社会信用体系改革与企业劳动收入份额

文雯 孙亚婕

(北京外国语大学国际商学院，北京 100089)

一、引言

党的二十大报告将“实现全体人民共同富裕”纳入中国式现代化本质要求，体现了共同富裕在推进中国式现代化进程全局中的重要地位。共同富裕的本质在于公平与共享，关键是让全体人民共享社会主义现代化建设的发展成果。在我国实行按劳分配为主体的基本分配制度下，劳动报酬是大部分劳动者最主要的收入来源，改善劳动收入分配问题、提高劳动报酬在初次分配中的比重是全体人民迈向共同富裕的关键之举。改革开放四十多年来，我国经济取得了巨大的发展成就，创造了“中国奇迹”。然而，与经济发展取得卓越成就不相匹配的是，我国劳动收入份额曾长期处于下降趋势，并且持续低于世界平均水平(杜鹏程等，2021)，虽然近年来有所上升，但仍位于低位。劳动收入份额的下降不仅恶化收入分配格局，拉大贫富差距(Daudey and García-Peñalosa，2007)，还会威胁经济结构的良性调整(A l e s i n a a n d Rodrik，1994)，引发通货膨胀和金融危机(Rudd and Whelan，2005；Lawless and Whelan，2011)。因此，探讨如何提升劳动收入份额对于实现共同富裕、促进经济高质量发展具有重要意义。

劳动收入份额的影响因素是近年来学术界的热点议题。现有文献多聚焦区域和产业层面，对于微观企业层面的探讨相对不足(文雁兵和陆雪琴，2018)。良好的制度环境能够为经济发展及收入分配公平化提供有效保障(Acemoglu et al.，2001)，提高劳动力要素整体的投入水平并保证其得到高效利用。因此，已有微观视角的研究多从正式制度的角度出发，考察股权分置改革(施新政等，2019)、资本市场开放(江轩宇和朱冰，2022)、绿色信贷政策(范源源和李建军，2022)、融资融券制度(朱琳等，2022)等的作用，缺乏对非正式制度的关注。中国作为典型的发展中国家，各地区正式制度的发展水平存在较大差异。而自古以来，中国社会尚文崇德，在长期的社会交往中形成了非正式制度，通过增强道德感对人们的行为进行约束，发挥着强有力的社会治理作用，对正式制度形成有效补充。信用作为一项典型的非正式制度，是经济社会乃至国家整体发展的重要基石(张维迎和柯荣住，2002)，对优化资源配置效率、降低交易成本具有重要作用(Knack and Keefer，1997)。为进一步健全信用体系、建立社会信任氛围，国务院于2014年发布《社会信用体系建设规划纲要(2014―2020年)》，提出加快社会信用体系建设的总体要求，深化社会信用体系改革。随后，国家发展和改革委员会与中国人民银行联合牵头，分别于2015年、2016年和2021年分三批确立社会信用体系建设全国示范城市。此次社会信用体系改革包括构建统一的信用信息共享平台，促进信用信息共享，提高守信的价值和失信的成本；完善金融信用信息基础数据库，实现金融管理部门间信用信息系统链接；营造公平竞争、统一高效的市场环境。那么，社会信用体系改革能否改善微观企业劳动收入分配？具体的作用机理是什么？是否存在行业及城市的异质性影响？学术界对上述问题都缺乏研究。

