溫磊 張懿文 張瑞琛
[摘要]提高勞動報酬在初次分配中的比重，有利于增進民生福祉，提高人民生活品質。基于此，選取2007—2021年民營企業的數據，從混合所有制改革的視角出發，考察國有股東參股對企業勞動收入份額的影響。研究發現：國有股東參股有助于提高企業勞動收入份額；
對于高融資約束程度和低創新意愿的企業，國有股東參股對于勞動收入份額的積極效應更強；
進一步研究發現，國有股東參股對普通員工勞動收入份額的正向效應更明顯，以及不存在最優的國有股東參股比例。研究結論對于完善分配制度、推進共同富裕具有積極的現實意義。
[關鍵詞]股東參股；
勞動收入份額；
融資約束；
創新意愿
一、 引言
勞動收入份額，即勞動要素報酬在收入分配中所占的份額，反映了經濟發展過程中勞動和資本的分配關系，分配過程中勞動收入所占比例越高，說明勞動者的工資收入在國民收入的初次分配所得的份額越大，社會分配越均等、公平[1]。實行改革開放政策以來，我國經濟經歷了四十多年的高速增長，被稱為“中國奇跡”。然而在經濟繁榮的背后，我國的勞動收入份額卻呈現下降態勢，雖然近年來有所回升，但與世界其他國家相比，我國總體的勞動收入份額仍處于較低水平[2]。進入新時期，我國經濟已由高速增長階段向高質量發展階段轉變，經濟增速放緩背景下勞動收入份額如何變動引起了社會各界的廣泛關注。我國政府也高度關注勞動收入份額的分配，在黨的十七大報告中明確提出，要“逐步提高居民收入在國民收入分配中的比重，提高勞動報酬在初次分配中的比重”[3]，在之后的政府報告和政策制定中也多次強調要深化收入分配體制改革、增加城鄉居民收入。黨的二十大報告再次重申了完善分配制度的重要性，強調要以“兩個提高”增進民生福祉，提高人民生活品質[4]。在此背景下，如何提升勞動收入份額，讓人們平等地享受經濟發展的成果，成為許多學者和政府官員關心的問題。
鑒于勞動收入份額對經濟高質量發展的重要性，勞動收入份額的影響因素已經引起了不少學者的關注。從宏觀角度來看，經濟結構[5]、經濟波動[6]、技術進步偏向和政府稅收[7]等都會影響勞動收入份額；
從微觀角度來看，已有文獻從會計信息可比性[8]、企業金融化[9]以及黨組織參與治理[10]等多個角度探索了勞動收入份額的影響因素。值得注意的是，少有研究關注國有股東參股對企業勞動收入份額的影響。民營企業在體制、機制方面更為靈活。而國有股東則在資本實力、品牌號召力、突破障礙等方面更有優勢，因此對于民營企業而言，引入國有股東能夠相互補充、相互促進。特別是在經濟結構轉型升級、防范系統性風險加上國際環境調整的大背景下，民營企業面臨更為艱難的轉型過程，因而不少民營企業積極引入國有股東。2013年，黨的十三屆八中全會通過《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》，明確要求積極發展混合所有制經濟1。在之后的一段時間里，混合所有制改革成為了關注的焦點，但多是國資企業引入民營資本。然而這些年，大批國有資本入股民營企業，掀起了“逆向混改”的高潮。與這種現象相一致，現有文獻也大多關注非國有股東參與治理對國有企業的影響，而對國有股東參股民營企業的研究則相對較少，且鮮有研究其對企業勞動收入份額的影響。
在現有的關于國有股東參股對民營企業影響的研究中，研究結論也存在一定分歧。大多數文獻肯定了國有股東持股對民營企業的積極作用。一方面，國有股東參股為民營企業提供了聲譽保證，改善了企業與政府的關系，使得民營企業更容易獲得稅收優惠、財政補貼、信貸資源以及一些其他的政策相關資源，即存在“資源效應”[11-12]；
另一方面，國有股東既追求經濟利潤，也關注政治和社會目標，國有股東的引入進一步完善了企業的監督機制，能夠有效遏制高管的機會主義行為，即存在“治理效應”[13-14]。也有部分研究表明，國有資本進入后的確能為企業帶來一定的資源，但伴隨而來的過度干預可能造成民營企業的生產率和盈利能力下降[15]。基于此，在國有股東參股后，民營企業可能有更多的資源用于提升企業勞動收入份額以及在國有股東的監督下積極承擔對員工的責任，提高企業勞動收入份額，但也有可能因為生產率和盈利能力的下降而刺激企業進一步降低企業勞動收入份額。因此，有必要深入探討國有股東參股對企業勞動收入份額的影響。
