市场一体化与企业劳动收入份额提升

摘要：共同富裕是中国特色社会主义的本质要求，提高劳动报酬在初次分配中的比重是中国推进共同富裕的重要环节。利用2004—2021年沪深两市A股上市公司数据，研究市场一体化对企业劳动收入份额的影响及其机制。研究发现，市场一体化对企业劳动收入份额有着显著的促进作用，在经过一系列稳健性检验之后，结论依然成立。机制分析表明，规模扩张、市场竞争和有偏技术进步在市场一体化促进企业劳动收入份额提升的过程中起到中介作用。异质性检验表明，在不同企业、不同行业、不同地区之间，市场一体化对企业劳动收入份额的影响存在异质性。据此提出要充分考虑全国统一大市场建设中区域发展不协调问题，深化市场一体化改革，建立公平开放透明的市场规则，促进企业公平竞争，加快推进全国统一大市场建设和优化要素收入分配格局。

关键词：市场一体化；收入分配；劳动收入份额；全国统一大市场

文献标识码：A文章编号：100228482024（06）002915

一、问题提出

共同富裕是中国特色社会主义的本质要求，是中国式现代化的重要特征，而建立合理的收入分配制度，提高劳动收入在初次分配中的份额是实现共同富裕的必要途径[1]。党的二十大报告明确指出，要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。然而，自改革开放以来，中国劳动收入份额经历了一段时间的持续下降，虽然在2008年之后呈现出上升趋势，但总体上仍低于发达国家水平，如图1所示。因此，对于劳动收入份额提升路径的探讨具有重要意义。

当前，以美国为首的西方国家强力推行贸易保护主义，世界经济进入周期下行阶段。面对复杂多变的外部环境，《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》指出，要加快构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局。国内大循环是新发展格局的主体，其基础在于全国统一大市场的建设，因此，缓解市场分割，促进市场一体化对于新发展格局的构建有着重要意义。伴随着一系列市场化和反垄断政策的实施，中国过去高度分割的市场逐渐整合，市场一体化程度显著提升，企业在地区之间的投资活动和贸易行为也因此受到影响。值得思考的问题是，在全国统一大市场建设的背景之下，企业经济行为的变化是否会对劳动收入份额产生影响，传导机制是怎样的？针对这些问题的研究不仅有助于缩小中国居民收入差距，而且能够为建设全国统一大市场提供理论依据。

2024年11月第46卷第6期高波，石有为市场一体化与企业劳动收入份额提升图1各国劳动收入份额变动趋势

注：1.各国劳动收入份额均采用国内生产总值（GDP）法测算。

2.数据来源于全球统计数据/分析平台数据库（EPS）。

市场分割和市场一体化是国内外学者研究中国经济问题的重要领域之一。从形成原因来看，市场分割的出现是地理本性和政府行政权利共同造成的[2]，前者可以通过增加交通基础设施建设来缓解，而后者则需要从政府部门发力，进行制度上的改革和规则上的统一。近年来，随着基础设施建设的加快完善和市场一体化政策的有效实施，中国摩擦性市场分割和制度性市场分割程度均呈下降趋势，商品市场和要素市场趋于整合[3]。破除市场分割，形成全国统一大市场不但对于经济发展水平[4]以及产业结构升级[5]等宏观经济指标有着明显的改善作用，同时也会影响企业的微观行为。胡增玺等[6]研究发现市场一体化水平的提高能够通过扩大企业规模和增加竞争程度等渠道促进企业数字创新“提质增量”；卞元超等[7]认为，市场分割抑制了企业需求规模的持续扩张，降低了企业参与市场竞争和开展技术创新的积极性，从而导致企业生存风险的提升。

与劳动收入份额相关的研究同样是本文关注的重点。作为收入不平等的主要原因之一，劳动收入份额的变化一直受到学界的广泛关注。自20世纪80年代以来，世界范围内的劳动收入份额呈现明显的下降趋势[89]，但中国劳动收入份额的变动却有所不同。刘亚琳等[10]利用多种方法进行测度，均发现中国劳动收入份额变化呈现U型趋势，且拐点发生在2008年前后。其他学者的研究也验证了这一点，并从金融危机[11]、劳动力部门转移[12]以及企业分化[13]等角度作出分析。劳动收入份额的变化受到多种因素的影响，现有文献从不同角度给出了合理解释。王林辉等[14]研究发现，有偏技术进步能够直接影响要素相对边际收入和间接诱导要素跨部门流动，是劳动收入份额变动的重要影响因素；王雄元等[15]通过研究中国上市公司数据发现，外商直接投资提高了企业专利数量和全要素生产率，进而促进了企业劳动收入份额的提升，而且外商投资对于高技能劳动力工资的提升效果更加显著；文雁兵等[16]构建了劳动收入份额变动模型，从市场竞争和制度演进两个视角研究劳动收入份额决定机制，发现技术偏向、资本深化、垄断定价、融资约束和谈判能力等因素均对劳动收入份额存在影响。