本文采用2007―2021年中国沪深A股上市公司数据，以分批进行社会信用体系改革试点为准自然实验场景，基于多时点双重差分模型探究社会信用体系改革对劳动收入份额的影响及其作用机理。本文的边际贡献在于：第一，从非正式制度的视角，扩展了劳动收入份额影响因素的研究。已有研究多考察正式制度颁布对企业劳动收入份额的影响，鲜有学者从非正式制度的视角进行研究，并且尚无文献关注社会信用对劳动收入份额的作用。作为一种典型的非正式制度，社会信用具有特殊价值，研究社会信用与劳动收入份额间的关系，有助于增强对我国劳动收入份额问题的理解。第二，拓展了对社会信用体系改革政策效果的研究。现有文献发现社会信用体系改革显著提升了企业社会责任投入(曹雨阳等，2022)，促进企业绿色创新(乔菲和文雯，2023)，抑制企业环保失信行为(左静静等，2023)，并降低了盈余管理程度(范润和孙雪娇，2023)。本文则进一步证明了社会信用体系改革对实现全体人民共同富裕的重要价值。第三，利用社会信用体系改革的准自然实验场景，克服以往研究中对信任指标衡量的缺陷，并降低内生性问题的影响。以往研究大多通过问卷调查获取地区信任水平的数据(张维迎和柯荣住，2002)，但通过问卷调查方式所取得的数据易受到被调查者主观情绪的影响，而社会信用体系改革这一外生事件冲击则提供了良好的准自然实验场景，有效地缓解了以往研究中潜在的内生性问题的干扰。

二、制度背景、理论分析与研究假设

(一)制度背景

2014年6月，国务院发布《社会信用体系建设规划纲要(2014―2020)》，明确加快建设社会信用体系，实现信用基础法律法规和标准体系建立，建设覆盖全社会的征信系统，健全社会信用监管体系以及守信激励和失信惩戒机制。2019年7月，国务院办公厅印发了《关于加快推进社会信用体系建设构建以信用为基础的新型监管机制的指导意见》，指出健全信用监管体制、构建新型监管制度的重要性。

社会信用体系改革涉及政务、商务、社会以及司法四大领域。其一，政务诚信的核心是打造诚信政府，建设政务诚信评价体系及诚信督察机制，树立公正廉洁的政府形象；其二，商务诚信要求在生产、流通、金融等方面建立信用机制，优化营商环境，曝光失信企业并给予严厉打击，对于诚信企业进行大力宣扬，提升企业社会责任感，同时建立各方面的信用机制，为企业申请信用贷款提供支持，为企业解决融资困难；其三，在社会诚信层面，社会信用体系改革主要针对医疗卫生、社会保障等领域建设信用体系，建立社会信用记录，加强网络信用监管，维护社会稳定；其四，司法诚信是社会信用体系改革的保障，保证司法机关的公信力和执行力以稳定社会各方面秩序。在具体建设流程上，社会信用体系改革采用分批试点的形式，分别于2015年、2016年和2021年分三批确立信用体系建设试点城市，为实证探究改革效果提供了天然的准自然实验场景。

(二)理论分析与研究假设

社会信用体系改革以设立个人、企业信用记录系统为基础，共享信用信息，严厉打击失信行为，优化营商环境，对企业劳动收入份额的影响主要体现在如下三个方面：

第一，通过缓解企业代理问题，降低管理层短期业绩压力，增加企业对劳动要素的投资意愿，从而提高劳动收入份额。当管理层面临的短期业绩压力较高时，他们倾向于牺牲长期性且风险较大的项目去满足短期利润提升的目标(Graham et al.，2005)。一方面，相比在短期内就能体现在利润中的实物资本投资，人力资本投入需要在更长的周期中才能在企业利润中得到反映，具有长期性；另一方面，由于人力资本等劳动要素投资具有不可分割的特点，企业并不实际拥有人力资本，人力资本的流失会增加企业的沉没成本，这使得企业对人力资本等劳动要素的投资具有更大的风险(Hart and Moore，1994)。因此，当面临业绩压力时，管理层更倾向于提高实物资本等要素的投入水平，而非提高劳动要素投入。相反，当管理层的业绩压力得到缓解后，其更愿意投资于周期较长以及风险较大的项目，劳动要素投资意愿相对增加(江轩宇和林莉，2022)，员工的劳动报酬水平也能得到相应提高，劳动收入份额得以提升(宋之非和陈媛媛，2022；姜晓文等，2023)。

