企业金融化改变劳动收入份额了吗？ *

袁翠翠，郭鹏宇，宋晓阳，刘芬华，李华民

（1.广州城市理工学院，广东 广州 510850；2.广东金融学院，广东 广州 510521；3.广东科学中心，广东 广州 511442）

一、引言

中共二十大报告指出“努力提高居民收入在国民收入分配中的比重，提高劳动报酬在初次分配中的比重”①资料来源：习近平：高举中国特色社会主义伟大旗帜 为全面建设社会主义现代化国家而团结奋斗——在中国共产党第二十次全国代表大会上的报告[EB/OL].中国政府网www.gov.cn,2022-10-25.。劳动报酬比重反映居民作为一个整体通过提供劳动所获得的货币形式和实物形式的报酬，如工资、奖金、津贴和补贴，各种形式的福利以及单位交纳的社会保险费、补充社会保险费和住房公积金等在国民收入分配中的比例。本文中的劳动收入份额指劳动报酬在初次分配中的比重。改革开放以来，中国的劳动收入份额呈现U 型变化趋势（张军等，2022），在2007 年达到最低点的0.47（刘亚琳等，2018）之后出现拐点，进入逐步提升通道（陆雪琴和田磊，2020），2020 年为0.53。上述现象可能与刘易斯拐点有关，也可能是其他因素共同作用的结果。

企业投融资决策直接影响到企业经营状况，而企业经营状况则与劳动收入份额息息相关。基于此逻辑推断，企业金融化作为一种企业投融资决策，与劳动收入份额之间应有因果关联。改革开放40 多年来，中国经济进入新常态，经济结构悄然轮转，微观层面竞争也从增量分割转向存量博弈，包括劳动、资本和土地乃至技术、制度等在内的要素配置都伴随经济增长模式转变而更新。对于微观企业而言，适应经济制度、产业结构以及劳动力规模与结构变迁而作出的资产配置决策与行为的调整，可能引起企业技术革新以及盈利能力的变化，最终映射到劳动收入份额的改变上，在微观企业的初次分配环节得以充分体现。在宏观层面，2008年美国次贷风险引发全球金融危机后，我国为应对国际金融危机冲击而推出的一系列经济刺激政策，强化了微观企业资产配置结构的金融化趋势，也进一步固化了微观企业金融化与劳动收入份额之间存在因果关系的应然逻辑设定。近年来受经济周期波动影响，国内外市场需求空间日渐萎缩以及产能过剩致使实体部门经营性投资回报率明显下滑（江三良和张心怡，2022），大量非金融企业纷纷试水进入金融领域逐利，金融投资收益在企业全部利润中的比重日益升高，企业总资产中金融资产的占比不断上升。企业金融化程度的演化状态，可能为劳动收入份额变动提供新的微观行为解释。

面向共同富裕目标，面临多重压力带来的就业问题，增加就业岗位、提高劳动收入比例等越来越成为学界研究的热点话题。但现有研究多从企业融资、人工智能、金融科技发展等角度观察劳动收入份额变动机理，少有研究文献关注企业资产配置结构调整带来的劳动收入份额变化这一需要考察的问题（Özdemir，2019）。另外，一方面，统一大市场建设提升企业市场化程度，可拓展企业资产配置的目标宽度和改变优质劳动需求的市场竞争程度，从而对企业金融化改变劳动收入份额产生调节效应；另一方面，企业金融化作为投资决策是企业管理层能力的体现，因此管理层能力差异很可能会对企业金融化带来的劳动收入份额改变产生调节效应，对此也有必要作深度验证。

基于上述逻辑，使用沪深A 股上市公司2007-2021 年数据，探究企业金融化对劳动收入份额的具体影响，并将企业按照产权性质、行业属性以及规模大小予以分组检验，然后进一步嵌入市场化程度和管理者能力作为调节变量，研究其对企业金融化与劳动收入份额关系的调节效应。由此，从理论层面上，在中国经济运行进入新常态后，为考察劳动收入份额变化，提供新的观察视角，提供企业金融资产配置对于初次分配效应的新观察结果，同时从劳动收入份额效应视角对企业金融化行为作出相对合理的判断，对于拓展已有研究提供有益补充；从政策层面来讲，为相关决策部门确立劳动收入份额提升的导引政策提供经济新常态背景下的经验证据和理论依据。

