企業(yè)金融化改變勞動(dòng)收入份額了嗎？ *

袁翠翠，郭鵬宇，宋曉陽，劉芬華，李華民

（1.廣州城市理工學(xué)院，廣東 廣州 510850；2.廣東金融學(xué)院，廣東 廣州 510521；3.廣東科學(xué)中心，廣東 廣州 511442）

一、引言

中共二十大報(bào)告指出“努力提高居民收入在國民收入分配中的比重，提高勞動(dòng)報(bào)酬在初次分配中的比重”①資料來源：習(xí)近平：高舉中國特色社會(huì)主義偉大旗幟 為全面建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化國家而團(tuán)結(jié)奮斗——在中國共產(chǎn)黨第二十次全國代表大會(huì)上的報(bào)告[EB/OL].中國政府網(wǎng)www.gov.cn,2022-10-25.。勞動(dòng)報(bào)酬比重反映居民作為一個(gè)整體通過提供勞動(dòng)所獲得的貨幣形式和實(shí)物形式的報(bào)酬，如工資、獎(jiǎng)金、津貼和補(bǔ)貼，各種形式的福利以及單位交納的社會(huì)保險(xiǎn)費(fèi)、補(bǔ)充社會(huì)保險(xiǎn)費(fèi)和住房公積金等在國民收入分配中的比例。本文中的勞動(dòng)收入份額指勞動(dòng)報(bào)酬在初次分配中的比重。改革開放以來，中國的勞動(dòng)收入份額呈現(xiàn)U 型變化趨勢(shì)（張軍等，2022），在2007 年達(dá)到最低點(diǎn)的0.47（劉亞琳等，2018）之后出現(xiàn)拐點(diǎn)，進(jìn)入逐步提升通道（陸雪琴和田磊，2020），2020 年為0.53。上述現(xiàn)象可能與劉易斯拐點(diǎn)有關(guān)，也可能是其他因素共同作用的結(jié)果。

企業(yè)投融資決策直接影響到企業(yè)經(jīng)營狀況，而企業(yè)經(jīng)營狀況則與勞動(dòng)收入份額息息相關(guān)?；诖诉壿嬐茢?，企業(yè)金融化作為一種企業(yè)投融資決策，與勞動(dòng)收入份額之間應(yīng)有因果關(guān)聯(lián)。改革開放40 多年來，中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)悄然輪轉(zhuǎn)，微觀層面競(jìng)爭(zhēng)也從增量分割轉(zhuǎn)向存量博弈，包括勞動(dòng)、資本和土地乃至技術(shù)、制度等在內(nèi)的要素配置都伴隨經(jīng)濟(jì)增長模式轉(zhuǎn)變而更新。對(duì)于微觀企業(yè)而言，適應(yīng)經(jīng)濟(jì)制度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及勞動(dòng)力規(guī)模與結(jié)構(gòu)變遷而作出的資產(chǎn)配置決策與行為的調(diào)整，可能引起企業(yè)技術(shù)革新以及盈利能力的變化，最終映射到勞動(dòng)收入份額的改變上，在微觀企業(yè)的初次分配環(huán)節(jié)得以充分體現(xiàn)。在宏觀層面，2008年美國次貸風(fēng)險(xiǎn)引發(fā)全球金融危機(jī)后，我國為應(yīng)對(duì)國際金融危機(jī)沖擊而推出的一系列經(jīng)濟(jì)刺激政策，強(qiáng)化了微觀企業(yè)資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)的金融化趨勢(shì)，也進(jìn)一步固化了微觀企業(yè)金融化與勞動(dòng)收入份額之間存在因果關(guān)系的應(yīng)然邏輯設(shè)定。近年來受經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)影響，國內(nèi)外市場(chǎng)需求空間日漸萎縮以及產(chǎn)能過剩致使實(shí)體部門經(jīng)營性投資回報(bào)率明顯下滑（江三良和張心怡，2022），大量非金融企業(yè)紛紛試水進(jìn)入金融領(lǐng)域逐利，金融投資收益在企業(yè)全部利潤中的比重日益升高，企業(yè)總資產(chǎn)中金融資產(chǎn)的占比不斷上升。企業(yè)金融化程度的演化狀態(tài)，可能為勞動(dòng)收入份額變動(dòng)提供新的微觀行為解釋。

面向共同富裕目標(biāo)，面臨多重壓力帶來的就業(yè)問題，增加就業(yè)崗位、提高勞動(dòng)收入比例等越來越成為學(xué)界研究的熱點(diǎn)話題。但現(xiàn)有研究多從企業(yè)融資、人工智能、金融科技發(fā)展等角度觀察勞動(dòng)收入份額變動(dòng)機(jī)理，少有研究文獻(xiàn)關(guān)注企業(yè)資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)調(diào)整帶來的勞動(dòng)收入份額變化這一需要考察的問題（?zdemir，2019）。另外，一方面，統(tǒng)一大市場(chǎng)建設(shè)提升企業(yè)市場(chǎng)化程度，可拓展企業(yè)資產(chǎn)配置的目標(biāo)寬度和改變優(yōu)質(zhì)勞動(dòng)需求的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度，從而對(duì)企業(yè)金融化改變勞動(dòng)收入份額產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應(yīng)；另一方面，企業(yè)金融化作為投資決策是企業(yè)管理層能力的體現(xiàn)，因此管理層能力差異很可能會(huì)對(duì)企業(yè)金融化帶來的勞動(dòng)收入份額改變產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應(yīng)，對(duì)此也有必要作深度驗(yàn)證。

基于上述邏輯，使用滬深A(yù) 股上市公司2007-2021 年數(shù)據(jù)，探究企業(yè)金融化對(duì)勞動(dòng)收入份額的具體影響，并將企業(yè)按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、行業(yè)屬性以及規(guī)模大小予以分組檢驗(yàn)，然后進(jìn)一步嵌入市場(chǎng)化程度和管理者能力作為調(diào)節(jié)變量，研究其對(duì)企業(yè)金融化與勞動(dòng)收入份額關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。由此，從理論層面上，在中國經(jīng)濟(jì)運(yùn)行進(jìn)入新常態(tài)后，為考察勞動(dòng)收入份額變化，提供新的觀察視角，提供企業(yè)金融資產(chǎn)配置對(duì)于初次分配效應(yīng)的新觀察結(jié)果，同時(shí)從勞動(dòng)收入份額效應(yīng)視角對(duì)企業(yè)金融化行為作出相對(duì)合理的判斷，對(duì)于拓展已有研究提供有益補(bǔ)充；從政策層面來講，為相關(guān)決策部門確立勞動(dòng)收入份額提升的導(dǎo)引政策提供經(jīng)濟(jì)新常態(tài)背景下的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)和理論依據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）勞動(dòng)收入份額及其決定因素