在社会信用体系改革下，一是投资者对高质量信息披露的需求增加，使得企业面对的监督水平上升，进而企业财务报表造假的发生概率减少，投资者能够更清晰地了解到业绩下滑的真实原因(Guiso et al.，2008)；二是严厉惩戒失信行为，并在行业内通报批评和公开谴责，增强社会舆论监督(范润和孙雪娇，2023)，提高管理者的违规操纵成本；三是塑造全社会范围内的诚信风气，管理者受到环境中守信价值观的影响，会自发地减少机会主义行为(曹春方等，2015)，投资者则更加信任管理层的决策，特别是在管理层业绩下滑时，投资者对管理层更加包容和理解，愿意给予其弥补的机会(申丹琳，2019)。因此，社会信用体系改革能够缓解管理层与投资者间的委托代理问题，使得管理层面临的短期业绩压力降低，从而提升劳动收入份额。

第二，通过提高企业信贷融资可得性，缓解企业融资约束，降低资本要素的边际收益，提高劳动力的边际产出价值，从而提高劳动收入份额。企业与外部之间存在信息不对称，企业融资难、融资贵的问题日益凸显，改善企业融资难题是提升劳动收入份额的关键(汪伟等，2013)。正式制度能够改善企业融资难题从而提升劳动收入份额，例如资本市场引入融资融券制度以及沪深港通交易制度均能降低企业融资成本，提高企业劳动收入份额(朱琳等，2022；江红莉等，2022)。但是，政策法规难以涉足企业融资和信贷供给的各个环节，而社会信用体系改革可以“双管齐下”，不仅能够完善金融信用信息基础设施建设，以信用赋能企业贷款融资，而且能够促进形成信任氛围，增强出借人资金供给的意愿，提高企业信贷融资的可得性(申丹琳和江轩宇，2022)。

社会信用体系改革下，企业外部信贷融资比例提升，资本要素额外的抵押融资收益水平降低，使得劳动与资本的相对价格降低(江轩宇和贾婧，2021)，相当于劳动的边际产出价值相对上升，劳动要素的投资比例上升，进而提高劳动收入份额(宋之非和陈媛媛，2022)。此外，当企业无法取得高比例的外部信贷融资时，会更多依赖内源融资。为节约内源资金以支持流动资本，企业将降低劳动收入份额(祝树金和赵玉龙，2016；刘长庚等，2022a)。社会信用体系改革提高了企业的外部信贷融资比例，降低了为保持流动资本而减少劳动投入的可能性，因此对劳动收入份额有提升作用。

第三，有助于改善政府职能、优化营商环境，通过盈利溢出效应来提高劳动收入份额。一是社会信用体系改革以信用赋能消费型主导经济发展，规范消费信贷，激发内需潜力，扩大消费群体对企业所生产产品以及所提供服务的需求，为提高企业收入提供支持。二是社会信用体系改革深化政务诚信建设、完善综合信用评价机制并强化信息公开工作，为企业发展构造良好的营商环境，不仅降低制度交易成本，改善政商关系(于文超和梁平汉，2019)，使市场交易更加公平透明，减少企业进行寻租性质的非生产性活动，促使企业将有限的资源更多地投入到生产性活动中，提升企业的盈利水平；而且为企业发展提供物资、人才支持，提升环境可承载的组织数量，降低企业进入门槛(夏后学等，2019)，并提供公正有效的竞争环境，促进产业多样化分工，降低企业生产成本，吸引优秀企业家投资兴业，与本地区现有企业开展良性竞争并起到协同效应，提高企业的市场竞争力，拉动本地区企业共同发展，创造更大收益。

现代企业的工资普遍与企业绩效相关，盈利水平更高的企业更有可能向员工支付更高的工资。社会信用体系改革带来的营商环境进一步优化给企业带来了丰厚的收益，高额的收益会通过绩效考核制向员工收入溢出，使员工平均工资水平上升，从而提升劳动收入份额(罗明津和铁瑛，2021)。