二、文献综述

（一）劳动收入份额及其决定因素

早期的新古典经济学的分配理论认为，劳动生产份额等于生产函数中的β，“卡尔多事实”强调劳动收入份额大体保持稳定（Kaldor，1961），以至于劳动收入份额不被认为是一个重要话题。但20 世纪90 年代以来，从西欧发达国家到美国再到中国等相继出现了劳动收入份额下降趋势（Harrison，2005；白重恩，2009；Karabarbounis 和Neiman，2013），引起了学者以及政府部门的高度关注。劳动收入份额问题逐渐成为经济领域的一个重要话题。

在中国，劳动收入份额下降问题引起了党和国家的高度关注。党中央相继在十七大、十八大、十九大和二十大报告及其他重要文件中强调要提高劳动报酬在初次分配中的比重。党中央的高度重视也引发了学术界对这一问题的深度关注和研究。学者们分别从宏观、微观两方面入手，从多个角度探索劳动收入份额下降的深层原因。宏观层面，借助劳动者议价能力假设分析劳动收入份额下降的影响因素，其中主要包括全球化、劳动力市场制度、市场集中度以及宏观金融化等因素（魏下海等，2013；Lin 和Devey，2013；Stockhammere，2017；张晓磊等，2018）。微观层面，郭凯明（2019）认为，伴随着科学技术进步，劳动要素在生产活动中的地位相对下降，员工议价能力不足引起劳动收入份额变低。罗长远和陈琳（2012）认为，当企业面临融资约束时，企业会通过降低劳动者的工资水平或者裁员来缓解流动性压力等，由此导致了劳动收入份额下降。此外，劳动收入份额还受到人口变迁及结构变动（徐强和赵欣，2022）、农业劳动力流动（伍山林，2016）、去杠杆政策（刘长庚等，2022）、产业政策（刘长庚等，2022b）、贸易政策（毛其淋和杨琳羿，2022）、资本市场对外开放（江轩宇和朱冰，2022）、国际化战略（朱杰，2022）及社会保险征收体制改革（杜鹏程等，2022）等因素的影响。Hein 和Dodig（2014）、王博和毛毅（2019）、罗明津和铁瑛（2021）等研究文献把企业金融化作为劳动力份额变化的解释元素。但一方面，其观点有待进一步验证乃至值得商榷，其机制分析亦有待进一步拓展；另一方面，现有文献过少难以匹配解决该问题的政策决策所需要的文献量及讨论深度。基于此，本文研究开卷有益。

（二）企业金融化及其经济效应

企业金融化行为大致可从企业投资金融资产占比和通过金融渠道获利占比两个方面予以界定。前者表现为企业金融交易规模和金融资产持有量大幅增加，企业的商品生产活动与流通活动逐渐被金融投资业务、金融市场参与活动所取代（杜勇等，2017），后者表现为企业积累利润的方式越来越依赖于金融渠道与资本运作，金融收益规模与占比不断增长（刘姝雯等，2023）。

有关企业金融化行为的经济效应，现有研究暂无统一结论，可以说企业金融化是一把双刃剑，既发挥着蓄水池功能，缓解企业投资不足，也对实体产业部分产生挤出效应，还会因为金融资产配置的高收益而提高企业的总收益（宋军和陆旸，2015），并因此改变资本与劳动收益配置，进而对劳动收入份额产生影响。吴军和陈丽萍（2018）认为，虽然中国实体企业配置金融资产的比例不断上升，但仍处于风险可控阶段，有利于企业充分利用资金，企业适度金融化能够提高企业生产效率（胡海峰等，2020）。慕亚宇和胡奕明（2022）认为长期股权类的投资能够加快企业转型升级，但配置短期金融资产则效应相反。江三良和张心怡（2022）认为企业配置金融资产对公司经营绩效有明显抑制作用，但政府补贴能够缓解该抑制效应。马广奇和王瑞（2022）研究认为随着金融资产的增加，代理成本也会相应增多。张辽和林鑫涛（2022）、刘姝雯等（2023）认为，企业高比例配置金融资产阻碍生产效率提高，不利于企业主营业务的正常运行，还在一定程度上影响技术创新质量。此外，由于金融化行为会影响企业经营业绩，而经营业绩好的企业为提高员工积极性，通常会通过股权激励等方式将公司员工工资与企业业绩挂钩（吕长江等，2011），进而影响到企业的劳动收入份额。

