共同機構所有權與企業勞動收入份額＊

杜 勇，孫 帆，譚麗麗，黃小勇

（西南大學 經濟管理學院，重慶 400715）

一、引言

習近平總書記指出，“現在，已經到了扎實推動共同富裕的歷史階段”。黨的二十大報告將完善分配制度、提高勞動報酬比重作為逐步實現共同富裕的重要內容，指出“分配制度是促進共同富裕的基礎性制度”，“提高勞動報酬在初次分配中的比重”。因此，提升勞動收入份額是中國經濟未來調控的重要目標，對收入分配公平性具有重要作用（肖土盛等，2022）。根據Kaldor（1957）揭示的經濟增長特征，勞動收入在國民收入中的占比應保持不變，即“Kaldor事實”。而大量研究表明，中國經濟的高速發展并未帶動勞動收入份額的增長，勞動收入份額變動與GDP增長率并不同步。1995 年以來，中國勞動收入份額持續下降，盡管2011 年開始反彈，但仍在低位徘徊（陳宇峰等，2013；鄭江淮和荊晶，2021）。企業勞動收入份額的變動趨勢與宏觀數據測算結果基本一致，只是變動幅度更加溫和（文雁兵和陸雪琴，2018；羅明津和鐵瑛，2021）。對于企業勞動收入份額變動，現有研究從技術進步偏向（陳宇峰等，2013；鄭江淮和荊晶，2021）、產品市場競爭（Autor 等，2020；文雁兵和陸雪琴，2018；肖土盛等，2023）以及人力資本結構調整（肖土盛等，2022）等方面進行了解釋。然而，現有文獻基本上將企業視為孤立的個體，忽視了企業間股權網絡，特別是資本市場中的共同機構所有權網絡對企業勞動收入份額的影響。

在證監會“超常規發展機構投資者”的思路指導下，我國機構投資者不斷壯大并開始相互合并和多元化投資，其中一個典型的事實是機構投資者持股同一行業多家企業的情況愈發普遍，使得資本市場中擁有共同機構所有權的企業數量逐漸增加（Lewellen 和Lowry，2021；杜勇等，2021）。共同機構所有權既有可能在企業間發揮合謀效應，影響產品市場競爭（Azar 等，2018，2022）；也有可能在企業間發揮協同效應，促使企業共享資源、合作共贏（He 和Huang，2017；Chen 等，2021；杜勇等，2022）。根據肖土盛等（2023）的研究，企業勞動收入份額變動包含要素市場的要素組成效應和產品市場的成本加成效應，其中要素組成效應是企業生產投入中勞動力成本的比重，成本加成效應是企業在產品市場上的定價能力。共同機構所有權的合謀效應和協同效應對企業勞動收入份額可能產生截然不同的影響。一方面，共同機構所有權的合謀效應可能提高持股企業在產品市場上的定價能力，使其獲得壟斷利潤，從而導致勞動收入份額降低；另一方面，共同機構所有權的協同效應可能帶來企業間研發創新溢出，促使企業加大自主研發投入，優化人力資本結構，從而導致帶動勞動收入份額提升。因此，共同機構所有權究竟如何影響企業勞動收入份額需要進行實證檢驗。

本文基于合謀效應和協同效應，首先從理論上分析了共同機構所有權對企業勞動收入份額變動的影響，然后利用2007—2020 年中國上市公司數據進行了實證檢驗。研究發現，共同機構所有權能夠顯著促進企業勞動收入份額提升。機制檢驗表明，共同機構所有權顯著促進了投資組合企業間的研發溢出，提高了企業研發人員占比和高學歷人才占比，優化了人力資本結構，從而帶動了企業勞動收入份額提升。拓展性討論發現，共同機構所有權提高了企業技術人員占比，降低了生產工人占比，對其他員工的影響不顯著。這進一步支持了協同效應的理論邏輯，并基于行業競爭視角排除了合謀效應。此外，共同機構所有權對企業勞動收入份額的提升作用在共同機構投資者控股企業和技術密集型行業中更加顯著。