已有文献针对市场一体化和劳动收入份额分别展开了详细讨论，但鲜有文献将二者结合起来系统地分析。在全国统一大市场的建设过程中，要素配置状态、企业经济行为以及生产技术水平等必然随之变化，进而影响生产要素的收入分配格局。因此，本文的边际贡献在于：第一，从市场一体化角度探讨企业劳动收入份额的决定机制，延伸了劳动收入份额的影响因素研究，为降低中国居民收入差距提供了新思路；第二，从要素收入分配角度补充了市场一体化经济后果的研究成果，为全国统一大市场建设丰富了理论依据。

二、理论机制与研究假设

市场一体化程度的提高有助于发挥中国疆域广阔、人口众多的市场优势，形成超大规模市场，最大程度地释放消费潜力，提振市场需求，进而促使企业吸纳闲置劳动力进行扩大再生产，提高劳动收入份额。同时，市场一体化弱化了地区之间的地理隔阂和制度壁垒，提高了劳动力流动性和配置效率，有利于劳动收入份额的提升。再者，市场一体化能够降低产业在地区之间的转移成本，促进地方产业高级化和合理化，进而提升劳动收入份额[17]。基于以上分析，本文提出如下假设：

假设1：市场一体化会促进劳动收入份额提升。

市场一体化有利于企业在地区之间的贸易活动，扩大市场规模，促进企业吸纳就业和提高劳动报酬，从而提升劳动收入份额。在统一市场下，企业规模的向外扩张可以通过跨区贸易和跨区投资两种途径实现。首先，市场一体化破除了地区之间的贸易壁垒，企业能够通过贸易活动实现生产端的规模扩张，进而吸纳更多劳动力，提高劳动收入份额规模扩张可能通过提高企业垄断定价能力导致劳动收入份额下降，对于这种可能性，本文认为市场一体化带来的企业规模扩张是针对所有企业而言的，并不会导致单个企业垄断地位的提高。。同时，来自外地的多样化需求还可能通过“需求引致创新”提高企业产品创新水平，扩大企业对高技能劳动力的需求，进而提高劳动收入份额。其次，市场一体化能够促进企业开展区域之间的投资活动。一方面，投资增加会扩大被投资地区的就业规模，提升该地区劳动报酬；另一方面，区域开放带来的对外投资可能伴随着产业的转移和集聚。从产业转移的角度来说，资本流入地过剩的土地、劳动力等要素能够发挥成本优势，促进资本要素的积累和经济增长速度的提高，增加居民收入水平。从产业集聚角度观察，产业专业化集聚有助于实现技术外溢和知识扩散，降低企业创新成本[18]，而产业协同集聚则能够通过产品要素匹配促进产业专业化分工，降低企业沟通成本和运输成本。经营成本的降低有助于企业平滑劳动要素投入，提升劳动收入份额。基于以上分析，本文提出如下假设：

假设1a：市场一体化通过促进企业规模扩张提升劳动收入份额。

市场一体化有助于外地企业进入本地市场，增加区域市场竞争程度，弱化本地企业垄断定价能力和促进企业融资平等，进而促进劳动收入份额提升。在市场分割状态下，由于交通基础设施的不完善和地方政府行政权力的干预，外地企业难以突破地区之间的“市场藩篱”，无法对本地企业形成有效的市场竞争，进而导致本地市场垄断痼疾不断累积。而市场一体化程度的提升可以通过两种途径促进劳动收入份额增长。一是弱化企业垄断定价能力。相比于完全竞争状态下的企业，垄断企业在市场中拥有更多定价权，能够获得更多超额利润，但由于劳动力市场供给相对充足，垄断企业为员工支付的薪酬并不会比非垄断企业更多，因此企业的垄断地位会导致劳动收入份额的下降[19]，而市场一体化对垄断势力的削弱则有利于劳动力要素报酬的提高。二是促进企业融资平等。一方面，垄断企业能够凭借优异的财务表现获得融资优势，低成本的资本要素投入将会对劳动力要素产生替代作用，进而导致劳动收入份额下降。另一方面，相对于大型垄断企业，小微企业受到的融资约束较大，为了应对企业运营过程中的流动性困境，更倾向于通过提高利润留成的方式缓解资金流转压力，这将会在很大程度上挤出员工薪酬，降低劳动收入份额。市场竞争的加剧有利于弱化垄断企业融资优势，缓解中小企业融资约束，从而促进企业劳动收入份额提升。基于以上分析XK/FbZAqZkZLztu7DUVsrPYnXW4osapByQSzE1Qwibk=，本文提出如下假设：