本文的學術貢獻主要在于：第一：豐富國有股東參股的經濟后果研究。國有股東參股的研究涉及企業戰略風險承擔[16]、金融風險防范[17]以及企業違規[14]等多個方面，本文則將國有股東參股的經濟后果拓展到企業勞動收入份額層面。第二，拓展企業勞動收入份額影響因素的研究。現有文獻已經從外部環境和企業內部特征等不同角度研究了企業勞動收入份額的影響因素，但鮮有從股權結構角度進行深入分析。本文從國有股東參股視角出發，進一步探明企業勞動收入份額的影響因素。第三，對于推動混合所有制改革、促進民營經濟高質量發展具有十分重要的現實意義。在混合所有制改革發展背景下，國有資本入股民營企業已成為現實生活中非常普遍的現象。本文的研究表明，國有股東參股能夠提高企業勞動收入份額，有助于增強民營企業的混改熱情，從而推動混合所有制改革；
此外，企業勞動收入份額的提升，有助于讓員工更加平等地享受經濟發展的成果，助力共同富裕的早日實現。
二、 理論分析與研究假說
1. 國有股東參股對企業勞動收入份額的影響
企業倫理理論認為，企業在追求利潤最大化的同時，也應當重視人性，不損害其他社會公眾的利益，積極采取對社會有益的行為[18]。我國國有企業作為國有經濟的組織，承擔了超越一般企業的責任，既追求經濟利潤，也承擔社會責任和政治責任，在擴大就業、維護穩定、提供公共品等方面發揮重要作用。國企本質上是社會主義公有制的主要實現形式，履行社會責任是國有企業與生俱來的屬性[19]。民營企業承擔社會責任是較為功利的，通常是為了滿足利益相關者的需求或提高企業聲譽，且大多數民營企業并不注重履行社會責任[20]。因此，民營企業很難靠自身實現根本性轉變，提高企業的勞動收入份額。但當國有股東進入民營企業后，國有股東天生的“社會主義”本質會引導民營企業提高企業勞動收入份額，共同為實現共同富裕貢獻力量。而且，國有企業注重承擔政治責任，當前，我國政府高度重視勞動報酬在初次分配中的比重，因而當國有股東進入民營企業后，會更加關注員工的收入分配問題。據此，本文提出假設1：
假設1：國有股東參股有利于提高企業勞動收入份額。
2. 國有股東參股對于不同融資約束程度企業勞動收入份額的影響
民營企業一般以中小企業為主，資產規模有限，可用抵押品較少，大大制約了其獲取信貸資金的能力。因而當企業面臨融資約束時，通常會采用內源性融資，減少企業勞動收入份額或減少勞動者雇傭[21]。也就是說，面臨融資約束的企業更可能降低企業勞動收入份額。依據資源基礎理論，企業的競爭優勢在于企業擁有的獨特資源，國有股東參股，使民營企業更容易獲得來自政府的財政補貼和政策支持，有利于大大緩解企業的融資約束程度[13]。國有股東參股為民營企業增加了“政府背書”，提高了企業的聲譽，在一定程度上能夠緩解民營企業面臨的信貸歧視，幫助企業拓寬融資渠道[12]。與融資約束程度低的企業相比，高融資約束企業通過引入國有股東可以緩解融資約束程度，其通過降低企業勞動收入份額來緩解資金壓力的動機隨之降低。據此，本文提出假設2：
假設2：國有股東參股對于高融資約束企業勞動收入份額的提升效應更顯著。
3. 國有股東參股對于不同創新意愿企業勞動收入份額的影響
理論上，國有股東參股具有“掠奪之手”和“扶持之手”兩種效應[22]，從而在國有股東參股的過程中，既有可能提升企業創新意愿，也有可能抑制企業的創新積極性。
一方面，國有股東參股存在抑制企業創新意愿的可能性。創新本身就伴隨著風險，而國有股東具有明顯的厭惡風險的特征，求穩思想嚴重。特別在考核、任期、激勵等多種因素的影響下，國有股東往往存在不想創新和不敢創新的兩種傾向[23]。加上國有資本經常需要承擔政治目標，一定程度上會擠占企業的創新意愿[22]。另一方面，國有股東持股有助于為企業帶來資源效應，提升企業創新意愿。創新活動是一個長期的過程，需要持續的資金投入，而民營企業本身資金實力較弱，在信貸方面又面臨諸多隱形壁壘，即使能獲得貸款，交易成本也更高。而且即使有所創新，由于市場監管不到位、知識產權保護不力等原因，創新成果很容易被模仿。因此，民營企業的創新意愿普遍較低。國有股東通常并非短期的財務投資者，會十分關注企業的長期發展，在入股民營企業后，“密切關系的綁定”會為企業帶來潛在的資源支持[22]。在國有股東的助力下，混改企業得到了更多的資源支持，而且即使失敗，也能得到來自國有股東的扶持，其創新意愿會大大提升。
