节制资本、 劳动力配置与企业内部收入不平等———基于反垄断执法机构改革的证据
节制资本、 劳动力配置与企业内部收入不平等∗
——— 基 于 反 垄 断 执 法 机 构 改 革 的 证 据
彭 飞 王 玲 王胜男 周世彪 吴华清
摘 要: 新时代背景下ꎬ 规范和引导资本健康发展对于优化国民收入分配格局具有 重要意义ꎮ 本文以 2018 年反垄断执法机构改革为准自然实验ꎬ 采用双重差分模型研究了 节制资本对企业内部收入不平等的影响ꎮ 结果显示ꎬ 节制资本改革充实了反垄断监管力 量ꎬ 加强了反垄断执法力度ꎬ 对企业内部收入不平等具有显著改善效应ꎬ 相当于在改革 前的平均水平上下降了 10 76%ꎮ 机制检验证实ꎬ 为了应对反垄断执法对资本的严格规 制ꎬ 企业主动优化了劳动力配置结构并提高了劳动力配置效率ꎬ 进而缩小了内部收入差 距ꎮ 异质性分析发现ꎬ 在市场分割程度较高的地区和非国有企业ꎬ 以及企业内部收入不 平等程度较大的企业ꎬ 节制资本的收入再分配效应尤为突出ꎮ
关键词: 节制资本 收入不平等 劳动力配置 反垄断执法 中图分类号: F275 4 F244 JEL 分类号: D33 K21 L41
一、引 言
20 世纪 80 年代以来ꎬ 全球收入不平等呈加速恶化趋势ꎬ 已成为世界各国面临的普遍 难题ꎮ 2021 年 12 月ꎬ 巴黎经济学院下属的世界不平等实验室 ( World Inequality Lab) 发 布的 «2022 年世界不平等报告» ( World Inequality Report 2022) 显示ꎬ 全球最富有的 10%人群拥有全球 76%的财富份额ꎬ 而底层的 50%人群所占财富比重不超过 2%ꎬ 全球贫 富差距愈发严重ꎮ 随着我国市场经济的快速发展ꎬ 财富收入比大幅提升ꎬ 但财富分配不 平等程度仍在高位徘徊ꎮ 统计数据显示ꎬ 我国基尼系数自 2016 年以来一直稳定在 0 465 以上水平1ꎬ 远高于发达国家平均水平及国际 “警戒线”ꎮ 从初次分配结构来看ꎬ 政府部 门的收入份额从 2000 年的 13 1%波动增加至 2018 年的 14 2%ꎬ 企业部门收入份额从 19 7%增加至 25 6%ꎬ 而居民部门收入份额则从 67 2%下降至 60 2%ꎮ 长期低水平稳定 状态的国民收入分配格局在政策层面引起了国家的高度重视ꎮ “十四五” 规划明确指出ꎬ “坚持居民收入增长和经济增长基本同步、 劳动报酬提高和劳动生产率提高基本同步ꎬ 持
续提高低收入群体收入ꎬ 扩大中等收入群体ꎬ 更加积极有为地促进共同富裕”ꎮ 党的二十 大报告进一步将 “提高中等收入群体比重ꎬ 实现全体人民共同富裕” 作为 2035 年我国发 展的总体目标之一ꎮ 在新发展阶段背景下ꎬ 优化收入分配格局、 缩小不同群体间收入差 距已成为我国扎实推进共同富裕的重要任务ꎮ
作为创造和分配社会财富的基本单位ꎬ 企业是推动共同富裕的重要力量ꎮ «中国统计 年鉴» 显示ꎬ 2022 年全国居民人均工资性收入占可支配收入的比重高达 55 8%ꎮ 在居民 收入构成中ꎬ 工资收入仍是绝大多数居民收入的主要来源ꎬ 工资性收入差距构成了收入 差距的重要表现 (冯乾彬等ꎬ 2024)ꎮ 岳希明和胡一凡 (2023) 认为ꎬ 我国当前广泛存 在着企业 “高管薪酬侵占利润” 与 “利润侵蚀工资” 的现象ꎬ 财富向高管人群集中的事 实尚未得到根本扭转ꎮ 已有文献从员工议价能力 (Fuest 等ꎬ 2018ꎻ 彭飞等ꎬ 2024)、 高 管海外经历 (柳光强和孔高文ꎬ 2018)、 资源错配 (Beladi 等ꎬ 2019) 和技术进步 (冯乾 彬等ꎬ 2024) 等角度剖析了企业内部收入不平等变动的成因ꎬ 但是尚未充分关注节制资 本的作用ꎮ