假设1b：市场一体化通过提高企业竞争程度提升劳动收入份额。

市场一体化有助于促进劳动力自由流动，提高劳动力配置效率，促进劳动偏向性技术进步，进而有利于劳动收入份额的提升。已有研究普遍认为，有偏技术进步是劳动收入份额变化的重要原因[20]。在一个仅有劳动力要素和资本要素的经济体中，当劳动边际产出增长速度快于资本边际产出增长速度时，劳动偏向性技术进步就会发生，此时企业更偏向于投入更多的劳动力要素，劳动收入份额也会提高；反之，资本偏向性技术进步会发生，劳动收入份额会降低。劳动力要素配置效率的提高有利于提高劳动力与工作岗位之间的适配性，是劳动边际产出增长速度加快和劳动收入份额提升的重要条件[21]。市场一体化程度的提高弱化了地区之间的地理隔阂和制度壁垒，降低了劳动力流动成本，提高了劳动力配置效率。同时，企业跨区投资的增加提高了欠发达地区的资本存量，促进了欠发达地区劳动力要素与资本要素互补生产，提高了劳动力的边际产出水平。而市场一体化对于资本要素配置效率的提升作用可能并不明显，原因是相对于劳动力要素，中国资本要素更为稀缺，并大多已进入生产过程[22]。因此，市场一体化对于劳动力要素配置效率的提升作用更加显著，由此引发的劳动偏向性技术进步会促进劳动收入份额提升。基于以上分析，本文提出如下假设：

假设1c：市场一体化通过促进劳动偏向性技术进步提升劳动收入份额。

市场一体化对劳动收入份额的影响可能在不同企业、不同行业、不同地区之间存在异质性。从企业角度来看，一方面，相比于国有企业，非国有企业的市场行为具有更高的灵活性和积极性，因此受到市场一体化的影响可能性更大。另一方面，企业跨区交易能力在市场一体化规模扩张效应中起到重要作用，而企业异地子公司的建立又能影响其跨区交易能力。因此，相比无跨省子公司的企业来说，有跨省子公司的企业劳动收入份额受市场一体化影响可能更大。从行业角度来看，一方面，不同行业的产品特性存在差异，导致产品的可贸易性不同。一般来说，在可贸易性较强的行业，市场一体化的规模扩张效应和市场竞争效应更显著，因此劳动收入份额的提升效应也更明显。另一方面，相比资本密集型行业来说，劳动密集型行业受劳动力市场变化的影响更大，因此其劳动收入份额受到市场一体化的影响也更明显。从地区角度来看，一方面，在不同地区，基础设施建设和经济发展活力有较大差异，这会影响企业商品贸易和跨区投资的决策。因此，在不同地理位置，市场一体化对劳动收入份额的影响可能存在差异。另一方面，在进行规模扩张决策时，地理邻近性和目标市场经济发展水平是企业关注的重点，区域内的经济高地可能是企业进入的首要选择。因此，区域内经济发展水平差异也可能导致市场一体化对劳动收入份额产生异质性作用。基于以上分析，本文提出如下假设：

假设2：市场一体化对劳动收入份额的影响在不同企业、不同行业、不同地区之间存在异质性。

三、模型与变量

（一）模型设定

根据前文分析，为验证市场一体化对劳动收入份额的影响，本文建立如下面板数据固定效应模型：

Lsijkt=α1+α2Intkt+α3Xijkt+ωj+δk+γt+μijkt（1）

其中，Lsijkt表示k省份j行业i企业在t年的劳动收入份额，Intkt表示k省份在t年的市场一体化指数，Xijkt表示一系列控制变量，ωj代表行业固定效应，δk代表省份固定效应，γt代表年份固定效应，μijkt为随机误差项。为控制序列相关性和异方差对参数标准差估计的影响，随机误差项μijkt在企业层面进行聚类处理。

（二）变量选取

1.核心被解释变量

劳动收入份额。借鉴白重恩等[23]的研究，本文采用要素成本增值法度量企业层面劳动收入份额，即劳动收入份额＝（工资和福利总额/企业增加值）×100。其中，工资和福利总额采用“支付给职工以及为职工支付的现金”来衡量，企业增加值的计算公式为：企业增加值＝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。