本文的研究貢獻主要表現在以下三個方面：第一，以企業間共同機構協同的全新視角研究了勞動收入份額的影響因素。盡管許多文獻同樣以自主研發投入和人力資本結構優化作為影響機制，對企業勞動收入份額進行了研究（江軒宇和林莉，2022；肖土盛等，2022），但基本上將企業視為行業中孤立的個體，探討的是企業“單打獨斗”式自主創新如何提升企業勞動收入份額。本文基于共同機構協同視角，探討了企業“報團取暖”式研發溢出在優化人力資本結構和提升企業勞動收入份額方面的作用，拓展了企業勞動收入份額影響因素的相關文獻。第二，本文將共同機構所有權的研究拓展至勞動力市場。關于共同機構所有權的現有文獻重點落腳于產品市場競爭（He 和Huang，2017；Azar 等，2018）和公司治理完善（He 等，2019；Park 等，2019；周冬華和黃沁雪，2021），而忽視了共同機構所有權對企業員工的影響。員工是企業的利益相關者，員工收入是企業收入分配的重要內容。若忽視了這個鏈條，則難以全面考察共同機構所有權對企業產生的影響。因此，本文以勞動收入份額為視角，將共同機構所有權的研究拓展至勞動力市場，對現有文獻進行了有益補充。第三，本文從收入分配視角為當前中國對共同機構所有權的監管提供了新的經驗證據。大量研究表明，共同機構所有權既有可能產生合謀效應而影響市場公平競爭（Azar 等，2018；雷雷等，2023），也有可能產生協同效應而優化企業資源配置（Li 等，2023；杜勇等，2022）。共同機構所有權究竟發揮何種效應，現有文獻尚未形成一致意見。本文考察了這兩種效應對企業收入分配的影響，為當前中國對共同機構所有權的監管提供了新的依據。

二、理論分析

本文通過構建古諾競爭模型，分析共同機構所有權對企業勞動收入份額的影響機理。本文首先分析企業勞動收入份額的影響因素，設置常數替代彈性（CES）函數如下：

其中，A表示生產技術，L表示企業勞動要素投入，α表示勞動要素產出彈性，K表示資本要素投入，β表示資本要素產出彈性，ρ=(σ-1)/σ，σ表示資本和勞動之間的替代彈性。根據肖土盛等（2023）對企業勞動收入份額的分解可得：

其中，w為工資率，P為市場價格，TC為企業總生產成本，c為邊際成本。由式（2）可知，企業勞動收入份額變動包含要素市場的要素組成效應（wL/TC）和產品市場的成本加成效應（1/m），要素組成效應是企業生產投入中勞動力成本的比重，成本加成效應是企業在產品市場上的定價能力（肖土盛等，2023）。因此，壟斷利潤和勞動偏向性技術是影響中國勞動收入份額變動的關鍵因素（陳宇峰等，2013）。Hansen 和Lott（1996）證明，與一般投資者相比，共同機構所有權的投資目標不是單個企業的價值最大化，而是投資組合的價值最大化。在追求投資組合價值最大化的過程中，一方面，共同機構所有權可能發揮合謀效應，在企業間產生反競爭效應，從而影響企業在產品市場上的定價能力以獲得壟斷利潤（Azar 等，2018，2022）；另一方面，共同機構所有權可能發揮協同效應，促進企業合作共享，影響企業投資決策（López 和Vives，2019；杜勇等，2022），從而影響企業的勞動力配置。無論是產品市場定價能力還是要素市場勞動力配置的影響，均會作用于企業勞動收入份額。本文接下來對共同機構所有權的合謀效應和協同效應展開分析。

（一）共同機構所有權的合謀效應分析

假設一個行業中存在n（n>2）家企業提供同質的產品或服務，邊際成本相同（c），沒有固定成本。企業之間進行產量競爭，即各企業根據同行業其他企業的產出決策決定自身產量，雙方為追求利潤最大化而博弈。在沒有共同機構所有權的情況下，市場需求函數為：