基于上述分析，本文提出如下研究假设：

H1：社会信用体系改革有助于提高企业劳动收入份额。

本文的逻辑框架见图1。

图1 社会信用体系改革影响企业劳动收入份额的逻辑框架

三、研究设计

(一)研究样本与数据来源

考虑到2007年会计准则变更的影响，本文初始样本为2007―2021年沪深A股上市公司。社会信用体系建设试点城市数据通过信用中国网站手工整理所得，公司财务及治理数据来自国泰安数据库(CSMAR)，各省份总人口及人均GDP数据来自于国家统计局。参考已有文献(施新政等，2019；曹雨阳等，2022)，本文剔除金融行业、ST/ST*公司以及核心变量缺失的样本，并对连续变量进行了上下1%的缩尾处理。

(二)模型设定与变量定义

基于社会信用体系改革分批建设的准自然实验场景，结合不同城市实施该试点政策的时间不一致，参考以往文献(Beck et al.，2010)，本文构建了如下多时点双重差分模型：

其中，被解释变量Ls衡量企业劳动收入份额。参考方军雄(2011)、江轩宇和贾婧(2021)的研究，劳动收入份额Ls=(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+支付给职工以及为职工支付的现金+固定资产折旧)。此外，为使劳动收入份额取值更加符合正态分布，对劳动收入份额Ls按ln(Ls/(1-Ls))的形式进行了对数化处理，得到Lnls。核心解释变量Treat×Post表示社会信用体系改革试点的双重差分变量，其中Treat表示试点城市虚拟变量，如果企业注册地位于社会信用体系改革试点城市取值为1，否则为0；Post表示时间虚拟变量，若当前年份为企业注册地入选社会信用体系建设试点城市及以后的年份取值为1，若为入选试点城市之前的年份则取值为0。根据本文假设H1，预期解释变量Treat×Post的系数β1显著为正，即社会信用体系改革对企业劳动收入份额具有正向影响。

参考已有文献(方军雄，2011；江轩宇和贾婧，2021；刘长庚等，2022a)，本文控制了以下可能影响劳动收入份额的因素：资产负债率(Lev)、总资产报酬率(Roa)、企业规模(Size)、短期流动性(Cash)、企业年龄(Lnage)、固定资产比例(Ppe)、董事会规模(Board)、独董比例(Bind)、股权集中度(Top1)、资本密集度(Ci)、行业集中度(Hhi)。本文同时选取了省份人口(Lnpopu)以及省份人均地区生产总值(Lngdp)作为省份层面控制变量。此外，本文还控制了年份固定效应(δ)和公司固定效应(μ)。各变量的具体定义如表1所示。

表1 变量定义

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

表2报告了变量的描述性统计结果。劳动收入份额Ls的均值为0.297，与方军雄(2011)的结果较为一致，对数化处理后的劳动收入份额Lnls的均值为-0.949。解释变量Treat×Post的均值为0.255，表示样本中有25.5%的观测值受到社会信用体系改革政策的冲击。从控制变量上看，样本期间内企业资产负债率平均为42.8%，总资产收益率平均为0.040，经营活动现金流量占比平均为0.048，固定资产占比平均为0.216，控制变量的均值也与以往文献的统计结果较为相似。