节制资本是指为打击和防止资本过度集中和无序扩张而做出的规制反应ꎮ 对资本进 行有效节制有利于规范和引导资本健康有序可持续发展ꎬ 促进市场公平竞争ꎬ 维护社会 公共利益ꎬ 实现经济高质量发展ꎬ 推动共同富裕ꎮ 在新发展阶段背景下ꎬ 国家高度重视 资本垄断与无序扩张行为ꎮ 2020 年 12 月ꎬ 中央经济工作会议明确将 “强化反垄断和防 止资本无序扩张” 列为八项重点任务之一ꎮ 党的十九届六中全会指出ꎬ 要强化市场监管 和反垄断规制ꎬ 防止资本无序扩张ꎮ 党的二十大报告再次明确ꎬ 要加强反垄断和反不正当 竞争ꎬ 破除地方保护和行政性垄断ꎬ 依法规范和引导资本健康发展ꎮ 2021 年 12 月ꎬ 习近平 总书记在中央经济工作会议上强调ꎬ 要正确认识和把握资本的特性和行为规律ꎬ 不让 “资 本大鳄” 恣意妄为ꎬ 为资本设置 “红绿灯”ꎬ 表明了中央对于规范资本行为的坚定决心ꎮ
为了营造公平竞争市场环境ꎬ 自 2008 年起我国正式实施 «中华人民共和国反垄断 法» (以下简称 «反垄断法» )ꎬ 明确禁止垄断协议、 经营者集中、 滥用市场支配地位以 及行政权力排除和限制竞争行为ꎬ 对微观企业的生产经营活动产生了深远影响ꎮ 已有研 究发现ꎬ «反垄断法» 的实施有助于促进企业债务市场公平竞争 (王彦超等ꎬ 2020)、 强 化公司治理水平 (贾剑锋等ꎬ 2022)、 提高企业全要素生产率 (Kong 等ꎬ 2022) 以及增 加企业技术创新 (蒋殿春和卜文超ꎬ 2023)ꎮ 虽然近期有少量文献关注了 «反垄断法» 实施与企业劳动收入份额之间的关系 (肖土盛等ꎬ 2023ꎻ 江轩宇等ꎬ 2023aꎻ 刘长庚等ꎬ 2023)ꎬ 但对企业内部收入分配的影响仍需深入研究ꎮ 其一ꎬ 劳动收入份额无法反映劳动 要素内部不同群体间的收入分配状况ꎬ 企业内部收入不平等的作用渠道有待拓展ꎮ 其二ꎬ 新时代背景下我国市场结构、 市场竞争和制度环境等外部因素正发生重大变化ꎬ 以 «反 垄断法» 实施为切入点可能无法全面反映反垄断职能、 节制资本执法与企业内部收入不 平等之间关系的新特征和新逻辑ꎮ
为了加强和优化反垄断职能目标ꎬ 2018 年ꎬ 党中央实行了反垄断执法机构 “三合 一” 改革ꎮ 图 1 绘制了 2010—2021 年间我国反垄断案件审结数量变化情况ꎮ 结果显示ꎬ 相较于 2019 年之前ꎬ 垄断案件查处数量明显上升ꎬ 表明反垄断执法机构改革显著增强了 反垄断执法力度ꎮ1 «反垄断法» 实施与反垄断执法机构改革虽然同属于节制资本的重要
1 根据 «反垄断法» 规定ꎬ 垄断案件最长审查时限可达 180 天ꎬ 故自 2019 年起呈显著增加特征ꎮ
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事件ꎬ 但是两者在执法效率和执行力度上有着实质差异ꎮ 在执法效率方面ꎬ «反垄断法» 实施初期ꎬ 反垄断执法分属于不同执行机构ꎬ 不同部门在执法重点、 执法标准、 执法专 业性等方面存在显著差异ꎬ 并且部门间信息共享难度较大ꎬ 协作困难、 执法效率不高ꎬ 导致 “九龙治水” 局面的形成ꎮ1 值得欣慰的是ꎬ 反垄断执法机构改革重点对执法机构 进行了整合ꎬ 由国家市场监督管理总局反垄断局负责统一执法ꎬ 有效提高了执法效率ꎮ 在执法力度方面ꎬ 中国情境下的政策出台与执行是相互关联但又独立存在的两个层面ꎬ 政策执行是确保出台政策有效性的关键所在ꎮ « 反垄断法» 虽然突破性地建构了反垄 断执法的基本原则和制度框架ꎬ 但是缺乏严格的执法机制和执法机构ꎮ2 与之相比ꎬ 反垄断执法机构改革通过实现机构独立性、 提高执法专业性、 加大惩罚力度和拓展执 法范围ꎬ 能够加强反垄断执法力度和执法效率ꎬ 弥补 «反垄断法» 在执法职能方面的 短板ꎬ 对于有效打击资本垄断和无序扩张行为能够发挥重要作用 (林平ꎬ 2022ꎻ 胡丽 文ꎬ 2023)ꎮ
