）；中國財政科學研究院鼓勵和資助研究生開展科研活動的管理辦法資助項目

【作者單位】1.中國財政科學研究院， 北京 100089；2.深圳職業技術大學經濟學院， 深圳 518055。彭健為通訊作者