早期的新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的分配理論認(rèn)為，勞動(dòng)生產(chǎn)份額等于生產(chǎn)函數(shù)中的β，“卡爾多事實(shí)”強(qiáng)調(diào)勞動(dòng)收入份額大體保持穩(wěn)定（Kaldor，1961），以至于勞動(dòng)收入份額不被認(rèn)為是一個(gè)重要話題。但20 世紀(jì)90 年代以來，從西歐發(fā)達(dá)國家到美國再到中國等相繼出現(xiàn)了勞動(dòng)收入份額下降趨勢(shì)（Harrison，2005；白重恩，2009；Karabarbounis 和Neiman，2013），引起了學(xué)者以及政府部門的高度關(guān)注。勞動(dòng)收入份額問題逐漸成為經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的一個(gè)重要話題。

在中國，勞動(dòng)收入份額下降問題引起了黨和國家的高度關(guān)注。黨中央相繼在十七大、十八大、十九大和二十大報(bào)告及其他重要文件中強(qiáng)調(diào)要提高勞動(dòng)報(bào)酬在初次分配中的比重。黨中央的高度重視也引發(fā)了學(xué)術(shù)界對(duì)這一問題的深度關(guān)注和研究。學(xué)者們分別從宏觀、微觀兩方面入手，從多個(gè)角度探索勞動(dòng)收入份額下降的深層原因。宏觀層面，借助勞動(dòng)者議價(jià)能力假設(shè)分析勞動(dòng)收入份額下降的影響因素，其中主要包括全球化、勞動(dòng)力市場(chǎng)制度、市場(chǎng)集中度以及宏觀金融化等因素（魏下海等，2013；Lin 和Devey，2013；Stockhammere，2017；張曉磊等，2018）。微觀層面，郭凱明（2019）認(rèn)為，伴隨著科學(xué)技術(shù)進(jìn)步，勞動(dòng)要素在生產(chǎn)活動(dòng)中的地位相對(duì)下降，員工議價(jià)能力不足引起勞動(dòng)收入份額變低。羅長遠(yuǎn)和陳琳（2012）認(rèn)為，當(dāng)企業(yè)面臨融資約束時(shí)，企業(yè)會(huì)通過降低勞動(dòng)者的工資水平或者裁員來緩解流動(dòng)性壓力等，由此導(dǎo)致了勞動(dòng)收入份額下降。此外，勞動(dòng)收入份額還受到人口變遷及結(jié)構(gòu)變動(dòng)（徐強(qiáng)和趙欣，2022）、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力流動(dòng)（伍山林，2016）、去杠桿政策（劉長庚等，2022）、產(chǎn)業(yè)政策（劉長庚等，2022b）、貿(mào)易政策（毛其淋和楊琳羿，2022）、資本市場(chǎng)對(duì)外開放（江軒宇和朱冰，2022）、國際化戰(zhàn)略（朱杰，2022）及社會(huì)保險(xiǎn)征收體制改革（杜鵬程等，2022）等因素的影響。Hein 和Dodig（2014）、王博和毛毅（2019）、羅明津和鐵瑛（2021）等研究文獻(xiàn)把企業(yè)金融化作為勞動(dòng)力份額變化的解釋元素。但一方面，其觀點(diǎn)有待進(jìn)一步驗(yàn)證乃至值得商榷，其機(jī)制分析亦有待進(jìn)一步拓展；另一方面，現(xiàn)有文獻(xiàn)過少難以匹配解決該問題的政策決策所需要的文獻(xiàn)量及討論深度。基于此，本文研究開卷有益。

（二）企業(yè)金融化及其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)

企業(yè)金融化行為大致可從企業(yè)投資金融資產(chǎn)占比和通過金融渠道獲利占比兩個(gè)方面予以界定。前者表現(xiàn)為企業(yè)金融交易規(guī)模和金融資產(chǎn)持有量大幅增加，企業(yè)的商品生產(chǎn)活動(dòng)與流通活動(dòng)逐漸被金融投資業(yè)務(wù)、金融市場(chǎng)參與活動(dòng)所取代（杜勇等，2017），后者表現(xiàn)為企業(yè)積累利潤的方式越來越依賴于金融渠道與資本運(yùn)作，金融收益規(guī)模與占比不斷增長（劉姝雯等，2023）。

有關(guān)企業(yè)金融化行為的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，現(xiàn)有研究暫無統(tǒng)一結(jié)論，可以說企業(yè)金融化是一把雙刃劍，既發(fā)揮著蓄水池功能，緩解企業(yè)投資不足，也對(duì)實(shí)體產(chǎn)業(yè)部分產(chǎn)生擠出效應(yīng)，還會(huì)因?yàn)榻鹑谫Y產(chǎn)配置的高收益而提高企業(yè)的總收益（宋軍和陸旸，2015），并因此改變資本與勞動(dòng)收益配置，進(jìn)而對(duì)勞動(dòng)收入份額產(chǎn)生影響。吳軍和陳麗萍（2018）認(rèn)為，雖然中國實(shí)體企業(yè)配置金融資產(chǎn)的比例不斷上升，但仍處于風(fēng)險(xiǎn)可控階段，有利于企業(yè)充分利用資金，企業(yè)適度金融化能夠提高企業(yè)生產(chǎn)效率（胡海峰等，2020）。慕亞宇和胡奕明（2022）認(rèn)為長期股權(quán)類的投資能夠加快企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，但配置短期金融資產(chǎn)則效應(yīng)相反。江三良和張心怡（2022）認(rèn)為企業(yè)配置金融資產(chǎn)對(duì)公司經(jīng)營績(jī)效有明顯抑制作用，但政府補(bǔ)貼能夠緩解該抑制效應(yīng)。馬廣奇和王瑞（2022）研究認(rèn)為隨著金融資產(chǎn)的增加，代理成本也會(huì)相應(yīng)增多。張遼和林鑫濤（2022）、劉姝雯等（2023）認(rèn)為，企業(yè)高比例配置金融資產(chǎn)阻礙生產(chǎn)效率提高，不利于企業(yè)主營業(yè)務(wù)的正常運(yùn)行，還在一定程度上影響技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量。此外，由于金融化行為會(huì)影響企業(yè)經(jīng)營業(yè)績(jī)，而經(jīng)營業(yè)績(jī)好的企業(yè)為提高員工積極性，通常會(huì)通過股權(quán)激勵(lì)等方式將公司員工工資與企業(yè)業(yè)績(jī)掛鉤（呂長江等，2011），進(jìn)而影響到企業(yè)的勞動(dòng)收入份額。