利潤函數為：

每一家企業追求利潤最大化達到古諾均衡，此時有 ?πi/?qi=0，由此可得：

由于企業是同質的，均衡時可得：

均衡價格為：

根據O’Brien 和Salop（2000）構建的共同機構所有權模型，每家共同機構投資者以投資組合利潤最大化為目標，每家企業經理人的目標是最大化股東的投資組合利潤加權平均值。假設有I個投資者，vki為投資者k所享有的企業i的所有權份額，企業i的經理人最大化共同機構投資者的投資組合利潤加權平均值（即企業i的目標函數）。其中，λij=∑k vkivkj/∑k v2ki，反映了企業i的目標函數中企業j的利潤相對于企業i自身利潤的權重，即企業i中共同機構所有權程度。由于存在共同機構所有權，企業i會將企業j的一部分利潤“內部化”（López 和Vives，2019）。λ=0 是一個獨立公司利潤最大化問題，λ=1則是一個完全合并問題。①λ的具體表達式參見López 和Vives（2019）的研究。企業i的目標函數可以表示為：

結合式（4），式（9）可以進一步表示為：

根據古諾均衡利潤最大化條件 ?φi/?qi=0，存在共同機構所有權時均衡產量和均衡價格分別為：

假設1a：共同機構所有權會降低企業勞動收入份額。

（二）共同機構所有權的協同效應分析

最近的文獻指出，共同機構所有權通過持股有限企業，可能扭曲行業定價機制（Lewellen 和Lowry，2021）。因此，共同機構所有權可能更多通過影響企業投資決策來實現投資組合價值最大化（Kostovetsky 和Manconi，2020；Li 等，2023；杜勇等，2022）。投資是創造股東財富和企業價值的重要路徑（潘越等，2020），特別是研發投資，它不僅是企業持續獲得競爭力的源泉，也是共同機構投資者實現投資組合價值最大化的重要來源（李世剛等，2022）。由于自主研發活動具有投資難度大、周期長、不確定性高等特征，單個企業依靠自身力量通常難以高效突破關鍵核心技術（魯若愚等，2021）。而共同機構所有者為實現投資組合價值最大化目標，有動機通過建立戰略聯盟來實現研發資源共享和研發信息傳遞（He 和Huang，2017），從而促進企業間的研發合作，實現研發溢出，提升研發效率（Geng 等，2015；Li 等，2023）。其原因在于，同行業企業在技術和工藝上具有相似性，各自擁有不同的互補性研發資源（Geng 等，2015），因此，企業間相互合作對自主研發具有重要影響，能夠改變單個企業“閉門造車”式和“單打獨斗”式技術創新方式，實現“報團取暖”式協同創新，從而通過研發溢出促進企業自主研發投資（López 和Vives，2019；Kostovetsky 和Manconi，2020）?；诖?，本文在上述古諾競爭模型框架下引入自主研發創新，此時企業i的邊際成本為：

其中，xi表示企業i自身的研發創新投入，xj表示其他企業的研發創新投入，δ表示研發溢出系數。式（13）表明，企業自身的研發投入和其他企業研發投入產生的溢出效應均能降低生產成本。此時，利潤函數為：

根據最優一階條件 ?φi/?qi=0 和 ?φi/?xi=0可得：

求解可得：

式（18）和式（19）聯立并考慮對稱均衡解可得：

由?x?/?λ>0可得：①受篇幅限制，文中未列示計算過程，如有需要可向作者索取。

由式（20）和式（21）可知，共同機構所有權（λ）促進持股企業研發投入（x?）的關鍵在于投資組合研發溢出效應（δ）的大小。換言之，共同機構所有權發揮協同效應促進企業間相互學習和分享帶來的研發創新溢出越大，其越有可能促進持股企業的研發投入，本文稱之為“投資組合研發溢出效應”。本文接下來考察自主研發對企業勞動收入份額的影響。企業面臨如下決策問題：

2)當x=0.4時，加權SHNN-CAD分析出全部SST，而標準SHNN-CAD分析出7個SST回波，因此加權SHNN-CAD對SST具有更好的回波檢測效果，成功解決了標準SHNN-CAD對SST回波檢測率低的問題。