2.核心解释变量

市场一体化。借鉴盛斌等[24]的做法，本文利用相对价格法测算的市场分割指数衡量市场一体化程度，具体选取食品、粮食、肉禽及制品、蛋、水产品、菜、干鲜瓜果、饮料烟酒、服装鞋帽、纺织品、家用电器及音像器材、文化办公用品、日用品、体育娱乐用品、交通、通信用品、家具、化妆品、中西药品及医疗保健用品、书报杂志及电子出版物、燃料、建筑材料及五金电料等21类商品的环比价格指数数据进行市场分割指数的测度。市场一体化指数的具体公式如下：市场一体化指数=1/市场分割指数。

3.控制变量

本文加入了企业和地区两个层面的控制变量。企业层面控制变量主要包括：企业年龄，使用当前年份与企业开始经营年份之差表示，取对数；企业规模，使用企业资产总值表示，利用固定资产投资价格指数平减之后取对数；资本产出比，使用固定资产净额与营业收入之比表示；股权集中度，使用企业前五大股东持有股份比例的平方和表示；企业现金流，使用经营活动现金流与总资产之比表示；资本劳动比，使用企业固定资产净值与企业从业人数之比表示，利用固定资产投资价格指数平减之后取对数；管理费用率，使用企业管理费用与企业总资产之比来表示。地区层面控制变量主要包括：经济发展水平，使用所在省份人均GDP表示，利用居民消费价格指数平减之后取对数；产业结构，使用所在省份第三产业增加值占GDP比重来表示。

（三）数据来源

本文选取2004—2021年沪深两市A股上市公司为研究对象。根据已有研究的做法，在样本选择的过程中，本文采用以下方法对数据进行筛选处理：剔除金融行业上市公司；剔除ST和*ST公司；剔除相关数据存在缺失的观测值；为避免异常值引起的实证结果偏误，对关键变量在1%处进行双边缩尾处理。根据上述处理方法，本文最终得到41768个企业—年度的非平衡面板数据。本文使用的企业层面数据均来自中国经济金融研究（CSMAR）数据库，省份层面数据均来自EPS数据库。具体变量描述性统计结果如表1所示。

四、实证结果分析

（一）基准回归

式（1）的回归结果见表2。可以发现第（1）～（3）列市场一体化的回归系数差别较小，且均显著为正，说明市场一体化有利于企业劳动收入份额的提高，这与本文的假设1相符合。

在控制变量方面，企业年龄系数显著为正，存续时间更长的企业一般更加注重保障员工权益。企业规模系数显著为负，大规模企业更容易形成劳动力市场的买方垄断，挤压劳动力的议价空间。资本产出比系数显著为正，固定资产净额的增加一般会带来企业劳动生产率的提高，劳动力工资水平也会随之上升。企业现金流的系数显著为负，流动性较高的企业更具融资优势，其资本使用成本较低，资本收入份额更高。资本劳动比的系数显著为负，说明资本深化会带来资本偏向性技术进步，进而降低企业劳动收入份额。管理费用率系数显著为正，较高的管理费用在一定程度上代表更好的员工福利，高管理费用率会带来更高的劳动收入份额。产业结构系数显著为负，第一产业和第二产业一般都是劳动密集型产业，这两个产业的比重下降会削弱劳动力市场中的卖方力量，进而导致劳动收入份额的下降。

（二）稳健性检验

1.内生性处理

针对识别策略可能产生的内生性问题，本文采用工具变量法对基准回归进行内生性处理。

首先，借鉴胡增玺等[6]的做法，本文采用各省份平均坡度作为市场一体化的工具变量（IV1）。平均坡度与市场一体化存在较强联系，平均坡度越大，地方政府进行交通基础设施建设的难度越大，地区间的贸易成本越高，但是平均坡度对于劳动收入份额没有直接影响，因此选择各省份平均坡度作为市场一体化的工具变量具有一定合理性。考虑到平均坡度是非时变变量，借鉴Nunn等[25]的做法，本文以平均坡度与上一期核心解释变量的乘积作为工具变量。

其次，借鉴韩雷等[26]的做法，本文进一步采用不借助外部因素的方法，利用核心解释变量离差的三次幂构建内部有效工具变量。具体计算方法如下：

IV2jt=Intjt－Intt3（2）

其中，IV2代表采用离差三次幂方法构建的工具变量，Intt表示第t年所有省份的市场一体化的平均值。

工具变量的估计结果见表3。其中，第（1）（2）列为以平均坡度作为工具变量的估计结果，第（3）（4）列为以市场一体化的离差三次幂为工具变量的估计结果。结果显示，第一阶段回归中，两种工具变量的系数均在1%的水平下显著，说明选取的工具变量与核心解释变量高度相关。KleibergenPaaprkLM统计量分别为1808.92和1509.92，均拒绝了工具变量识别不足的假设。CraggDonaldWaldF统计量分别为6443.29和6643.65，均大于StockYogoweakID在10%偏误的临界值（16.38），说明不存在弱工具变量问题。两种工具变量的第二阶段回归中，市场一体化的系数均显著为正，说明在缓解了内生性问题之后，本文假设1的观点仍然成立，进一步验证了本文基准回归结果的稳健性。