基于以上分析，國有股東參股對企業創新意愿的影響存在不同的預期，但從已有文獻來看，大多認為國有股東參股能夠提升企業的創新意愿[15]。企業自主創新能力的提升，有助于更好地利用勞動要素，促使技術進步轉變為勞動偏向[24]，削弱技術進步的資本偏向，從而改善勞動收入份額[25]。因此，與高創新意愿的企業相比，低創新意愿企業在國有股東參股后，更能從獲取的支持資源中受益。據此，本文提出假設3：
假設3：國有股東參股對于低創新意愿企業勞動收入份額的提升效應更顯著。
三、 研究設計
1. 樣本選擇與數據來源
本文選取2007—2021年滬深A股民營企業上市公司作為研究樣本，數據主要來源于CSMAR數據庫。前十大股東持股比例的數據來自CSMAR數據庫，股權性質的數據在該數據庫的基礎上通過公司年報、企查查、新浪財經網等途徑追溯其終極控制人從而進行判斷。進一步，本文對初始數據做了如下處理：（1）剔除金融類上市公司，（2）剔除ST、ST*等經營異常的上市公司，（3）剔除數據缺失的樣本，（4）剔除了國有股東控股的企業（即民營股東控股，國有股東僅為參股）。最終，本文得到15616個企業-年度觀測值。為了避免異常值對研究結論的影響，本文對所有連續變量作了上下1%的縮尾處理。
2. 變量定義
（1）企業勞動收入份額
借鑒王雄元等[26]、施新政等[27]的做法，本文以支付給職工以及為職工支付的現金與營業總收入的比值來衡量企業勞動收入份額。
（2）國有股東參股
參考于瑤等[14]的研究，本文采用兩個變量來衡量國有股東參股：一是前十大股東中所有國有股東持股比例之和與前十大股東持股比例之和的比值，二是前十大股東中所有國有股東持股比例之和與前十大股東中所有非國有股東持股比例之和的比值。
（3）控制變量
參考現有文獻，控制變量主要包括：企業規模、資產負債率、盈利能力、成長能力、現金資產比率、股權集中度、獨立董事比例、企業年齡、賬面市值比、是否四大審計、是否兩職合一。變量的具體說明見表1。
3. 模型設定
為考察國有股東參股和企業勞動收入份額之間的關系，本文構建如下基準回歸模型：
[Sharei，t=β0+β1Soeovi，t（Soerei，t）+Controli，t+Firmi，t+Yeari，t+εi，t] （1）
其中，i代表公司個體，t代表年份，Sharei，t代表公司i在t年的國有股東參股，Soeovi，t（Soerei，t）代表公司i在t年的企業勞動收入份額，Control表示其他可能影響企業勞動收入份額的控制變量，εi，t代表隨機擾動項。此外，模型控制了公司和年份固定效應。
表1? 變量定義
[變量名稱 變量符號 變量定義 企業勞動收入份額 Share 支付給職工以及為職工支付的現金/營業總收入 國有股東參股 Soeov 前十大股東中所有國有股東持股比例之和/前十大股東持股比例之和 Soere 前十大股東中所有國有股東持股比例之和/前十大股東中所有非國有股東持股比例之和 企業規模 Size 公司總資產的自然對數 資產負債率 Lev 總負債/總資產 盈利能力 Roa 凈利潤/資產總額平均值 成長能力 Growth （本年營業收入-上年營業收入）/上年營業收入 現金資產比率 Cash 經營活動現金流量凈額/總資產 股權集中度 Top1 第一大股東持股比例 獨立董事比例 Idn 獨立董事人數/董事人數 企業年齡 Age Ln（觀測年度-企業成立年份+1） 賬面市值比 Bm 股東權益/公司價值 是否四大審計 Big4 如果公司由四大審計，賦值為1，否則為0 是否兩職合一 Dual 如果董事長與總經理為同一人，賦值為1，否則為0 ]
四、 實證結果
1. 描述性統計分析
表2報告了主要變量的描述性統計。企業勞動收入份額（Share）的均值為0.1478，標準差為0.0996，最小值和最大值分別為0.1268和0.5653，表明樣本企業的勞動收入份額差異較大，且一定程度上表明樣本企業的勞動收入份額相對較低；