（三）企业金融化的劳动收入份额效应

有关企业金融化行为的劳动收入份额的变化效应，当前尚无明确定论（Lin 和Devey，2013；Kohler 等，2019）。Hein 和Dodig（2014）认为企业金融化对劳动收入份额产生负面影响，其理由是，金融化发展导致包括食利者收入在内的资本收入份额增加。后凯恩斯宏观经济学观点以及社会积累的社会结构观认为，深度金融化导致产业资本主义向金融资本主义转变，使金融行业成为非金融部门的主导，随之而来的权力转变对收入分配产生严重影响，造成功能性收入分配和个人收入分配日益不公平（Tabb，2010）。金融化切实带来了总利润份额的增加，同时食利者收入随着金融化加深而增加，而劳动报酬水平并没有获得同步增长，故劳动收入份额随之下降，同时雇佣劳动者的工资水平与高管薪酬差距以及家庭收入差距扩大。但也有数篇研究文献认为企业金融化对劳动收入份额带来了提增效应。劳动者收入份额与企业收益水平直接相关（刘盾等，2013），而企业金融化行为使企业目标利润率更容易达成。企业金融化将影响技术偏向、创新程度、生产效率等，当技术偏向更偏向劳动时，劳动收入份额就会提升（陈宇峰等，2013）。唐志芳和顾乃华（2018）采用行业层面数据研究发现，制造业企业金融化有助于企业创新，从而提高了劳动生产率，进而提增劳动收入份额。

综上所述，学者们有关劳动收入份额、企业金融化及其关系的相关研究积累了一定量的研究成果，但依然存在明显的拓展空间：第一，针对企业金融化对劳动收入份额影响的方向性结论仁智各异，因此符合实践的明晰结论还需新的论据支撑；第二，聚焦国内来看，有关中国企业金融化的劳动收入份额效应的研究，即便是基准检验逻辑分析，当前以“篇名+关键词”从中国知网搜索，也仅有两篇文献（王博和毛毅，2019；罗明津和铁瑛，2021），其因果逻辑、经济分析及制度解释依然存在相当大的剖析空间；第三，有关企业金融化的劳动收入份额效应的机制分析以及内外部因素的调节作用亟待更为深入的理论解释和实证检验。

三、理论分析与研究假说

（一）企业金融化与劳动收入份额：基准假说

根据欧拉方程，职工薪酬水平和劳动效率共同决定了企业劳动收入份额的变动（罗明津和铁瑛，2021）。职工薪酬通常包括工资、奖金、非货币性福利以及短期利润分享等。一方面，企业金融资产配置行为虽属于公司非主营业务，但若金融投资收益作为公司主营业务的有效补充甚至以超过主营业务收益的速度扩张企业收益总规模，则会影响包括劳动力要素在内的企业要素的收入水平和结构，对于劳动收入份额而言会带来“收益提增”效应；另一方面，企业增加金融资产配置相应虹吸主营业务资金，很可能抑制企业技术进步，进而贬抑劳动生产效率，即降低劳动相对于资本的要素地位（Lin 和Tomascovic-Devey，2013），导致劳动收入份额下降，可提炼为“技术抑制”效应。