2.排除极端值的干扰

虽然在基准回归中已对关键变量进行前后1%的缩尾处理，但是为了进一步避免变量异常值带来的计量误差，本文对被解释变量进行前后5%截尾处理之后，再进行稳健性检验，结果见表4。

3.考虑垄断行业的影响

本文的观测样本包含了一些垄断行业的企业，由于垄断行业企业市场势力较强，市场一体化很难增加这些行业的竞争程度，因此本文借鉴任重等[27]的研究文将采矿业，电力、热力、燃气及水生产和供应业，交通运输、仓储和邮政业，水利环境和公共设施管理业等行业的企业作为典型的垄断行业企业从观测样本剔除，进行稳健性检验。，将一些垄断行业的企业剔除之后进行稳健性检验。

4.变换核心变量

为了缓解核心变量测度误差带来的计量偏误，本文分别变换被解释变量和核心解释变量，进行稳健性检验。首先，利用支付给职工以及为职工支付的现金与营业总收入之比作为被解释变量的替代指标进行稳健性检验。表4第（3）列报告了替换被解释变量的稳健性检验结果。其次，本文的核心解释变量是由市场分割指数测度的市场一体化指数，为了保证结果的可靠性，采用各省份的市场化指数作为市场一体化的替代变量进行稳健性检验。表4第（4）列报告了替换核心解释变量的稳健性检验结果。

5.排除重大事件干扰

本文的观测值时间跨度内包括了2008年金融危机、2015年股价崩盘以及新冠病毒感染疫情。金融危机和股价崩盘对于上市企业的财务情况和投资意愿都有重要影响，而新冠病毒感染疫情影响了地区之间的经济交流。为排除上述重大事件对结果的干扰，本文剔除了2008—2009年、2015年和2020—2021年的样本，对基准回归进行稳健性检验。表4第（5）列报告了排除重大事件干扰的稳健性检验结果。

上述回归结果与基准回归结果基本一致，证明了本文结论的稳健性。

（三）机制检验

根据前文的分析，市场一体化对企业劳动收入份额的提升作用是通过三种机制实现的，即规模扩张机制、市场竞争机制和有偏技术进步机制。为了验证上述三种机制的真实性，本文建立如下中介效应模型：

Medijkt=β1+β2Intkt+β3Xijkt+ωj+δk+γt+μijkt（3）

Lsijkt=θ1+θ2Intkt+θ3Medijkt+θ4Xijkt+ωj+δk+γt+μijkt（4）

其中，Medijkt代表中介变量。本文中介效应的检验过程如下：首先，检验市场一体化能否对中介变量产生影响，即检验式（3）中的β2是否显著；其次，将中介变量代入式（1）中得到式（4），检验系数θ2和θ3的显著性，若β2、θ3均显著而θ2不显著，则存在完全中介效应；若θ2显著且小于α2，则存在部分中介效应，否则中介效应不存在；最后，检验β2×θ3的符号与θ2的符号是否一致，若一致则为中介效应，否则为遮掩效应。

1.规模扩张机制

市场一体化程度的提高促使企业扩大生产和经营的规模，开展区域间的贸易活动。一方面，企业的人员雇佣规模会快速扩张；另一方面，企业销售费用也会快速增加销售费用指企业商品销售过程中发生的费用，主要包括运输费、装卸费、包装费、保险费、展览费和广告费等。在企业进行区域间贸易活动的过程中，不仅商品的运输费、装卸费等运输过程中产生的费用会增加，而且由于开拓市场的需要，展览费和广告费也会增长，因此采用销售费用增长率作为企业规模扩张效应的衡量指标具有合理性。。因此，本文采用企业雇佣规模增长率和销售费用增长率两个指标衡量规模扩张效应。

规模扩张机制的检验结果如表5所示。第（2）（4）列显示，市场一体化显著促进了企业雇佣规模增长率和销售费用增长率的增加，即市场一体化对企业规模的扩张起到显著的促进作用。第（3）（5）列显示市场一体化的系数显著为正且小于基准回归中的系数，雇佣规模增长率和销售费用增长率的系数均显著，说明存在部分中介效应，市场一体化促进了企业规模扩张和跨区贸易，有利于劳动收入份额的提高，验证了本文的假设1a。需要注意的是，第（5）列中销售费用增长率的系数为负，说明销售费用增长率存在遮掩效应，原因是市场一体化促进了企业的规模扩张，但是与之伴随而来的销售费用快速增长增加了企业的成本负担，对劳动收入份额形成挤出作用。