國有股東參股（Soeov & Soere）的均值分別為0.0267和0.0322，中位數皆為0.0000，最大值分別為0.3232和0.4775，與于瑤等[14]的數據較為一致。其余變量也均在合理范圍內。
表2? 主要變量的描述性統計
[ 樣本量 均值 標準差 最小值 中位數 最大值 Share 15616 0.1478 0.0996 0.0149 0.1268 0.5653 Soeov 15616 0.0267 0.0591 0.0000 0.0000 0.3232 Soere 15616 0.0322 0.0790 0.0000 0.0000 0.4775 Size 15616 21.6877 0.9820 19.9401 21.5617 24.6861 Lev 15616 0.3461 0.1817 0.0424 0.3295 0.7987 Roa 15616 0.0493 0.0581 -0.2346 0.0504 0.1997 Growth 15616 0.3070 0.6281 -0.5456 0.1433 3.8268 Cash 15616 0.0473 0.0666 -0.1455 0.0470 0.2313 Top1 15616 0.3270 0.1344 0.0873 0.3103 0.6783 Idn 15616 0.3779 0.0518 0.3333 0.3636 0.5714 Age 15616 2.7555 0.3834 1.3863 2.8332 3.4340 Bm 15616 0.5778 0.2102 0.1308 0.5829 1.0450 Big4 15616 0.0233 0.1509 0.0000 0.0000 1.0000 Dual 15616 0.4088 0.4916 0.0000 0.0000 1.0000 ]
2. 基準回歸結果
表3是國有股東參股和企業勞動收入份額的回歸結果。列（1）和列（3）為未加入控制變量，采用企業-年份雙固定效應的估計結果，Soeov和Soere的系數皆在5%的水平上顯著為正，初步驗證了國有股東參股對企業勞動收入份額的積極影響。列（2）和列（4）加入控制變量后，Soeov和Soere的系數依然顯著為正，表明國有股東參股確實有利于提升企業勞動收入份額，假設1成立。
表3? 基準回歸結果
[ （1） （2） （3） （4） Share Share Share Share Soeov 0.0473**
（2.35） 0.0433**
（2.24） Soere 0.0355**
（2.30） 0.0313**
（2.13） Size -0.0091***
（-3.03） -0.0090***
（-3.01） Lev -0.0438***
（-4.79） -0.0439***
（-4.80） Roa -0.2935***
（-17.21） -0.2935***
（-17.22） Growth 0.0003
（0.23） 0.0003
（0.23） Cash -0.0288***
（-2.88） -0.0288***
（-2.88） Top1 0.0001
（0.61） 0.0001
（0.60） Idn 0.0163
（0.76） 0.0163
（0.75） Age -0.0228*
（-1.86） -0.0228*
（-1.86） Bm -0.0119**
（-2.34） -0.0119**
（-2.34） Big4 0.0176*
（1.70） 0.0177*
（1.71） Dual -0.0009
（-0.46） -0.0009
（-0.46） 截距項 0.1009***
（25.51） 0.3650***
（5.92） 0.1009***
（25.50） 0.3643***
（5.91） Firm 控制 控制 控制 控制 Year 控制 控制 控制 控制 N 15616 15616 15616 15616 R2 0.0847 0.1906 0.0846 0.1905 ]
注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著，括號內為t值，下同
3. 融資約束、國有股東參股和企業勞動收入份額