表2 变量的描述性统计结果

(二)基准回归结果

表3为社会信用体系改革对劳动收入份额影响的基准回归结果。第(1)(2)列的被解释变量为劳动收入份额Ls，第(3)(4)列的被解释变量为对数化处理后的劳动收入份额Lnls；第(1)(3)列和(2)(4)列分别报告了未加入控制变量以及加入控制变量后的回归结果。在以劳动收入份额Ls为被解释变量的回归中，解释变量Treat×Post的系数分别为0.014和0.011，均在1%水平上显著为正；在以对数化处理后的劳动收入份额Lnls为被解释变量的回归中，解释变量Treat×Post的系数分别为0.069和0.056，均在1%水平上显著为正，说明当企业注册地入选社会信用体系建设试点城市后，企业的劳动收入份额有所提升，验证了本文的研究假设H1，说明社会信用体系改革具有良好的政策效果，有助于共同富裕目标的实现。此外，社会信用体系改革试点对劳动收入份额的影响具有经济显著性。以第(2)(4)列为例，注册地被列入社会信用体系改革试点城市的企业，其劳动收入份额相比未被列入的企业劳动收入份额分别增加1.10%和5.60%。而在经济显著性上，相比企业注册地被列为社会信用体系改革试点城市前，企业注册地被列为社会信用体系建设试点城市后，与样本均值相比，Ls和Lnls分别提高了3.70%和5.90%。1综上，本文假设H1在统计意义和经济意义上都能够得到证实。

表3 基准回归结果

(三)稳健性检验2

1.平行趋势检验

满足平行趋势假设是使用DID模型的前提。该假设要求在政策颁布前，入选社会信用体系建设示范城市(处理组)和未入选城市(对照组)之间不存在显著差异。因此，本文构建相对年份虚拟变量Before2、Before1、Current、After1、After2+以检测本文模型是否符合平行趋势假设，分别表示当时间处于企业注册地入选社会信用体系建设试点城市的前两年、前一年、当年、后一年、后两年及以后。当样本年份属于上述相应区间时，相对年份虚拟变量分别取值为1，否则为0。将以上五个虚拟变量加入模型中进行回归3，表4报告了平行趋势检验的回归结果。其中，Before2、Before1的系数均不显著，说明在改革之前，处理组和对照组之间不存在显著差异，满足双重差分模型的平行趋势假设。Current、After1以及After2+的系数均显著为正，说明企业注册地被列入社会信用体系建设试点城市当年及以后，企业的劳动收入份额得到了显著提升。

表4 平行趋势检验

2.倾向评分匹配与双重差分法

考虑到试点城市和非试点城市之间可能存在系统性差异，从而导致位于试点城市企业的劳动收入份额明显高于其他企业，本文采用倾向评分匹配方法控制两组样本在企业特征方面的差异，再对匹配后的样本数据运用双重差分法进行回归。具体做法如下：

首先，将企业分为试点地区和非试点地区两组，注册地处于试点地区的企业为处理组，处于非试点地区的企业为对照组。其次，选取短期流动性(Cash)、企业规模(Size)、资本密集度(Ci)、融资约束(Sa)、企业年龄(Lnage)作为协变量，对处于同一年份的处理组和对照组中的企业进行1:1无放回的最近邻匹配，运用匹配后的样本再次进行DID检验。

表5第(1)(2)列报告了基于匹配样本的双重差分回归结果，Treat×Post的系数仍显著为正，说明在控制了两组企业间潜在的系统性差异后，本文结论依然成立。此外，本文还利用第一批社会信用体系建设试点成立前，即2014年的企业特征对处理组和对照组的企业进行了1:1无放回的最近邻匹配。运用匹配后的样本进行双重差分法回归的结果报告在表5第(3)(4)列中，Treat×Post的系数显著为正，再次说明社会信用体系改革显著提高了企业劳动收入份额。

表5 倾向评分匹配与双重差分法

3.安慰剂检验

为缓解不可观测特征带来的潜在内生性问题对结果的干扰，本文进行安慰剂检验。具体做法如下：从所有样本城市中随机选取与实际试点城市数量相同的城市作为伪处理组，同时对随机模拟的试点城市也生成随机的政策实施时间，重新估计式(1)并保存双重差分变量Treat×Post的估计系数以及p值。上述随机过程重复500次后得到估计系数及p值分布图。未报告的图形结果显示，Treat×Post的估计系数集中分布在0附近，均小于真实估计系数，p值基本位于10%之上，说明经过双重随机处理后，随机模拟的政策效果在作用强度及显著性上不如真实政策效果，证实了本文的回归结果是稳健的。