（三）企業(yè)金融化的勞動(dòng)收入份額效應(yīng)

有關(guān)企業(yè)金融化行為的勞動(dòng)收入份額的變化效應(yīng)，當(dāng)前尚無明確定論（Lin 和Devey，2013；Kohler 等，2019）。Hein 和Dodig（2014）認(rèn)為企業(yè)金融化對(duì)勞動(dòng)收入份額產(chǎn)生負(fù)面影響，其理由是，金融化發(fā)展導(dǎo)致包括食利者收入在內(nèi)的資本收入份額增加。后凱恩斯宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)觀點(diǎn)以及社會(huì)積累的社會(huì)結(jié)構(gòu)觀認(rèn)為，深度金融化導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)資本主義向金融資本主義轉(zhuǎn)變，使金融行業(yè)成為非金融部門的主導(dǎo)，隨之而來的權(quán)力轉(zhuǎn)變對(duì)收入分配產(chǎn)生嚴(yán)重影響，造成功能性收入分配和個(gè)人收入分配日益不公平（Tabb，2010）。金融化切實(shí)帶來了總利潤份額的增加，同時(shí)食利者收入隨著金融化加深而增加，而勞動(dòng)報(bào)酬水平并沒有獲得同步增長，故勞動(dòng)收入份額隨之下降，同時(shí)雇傭勞動(dòng)者的工資水平與高管薪酬差距以及家庭收入差距擴(kuò)大。但也有數(shù)篇研究文獻(xiàn)認(rèn)為企業(yè)金融化對(duì)勞動(dòng)收入份額帶來了提增效應(yīng)。勞動(dòng)者收入份額與企業(yè)收益水平直接相關(guān)（劉盾等，2013），而企業(yè)金融化行為使企業(yè)目標(biāo)利潤率更容易達(dá)成。企業(yè)金融化將影響技術(shù)偏向、創(chuàng)新程度、生產(chǎn)效率等，當(dāng)技術(shù)偏向更偏向勞動(dòng)時(shí)，勞動(dòng)收入份額就會(huì)提升（陳宇峰等，2013）。唐志芳和顧乃華（2018）采用行業(yè)層面數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，制造業(yè)企業(yè)金融化有助于企業(yè)創(chuàng)新，從而提高了勞動(dòng)生產(chǎn)率，進(jìn)而提增勞動(dòng)收入份額。

綜上所述，學(xué)者們有關(guān)勞動(dòng)收入份額、企業(yè)金融化及其關(guān)系的相關(guān)研究積累了一定量的研究成果，但依然存在明顯的拓展空間：第一，針對(duì)企業(yè)金融化對(duì)勞動(dòng)收入份額影響的方向性結(jié)論仁智各異，因此符合實(shí)踐的明晰結(jié)論還需新的論據(jù)支撐；第二，聚焦國內(nèi)來看，有關(guān)中國企業(yè)金融化的勞動(dòng)收入份額效應(yīng)的研究，即便是基準(zhǔn)檢驗(yàn)邏輯分析，當(dāng)前以“篇名+關(guān)鍵詞”從中國知網(wǎng)搜索，也僅有兩篇文獻(xiàn)（王博和毛毅，2019；羅明津和鐵瑛，2021），其因果邏輯、經(jīng)濟(jì)分析及制度解釋依然存在相當(dāng)大的剖析空間；第三，有關(guān)企業(yè)金融化的勞動(dòng)收入份額效應(yīng)的機(jī)制分析以及內(nèi)外部因素的調(diào)節(jié)作用亟待更為深入的理論解釋和實(shí)證檢驗(yàn)。

三、理論分析與研究假說

（一）企業(yè)金融化與勞動(dòng)收入份額：基準(zhǔn)假說

根據(jù)歐拉方程，職工薪酬水平和勞動(dòng)效率共同決定了企業(yè)勞動(dòng)收入份額的變動(dòng)（羅明津和鐵瑛，2021）。職工薪酬通常包括工資、獎(jiǎng)金、非貨幣性福利以及短期利潤分享等。一方面，企業(yè)金融資產(chǎn)配置行為雖屬于公司非主營業(yè)務(wù)，但若金融投資收益作為公司主營業(yè)務(wù)的有效補(bǔ)充甚至以超過主營業(yè)務(wù)收益的速度擴(kuò)張企業(yè)收益總規(guī)模，則會(huì)影響包括勞動(dòng)力要素在內(nèi)的企業(yè)要素的收入水平和結(jié)構(gòu)，對(duì)于勞動(dòng)收入份額而言會(huì)帶來“收益提增”效應(yīng)；另一方面，企業(yè)增加金融資產(chǎn)配置相應(yīng)虹吸主營業(yè)務(wù)資金，很可能抑制企業(yè)技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而貶抑勞動(dòng)生產(chǎn)效率，即降低勞動(dòng)相對(duì)于資本的要素地位（Lin 和Tomascovic-Devey，2013），導(dǎo)致勞動(dòng)收入份額下降，可提煉為“技術(shù)抑制”效應(yīng)。

1.“收益分配”視角的勞動(dòng)收入份額提增效應(yīng)