1.“收益分配”视角的劳动收入份额提增效应

根据“收益分配”规则，员工薪酬水平变化对于劳动收入份额的贡献度最为明显。在其他条件不变的情况下，员工薪酬水平越高，企业的劳动收入份额也就越高，而企业金融化经营决策可能直接影响企业员工的薪酬水平进而影响劳动收入份额。对企业来讲，金融投资是企业资产组合问题，资产配置结构主要由该项资产的风险和收益比较决定。美国“次贷”向全球输出金融危机之后，特别是中国经济进入新常态以来，实体行业明显感受到了平均利润率水平下降的规则约束，并且企业实体业务的投资风险和经营风险明显提高，但金融资本收益率不仅未受到平均利润率水平下降规则约束，反而还反向遵循了经济增长阈值之上的边际收益/风险递增规则（李华民，2023），以至于实体企业越来越偏好高投资回报的金融资产配置，从而博取可能更高的总体收益。结合理论分析，金融资产还发挥蓄水池功能，预防流动资金短期紧张，当企业现金流偿付职工工资出现困难时，所持有的金融类和房地产类资产可以随时变现以偿付职工工资。企业总收益规模越大、可变现资产越多，企业越有底气按更高的薪酬标准向职工支付薪金，金融资产配置行为正是企业追求收益总规模增加的有效途径，因此企业金融化预期提高劳动收入份额。

2.“技术抑制”视角的劳动收入份额贬抑效应

“技术抑制”效应是说企业金融化引致技术创新投入受挫从而影响劳动收入份额。当企业资产规模相对稳定时，如果企业持有的金融类资产占比提升，那么企业的主营业务投入相对变少（张成思和张步昙，2016），这一方面会因为企业要压低经营成本比如通过裁员等方式直接导致劳动收入份额降低，另一方面会导致研发费用削减，抑制企业技术创新（王红建等，2017；郭丽婷，2018；彭龙，詹惠蓉和文文，2022），从而不利于劳动生产效率的提高（罗明津和铁瑛，2021），导致劳动在与资本谈判中处于劣势地位，进而贬抑劳动收入份额。基于此，企业金融化行为会因为“技术抑制”效应，导致劳动报酬份额的降低。

综上所述，方向相反的两种效应的比较结果最终决定企业金融化对劳动收入份额的影响方向。基于此，本文提出如下对立假说：

H1a：企业金融化提增劳动收入份额。

H1b：企业金融化贬抑劳动收入份额。

（二）市场化程度的调节效应假说

市场化程度用来描述市场发展水平，其衡量指标包括各企业交易机会是否平等、信息获取是否一致和法律制度是否健全等（孙早和刘庆岩，2006），足以影响乃至改变企业战略部署。假设风险程度确定，那么公司所处区域的市场化程度越高，市场竞争越充分，企业通过配置金融资产套利的超额收益越低（罗党论和唐清泉，2007）。一个地区市场化程度越高，代表该地区的法治环境越健全、要素市场越完善、企业信息披露越完备，越方便投资者监督，使得企业适度配置金融资产而不至于过度金融化。其次，市场化程度高的地区，产品市场发育完善，大多数资产都有大致公允的市场价值，即使金融领域与实体领域之间有套利空间也会很快收敛乃至消失。同样，劳动要素作为市场交易对象，市场化程度越高，其收入机制会越市场化，从而削抑企业金融化的劳动收入份额变化效应。最后，随着市场化程度提高，信息获取相对容易，资金获取渠道相对丰富，当企业面临财务困境时融资也会相对便利，这也在某种程度上抑制了企业“资金池”预设的金融化行为（郑国坚等，2013），从而也会间接影响企业生产经营策略，进而影响劳动收入份额的改变。因此，市场化程度可能会影响公司配置金融资产行为与劳动收入份额之间的关系。基于此，本文提出如下研究假说：

H2：市场化程度会削减企业金融化的劳动收入份额效应。

（三）管理者能力的调节效应假说

不同管理者的受教育水平、生活环境、所拥有人脉以及见识长短等客观条件千差万别，决定其对公司经营决策会有所差异。即便同一公司，管理者能力不同，公司的最终经营状况、发展规模以及品牌效应等都会不同。一方面，管理者能力直接影响企业员工之间的关系、员工与管理者之间的关系以及员工对企业的认同感。低能力管理者无法很好地与高技术员工沟通，会使员工对企业失去信心，影响企业稳定发展（周文霞和郭桂萍，2006）。相反，高能力管理者在经营环境存在不确定因素时，能够为企业员工提供更好的劳动环境和薪酬保障，激励员工奋发向上。因此，管理者能力差异会带来劳动者收入份额变化（方军雄，2011）。另一方面，从资产配置角度，管理者能力反映管理者认知水平、处理复杂事务能力以及风险管理能力，在企业外部风险增大时，企业也有稳定的业务量可以保证持续经营，有足够的底气抵御风险，以此抑制金融化行为。强能力管理者有着良好的日常行为习惯，收集市场信息，不断复盘总结经验，提高经营决策的判断能力。因而，强能力管理者更容易凭借其管理优势发现更好的投资机会，优化资产配置，使企业取得更高的收益进而提增员工薪酬水平，最终传递到劳动收入份额。因此，管理者能力会影响公司金融资产配置行为与劳动收入份额之间的关系。基于此，本文提出如下研究假说：