其中，r為利率。由最優一階條件可得：

由式（23）和式（24）可得：

由式（23）、式（24）和式（25）可得資本和勞動的相對份額：

根據陳宇峰等（2013）的研究，勞動產出彈性α和資本產出彈性β為技術偏向系數，α增大則技術變動是勞動偏向型的（自主研發創新），β增大則技術變動是資本偏向型的（引進技術）。因此，根據陳宇峰等（2013）以及鄭江淮和荊晶（2021）的研究，由式（26）可得，生產成本中要素份額與技術偏向參數α和β有關。如果技術是勞動偏向型的（α增大），那么生產成本中勞動份額會增大，由式（2）可知，企業勞動收入份額（LS）提升；如果技術是資本偏向型的（β增大），那么生產成本中資本份額會增大，企業勞動收入份額（LS）降低。因此，增大自主研發投入可以提升企業勞動收入份額（陳宇峰等，2013；鄭江淮和荊晶，2021）。而大量研究表明，企業自主研發提升勞動收入份額的機理是優化人力資本結構（王林輝等，2015；鄭江淮和荊晶，2021；江軒宇和林莉，2022；肖土盛等，2022）。其原因在于，一方面，在研發階段，企業自主研發投入增加會提高對研發人員和高級管理人員等高技能和高學歷勞動的需求量和依賴度（江軒宇和林莉，2022），而高技能和高學歷人才往往具有較高的議價能力和工資水平（肖土盛等，2022）。另一方面，技術創新在創造出新的生產力、生產方式和商業模式的同時，也伴隨對舊的生產力、生產方式和商業模式的“破壞”。因此，技術創新在催生新工藝和新業態、取代落后工藝和傳統業態的過程中，也會產生高技能勞動力對低技能勞動力的擠出，從而優化企業人力資本結構，提升勞動收入份額（肖土盛等，2022；江軒宇等，2023）。本文稱之為“人力資本結構優化效應”。綜上所述，共同機構所有權可以通過推動投資組合企業間的研發溢出，促進研發投資，提高企業對高技能和高學歷勞動力的需求量和依賴度，增強勞動議價能力，從而帶動企業勞動收入份額提升?；谏鲜龇治?，本文提出以下假設：

假設1b：共同機構所有權會提升企業勞動收入份額。

三、研究設計

（一）數據來源

本文選取2007—2020 年中國上市公司為初始樣本，共同機構所有權數據根據CSMAR 季度數據計算得到，其他數據均來自CSMAR 數據庫。本文對數據做了以下處理：（1）剔除數據缺失樣本；（2）剔除金融行業樣本；（3）刪除機構投資者持股比例在5%以下的上市公司，本文僅包含擁有共同機構投資者的樣本和雖沒有共同機構投資者但有持股比例超過5%的非共同機構投資者的樣本。經過上述處理后，本文最終得到14 908 個觀測值。為了避免極端值的影響，本文對所有連續變量進行了上下1%的Winsorize縮尾處理。

（二）變量定義

1.企業勞動收入份額。借鑒近年研究的做法（羅明津和鐵瑛，2021；肖土盛等，2022，2023；江軒宇和林莉，2022；江軒宇等，2023），本文將勞動收入占比（LS）定義為員工薪酬支付除以企業增加值，并對其進行對數化處理Share=ln（LS/（1－LS）），本文同時使用Share和LS作為被解釋變量。其中，員工薪酬支付等于現金流量表中“支付給職工以及為職工支付的現金”列報的金額，企業增加值=營業收入－營業成本+員工薪酬支付+固定資產折舊。

2.共同機構所有權。借鑒現有文獻（He 和Huang，2017；Chen 等，2021；杜勇等，2021），本文構建共同機構所有權聯結程度指標（CIO），反映上市公司當年共擁有幾家共同機構投資者，并加1 后取自然對數。共同機構投資者指在一家上市公司持股比例不低于5%的機構投資者，其同時持有同行業其他上市公司不低于5%的股份。共同機構所有權聯結程度指標（CIO）為基于季度計算的年度數據，如果上市公司在任何一個季度被共同機構投資者持股，則認為其在該年度存在共同機構所有權，年度共同機構所有權聯結程度指標為季度數據的均值。為了保證結論可靠，本文同時以年度數據來測度共同機構所有權（CIO_year）進行穩健性檢驗。