根據(jù)“收益分配”規(guī)則，員工薪酬水平變化對(duì)于勞動(dòng)收入份額的貢獻(xiàn)度最為明顯。在其他條件不變的情況下，員工薪酬水平越高，企業(yè)的勞動(dòng)收入份額也就越高，而企業(yè)金融化經(jīng)營決策可能直接影響企業(yè)員工的薪酬水平進(jìn)而影響勞動(dòng)收入份額。對(duì)企業(yè)來講，金融投資是企業(yè)資產(chǎn)組合問題，資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)主要由該項(xiàng)資產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)和收益比較決定。美國“次貸”向全球輸出金融危機(jī)之后，特別是中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)以來，實(shí)體行業(yè)明顯感受到了平均利潤率水平下降的規(guī)則約束，并且企業(yè)實(shí)體業(yè)務(wù)的投資風(fēng)險(xiǎn)和經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)明顯提高，但金融資本收益率不僅未受到平均利潤率水平下降規(guī)則約束，反而還反向遵循了經(jīng)濟(jì)增長閾值之上的邊際收益/風(fēng)險(xiǎn)遞增規(guī)則（李華民，2023），以至于實(shí)體企業(yè)越來越偏好高投資回報(bào)的金融資產(chǎn)配置，從而博取可能更高的總體收益。結(jié)合理論分析，金融資產(chǎn)還發(fā)揮蓄水池功能，預(yù)防流動(dòng)資金短期緊張，當(dāng)企業(yè)現(xiàn)金流償付職工工資出現(xiàn)困難時(shí)，所持有的金融類和房地產(chǎn)類資產(chǎn)可以隨時(shí)變現(xiàn)以償付職工工資。企業(yè)總收益規(guī)模越大、可變現(xiàn)資產(chǎn)越多，企業(yè)越有底氣按更高的薪酬標(biāo)準(zhǔn)向職工支付薪金，金融資產(chǎn)配置行為正是企業(yè)追求收益總規(guī)模增加的有效途徑，因此企業(yè)金融化預(yù)期提高勞動(dòng)收入份額。

2.“技術(shù)抑制”視角的勞動(dòng)收入份額貶抑效應(yīng)

“技術(shù)抑制”效應(yīng)是說企業(yè)金融化引致技術(shù)創(chuàng)新投入受挫從而影響勞動(dòng)收入份額。當(dāng)企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模相對(duì)穩(wěn)定時(shí)，如果企業(yè)持有的金融類資產(chǎn)占比提升，那么企業(yè)的主營業(yè)務(wù)投入相對(duì)變少（張成思和張步曇，2016），這一方面會(huì)因?yàn)槠髽I(yè)要壓低經(jīng)營成本比如通過裁員等方式直接導(dǎo)致勞動(dòng)收入份額降低，另一方面會(huì)導(dǎo)致研發(fā)費(fèi)用削減，抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新（王紅建等，2017；郭麗婷，2018；彭龍，詹惠蓉和文文，2022），從而不利于勞動(dòng)生產(chǎn)效率的提高（羅明津和鐵瑛，2021），導(dǎo)致勞動(dòng)在與資本談判中處于劣勢(shì)地位，進(jìn)而貶抑勞動(dòng)收入份額?；诖耍髽I(yè)金融化行為會(huì)因?yàn)椤凹夹g(shù)抑制”效應(yīng)，導(dǎo)致勞動(dòng)報(bào)酬份額的降低。

綜上所述，方向相反的兩種效應(yīng)的比較結(jié)果最終決定企業(yè)金融化對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響方向?；诖?，本文提出如下對(duì)立假說：

H1a：企業(yè)金融化提增勞動(dòng)收入份額。

H1b：企業(yè)金融化貶抑勞動(dòng)收入份額。

（二）市場(chǎng)化程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)假說

市場(chǎng)化程度用來描述市場(chǎng)發(fā)展水平，其衡量指標(biāo)包括各企業(yè)交易機(jī)會(huì)是否平等、信息獲取是否一致和法律制度是否健全等（孫早和劉慶巖，2006），足以影響乃至改變企業(yè)戰(zhàn)略部署。假設(shè)風(fēng)險(xiǎn)程度確定，那么公司所處區(qū)域的市場(chǎng)化程度越高，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)越充分，企業(yè)通過配置金融資產(chǎn)套利的超額收益越低（羅黨論和唐清泉，2007）。一個(gè)地區(qū)市場(chǎng)化程度越高，代表該地區(qū)的法治環(huán)境越健全、要素市場(chǎng)越完善、企業(yè)信息披露越完備，越方便投資者監(jiān)督，使得企業(yè)適度配置金融資產(chǎn)而不至于過度金融化。其次，市場(chǎng)化程度高的地區(qū)，產(chǎn)品市場(chǎng)發(fā)育完善，大多數(shù)資產(chǎn)都有大致公允的市場(chǎng)價(jià)值，即使金融領(lǐng)域與實(shí)體領(lǐng)域之間有套利空間也會(huì)很快收斂乃至消失。同樣，勞動(dòng)要素作為市場(chǎng)交易對(duì)象，市場(chǎng)化程度越高，其收入機(jī)制會(huì)越市場(chǎng)化，從而削抑企業(yè)金融化的勞動(dòng)收入份額變化效應(yīng)。最后，隨著市場(chǎng)化程度提高，信息獲取相對(duì)容易，資金獲取渠道相對(duì)豐富，當(dāng)企業(yè)面臨財(cái)務(wù)困境時(shí)融資也會(huì)相對(duì)便利，這也在某種程度上抑制了企業(yè)“資金池”預(yù)設(shè)的金融化行為（鄭國堅(jiān)等，2013），從而也會(huì)間接影響企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營策略，進(jìn)而影響勞動(dòng)收入份額的改變。因此，市場(chǎng)化程度可能會(huì)影響公司配置金融資產(chǎn)行為與勞動(dòng)收入份額之間的關(guān)系?；诖耍疚奶岢鋈缦卵芯考僬f：