4.交叠DID偏误诊断与解决

本文采用了双向固定效应(TWFE)估计平均处理效应，而当处理效应并非同质时，使用简单的平均处理效应会使模型出现偏误。因此，本文先对交叠DID偏误进行诊断，再参考左静静等(2023)的研究，使用“干净”样本进行分批的单期双重差分模型回归以修正交叠DID的双向固定效应偏误。未报告的稳健性检验结果验证了本文结论的可靠性。

5.排除“全国文明城市创建”政策的干扰

为排除“全国文明城市创建”政策的影响，本文在回归中加入了“全国文明城市”的虚拟变量(Civil)，企业注册地在入选“全国文明城市”的当年及以后年份取值为1，反之为0。未报告的实证结果显示，在排除了“全国文明城市”评选政策的干扰后，社会信用体系改革仍能显著提升劳动收入份额。

6.排除最低工资标准的干扰

最低工资的上涨会使企业的工资率得到提高，进而提高企业的资本集约度，从而可能会使企业的劳动收入份额提高。因此，为排除最低工资标准对回归结果的干扰，本文参考万江滔和魏下海(2020)的研究，以各城市每小时最低工资衡量最低工资标准，并将最低工资标准作为控制变量加入基准回归模型中重新估计。未报告的实证结果显示，在考虑了最低工资标准对劳动收入份额的潜在影响后，社会信用体系改革仍然能够提高企业劳动收入份额。

7.改变被解释变量的度量方法

本文还采用了替代指标衡量劳动收入份额。参考方军雄(2011)的研究，Ls1=支付给职工的现金以及为职工支付的现金/(支付给职工的现金以及为职工支付的现金+营业收入-营业成本+固定资产折旧)。与前文的处理方法一致，对Ls1同样也进行对数化的处理，即Lnls1=ln(Ls1/(1-Ls1))。未报告的实证结果显示，Treat×Post与劳动收入份额在1%水平上显著正相关，说明本文的结果是稳健的。

五、机制检验

为探究社会信用体系改革对劳动收入份额的影响机制，本文主要从代理成本、债务融资以及盈利溢出效应三个角度进行分析，并参考江艇(2022)的方法进行检验。

(一)代理成本机制

参考戴亦一等(2016)的研究，本文采用经营费用率(Agent)，即管理费用与销售费用之和与营业收入的比值，来衡量代理成本，预期社会信用体系改革能够降低代理成本。同时，参考江红莉等(2022)的研究，采用资本集约度(Kl)衡量代理问题缓解后的劳动要素替代资本要素效应。资本集约度采用人均固定资产净额取自然对数衡量，该变量的数值越小代表相对于劳动要素投入，企业对资本要素的投入减少，企业劳动收入份额提升，预期社会信用体系改革会降低企业的资本集约度。

表6第(1)(2)列分别报告了社会信用体系改革对代理成本及资本集约度的回归结果，Treat×Post的估计系数均显著为负，说明社会信用体系改革显著降低了企业的代理成本，并且企业会减少对资本要素的投入、增加对劳动要素的投入，进而产生劳动要素替代资本要素的效应，表明降低代理成本是社会信用体系改革对劳动收入份额的影响机制之一。

表6 机制检验

(二)债务融资机制

为检验债务融资机制，本文参考项松林和魏浩(2014)的研究，构建Fin变量，即(短期借款+长期借款)/总资产，作为债务融资的代理变量。Fin代表了企业能够获得外源融资的比例，此变量的值增加，则说明企业能够取得的外源融资比例得到提高。表6第(3)列报告了社会信用体系改革对债务融资可得性的回归结果。Treat×Post显著为正，说明社会信用体系改革能够增加企业获得外源融资的比例，降低了企业的融资约束。上述分析整体表明，缓解企业融资受限程度、提高企业外部信贷融资的可得性，是社会信用体系改革对劳动收入份额的影响机制之一。