3.控制變量。參照杜勇等（2021）以及羅明津和鐵瑛（2021）的研究，本文控制了可能影響企業勞動收入份額和干擾共同機構所有權的企業特征，具體包括機構投資者持股比例（Institution）、企業規模（Size）、資產負債率（Leverage）、資本勞動比（CL）、營業凈利率（Flowr）、股權集中度（Toptenrate）以及第一大股東持股（Top1）。同時，本文還控制了年度和行業固定效應。

（三）模型設定

其中，Shareit和LSit表示企業勞動收入份額，CIOit表示共同機構所有權聯結程度。CIOit為核心解釋變量，如果β1顯著為正，則表明共同機構所有權可以提高企業勞動收入份額；反之，則會降低勞動收入份額。CVsit為控制變量，Yeart和Industryj分別為年度和行業固定效應，εit為殘差項。

（四）描述性統計

主要變量的描述性統計結果顯示，勞動收入在企業增加值中占比的均值為28.1%，與羅明津和鐵瑛（2021）的統計結果基本相同，最小值為5%，最大值為95.8%，標準差為13.3%。這表明我國上市公司的勞動收入份額整體不高，且不同公司之間存在較大差異。共同機構所有權聯結程度的統計特征與現有文獻基本一致（杜勇等，2021）?？刂谱兞康慕y計結果均處于合理區間。

四、實證結果分析

（一）基準回歸分析

表1 報告了共同機構所有權與企業勞動收入份額的基準回歸結果。列（1）以Share作為被解釋變量，共同機構所有權的系數在1%的水平上顯著為正。列（2）以LS作為被解釋變量，共同機構所有權的系數也在1%的水平上顯著為正。這表明共同機構所有權有助于提升企業勞動收入份額，假設1b得到驗證，即共同機構所有權發揮了協同效應。

表1 基準回歸分析

（二）內生性檢驗

1.工具變量法。共同機構所有權和勞動收入份額之間可能存在互為因果問題，即勞動收入份額高的企業擁有更好的社會聲譽，從而更可能擁有共同機構所有權。因此，本文選擇上市公司是否屬于中證500 指數（D500）作為工具變量進行檢驗。①需要說明的是，雖然滬深300 指數選擇的上市公司更具代表性，但是其標的公司以國有企業或大型企業為主，這類企業的福利待遇普遍較好，其勞動收入份額本身可能較高。一方面，中證500 指數傾向于選擇市值排名靠前、財務信息質量較高和流動性較好的上市公司，這與機構投資者的持股偏好一致，滿足相關性假設；另一方面，指數成分股的選樣標準并不是勞動收入份額，滿足外生性假設。不可識別檢驗和弱工具變量檢驗均通過，表明工具變量在統計上具有合理性。在2SLS回歸中，共同機構所有權的系數顯著為正。這說明在緩解互為因果問題后，共同機構所有權依然能夠促進企業勞動收入份額提升，本文結論較為可靠。

2.Heckman兩階段回歸。機構投資者可能存在特定的選股理念與偏好，導致更傾向于行業內某種類型的上市公司，即引起共同機構所有權較高聯結程度的一個重要原因可能是上市公司的某些良好特征，影響勞動收入份額的可能是上市公司的良好特征而非共同機構所有權。為了緩解選擇偏誤的影響，本文參照潘越等（2020）以及杜勇等（2021）的做法，采用Heckman兩階段模型進行檢驗。第一階段，將滯后一期的上述控制變量作為上市公司特征變量，并加入D500 作為排他性約束變量，由此計算逆米爾斯比（IMR）；第二階段，將IMR作為控制變量加入基準回歸模型中進行檢驗。結果顯示，IMR的系數顯著，說明的確存在選擇偏差；加入IMR這一控制變量后，共同機構所有權聯結程度的系數在1%的水平上顯著。這表明在控制選擇偏誤問題后，本文結論仍然成立。