H3：管理者能力会强化企业金融化与劳动收入份额之间的关系。

四、研究设计

（一）样本与数据来源

本文选取中国沪深两市A 股上市公司2007-2021 年数据为初始样本，实证检验企业金融化带来的劳动收入份额变化效应。所采用的原始数据均来自国泰安金融数据库（CSMAR）。剔除金融类和房地产类、样本期内经过ST 和*ST 等特殊处理及期间退市的企业样本，还剔除了IPO 效应，保留连续五年以上不存在数据缺失的样本。为消除异常值影响，对所有微观层面数据的连续变量进行上下1%的缩尾处理。

（二）变量选取及界定

1.被解释变量

劳动收入份额（LS）。参考白重恩（2009）及江轩宇和朱冰（2022），采用要素成本计算的增加值度量LS，即LS1 =支付给职工以及为职工支付的现金/（营业收入- 营业成本+支付以及为职工支付的现金+ 固定资产折旧）②根据企业报表，企业成本包括员工薪资和固定资产折旧。；LS2 =（支付给职工以及为职工支付的现金+ 期末应付职工薪酬- 期初应付职工薪酬）/（营业收入-营业成本+劳动收入+固定资产折旧）。并对LS进行了对数化处理。

2.解释变量

企业金融化（Fin）。借鉴杜勇等（2017）的做法，整理企业财务报表上金融资产相关科目，并剔除用于经营活动的货币资金来衡量企业金融化。企业金融化程度（Fin）的计算公式为：Fin=（交易性金融资产 + 衍生金融资产+发放贷款及垫款净额 + 可供出售金融资产净额 + 持有至到期投资净额 + 投资性房地产净额③本文认同宋军和陆旸（2015）的观点，根据会计准则，企业的房地产类投资具有一定金融属性，故把企业投资性房地产净额项计入企业金融资产的衡量范畴。）/总资产。

3.调节变量

（1）市场化程度（Market）。借鉴樊纲等（2021）在《中国各省份市场化指数报告》中发布的市场化指数衡量该变量。该指标从多维度予市场化程度以赋分，为能够让不同年度数据具有可比性，使用等权重并运用算术和平均法计算，得出市场化指数，区域市场化指数最高10 分，最低0 分。但由于该报告所统计数据仅截止到2019 年，故借鉴曾春华等（2013）的研究方法，采用2019 年与2018 年指数相加的平均值补齐2020 年市场化指数④考虑到市场化程度的稳定性，该做法不至于引起过大误差，因此为学界所接受。，并以此类推，补齐2021 年该数据。

（2）管理者能力（Ma）。本文借鉴Dermerjian 等（2012）提出的DEA-TOBIT 两阶段模型⑤该方法基于投入产出法，将企业重要支出指标作为投入变量，把主营业务收入或其他重要产出指标作为结果，通过模型演化获得企业运营效率。该方法在学术领域运用极为广泛。来衡量管理者能力。由于企业生产效率不仅受到管理者能力的决定性影响，还受到公司自身其他条件影响。为了将管理者能力从其他影响公司绩效的作用条件中剥离出来，本文把计算过程分为如下两个步骤。首先，使用CCR 模型计算企业的全效率。将公司核心成本费用指标，如主营业务成本（Cost）、销售费用和管理费用（Sga）、固定资产净值（Fa）、研发支出（R&D）、合并报表商誉（Goodwill）、无形资产（Oi）等作为投入变量，将主营业务收入（Sales）作为产出变量。运用式（1），求得公司生产效率值θ（0＜θ＜1）：