H2：市場(chǎng)化程度會(huì)削減企業(yè)金融化的勞動(dòng)收入份額效應(yīng)。

（三）管理者能力的調(diào)節(jié)效應(yīng)假說

不同管理者的受教育水平、生活環(huán)境、所擁有人脈以及見識(shí)長短等客觀條件千差萬別，決定其對(duì)公司經(jīng)營決策會(huì)有所差異。即便同一公司，管理者能力不同，公司的最終經(jīng)營狀況、發(fā)展規(guī)模以及品牌效應(yīng)等都會(huì)不同。一方面，管理者能力直接影響企業(yè)員工之間的關(guān)系、員工與管理者之間的關(guān)系以及員工對(duì)企業(yè)的認(rèn)同感。低能力管理者無法很好地與高技術(shù)員工溝通，會(huì)使員工對(duì)企業(yè)失去信心，影響企業(yè)穩(wěn)定發(fā)展（周文霞和郭桂萍，2006）。相反，高能力管理者在經(jīng)營環(huán)境存在不確定因素時(shí)，能夠?yàn)槠髽I(yè)員工提供更好的勞動(dòng)環(huán)境和薪酬保障，激勵(lì)員工奮發(fā)向上。因此，管理者能力差異會(huì)帶來勞動(dòng)者收入份額變化（方軍雄，2011）。另一方面，從資產(chǎn)配置角度，管理者能力反映管理者認(rèn)知水平、處理復(fù)雜事務(wù)能力以及風(fēng)險(xiǎn)管理能力，在企業(yè)外部風(fēng)險(xiǎn)增大時(shí)，企業(yè)也有穩(wěn)定的業(yè)務(wù)量可以保證持續(xù)經(jīng)營，有足夠的底氣抵御風(fēng)險(xiǎn)，以此抑制金融化行為。強(qiáng)能力管理者有著良好的日常行為習(xí)慣，收集市場(chǎng)信息，不斷復(fù)盤總結(jié)經(jīng)驗(yàn)，提高經(jīng)營決策的判斷能力。因而，強(qiáng)能力管理者更容易憑借其管理優(yōu)勢(shì)發(fā)現(xiàn)更好的投資機(jī)會(huì)，優(yōu)化資產(chǎn)配置，使企業(yè)取得更高的收益進(jìn)而提增員工薪酬水平，最終傳遞到勞動(dòng)收入份額。因此，管理者能力會(huì)影響公司金融資產(chǎn)配置行為與勞動(dòng)收入份額之間的關(guān)系?；诖耍疚奶岢鋈缦卵芯考僬f：

H3：管理者能力會(huì)強(qiáng)化企業(yè)金融化與勞動(dòng)收入份額之間的關(guān)系。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本與數(shù)據(jù)來源

本文選取中國滬深兩市A 股上市公司2007-2021 年數(shù)據(jù)為初始樣本，實(shí)證檢驗(yàn)企業(yè)金融化帶來的勞動(dòng)收入份額變化效應(yīng)。所采用的原始數(shù)據(jù)均來自國泰安金融數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。剔除金融類和房地產(chǎn)類、樣本期內(nèi)經(jīng)過ST 和*ST 等特殊處理及期間退市的企業(yè)樣本，還剔除了IPO 效應(yīng)，保留連續(xù)五年以上不存在數(shù)據(jù)缺失的樣本。為消除異常值影響，對(duì)所有微觀層面數(shù)據(jù)的連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理。

（二）變量選取及界定

1.被解釋變量

勞動(dòng)收入份額（LS）。參考白重恩（2009）及江軒宇和朱冰（2022），采用要素成本計(jì)算的增加值度量LS，即LS1 =支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金/（營業(yè)收入- 營業(yè)成本+支付以及為職工支付的現(xiàn)金+ 固定資產(chǎn)折舊）②根據(jù)企業(yè)報(bào)表，企業(yè)成本包括員工薪資和固定資產(chǎn)折舊。；LS2 =（支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金+ 期末應(yīng)付職工薪酬- 期初應(yīng)付職工薪酬）/（營業(yè)收入-營業(yè)成本+勞動(dòng)收入+固定資產(chǎn)折舊）。并對(duì)LS進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。

2.解釋變量

企業(yè)金融化（Fin）。借鑒杜勇等（2017）的做法，整理企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)表上金融資產(chǎn)相關(guān)科目，并剔除用于經(jīng)營活動(dòng)的貨幣資金來衡量企業(yè)金融化。企業(yè)金融化程度（Fin）的計(jì)算公式為：Fin=（交易性金融資產(chǎn) + 衍生金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款及墊款凈額 + 可供出售金融資產(chǎn)凈額 + 持有至到期投資凈額 + 投資性房地產(chǎn)凈額③本文認(rèn)同宋軍和陸旸（2015）的觀點(diǎn)，根據(jù)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則，企業(yè)的房地產(chǎn)類投資具有一定金融屬性，故把企業(yè)投資性房地產(chǎn)凈額項(xiàng)計(jì)入企業(yè)金融資產(chǎn)的衡量范疇。）/總資產(chǎn)。

3.調(diào)節(jié)變量

（1）市場(chǎng)化程度（Market）。借鑒樊綱等（2021）在《中國各省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告》中發(fā)布的市場(chǎng)化指數(shù)衡量該變量。該指標(biāo)從多維度予市場(chǎng)化程度以賦分，為能夠讓不同年度數(shù)據(jù)具有可比性，使用等權(quán)重并運(yùn)用算術(shù)和平均法計(jì)算，得出市場(chǎng)化指數(shù)，區(qū)域市場(chǎng)化指數(shù)最高10 分，最低0 分。但由于該報(bào)告所統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)僅截止到2019 年，故借鑒曾春華等（2013）的研究方法，采用2019 年與2018 年指數(shù)相加的平均值補(bǔ)齊2020 年市場(chǎng)化指數(shù)④考慮到市場(chǎng)化程度的穩(wěn)定性，該做法不至于引起過大誤差，因此為學(xué)界所接受。，并以此類推，補(bǔ)齊2021 年該數(shù)據(jù)。

（2）管理者能力（Ma）。本文借鑒Dermerjian 等（2012）提出的DEA-TOBIT 兩階段模型⑤該方法基于投入產(chǎn)出法，將企業(yè)重要支出指標(biāo)作為投入變量，把主營業(yè)務(wù)收入或其他重要產(chǎn)出指標(biāo)作為結(jié)果，通過模型演化獲得企業(yè)運(yùn)營效率。該方法在學(xué)術(shù)領(lǐng)域運(yùn)用極為廣泛。來衡量管理者能力。由于企業(yè)生產(chǎn)效率不僅受到管理者能力的決定性影響，還受到公司自身其他條件影響。為了將管理者能力從其他影響公司績(jī)效的作用條件中剝離出來，本文把計(jì)算過程分為如下兩個(gè)步驟。首先，使用CCR 模型計(jì)算企業(yè)的全效率。將公司核心成本費(fèi)用指標(biāo)，如主營業(yè)務(wù)成本（Cost）、銷售費(fèi)用和管理費(fèi)用（Sga）、固定資產(chǎn)凈值（Fa）、研發(fā)支出（R&D）、合并報(bào)表商譽(yù)（Goodwill）、無形資產(chǎn)（Oi）等作為投入變量，將主營業(yè)務(wù)收入（Sales）作為產(chǎn)出變量。運(yùn)用式（1），求得公司生產(chǎn)效率值θ（0＜θ＜1）：