3.多時期DID。為了緩解可能存在的遺漏變量問題，本文構建如下兩類多時期雙重差分模型進行檢驗：

其中，Treat（Treat1）表示是否發生共同機構所有權變更（“無變有”或“有變無”）的虛擬變量，定義如下：（1）“無變有”：將樣本期間內始終“沒有共同機構所有權”的樣本企業作為對照組（Treat=0），將從“沒有共同機構所有權”變為“擁有共同機構所有權”的企業作為處理組（Treat=1）；（2）“有變無”：將樣本期間內始終“擁有共同機構所有權”的樣本企業作為對照組（Treat1=0），將從“擁有共同機構所有權”變為“沒有共同機構所有權”的企業作為處理組（Treat1=1）。After（After1）表示企業的共同機構所有權“無變有”（“有變無”）的時間虛擬變量，變更前的年份取值為0，變更后的年份取值為1。結果顯示，Treat×After的系數顯著為正，表明共同機構所有權從“無”到“有”時，企業勞動收入份額顯著提升。Treat1×After1 的系數顯著為負，表明共同機構所有權從“有”到“無”時，企業勞動收入份額顯著降低。多時期DID模型的檢驗結果支持了本文研究結論。

4.傾向得分匹配法。本文使用傾向得分匹配法（PSM）來進一步控制選擇偏差問題。將擁有共同機構所有權的企業作為處理組，將上述控制變量作為匹配變量，使用最近鄰匹配（1︰1）為處理組尋找特征相似的對照組。結果顯示，企業勞動收入份額的平均處理效應（ATT）在1%的水平上顯著為正。這說明與特征相似的對照組（沒有共同機構所有權的樣本）相比，處理組（擁有共同機構所有權的樣本）的勞動收入份額顯著要高。進一步地，將匹配后的對照組與處理組進行OLS回歸，共同機構所有權聯結程度的系數顯著，本文結論依然成立。

（三）穩健性檢驗

第一，使用T+1 期的企業勞動收入份額（FShare和FLS）替換被解釋變量；第二，更換解釋變量，包括共同機構所有權持股比例（CIO_hold）、年度數據測算的共同機構所有權（CIO_year）、季度數據未取自然對數衡量的共同機構所有權（CIO1）以及將共同機構所有權的門檻下調至3%（CIO_3%）；第三，控制企業層面固定效應替換行業層面固定效應；第四，僅保留有共同機構所有權的樣本進行檢驗；第五，選擇2011 年以前的樣本，避免受到技術進步偏向的影響。穩健性檢驗結果依然支持本文結論。

五、機制檢驗

（一）投資組合研發溢出效應檢驗

為了識別同群企業間的溢出效應，Manski（1993）提出以同群企業特征的均值來檢驗對焦點企業的影響。然而，與行業溢出效應和地區溢出效應不同，在共同機構所有權投資組合中，由于各個同群企業對焦點企業的影響大小存在差異，如果簡單使用均值來識別投資組合企業間的溢出效應，則可能會產生偏差。本文利用圖1 和圖2 進行詳細解釋。如圖1 所示，由于焦點企業與同群企業A和同群企業B均有且僅有1 家共同機構投資者，同群企業A和同群企業B的權重均為1。但現實中，圖2 展示的投資組合情形更為常見，即焦點企業與同群企業B之間會通過兩家及以上的共同機構投資者產生關聯。此時，同群企業B的權重為2，同群企業A的權重為1。因此，在共同機構所有權投資組合中，通過計算權重來檢驗投資組合企業間的研發溢出效應更加合理。此外，考慮到持股比例不同，影響程度可能不同，本文同時使用共同機構投資者對投資組合企業的持股比例來計算權重。

圖1 投資組合情形一

圖2 投資組合情形二

參照杜勇等（2023）的研究，指標的計算公式如下：

其中，RDjt表示第t年投資組合j中除焦點企業外其他企業的研發投入，以研發投入在營業收入中的占比來衡量。Nijt表示第t年投資組合j中其他企業對焦點企業i的影響權重。RD_peerijt表示第t年投資組合j中其他企業的研發投入對焦點企業i的溢出效應，分別以共同機構投資者數量（在圖2 中，NB=2，NA=1）和共同機構投資者持股比例為權重計算得到RD_peer和RD_peer1。

參照權小鋒和李闖（2022）的方法，本文通過直接檢驗和分組檢驗來驗證共同機構所有權通過研發投入作用于企業勞動收入份額，結果見表2。列（1）結果表明，共同機構所有權顯著促進了企業研發投入。列（2）至列（5）以研發投入的中位數進行分組，組間系數差異顯著。這說明共同機構所有權確實通過促進企業自主研發，帶動了勞動收入份額提升。