然后，分离管理者能力对企业生产效率的贡献值⑥该做法也排除了管理层能力与部分控制变量的内生性问题。。为尽可能使变量计量相对准确，整理了企业层面影响企业生产效率但与管理者能力不具关联的重要变量，包括企业规模（Size）、市场份额（Marsh）、自由现金流量（Fcff）、上市年限（Age）、多元化程度（Divers）、海外经营子公司（Fci）等（王晶晶等，2022），基于此构建Tobit 模型（2），将上述变量放入模型，并代入第一步计算得到θ值，得到残差e即为分离出来的管理者能力（Ma）对企业生产效率的贡献值。

4.控制变量

为减少误差和干扰，避免其他因素对回归结果的影响，对以下变量进行了控制，变量定义具体情况表1 所示：

表1 控制变量定义

（三）模型建构

本文构建以下基准模型，实证检验企业金融化对劳动收入份额的影响效应：

其中：劳动收入份额（LS）是被解释变量；企业金融化（Fin）为核心解释变量；CVs表示表1 中所有控制变量；FE和Year表示企业所属个体固定效应和年度固定效应，分别控制了随着个体变化以及随着时间变化而又无法观测的冲击；ε为随机误差项。为进一步探究企业外部市场环境和企业自身情况对两个核心变量之间关系的调节效应，选取市场化程度（Market）和管理者能力（Ma）作为调节变量。将解释变量和调节变量进行中心化处理，构造解释变量与调节变量的交互效应乘积项，令，其余变量设置与模型（3）保持一致，构建下列两组回归模型：

五、基准检验及结果分析

（一）变量描述统计分析

表2 为主要变量的描述性统计结果。结果显示，劳动收入份额的最小值为-10.357，最大值为7.831，平均值和标准差分别为0.289 和0.162，表明现阶段我国不同企业间劳动收入份额的差距较大。企业金融化程度的最小值为0，最大值为0.845，平均值和标准差分别为0.03和0.061，说明当前我国企业金融化水平中除少数极端值外，大部分仍在合理区间。

表2 主要变量的描述性统计

（二）基准回归结果及解释

使用方差膨胀因子VIF 检验变量间不存在多重共线性，并通过豪斯曼检验确定选择面板固定效应的回归模型对“企业金融化- 劳动收入份额”间关系进行检验，回归结果见表3。列（1）只加入时间和个体固定效应，不添加控制变量，显示企业金融化与劳动收入份额的回归系数为0.379 且在1%显著性水平下显著。列（2）只加入控制变量，不添加时间和个体固定效应，显示企业金融化与劳动收入份额的回归系数为0.341 且在1%显著性水平下显著。列（3）加入控制变量，并控制时间和个体固定效应，显示企业金融化与劳动收入份额的回归系数为0.384 且在1%显著性水平下显著。

表3 基准回归结果

注：*、**、***分别代表在10%、5%、1%显著性水平下显著。下同。

列（1）-（3）结果都表明，本文所考察的企业金融化导致的劳动收入份额变化效应符合线性关系，并且企业金融化对劳动收入份额的回归系数为正，表明企业金融化带来劳动收入份额的“收益增进”效应超过“技术抑制”效应，并且企业金融化程度越高，越能够提增劳动收入份额水平，本文假说H1a 得以验证。从控制变量来看，企业规模显著为负，说明企业规模越小、越灵活，越容易提升劳动收入份额；固定资产占比和董事长、总经理是否兼职对于劳动收入份额的影响一正一负但不显著，说明固定资产占比和董事长、总经理是否兼职与劳动收入份额变动无直接关联；企业现金流的系数显著为负，说明随着企业持有现金流的增加，企业资金使用效率降低，会影响劳动收入份额。

（三）稳健性检验

第一，替换解释变量。将企业是否购买金融资产（finratio）（含交易性金融资产、衍生金融资产、可供出售金融资产、持有至到期投资、投资性房地产以及是否存在发放贷款及垫款等）这一哑变量作为企业金融化的替代变量进行回归。表4 列（1）基于新的解释变量对原有范式进行了考察，其回归系数是0.015，在1%的显著性水平下显著。因此，替换解释变量后企业金融化与劳动收入份额间的关系仍然显著。