然后，分離管理者能力對(duì)企業(yè)生產(chǎn)效率的貢獻(xiàn)值⑥該做法也排除了管理層能力與部分控制變量的內(nèi)生性問題。。為盡可能使變量計(jì)量相對(duì)準(zhǔn)確，整理了企業(yè)層面影響企業(yè)生產(chǎn)效率但與管理者能力不具關(guān)聯(lián)的重要變量，包括企業(yè)規(guī)模（Size）、市場(chǎng)份額（Marsh）、自由現(xiàn)金流量（Fcff）、上市年限（Age）、多元化程度（Divers）、海外經(jīng)營子公司（Fci）等（王晶晶等，2022），基于此構(gòu)建Tobit 模型（2），將上述變量放入模型，并代入第一步計(jì)算得到θ值，得到殘差e即為分離出來的管理者能力（Ma）對(duì)企業(yè)生產(chǎn)效率的貢獻(xiàn)值。

4.控制變量

為減少誤差和干擾，避免其他因素對(duì)回歸結(jié)果的影響，對(duì)以下變量進(jìn)行了控制，變量定義具體情況表1 所示：

表1 控制變量定義

（三）模型建構(gòu)

本文構(gòu)建以下基準(zhǔn)模型，實(shí)證檢驗(yàn)企業(yè)金融化對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響效應(yīng)：

其中：勞動(dòng)收入份額（LS）是被解釋變量；企業(yè)金融化（Fin）為核心解釋變量；CVs表示表1 中所有控制變量；FE和Year表示企業(yè)所屬個(gè)體固定效應(yīng)和年度固定效應(yīng)，分別控制了隨著個(gè)體變化以及隨著時(shí)間變化而又無法觀測(cè)的沖擊；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。為進(jìn)一步探究企業(yè)外部市場(chǎng)環(huán)境和企業(yè)自身情況對(duì)兩個(gè)核心變量之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，選取市場(chǎng)化程度（Market）和管理者能力（Ma）作為調(diào)節(jié)變量。將解釋變量和調(diào)節(jié)變量進(jìn)行中心化處理，構(gòu)造解釋變量與調(diào)節(jié)變量的交互效應(yīng)乘積項(xiàng)，令，其余變量設(shè)置與模型（3）保持一致，構(gòu)建下列兩組回歸模型：

五、基準(zhǔn)檢驗(yàn)及結(jié)果分析

（一）變量描述統(tǒng)計(jì)分析

表2 為主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示，勞動(dòng)收入份額的最小值為-10.357，最大值為7.831，平均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.289 和0.162，表明現(xiàn)階段我國不同企業(yè)間勞動(dòng)收入份額的差距較大。企業(yè)金融化程度的最小值為0，最大值為0.845，平均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.03和0.061，說明當(dāng)前我國企業(yè)金融化水平中除少數(shù)極端值外，大部分仍在合理區(qū)間。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果及解釋

使用方差膨脹因子VIF 檢驗(yàn)變量間不存在多重共線性，并通過豪斯曼檢驗(yàn)確定選擇面板固定效應(yīng)的回歸模型對(duì)“企業(yè)金融化- 勞動(dòng)收入份額”間關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見表3。列（1）只加入時(shí)間和個(gè)體固定效應(yīng)，不添加控制變量，顯示企業(yè)金融化與勞動(dòng)收入份額的回歸系數(shù)為0.379 且在1%顯著性水平下顯著。列（2）只加入控制變量，不添加時(shí)間和個(gè)體固定效應(yīng)，顯示企業(yè)金融化與勞動(dòng)收入份額的回歸系數(shù)為0.341 且在1%顯著性水平下顯著。列（3）加入控制變量，并控制時(shí)間和個(gè)體固定效應(yīng)，顯示企業(yè)金融化與勞動(dòng)收入份額的回歸系數(shù)為0.384 且在1%顯著性水平下顯著。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

注：*、**、***分別代表在10%、5%、1%顯著性水平下顯著。下同。

列（1）-（3）結(jié)果都表明，本文所考察的企業(yè)金融化導(dǎo)致的勞動(dòng)收入份額變化效應(yīng)符合線性關(guān)系，并且企業(yè)金融化對(duì)勞動(dòng)收入份額的回歸系數(shù)為正，表明企業(yè)金融化帶來勞動(dòng)收入份額的“收益增進(jìn)”效應(yīng)超過“技術(shù)抑制”效應(yīng)，并且企業(yè)金融化程度越高，越能夠提增勞動(dòng)收入份額水平，本文假說H1a 得以驗(yàn)證。從控制變量來看，企業(yè)規(guī)模顯著為負(fù)，說明企業(yè)規(guī)模越小、越靈活，越容易提升勞動(dòng)收入份額；固定資產(chǎn)占比和董事長、總經(jīng)理是否兼職對(duì)于勞動(dòng)收入份額的影響一正一負(fù)但不顯著，說明固定資產(chǎn)占比和董事長、總經(jīng)理是否兼職與勞動(dòng)收入份額變動(dòng)無直接關(guān)聯(lián)；企業(yè)現(xiàn)金流的系數(shù)顯著為負(fù)，說明隨著企業(yè)持有現(xiàn)金流的增加，企業(yè)資金使用效率降低，會(huì)影響勞動(dòng)收入份額。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

第一，替換解釋變量。將企業(yè)是否購買金融資產(chǎn)（finratio）（含交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資、投資性房地產(chǎn)以及是否存在發(fā)放貸款及墊款等）這一啞變量作為企業(yè)金融化的替代變量進(jìn)行回歸。表4 列（1）基于新的解釋變量對(duì)原有范式進(jìn)行了考察，其回歸系數(shù)是0.015，在1%的顯著性水平下顯著。因此，替換解釋變量后企業(yè)金融化與勞動(dòng)收入份額間的關(guān)系仍然顯著。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