本文進一步考察國有股東參股對不同融資約束程度企業勞動收入份額的影響。參考相關文獻，本文采用SA指數衡量企業的融資約束程度。SA指數是常見的反映企業融資約束程度的指標，其絕對值越大，公司的融資約束程度越高。本文根據SA指數的中位數將樣本劃分為高融資約束和低融資約束兩組，高于（絕對值）中位數則為高融資約束組，否則為低融資約束組。分組回歸的結果見表4。
依據表4的回歸結果，Soeov和Soere的系數都僅在融資約束程度較高的企業顯著為正，且系數相對較大，表明對于融資約束程度較高的公司，國有股東參股更有助于為企業提供更多的資源，從而緩解企業的融資約束程度，支持了假設2。
表4 融資約束、國有股東參股和企業勞動收入份額
[ （1） （2） （3） （4） 高融資約束 低融資約束 高融資約束 低融資約束 Soeov 0.0682**
（1.97） 0.0298
（1.44） Soere 0.0461*
（1.82） 0.0229
（1.45） 控制變量 控制 控制 控制 控制 截距項 0.4934***
（5.53） 0.2972***
（3.47） 0.4918***
（5.50） 0.2968***
（3.46） Firm 控制 控制 控制 控制 Year 控制 控制 控制 控制 N 7808 7808 7808 7808 R2 0.2256 0.1888 0.2252 0.1888 系數差異檢驗 0.000*** 0.002*** ]
4. 創新意愿、國有股東參股和企業勞動收入份額
借鑒張建順等[30]的做法，本文采用研發支出與企業營業收入的比值來衡量企業的創新意愿。具體地，以企業創新意愿的中位數為例，將樣本區分為高創新意愿企業和低創新意愿企業。回歸結果見表5。
依據表5的結果，只有低創新意愿企業的國有股東參股的系數通過了顯著性檢驗，且明顯高于高創新意愿企業國有股東參股的系數，表明對于低創新意愿的企業引入國有股權，更能夠為企業提供創新所需的各種資源，降低企業創新的風險，從而提高企業的創新意愿，假設3成立。
表5? 創新意愿、國有股東參股和企業勞動收入份額
[ （1） （2） （3） （4） 高創新意愿 低創新意愿 高創新意愿 低創新意愿 Soeov 0.0216
（0.95） 0.0540*
（1.73） Soere 0.0162
（0.93） 0.0401*
（1.66） 控制變量 控制 控制 控制 控制 截距項 0.4186***
（4.63） 0.3477***
（3.75） 0.4185***
（4.63） 0.3459***
（3.73） Firm 控制 控制 控制 控制 Year 控制 控制 控制 控制 N 7808 7808 7808 7808 R2 0.2016 0.1818 0.2016 0.1817 組間系數檢驗 0.000*** 0.004*** ]
5. 內生性處理和穩健性檢驗
（1）PSM方法
本文采用PSM方法對樣本進行匹配后再回歸。具體地，以企業是否引入國有股東為標準，將企業分為兩組，引入國有股東的處理組，未引入的為對照組。以控制變量作為協變量進行1∶1最近鄰匹配，再以匹配后的數據進行回歸，回歸結果見表6。國有股東參股兩個變量的系數都顯著為正，研究結論依然成立。
（2）處理效應模型
為了緩解樣本自選擇對研究結論的影響，本文采用處理效應模型進行糾正。具體地，首先采用合適的工具變量對企業是否存在國有股東參股（Soredum）進行回歸，計算逆米爾斯比率（Lambda），再將其作為控制變量放入模型（1）進行回歸。在工具變量的選擇方面，參考董小紅等[11]的做法，本文采用相同省份國有股東參股的民營企業數量與民營企業數量的比值（IV）作為工具變量。表7報告了處理效應模型的回歸結果。列（1）IV的系數顯著為正，表明一個地區國有股東參股民營企業數量與民營企業數量之比和國有股東是否參與民營企業顯著正相關；
列（2）Lambda的系數顯著為負，表明確實存在自選擇偏差問題；
Soredum的系數顯著為正，在解決自選擇偏差問題后研究結論沒有發生顯著改變。
表6 PSM方法
[ （1） （2） Share Share Soeov 0.0432**
（2.24） Soere 0.0312**