表2 研發投入的機制檢驗

為了區別于企業自主研發的其他驅動機制，本文進一步識別了共同機構所有權投資組合企業間的研發溢出，結果見表3。列（1）至列（3）使用以共同機構投資者數量為權重計算得到的研發溢出指標（RD_peer）進行檢驗，列（4）至列（6）使用以共同機構投資者持股比例為權重計算得到的研發溢出指標（RD_peer1）進行檢驗。列（1）和列（4）結果表明，共同機構所有權投資組合的研發溢出效應是存在的，即投資組合中其他企業的研發投入（RD_peer和RD_peer1）顯著促進了焦點企業的研發投入（RD）。列（2）和列（3）以及列（5）和列（6）結果表明，投資組合中其他企業的研發投入（RD_peer和RD_peer1）顯著提升了焦點企業的勞動收入份額。這說明共同機構所有權推動了投資組合企業間的研發合作和信息共享，產生了研發溢出，促進了企業自主研發，從而帶動了焦點企業勞動收入份額提升。

表3 研發投入的溢出效應檢驗

（二）人力資本結構優化效應檢驗

本文從高學歷人員數量、研發人員數量和人力資本結構三個方面進行檢驗。①研發人員數量和人力資本結構的檢驗結果與高學歷人員數量的結果一致，受篇幅限制，文中未列示這兩項檢驗結果，如有需要可向作者索取。人力資本結構定義為高學歷勞動者與低學歷勞動者的比值。借鑒李逸飛等（2023）的研究，本文將大專及以上人員定義為高學歷人員，除以企業員工總人數來衡量企業高學歷人員情況。與上文的機制檢驗一致，本文同時使用直接檢驗和分組檢驗進行分析，以高學歷人員占比的中位數進行分組。表4 中列（1）結果表明，共同機構所有權顯著提升了企業的高學歷人員占比；列（2）至列（5）結果表明，共同機構所有權通過增加高學歷人員數量，提升了企業勞動收入份額。

表4 高學歷人員數量的機制檢驗

六、拓展性討論

（一）進一步討論

1.共同機構所有權對不同類型員工的影響。根據本文的理論框架，如果共同機構所有權可以通過發揮協同效應，優化人力資本結構，從而帶動企業勞動收入份額提升，那么共同機構所有權對不同類型的員工應產生不同的影響。借鑒肖土盛等（2022）的研究，本文將企業員工細分為生產員工（SC）、技術員工（JS）以及其他員工（QT），并計算不同類型員工數量占員工總人數的比例，檢驗共同機構所有權對不同類型員工的影響。表5 中列（1）至列（3）結果表明，共同機構所有權顯著降低了生產員工占比，提升了技術員工占比，對其他員工的影響不顯著。這與肖土盛等（2022）得到的優化人力資本結構來提升企業勞動收入份額的研究結論一致，進一步佐證了共同機構所有權的協同效應。

表5 協同效應和合謀效應的進一步討論

2.排除合謀效應檢驗。根據潘越等（2020）以及杜勇等（2021）的研究，如果共同機構所有權反競爭的合謀效應存在，那么合謀效應的大小必然會受到行業競爭程度（行業集中度）的影響。本文以赫芬達爾指數（HHI）來衡量行業集中度，設置虛擬變量DHHI。如果HHI小于中位數，則DHHI取值為1，表明行業集中度較低；如果HHI大于中位數，則DHHI取值為0，表明行業集中度較高。本文將CIO×DHHI和DHHI加入基準回歸模型中進行檢驗。表5 中列（4）和列（5）結果顯示，CIO×DHHI的系數為負，但不顯著。其系數為負與邏輯相符，因為共同機構所有權持股行業較為集中的幾家企業，確實可能導致合謀效應。Azar 等（2018，2022）發現，在銀行業和航空業中共同機構所有權存在反競爭效應。但這一結果不顯著，說明對于企業勞動收入份額，共同機構所有權主要發揮了協同效應。