第二，替換被解釋變量。通過替換被解釋變量，改變勞動(dòng)收入份額的測(cè)算方式，用LS2替代LS1。表4 列（2）基于新的被解釋變量對(duì)原有范式進(jìn)行了考察，回歸系數(shù)為0.135，均在1%的顯著性水平下顯著。替換被解釋變量后企業(yè)金融化與勞動(dòng)收入份額之間的關(guān)系仍然顯著，結(jié)果穩(wěn)健。

第三，控制行業(yè)和省份固定效應(yīng)。在基準(zhǔn)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭?，控制了個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)。為加強(qiáng)結(jié)論的穩(wěn)健性，在模型中進(jìn)一步控制行業(yè)固定效應(yīng)和省份固定效應(yīng)，重新進(jìn)行估計(jì)。表4 列（3）的回歸結(jié)果與前文一致，說明在進(jìn)一步控制行業(yè)固定效應(yīng)和省份固定效應(yīng)后，企業(yè)金融化與勞動(dòng)收入份額的關(guān)系仍然成立。

第四，進(jìn)一步剔除特殊時(shí)期數(shù)據(jù)。本文研究的時(shí)間跨度包括了2008 年的全球金融危機(jī)期間和2015 年的中國股市異常波動(dòng)期間，為加強(qiáng)結(jié)論的穩(wěn)健性，將這些特殊時(shí)期剔除。表4 列（4）的回歸結(jié)果與前文一致，說明企業(yè)金融化與勞動(dòng)收入份額的關(guān)系仍然成立。

（四）內(nèi)生性處理

盡管在基準(zhǔn)檢驗(yàn)前已作變量間的內(nèi)生性處理和檢驗(yàn)，并通過多重穩(wěn)健性檢驗(yàn)驗(yàn)證了核心結(jié)論的穩(wěn)健性，但為了防止出現(xiàn)變量丟失、測(cè)量誤差、反向因果、樣本選擇錯(cuò)誤等原因造成的內(nèi)生性問題，使用解釋變量滯后一期和PSM 兩種方法，克服模型中可能存在的內(nèi)生性問題。

第一，為緩解互為因果的內(nèi)生性問題，將解釋變量滯后一期后，與被解釋變量進(jìn)行回歸，滯后一期的企業(yè)金融化水平（L.Fin）與勞動(dòng)收入份額的相關(guān)系數(shù)為0.253，且在1% 顯著性水平下顯著，說明企業(yè)金融化與勞動(dòng)收入份額呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，與前文回歸結(jié)果一致。

第二，為緩解樣本選擇的內(nèi)生性問題，運(yùn)用PSM 傾向得分匹配法再次排除可能的內(nèi)生性問題。以企業(yè)總資產(chǎn)中金融資產(chǎn)占比中位數(shù)為臨界值，對(duì)樣本進(jìn)行分組，金融資產(chǎn)占比低的組作為控制組，金融資產(chǎn)占比高的組作為實(shí)驗(yàn)組。對(duì)于實(shí)驗(yàn)組個(gè)體，在控制組中尋找特征相似的控制組個(gè)體與其相匹配，從而用控制組個(gè)體的結(jié)果來估計(jì)實(shí)驗(yàn)組個(gè)體的反事實(shí)結(jié)果?；谄ヅ錁颖镜幕貧w結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，企業(yè)金融化對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響依然成立，前文結(jié)果具有穩(wěn)健性⑦受篇幅限制，樣本匹配過程及基于匹配樣本的回歸結(jié)果不再列示，有興趣的作者可向作者索取。。

六、進(jìn)一步分析

（一）調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)及結(jié)果分析

在上述基準(zhǔn)檢驗(yàn)結(jié)果基礎(chǔ)上，引入企業(yè)市場(chǎng)化程度（Market）與管理者能力（Ma）兩個(gè)調(diào)節(jié)變量，對(duì)解釋變量和調(diào)節(jié)變量進(jìn)行中心化處理，構(gòu)造解釋變量與調(diào)節(jié)變量的交互效應(yīng)乘積項(xiàng)，納入模型進(jìn)行回歸，結(jié)果見表5。

表5 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

1.市場(chǎng)化程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

表5 中的列（1）展示市場(chǎng)化程度對(duì)企業(yè)金融化和勞動(dòng)收入份額變動(dòng)兩者間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。企業(yè)金融化和市場(chǎng)化程度的交互項(xiàng)（T1）系數(shù)為-0.020，在10%顯著性水平下顯著，表明市場(chǎng)化程度削弱了企業(yè)金融化對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響。但市場(chǎng)化程度系數(shù)為0.001（但不顯著），說明市場(chǎng)化程度提高對(duì)勞動(dòng)收入份額有增進(jìn)效應(yīng)，也表明企業(yè)金融化和市場(chǎng)化程度在勞動(dòng)收入份額效應(yīng)上存在一定的替代關(guān)系。

2.管理者能力調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

表5 中的列（2）的回歸結(jié)果顯示，企業(yè)金融化和管理者能力的交互項(xiàng)（T2）系數(shù)為0.201，在10% 顯著性水平下顯著，表明管理者能力在企業(yè)金融化與勞動(dòng)收入份額的關(guān)系中起正向調(diào)節(jié)作用，即企業(yè)金融化對(duì)勞動(dòng)收入份額的增進(jìn)效應(yīng)隨著管理者能力的提高而提高?？赡艿慕忉屖?，管理者能力嵌入了管理者的知識(shí)、技能和經(jīng)驗(yàn)，管理者能力越高，越能準(zhǔn)確地理解市場(chǎng)信息、預(yù)測(cè)市場(chǎng)走向，從而有效地配置企業(yè)資金資源。因此管理者能力越強(qiáng)，企業(yè)金融化獲得的盈余就越多，從“收益分配”視角上看，能有效強(qiáng)化企業(yè)金融化對(duì)勞動(dòng)收入份額提升的促進(jìn)作用。

（二）異質(zhì)性分析

不同類別企業(yè)的金融化行為對(duì)勞動(dòng)收入份額變化的效應(yīng)可能存在差異。依據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、規(guī)模大小和行業(yè)性質(zhì)對(duì)企業(yè)樣本進(jìn)行分類，并以此構(gòu)建虛擬變量，納入模型進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)。

1.企業(yè)屬性異質(zhì)性檢驗(yàn)