2.市场竞争机制

市场一体化为外地企业进入本地市场提供渠道，在一定程度上增加了本地市场的竞争程度。现有研究多采用市场集中度作为衡量市场竞争程度的指标市场集中度一般是指行业中占有市场份额最大的若干家公司（一般是5或10家）销售额与全行业销售总额之比。，但该指标存在一定不足之处，原因是本文希望衡量的市场竞争程度是地区内的竞争情况，若该地区中某一行业的市场需求不足，企业数量较少，那么其市场集中度将会因此增加，但这并不意味着该地区该行业的竞争程度不高。在现有的衡量企业竞争程度的指标中，利润率水平比较符合本文的研究目的[28]，不管地区内同行业竞争对手的数量如何，较高的利润率都能说明企业面临的竞争水平较低。具体计算公式如下：

prit=renit－cosit/renit（5）

其中，prit表示企业i在t年的利润率，renit和cosit分别为企业i在t年的营业收入和营业成本。

同时，本文采用行业平均利润率衡量某一地区企业所在行业的整体竞争水平，具体公式如下：

iprjkt=（1/i）∑i∈j，kprit（6）

其中，iprjkt表示k省份j行业在t年的行业平均利润率。

市场竞争机制的检验结果如表6所示。第（2）（4）列显示，市场一体化显著降低了企业利润率和行业平均利润率，说明市场一体化增加了企业的市场竞争程度。第（3）（5）列的结果显示市场一体化的系数显著为正且小于基准回归中的系数，企业利润率和行业平均利润率的系数均显著为负，说明竞争程度在市场一体化对劳动收入份额的影响中起到部分中介效应，这与本文假设1b相符。

表5规模扩张机制检验结果变量（1）劳动收入份额（2）雇佣规模增长率（3）劳动收入份额（4）销售费用增长率（5）劳动收入份额雇佣规模增长率0.185***（0.007）销售费用增长率-0.008***（0.001）市场一体化0.010**0.013**0.008*0.088***0.009**（0.004）（0.005）（0.004）（0.028）（0.004）常数项18.118*30.383***12.50848.57830.487***（9.861）（8.212）（9.806）（47.267）（10.160）R20.3620.3260.3880.0490.323观测值数4176841768417684176841768注：1.***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

3.年份、行业和地区固定效应已控制，控制变量结果留存备索。3.有偏技术进步机制

市场一体化对于劳动力要素和资本要素的配置效率具有非对称影响，其对于劳动力要素的配置效率提升作用更加显著，因而加深了企业的劳动偏向性技术进步。本文借鉴Diamond[29]提出的技术进步偏向性计算方法，利用如下指标衡量有偏技术进步：

biaijkt=MPK/t/MPK－MPL/t/MPL（7）

其中，biaijkt表示k省份j行业的i企业在t年的有偏技术进步指标，MPK和MPL分别表示资本边际产出和劳动边际产出。该指标的含义是资本边际产出增长率与劳动边际产出增长率之差，若biaijkt＞0，说明资本边际产出增长率大于劳动边际产出增长率，技术进步偏向于资本；若biaijkt＜0，说明技术进步偏向于劳动；若biaijkt＝0，则为中性技术进步。

在参数估计上本文通过随机前沿模型，采用超越对数生产函数进行估计，具体如下：

lnYijkt=α0+α1t+12α2t2+α3lnKijkt+α4lnLijkt+α5t×lnKijkt+α6t×lnKijkt+12α7lnKijkt×lnLijkt+

12α8lnKijkt2+12α9lnLijkt2+μijkt－vijkt（8）

其中，lnYijkt、Kijkt和Lijkt分别表示k省份j行业的i企业在t年的产出、资本要素投入和劳动要素投入根据已有文献，企业产出用固定资产投资价格指数平减之后的企业当年营业总收入表示；资本要素投入用固定资产投资价格指数平减之后的企业当年固定资产净值表示；在劳动要素投入的衡量指标选取上，现有文献多采用劳动力人数指标，但是该指标只能衡量劳动力数量的投入，而无法衡量不同劳动力之间的质量差别。由于劳动力工资是对劳动力投入质量和数量的综合评价，因此本文采用居民消费价格指数平减之后的职工工资总额来表示劳动力要素投入。，μijkt表示随机误差项，vijkt表示技术损失误差项。通过式（7）（8），可以得出有偏技术进步的具体计算方法如下：

biaijkt=α5/MPK－α6/MPL（9）

由于市场一体化对劳动力要素和资本要素配置效率的非对称影响可能是引发有偏技术进步和提升劳动收入份额的重要因素，因此本文进一步探究市场一体化对劳动力要素和资本要素的非对称影响，并且研究劳动力要素配置效率的提升是否在市场一体化提升劳动收入份额的过程中起到中介作用。借鉴赵春明等[21]的做法，本文计算企业的要素错配指数作为要素配置效率的代理变量。计算方法如下：