(三)盈利溢出效应

为检验盈利溢出效应，本文首先参考罗明津和铁瑛(2021)的研究，构造工资率变量(Income)，作为企业盈利向员工工资溢出、提升员工工资水平，即盈利溢出效应的衡量变量。工资率等于员工平均工资取自然对数，平均工资的计算方法为全体员工(包括董监高)劳动收入/员工总人数，其中劳动收入为应付职工薪酬变化额与支付给职工以及为职工支付的现金之和，预期社会信用体系改革能够提高工资率。其次，本文检验社会信用体系改革对劳动生产率的影响，依据刘一鸣和王艺明(2021)的研究，采用企业当年税收、税后净利润、工资之和与员工总人数的比值的自然对数值衡量劳动生产率(Lny)。参考前人文献(魏下海等，2013)，当劳动生产率(Lny)的估计系数小于工资率(Income)的估计系数时，说明社会信用体系改革提高企业员工平均工资的作用大于对劳动生产率的提升效应，工资率提高效应占主导，提升了劳动收入份额。

表6第(4)(5)列分别报告了社会信用体系改革与工资率及劳动生产率的回归结果，解释变量Treat×Post的系数均显著为正，说明社会信用体系改革显著提升了企业员工的平均工资水平以及企业劳动生产率。同时，工资率(Income)的估计系数大于劳动生产率(Lny)的估计系数，说明社会信用体系改革提高工资率的效应明显大于劳动生产率效应，即提高平均工资水平的效应占据主导地位。综上所述，社会信用体系改革能够通过提高企业收益并溢出至员工收入，即发挥盈利溢出效应，来提升企业的劳动收入份额。

六、拓展性研究

(一)普通员工劳动收入份额与高管劳动收入份额

本文进一步考察社会信用体系改革对普通员工及高管收入份额的影响。参考江轩宇和林莉(2022)的研究，分别计算普通员工劳动收入份额(Lls)和高管劳动收入份额(Mls)。其中，普通员工劳动收入份额=(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-董监高薪酬总额)/(营业收入-营业成本+支付给职工以及为职工支付的现金+固定资产折旧)；高管劳动收入份额=董监高薪酬总额/(营业收入-营业成本+支付给职工以及为职工支付的现金+固定资产折旧)。

表7第(1)列报告了社会信用体系改革对普通员工劳动收入份额的影响，Treat×Post的系数显著为正，说明社会信用体系改革显著提升了普通员工的劳动收入份额；第(2)列则报告了社会信用体系改革对高管劳动收入份额的影响，Treat×Post的系数显著为负，说明社会信用体系改革降低了高管的劳动收入份额。产生该结果的原因可能在于：对于绝大多数普通劳动者来说，劳动收入是主要的收入来源；对于高管这类收入水平更高的人群，其反而更加依赖于资本等非劳动要素收入(汤灿晴和董志强，2019)。社会信用体系改革提升了整体劳动收入份额，降低了资本等要素的收入份额，相当于财富从高收入人群中分散出去，流向了更为广阔的人群，更多地提升了普通员工的财富水平。

表7 普通员工劳动收入份额vs高管劳动收入份额

(二)要素密集度异质性

社会信用体系改革优化了营商环境，使企业更多集中于生产活动投入(魏下海等，2015)，吸引大量外部优质企业进驻本地区并产生协同效应，为企业创造更大的收益。对于劳动密集型行业的企业而言，其更加依赖于劳动力，企业盈利水平的提高增加劳动要素投入，进而提升企业劳动收入份额。对于资本密集型行业和技术密集型行业，企业盈利水平提高后，对劳动要素的投资水平不如劳动密集型行业，因此其劳动收入份额的提升效果并不明显。