表4 稳健性检验结果

第二，替换被解释变量。通过替换被解释变量，改变劳动收入份额的测算方式，用LS2替代LS1。表4 列（2）基于新的被解释变量对原有范式进行了考察，回归系数为0.135，均在1%的显著性水平下显著。替换被解释变量后企业金融化与劳动收入份额之间的关系仍然显著，结果稳健。

第三，控制行业和省份固定效应。在基准检验模型中，控制了个体固定效应和时间固定效应。为加强结论的稳健性，在模型中进一步控制行业固定效应和省份固定效应，重新进行估计。表4 列（3）的回归结果与前文一致，说明在进一步控制行业固定效应和省份固定效应后，企业金融化与劳动收入份额的关系仍然成立。

第四，进一步剔除特殊时期数据。本文研究的时间跨度包括了2008 年的全球金融危机期间和2015 年的中国股市异常波动期间，为加强结论的稳健性，将这些特殊时期剔除。表4 列（4）的回归结果与前文一致，说明企业金融化与劳动收入份额的关系仍然成立。

（四）内生性处理

尽管在基准检验前已作变量间的内生性处理和检验，并通过多重稳健性检验验证了核心结论的稳健性，但为了防止出现变量丢失、测量误差、反向因果、样本选择错误等原因造成的内生性问题，使用解释变量滞后一期和PSM 两种方法，克服模型中可能存在的内生性问题。

第一，为缓解互为因果的内生性问题，将解释变量滞后一期后，与被解释变量进行回归，滞后一期的企业金融化水平（L.Fin）与劳动收入份额的相关系数为0.253，且在1% 显著性水平下显著，说明企业金融化与劳动收入份额呈现显著的正相关关系，与前文回归结果一致。

第二，为缓解样本选择的内生性问题，运用PSM 倾向得分匹配法再次排除可能的内生性问题。以企业总资产中金融资产占比中位数为临界值，对样本进行分组，金融资产占比低的组作为控制组，金融资产占比高的组作为实验组。对于实验组个体，在控制组中寻找特征相似的控制组个体与其相匹配，从而用控制组个体的结果来估计实验组个体的反事实结果。基于匹配样本的回归结果与基准回归结果一致，企业金融化对劳动收入份额的影响依然成立，前文结果具有稳健性⑦受篇幅限制，样本匹配过程及基于匹配样本的回归结果不再列示，有兴趣的作者可向作者索取。。

六、进一步分析

（一）调节效应检验及结果分析

在上述基准检验结果基础上，引入企业市场化程度（Market）与管理者能力（Ma）两个调节变量，对解释变量和调节变量进行中心化处理，构造解释变量与调节变量的交互效应乘积项，纳入模型进行回归，结果见表5。

表5 调节效应检验结果

1.市场化程度的调节效应检验

表5 中的列（1）展示市场化程度对企业金融化和劳动收入份额变动两者间关系的调节效应。企业金融化和市场化程度的交互项（T1）系数为-0.020，在10%显著性水平下显著，表明市场化程度削弱了企业金融化对劳动收入份额的影响。但市场化程度系数为0.001（但不显著），说明市场化程度提高对劳动收入份额有增进效应，也表明企业金融化和市场化程度在劳动收入份额效应上存在一定的替代关系。

2.管理者能力调节效应检验

表5 中的列（2）的回归结果显示，企业金融化和管理者能力的交互项（T2）系数为0.201，在10% 显著性水平下显著，表明管理者能力在企业金融化与劳动收入份额的关系中起正向调节作用，即企业金融化对劳动收入份额的增进效应随着管理者能力的提高而提高。可能的解释是，管理者能力嵌入了管理者的知识、技能和经验，管理者能力越高，越能准确地理解市场信息、预测市场走向，从而有效地配置企业资金资源。因此管理者能力越强，企业金融化获得的盈余就越多，从“收益分配”视角上看，能有效强化企业金融化对劳动收入份额提升的促进作用。