Misit=MPit－MCit（10）

其中，Misit代表企业i在t年的劳动力（资本）要素错配指数，错配指数越大，要素的配置效率就越低；MP代表劳动力（资本）要素的边际产出，该指标在前文中已经测得。MC代表劳动力（资本）要素的边际成本，劳动力要素边际成本取企业平均薪酬水平作为衡量标准，资本要素边际成本取资本租金作为衡量标准，借鉴杨豪[30]的做法，本文将资本租金设定为10%。

（四）异质性检验

市场一体化对企业劳动收入份额的提升作用是通过影响企业微观经济活动来实现的，而企业的微观决策又会受到其自身特征、行业特征和地区特征的影响。因此，为了研究在不同企业、不同行业以及不同地区下，市场一体化对企业劳动收入份额影响的异质性，本文从企业层面、行业层面和地区层面对样本进行分类，分别进行异质性检验。

1.企业层面

首先，按照企业所有权性质，将样本划分为国有企业和非国有企业两个子样本，分别进行回归分析。基于企业层面异质性回归的结果见表8。第（1）（2）列的结果显示，非国有企业中市场一体化的系数显著为正，但国有企业不显著，说明市场一体化对非国有企业劳动收入份额的提升作用更加显著。一方面，相比于国有企业，非国有企业行为决策的市场驱动力更强，对于市场信号的敏感度更高。当市场一体化程度提升时，非国有企业进行经营规模扩张和要素结构调整的积极性更高。另一方面，国有企业与政府的关系更密切，具有一定的垄断性质，因此，市场一体化对国有企业的市场竞争效应可能并不明显。

2.行业层面

首先，借鉴刘丹鹭等[31]对可贸易行业的划分标准，结合行业的垄断特性在识别可贸易行业的基础上，行业的垄断性也会影响异质性检验结果的可靠性。因此，本文结合前文垄断行业的识别结果，将制造业，金融业，租赁和商务服务业，科学研究、技术服务和地质勘查业，信息传输、计算机服务和软件业，批发和零售业，住宿和餐饮业等行业划分为可贸易行业，其余行业划分为不可贸易行业。，本文将样本分为可贸易行业和不可贸易行业两个子样本，分别进行回归分析。基于行业层面的异质性回归结果见表9。第（1）（2）列的结果显示，可贸易行业企业中市场一体化的系数显著为正，但不可贸易行业企业的系数不显著，说明行业的不可贸易性限制了市场一体化对劳动收入份额的提升作用。市场一体化打通了各个地区之间的市场壁垒，有利于企业在不同地区之间进行贸易活动，进而对劳动收入份额产生影响。对于可贸易行业来说，市场一体化程度越高，在其他地区可能得到的市场份额就越高，来自其他地区的竞争者也更容易增加本地区的竞争程度，市场一体化对于企业劳动收入份额的市场规模效应和竞争效应可能就越明显。上述结论也在一定程度上验证了市场一体化促进企业跨区贸易和规模扩张，进而提升劳动收入份额的作用机制。

其次，通过资本劳动比这一指标对不同要素密集型行业进行划分，将资本劳动比在均值以上的行业定义为资本密集型行业，反之定义为劳动密集型行业，并分别对两类企业进行回归分析。表9第（3）（4）列的结果显示，劳动密集型行业中市场一体化的系数显著为正，而资本密集型行业的系数则不显著，说明市场一体化仅对劳动密集型行业企业的劳动收入份额有提升作用。对于劳动密集型行业来说，劳动力要素在生产要素中占据较大份额，市场一体化程度的提高对于企业生产要素需求的影响会更多地体现在对劳动力需求的影响上，因此市场一体化对劳动密集型行业企业劳动收入份额的影响更加显著。