（2.13） 控制變量 控制 控制 截距項 0.3652***
（5.92） 0.3645***
（5.91） Firm 控制 控制 Year 控制 控制 N 15610 15610 R2 0.1906 0.1905 ]
表7 處理效應模型
[ （1） （2） Soredum Share IV 0.8399***
（7.86） Lambda -0.0086**
（-2.45） Soredum 0.0150***
（2.73） 控制變量 控制 控制 截距項 -2.3674***
（-6.00） 0.4009***
（6.26） Firm 控制 控制 Year 控制 控制 N 15616 15616 R2 0.0794 0.1907 ]
注：括號內為z值
（3）替換關鍵變量
對于企業勞動收入分額，借鑒部分學者[8，28]的研究，本文采用（應付職工薪酬期末余額+支付給職工以及為職工支付的現金-應付職工薪酬期初余額）與營業總收入的比值（Share1）、支付給職工以及為職工支付的現金與（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）的比值（Share2）進行穩健性檢驗。
對于國有股東參股，參考王彩萍等[17]的做法，采用前十大股東中所有國有股東持股比例之和（Mixrate）來衡量國有股東參股。
從表8的回歸結果來看，國有股東參股指標的系數都至少在10%的水平上顯著為正，研究結論具有可信度。
表8 替換關鍵變量
[ （1） （2） （3） （4） （5） Share1 Share1 Share2 Share2 Share Soeov 0.0399**
（2.13） 0.0444**
（2.39） Soere 0.0289**
（2.02） 0.0323**
（2.29） Mixrate 0.0548*
（1.81） 控制變量 控制 控制 控制 控制 控制 截距項 0.3834***
（6.43） 0.3828***
（6.41） 0.4046***
（6.96） 0.4038***
（6.94） 0.3652***
（5.93） Firm 控制 控制 控制 控制 控制 Year 控制 控制 控制 控制 控制 N 15616 15616 15616 15616 15616 R2 0.2024 0.2023 0.2153 0.2152 0.1901 ]
五、 進一步分析
1. 區分對高管和普通員工勞動收入份額的影響
借鑒王雄元等[26]的做法，本文將企業勞動收入份額分為高管勞動收入份額和員工勞動收入份額。其中，高管收入份額=高管薪酬/營業總收入，員工勞動收入份額=（應付職工薪酬-高管薪酬）/營業總收入。從表9的回歸結果來看，國有股東參股對高管勞動收入份額影響的系數沒有通過顯著性檢驗，而對普通員工勞動收入份額影響的系數顯著為正，表明國有股東參股主要有利于讓普通員工共享企業發展成果，助力共同富裕的實現。
表9 進一步分析：區分高管和普通員工
[ （1） （2） （3） （4） 高管 普通員工 高管 普通員工 Soeov 0.0002
（0.27） 0.0433**
（2.30） Soere 0.0001
（0.23） 0.0312**
（2.17） 控制變量 控制 控制 控制 控制 截距項 0.0327***
（14.10） 0.3284***
（5.43） 0.0327***
（14.11） 0.3277***
（5.41） Firm 控制 控制 控制 控制 Year 控制 控制 控制 控制 N 15616 15616 15616 15616 R2 0.1579 0.1965 0.1578 0.1964 ]
2. 是否存在最優國有股東參股比例的檢驗
前文的研究表明，國有股東參股能夠有效提升企業的勞動收入份額，但是否國有股東參股比例越高，企業的勞動收入份額也越高？即是否存在最優的國有股東參股比例？為了檢驗是否存在最優持股比例，在原有模型的基礎上加入了解釋變量的二次項。從表10的回歸結果來看，解釋變量二次項的系數都未通過顯著性檢驗，即不存在最優的國有股東參股比例。也就是說，當民營股東具有控股權（國有股東僅是參股）的情況下，國有股東的持股比例越高，越有助于提升企業的勞動收入份額。