（二）異質性分析

1.共同機構投資者的異質性分析。根據本文邏輯，如果共同機構所有權通過協同效應提升企業勞動收入份額，那么一個合理預期是，共同機構投資者的持股目的和周期不同，對企業勞動收入份額的影響應有所不同。本文考慮共同機構投資者是否對企業控股。如果共同機構控股企業，那么其在持股目的上更可能促進企業間合作，在持股周期上更可能長期持有。本文設置虛擬變量DControl，如果共同機構投資者對投資組合中的某家企業控股，則DControl取值為1；如果共同機構投資者不存在控股情況，則DControl取值為0。本文將CIO×DControl和DControl加入基準回歸模型中進行檢驗。表6 中列（1）和列（2）結果顯示，CIO×DControl的系數在1%的水平上顯著為正，說明共同機構投資者控股更可能發揮協同效應，帶動企業勞動收入份額提升。

表6 異質性分析

2.行業要素密集度的異質性分析。不同行業的要素密集度不同，對技術創新的依賴和應用存在顯著差別。一般而言，技術密集型行業對技術創新的依賴程度更高，企業間技術創新更有可能溢出。因此，共同機構所有權的研發溢出效應在技術密集型行業中應更加顯著。根據董屹宇和郭澤光（2021）對行業要素密集度的聚類分析分類結果，本文將樣本分為技術密集型和非技術密集型。其中，技術密集型行業包括信息傳輸、軟件和信息技術服務業，科學研究和技術服務業，電子，機械、設備、儀表，醫藥、生物制品，建筑業；其他行業為非技術密集型行業。本文設置虛擬變量DSkill，如果樣本公司屬于技術密集型行業，則DSkill取值為1，否則取值為0。本文將CIO×DSkill和DSkill加入基準回歸模型中進行檢驗。表6 中列（3）和列（4）結果顯示，CIO×DSkill的系數在1%的水平上顯著為正，說明在技術密集型行業中，共同機構所有權更能發揮協同效應，提升企業勞動收入份額。

七、研究結論與政策建議

資本市場中共同機構所有權日益活躍，其協同效應和合謀效應如何影響企業收入分配？本文基于2007—2020 年中國上市公司數據，探討了共同機構所有權對企業勞動收入份額變動的影響及其機制。研究發現，共同機構所有權通過促進投資組合企業間的研發溢出，提升了企業研發人員占比和高學歷人才占比，優化了人力資本結構，從而帶動了企業勞動收入份額提升。本文還發現，共同機構所有權的協同效應提升了企業技術人員占比，降低了生產工人占比，對其他員工的影響不顯著，進一步支持了協同效應的理論邏輯，且基于行業競爭視角排除了合謀效應。異質性分析發現，共同機構所有權對企業勞動收入份額的提升作用在共同機構投資者控股企業和技術密集型行業中更加顯著。

基于上述研究結論，本文提出以下政策建議：第一，要充分認識到產業內企業間協同對于勞動收入分配格局的重要意義。本文發現，共同機構所有權可以通過同行業企業間“報團取暖”式研發創新來提升企業勞動收入份額。這不僅有助于突破“卡脖子”技術，還有助于優化人力資本結構，提升企業勞動收入份額。因此，政府部門應鼓勵資本市場上共同機構所有權的形成和聯結程度的提高，并充分利用共同機構所有權的協同價值，特別是技術密集型行業，在促進上市公司技術進步和高質量發展的同時，帶動企業勞動份額提升。第二，需持續關注集中度較高行業中共同機構所有權的合謀效應對公平競爭的影響。本文排除了共同機構所有權的合謀效應，但其在集中度較高的行業中作用更強。理論上，在集中度較高的行業中，共同機構所有權通過持股有限企業可能影響企業產品的市場定價。因此，監管部門需持續關注集中度較高行業中共同機構所有權的影響，以防止壟斷對公平競爭的干擾和消費者福利的影響。第三，上市公司在引入共同機構所有權時要“因地制宜”，切不可盲目引入。本文發現，共同機構所有權對勞動收入份額的協同效應更多體現在技術密集型行業中，對于要素密集度不同的上市公司，共同機構所有權發揮的作用表現出顯著差異。因此，上市公司要根據自身實際情況，有針對性地引入共同機構所有權。

* 感謝匿名審稿專家的寶貴意見，特別感謝黃天鑒在文章修改中的幫助，文責自負。