表6 列（1）（2）的回歸結(jié)果顯示，相較于非國有企業(yè)而言，國有企業(yè)的金融化行為對(duì)勞動(dòng)收入份額水平有更顯著的提升效應(yīng)?？赡艿慕忉屖牵紫?，國有企業(yè)在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中占據(jù)相對(duì)優(yōu)勢(shì)地位，能夠獲得更多的市場(chǎng)信息以及發(fā)揮其金融資產(chǎn)收益優(yōu)勢(shì)的效應(yīng)，因此國有企業(yè)金融化相比非國有企業(yè)金融化也更容易獲得較高收益；其次，國有企業(yè)更容易獲得銀行貸款，其資源約束邊界相對(duì)寬松，在資金使用上更加靈活，其金融化行為的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)配置策略收益更高，因此相對(duì)而言，其金融化行為對(duì)勞動(dòng)收入份額的提升效應(yīng)更加明顯。

表6 異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

2.企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性檢驗(yàn)

企業(yè)規(guī)模不同，其金融化行為差異明顯，該行為對(duì)于勞動(dòng)收入份額的影響或有差異，基于精準(zhǔn)施策的角度，有關(guān)勞動(dòng)報(bào)酬“同步提增”的政策措施也應(yīng)不同。為此，將企業(yè)按規(guī)模分為大型企業(yè)和中小型企業(yè)，以檢驗(yàn)企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性的存在特征。

從表6 列（3）（4）的回歸結(jié)果來看，不同規(guī)模企業(yè)的金融化對(duì)勞動(dòng)收入份額具有促進(jìn)作用。具體而言，大型企業(yè)金融化提高勞動(dòng)收入份額（系數(shù)為0.302，在1% 顯著性水平下顯著），而中小型企業(yè)金融化行為的勞動(dòng)收入份額提增效應(yīng)更加顯著（系數(shù)為0.365，在1%顯著性水平下顯著）。可能的原因：中小型企業(yè)由于成立時(shí)間相對(duì)較短，其市場(chǎng)地位低、技術(shù)相對(duì)落后，受市場(chǎng)關(guān)注度較小，且企業(yè)運(yùn)營管理不成熟，但企業(yè)運(yùn)轉(zhuǎn)靈活，若此時(shí)進(jìn)行金融化，能有效利用閑置資金，并提高公司盈利能力。

3.行業(yè)屬性異質(zhì)性檢驗(yàn)

表6 列（5）（6）的回歸結(jié)果顯示，不同行業(yè)的企業(yè)金融化對(duì)勞動(dòng)收入份額均具促進(jìn)作用。具體而言，制造業(yè)企業(yè)的金融化行為對(duì)勞動(dòng)收入份額具有明顯提增效應(yīng)（Fin 系數(shù)為0.288，在1% 顯著性水平下顯著），而非制造業(yè)企業(yè)的金融化對(duì)勞動(dòng)收入份額的促進(jìn)作用更為顯著（Fin 系數(shù)為0.481，在1% 顯著性水平下顯著）?？赡艿脑颍航陙砦覈圃鞓I(yè)企業(yè)的利潤率普遍有所下降，低利潤特征使得制造業(yè)企業(yè)的抗風(fēng)險(xiǎn)能力偏弱，企業(yè)戰(zhàn)略決策容易受到外部經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的干擾，而企業(yè)配置金融資產(chǎn)加劇了上述脆弱性，從而導(dǎo)致制造業(yè)企業(yè)的金融化對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響相比非制造業(yè)企業(yè)而言不夠顯著。

七、結(jié)論與啟示

本文基于2007-2021 年滬深兩市A 股上市企業(yè)樣本數(shù)據(jù)，運(yùn)用面板固定效應(yīng)回歸模型檢驗(yàn)企業(yè)金融化行為對(duì)勞動(dòng)收入份額變化的效應(yīng)，并將企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、規(guī)模大小、行業(yè)屬性、管理者能力和市場(chǎng)化程度等分別嵌入研究框架，進(jìn)行分組檢驗(yàn)和調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。結(jié)論如下：第一，非金融企業(yè)配置金融資產(chǎn)行為總體上促進(jìn)了企業(yè)勞動(dòng)收入份額的提升。企業(yè)金融資產(chǎn)配置度越高，勞動(dòng)收入份額便越高。以上核心結(jié)論在經(jīng)過替換解釋變量、替換被解釋變量、進(jìn)一步控制行業(yè)和省份等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依舊成立。第二，企業(yè)金融化與勞動(dòng)收入份額之間的關(guān)系會(huì)隨企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模和行業(yè)屬性的不同而有所區(qū)別。國有企業(yè)相比非國有企業(yè)更為顯著；中小型企業(yè)增進(jìn)效應(yīng)更加明顯；非制造業(yè)企業(yè)增進(jìn)效應(yīng)更為突出。第三，從調(diào)節(jié)效應(yīng)來看，市場(chǎng)化程度提升會(huì)削減企業(yè)金融化對(duì)勞動(dòng)收入份額的增進(jìn)效應(yīng)，而企業(yè)管理者能力越強(qiáng)，企業(yè)金融化對(duì)于勞動(dòng)收入份額的增進(jìn)效應(yīng)便越加明顯。

上述結(jié)論帶來的啟示：第一，全面、理性認(rèn)識(shí)企業(yè)金融化行為?；趯?shí)現(xiàn)初次分配中勞動(dòng)報(bào)酬比重提高的視角，對(duì)于企業(yè)金融資產(chǎn)配置行為的簡(jiǎn)單貶抑是不可取的，不宜過多地干預(yù)、限制企業(yè)在合理幅度內(nèi)進(jìn)行金融資產(chǎn)配置。第二，重視管理者能力對(duì)于企業(yè)發(fā)展的重要影響。強(qiáng)能力管理者在合理配置資產(chǎn)結(jié)構(gòu)方面更具戰(zhàn)略優(yōu)勢(shì)，能夠獲取更大收益，為企業(yè)員工提供更好的薪資水平。第三，引導(dǎo)企業(yè)持續(xù)優(yōu)化資源配置，實(shí)現(xiàn)自身高質(zhì)量發(fā)展，更好地利用金融工具服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)。除此之外，金融業(yè)發(fā)展的核心要義是資金融通，加快金融業(yè)服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的金融資本外部系統(tǒng)循環(huán)和周轉(zhuǎn)的速度，提升金融服務(wù)實(shí)體的能力和水平，也是解決企業(yè)金融化行為提增勞動(dòng)收入份額問題的拓展途徑。