表10 進一步分析：是否存在最優國有股東參股比例的檢驗
[ （1） （2） Share Share Soeov 0.0621*
（1.90） Soeov*Soeov -0.0861
（-0.71） Soere 0.0631**
（2.37） Soere*Soere -0.0942
（-1.56） 控制變量 控制 控制 截距項 0.3664***
（5.93） 0.3667***
（5.95） Firm 控制 控制 Year 控制 控制 N 15616 15616 R2 0.1906 0.1907 ]
六、 結論與啟示
基于2007—2021年民營企業的數據，本文研究發現，引入國有股東有助于提升企業勞動收入份額；
這一關系在高融資約束程度和低創新意愿的公司更為明顯；
進一步地，發現國有股東參股主要提高了普通員工的勞動收入份額而非高管的勞動收入份額，以及不存在最優的國有股東參股比例。本文從國有股東參股的視角，豐富了企業勞動收入份額影響因素的研究，為進一步推進混合所有制改革、實現共同富裕提供了如下啟示：
第一，優化民營企業股權結構，鼓勵國有資本以多種方式入股民營企業。國有股東在一定范圍內能為企業帶來資源優勢，加強企業治理，提高企業的創新意愿。因此，要鼓勵國有資本通過投資公司、運營公司等多種方式參與民營企業混改。國有資本參與民營企業混改，一方面可以優化國有資本的投資結構，在主要投資國有企業的同時，適當參與投資民營企業，有助于增強國有資本的控制力、影響力，提高國有資本運行效率與效益；
另一方面，國有資本的資金實力雄厚，通過“逆向混改”，能夠有效放大國有資本的帶動作用，提升民營企業的資源獲取和配置能力。值得一提的是，國有資本在參與民營企業混改的過程中，要注重放大民企經營機制的優勢，有效避免行政色彩濃厚、經營效率不高等問題。當前，國有資本投資民營企業時，在投資領域、投資金額等諸多方面都有嚴格限制，導致投資效率低下，適當放寬民營企業的投資限制，將更好地發揮國有資本的引導作用。
第二，差異化進行制度安排和政策實施，針對性解決民營企業的發展難題。國有股東參股對企業勞動收入份額的影響存在異質性，在高融資約束程度和低創新意愿企業更能發揮國有股東參股的積極效應，因而國有資本可以針對性地入股民營企業，助力民營企業規范發展。一方面，國有資本可以在入股后，積極引導民營企業規范公司治理、產業發展，幫助民營企業培育核心競爭力；
另一方面，要看到民營企業勞動收入份額較低的背后原因，融資約束等問題制約著企業勞動收入份額的提升，因此政府可以為民營企業發展提供更多的支持。例如，可以通過國企增信、引導投資、直接投資等多種方式，拓寬民企的融資渠道，提高民企融資的可得性。
第三，民營企業自身也要積極承擔社會責任，提高員工勞動報酬在初次分配中的比重。對于民營企業而言，可以積極謀求國有資本入股，優化自身股權結構。此外，企業勞動收入份額提升的一個重要機制在于創新能力的提升，因此，民營企業在發展過程中要注重創新能力的提升，加大研發創新投入，在追求創新發展的過程中，逐漸形成自身的競爭優勢，創造更多的價值，從而提升企業的勞動收入份額。
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基金項目：福建省人民政府發展研究中心決策咨詢研究重大課題“推進福建綠色低碳發展的金融創新研究”（項目編號：2022JCZX018）；
福建普惠金融研究院開放基金一般項目“數字普惠金融助力鄉村振興的機制研究”；
福建農林大學科技創新專項基金項目“共同富裕背景下家族企業傳承對企業勞動收入份額的影響研究”。
作者簡介：溫磊（1997-），男，福建農林大學經濟與管理學院碩士研究生，研究方向為財務會計理論與方法；
張懿文（1997-），男，福建農林大學經濟與管理學院碩士研究生，研究方向為財務會計理論與方法；
張瑞琛（1977-），男，福建農林大學經濟與管理學院副教授，碩士生導師，全國會計領軍人才（學術類），研究方向為財務會計理論與方法。
（收稿日期：2022-11-23? 責任編輯：蘇子寵）
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