（二）异质性分析

不同类别企业的金融化行为对劳动收入份额变化的效应可能存在差异。依据产权性质、规模大小和行业性质对企业样本进行分类，并以此构建虚拟变量，纳入模型进行异质性检验。

1.企业属性异质性检验

表6 列（1）（2）的回归结果显示，相较于非国有企业而言，国有企业的金融化行为对劳动收入份额水平有更显著的提升效应。可能的解释是，首先，国有企业在市场竞争中占据相对优势地位，能够获得更多的市场信息以及发挥其金融资产收益优势的效应，因此国有企业金融化相比非国有企业金融化也更容易获得较高收益；其次，国有企业更容易获得银行贷款，其资源约束边界相对宽松，在资金使用上更加灵活，其金融化行为的资产结构配置策略收益更高，因此相对而言，其金融化行为对劳动收入份额的提升效应更加明显。

表6 异质性检验结果

2.企业规模异质性检验

企业规模不同，其金融化行为差异明显，该行为对于劳动收入份额的影响或有差异，基于精准施策的角度，有关劳动报酬“同步提增”的政策措施也应不同。为此，将企业按规模分为大型企业和中小型企业，以检验企业规模异质性的存在特征。

从表6 列（3）（4）的回归结果来看，不同规模企业的金融化对劳动收入份额具有促进作用。具体而言，大型企业金融化提高劳动收入份额（系数为0.302，在1% 显著性水平下显著），而中小型企业金融化行为的劳动收入份额提增效应更加显著（系数为0.365，在1%显著性水平下显著）。可能的原因：中小型企业由于成立时间相对较短，其市场地位低、技术相对落后，受市场关注度较小，且企业运营管理不成熟，但企业运转灵活，若此时进行金融化，能有效利用闲置资金，并提高公司盈利能力。

3.行业属性异质性检验

表6 列（5）（6）的回归结果显示，不同行业的企业金融化对劳动收入份额均具促进作用。具体而言，制造业企业的金融化行为对劳动收入份额具有明显提增效应（Fin 系数为0.288，在1% 显著性水平下显著），而非制造业企业的金融化对劳动收入份额的促进作用更为显著（Fin 系数为0.481，在1% 显著性水平下显著）。可能的原因：近年来我国制造业企业的利润率普遍有所下降，低利润特征使得制造业企业的抗风险能力偏弱，企业战略决策容易受到外部经济形势的干扰，而企业配置金融资产加剧了上述脆弱性，从而导致制造业企业的金融化对劳动收入份额的影响相比非制造业企业而言不够显著。

七、结论与启示

本文基于2007-2021 年沪深两市A 股上市企业样本数据，运用面板固定效应回归模型检验企业金融化行为对劳动收入份额变化的效应，并将企业产权性质、规模大小、行业属性、管理者能力和市场化程度等分别嵌入研究框架，进行分组检验和调节效应检验。结论如下：第一，非金融企业配置金融资产行为总体上促进了企业劳动收入份额的提升。企业金融资产配置度越高，劳动收入份额便越高。以上核心结论在经过替换解释变量、替换被解释变量、进一步控制行业和省份等一系列稳健性检验后依旧成立。第二，企业金融化与劳动收入份额之间的关系会随企业产权性质、企业规模和行业属性的不同而有所区别。国有企业相比非国有企业更为显著；中小型企业增进效应更加明显；非制造业企业增进效应更为突出。第三，从调节效应来看，市场化程度提升会削减企业金融化对劳动收入份额的增进效应，而企业管理者能力越强，企业金融化对于劳动收入份额的增进效应便越加明显。

上述结论带来的启示：第一，全面、理性认识企业金融化行为。基于实现初次分配中劳动报酬比重提高的视角，对于企业金融资产配置行为的简单贬抑是不可取的，不宜过多地干预、限制企业在合理幅度内进行金融资产配置。第二，重视管理者能力对于企业发展的重要影响。强能力管理者在合理配置资产结构方面更具战略优势，能够获取更大收益，为企业员工提供更好的薪资水平。第三，引导企业持续优化资源配置，实现自身高质量发展，更好地利用金融工具服务实体经济。除此之外，金融业发展的核心要义是资金融通，加快金融业服务实体经济的金融资本外部系统循环和周转的速度，提升金融服务实体的能力和水平，也是解决企业金融化行为提增劳动收入份额问题的拓展途径。