首先，本文将样本划分为东部地区和中西部地区两个子样本，分别进行回归分析。基于地区层面的异质性回归结果见表10。第（1）（2）列的结果显示，东部地区样本的市场一体化系数显著为正，而中西部地区的系数不显著，说明相对于中西部地区，东部地区市场一体化程度的加深更能提高企业劳动收入份额。东部地区经济水平最为发达，地势地貌相对平坦，交通基础设施健全，因此，在东部地区，市场一体化程度的提高更有利于促进企业贸易成本的降低，对企业劳动收入份额的影响更加显著。而中西部地区由于地势地貌相对复杂，人口相对稀少，企业的贸易成本更高，而在本文中，市场一体化的衡量指标是采用相对价格法进行测算的，中西部地区消费品价格的差异很可能不完全是由企业贸易成本导致的，其中也许包含了政府调控的因素，因此在中西部地区，市场一体化无法对企业劳动收入份额产生显著影响。

其次，市场一体化对于不同经济发展水平地区的影响可能是非对称的。在市场一体化程度提高的情况下，企业更加倾向于向周边经济发达地区拓展市场，从而形成一种地区贸易的虹吸效应。因此，在区域内相对发达的地区，市场一体化对劳动收入份额的市场规模效应和竞争效应可能更加显著。考虑到这种虹吸效应可能在临近省份表现最明显，本文通过如下方法区分发达地区和落后地区：计算与某一省份相邻的所有省份的加权平均人均GDP，与该省份人均GDP相比较，高于邻近省份则为发达地区，否则为落后地区，并分别对这两类地区的样本进行回归分析。表10第（3）（4）列的结果显示，发达地区样本的市场一体化系数显著为正，而落后地区的系数不显著，说明在虹吸效应下，发达地区更容易吸引外地企业的投资和竞争，这对于本地企业劳动收入份额的提升有着显著的正向作用，而落后地区由于不具备足够吸引力，难以通过市场竞争机制提升本地企业劳动收入份额，因此市场一体化对劳动收入份额的影响并不明显。

五、结论与启示

提升劳动收入份额是缩小收入差距、促进共同富裕的重要环节，也是释放消费潜力、构建双循环新发展格局的基本要求。因此，在加快构建新发展格局的背景下，讨论市场一体化对劳动收入份额的影响具有重要的理论和实践意义。本文利用2004—2021年沪深两市A股上市公司数据，实证研究市场一体化对企业劳动收入份额的影响及其机制，主要得到三方面结论。第一，市场一体化对企业劳动收入份额有着显著的促进作用，在经过一系列稳健性检验之后，上述结论依然成立。第二，规模扩张、市场竞争和有偏技术进步在市场一体化促进劳动收入份额提升的过程中起到中介作用。第三，在不同企业、不同行业、不同地区之间，市场一体化对劳动收入份额的影响存在异质性，具体地，相比于国有企业和无跨省子公司的企业，市场一体化对非国有企业和有跨省子公司企业的劳动收入份额促进作用更显著；相比于不可贸易行业和资本密集型行业，可贸易行业和劳动密集型行业中市场一体化提升劳动收入份额的作用更显著；相比于中西部地区和欠发达地区，东部地区和发达地区中市场一体化提升劳动收入份额的作用更显著。基于上述结论，本文提出以下政策建议：

第一，深化市场一体化改革，持续推进全国统一大市场建设进程。市场一体化有利于中国发挥超大规模市场优势，进而提高劳动要素报酬，促进共同富裕。因此，有必要打破地区间要素和商品的流动壁垒，消除地方保护主义，建立起规则统一、竞争有序的全国统一大市场。具体地，要调整地方官员考核标准，摒弃以往“GDP锦标赛”式的经济发展模式，引导地方政府合理竞争。进一步完善交通基础设施建设，深化户籍制度改革，建立现代化商品贸易流通体系，促进商品和要素自由流动。

第二，建立公平开放透明的市场规则，促进企业公平竞争。竞争有序的市场环境有利于避免由垄断导致的要素收入分配扭曲，对于收入分配格局的优化有重要意义。基于竞争中性的原则，不断完善反垄断法的相关法律规制，积极推进公平竞争审查制度的施行，营造良好的市场竞争环境。加快推进国有企业改革，不断优化营商环境，鼓励民营企业发展，激发各类市场主体创新活力。

第三，充分考虑全国统一大市场建设中区域发展不协调问题。在不同经济发展水平下，市场一体化对企业劳动收入份额的影响是非对称的，发达地区更易于通过市场一体化建设促进劳动收入份额提升，因此，在全国统一大市场建设过程中，要更加关注欠发达地区的收入分配问题。具体来说，加大西部地区基础设施建设力度，破除西部地区要素和商品流动的地理障碍，鼓励欠发达地区依托本地资源禀赋，探索差异化发展策略，缓解周边发达地区在企业投资等方面的“虹吸效应”。

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编辑：张静，高原