参考鲁桐和党印(2014)的研究，本文以证监会2012版行业分类为标准，采用聚类分析的方法划分劳动密集型及资本技术密集型子样本。4表8的结果表明，在劳动密集型行业组中，Treat×Post均在1%水平上显著，而在资本技术密集型行业组中并不显著，并且组间系数差异显著，说明社会信用体系改革对劳动密集型行业内企业的劳动收入份额有更为明显的提升效果。

表8 基于要素密集度的异质性分析

(三)地区经济发展水平异质性

健全信用信息共享体系，以信用大数据评判市场主体信用状况，使各企业的信用情况更加透明，更能评判企业信贷资源使用的规范性和合理性，改善当地借贷环境(刘长庚等，2022b)，促进资源更优配置，降低企业融资约束，促进当地企业发展，扩大就业规模，提升劳动收入份额(景国文，2022)。对于经济发展水平较低的地区，其金融体系构建的完善程度较低，在规模不经济的条件下，传统金融机构为降低自身成本和防范经营风险，会降低对这类地区的金融服务供给。而社会信用体系改革所构建的共享信用信息体系，使得信用贷款可以通过信息网络进行，向金融服务供给不足的地区提供金融资源(刘长庚等，2022b)，扩大当地企业融资渠道，缓解融资受限程度，从而对经济发展水平较低地区的劳动收入份额有显著的提升效果。对于经济较发达的地区，金融服务供给更为充分，社会信用体系改革对其发挥的作用较为有限。

本文使用各城市人均GDP的自然对数值作为衡量地区经济发展水平的变量，并以三分位数为标准将其划分为大中小规模组。若城市人均GDP属于大规模组，则取值为1；若属于中小规模组，则取值为0。表9报告的结果显示，Treat×Post变量在(1)(3)列不显著，而在(2)(4)列显著为正，表明社会信用体系改革在经济发展水平较为落后的城市更能发挥提升劳动收入份额的作用，缩小地区间的发展差异，促进共同富裕。

表9 基于地区经济规模的异质性分析

七、结论与启示

本文基于社会信用体系改革分批试点的准自然实验场景，以2007―2021年沪深A股上市公司数据为样本，探究以社会信用为代表的非正式制度对劳动收入份额的影响。研究发现：(1)社会信用体系改革能够显著提升企业劳动收入份额；(2)社会信用体系改革通过缓解代理冲突、增强企业信贷融资可得性以及提高企业盈利水平来提升企业劳动收入份额；(3)社会信用体系改革主要提升普通员工的劳动收入份额，降低了高管的劳动收入份额；(4)社会信用体系改革对劳动收入份额的影响存在一定的异质性，当企业属于劳动密集型行业以及所处地区的经济发展程度较低时，社会信用体系改革对劳动收入份额的提升效果更为显著。

基于上述研究发现，本文具有如下启示：(1)进一步推进社会信用体系建设，扩大信用体系改革的试点范围，比如经济相对较不发达的城市，对于提高人民生活水平、促进社会公平有重要作用。(2)充分发挥信用赋能借贷、消费在提高劳动收入份额中的作用，加快完善企业及个人信用记录，降低企业取得信贷的难度，扩大内部消费需求，有助于加速企业发展和实现共同富裕。(3)推动对诚信问题的专项治理行动，加大对失信行为的惩戒力度，加强对诚信文化的普及教育，塑造人人自发守信的良好社会风气。(4)努力构建公正廉洁高效的政务体系，搭建“亲”“清”新型政商关系，减少地方寻租行为，营造公平开放的营商环境。 ■

[基金项目：国家自然科学基金项目“上市公司精准扶贫行为的同群效应：作用机制与经济后果”(72002014)、中央高校基本科研业务费专项资金资助项目“数字化转型赋能、企业资源配置与经济高质量发展”(2023TD003)、北京外国语大学“中青年卓越人才支持计划”]