注: 2010—2018 年数据来自商务部、 国家发改委、 原国家工商行政管理总局官网ꎻ 2019—2021 年 数据来源于国家市场监督管理局官网ꎮ
基于此ꎬ 有必要以反垄断执法机构改革作为切入点ꎬ 探究节制资本对企业内部不同 劳动群体的收入分配效应ꎬ 以契合新发展阶段在高质量发展中实现共同富裕战略目标的 内在要求ꎮ 具体而言ꎬ 本文以反垄断执法机构改革为准自然实验ꎬ 基于 2012—2021 年中 国 A 股上市公司数据ꎬ 采用双重差分模型实证评估了节制资本对企业内部收入不平等的 影响ꎮ 结果发现ꎬ 节制资本显著改善了企业内部收入不平等ꎬ 相当于改革前平均水平降 低了 10 76%ꎮ 在经过平行趋势、 随机性、 样本选择、 替换衡量方式以及排除政策混淆等 一系列检验后ꎬ 这一结论依然稳健成立ꎮ 异质性分析发现ꎬ 在非国有企业和高市场分割 地区的企业中ꎬ 节制资本改革对企业内部收入不平等的改善效果更为明显ꎮ 分位数回归 结果显示ꎬ 企业内部收入不平等程度越高ꎬ 资本节制对收入分配的改善效应越大ꎮ 机制 分析检验表明ꎬ 节制资本改革通过改善劳动力配置效率ꎬ 优化劳动力配置结构ꎬ 进而降 低了企业内部收入不平等ꎮ
与既有文献相比ꎬ 本文可能的贡献主要体现在以下方面: 第一ꎬ 本文从节制资本改 革视角探讨了企业内部收入不平等改善的成因ꎬ 丰富了收入分配领域的实证研究ꎮ 张车 伟和赵文 (2015) 指出ꎬ 在劳动力市场不断完善的情况下ꎬ 改革资本市场、 打击和防止 资本过度集中和无序扩张ꎬ 已经成为形成公平收入分配格局的关键ꎮ 基于此ꎬ 与侧重从 市场因素和政策因素角度探究不同 (Fuest 等ꎬ 2018ꎻ Yang 和 Tangꎬ 2023ꎻ 张克中等ꎬ 2021ꎻ 冯乾彬等ꎬ 2024ꎻ 彭飞等ꎬ 2024)ꎬ 本文立足于 “反垄断执法机构合并” 这一节制 资本改革ꎬ 揭示了资本监管与规制对企业内部收入不平等的改善效果ꎬ 对收入分配领域 的理论研究和微观证据进行了有益补充ꎮ
第二ꎬ 本文拓展了节制资本改革的经济效应研究ꎮ 已有研究主要从债务融资、 投资 效率、 公司治理、 生产效率、 技术创新等方面揭示 «反垄断法» 的微观经济效应 (王彦 超等ꎬ 2020ꎻ Kong 等ꎬ 2022ꎻ 贾剑锋等ꎬ 2022ꎻ 蒋殿春和卜文超ꎬ 2023)ꎬ 近期研究也 关注了 «反垄断法» 实施与企业劳动收入份额之间的关系 (肖土盛等ꎬ 2023ꎻ 江轩宇 等ꎬ 2023aꎻ 刘长庚等ꎬ 2023)ꎮ 这些研究为我们理解反垄断政策的收入分配效应提供了 丰富的认知视角ꎬ 但依旧存在较大的拓展空间ꎮ 一方面ꎬ 反垄断执法机构改革能够突出 反映反垄断执法效率和执行力度的威慑效应ꎬ 更契合新时代我国企业要素配置和收入分 配的环境反应和特征事实ꎻ 另一方面ꎬ 劳动收入份额虽然能够反映劳动要素在初次分配 中的结构变化ꎬ 但是无法反映劳动要素内部不同群体间的收入分配不平等现象ꎮ 张车伟 和赵文 (2020) 的研究指出ꎬ 近几年劳动收入份额有所改善ꎬ 但企业内部高管与普通员 工的薪酬差距问题仍在持续扩大ꎮ 因此ꎬ 本文以反垄断执法机构改革为外生冲击ꎬ 重点 考察了节制资本对企业内部收入不平等的影响ꎬ 在一定程度上丰富了节制资本改革的政 策研究ꎮ
第三ꎬ 本文从劳动力配置角度创新性地揭示了节制资本政策的收入不平等改善效果ꎬ 厘清了节制资本激发企业优化内部收入分配结构的机制渠道ꎮ 现有研究主要从要素替代、 产品成本加成、 自主研发以及垄断利润等角度进行分析 (肖土盛等ꎬ 2023ꎻ 江轩宇等ꎬ 2023aꎻ 刘长庚等ꎬ 2023)ꎬ 而本文聚焦于劳动力配置效率与结构优化的机制作用ꎮ 此外ꎬ 本文结论有助于理解资本发展与企业内部收入分配之间的内在关系ꎬ 对构建资本健康发 展的法治化长效体制机制、 完善劳动力市场供给体系以及优化企业内部薪酬制度建设ꎬ 进而推动高质量发展和共同富裕具有决策意义ꎮ
基于此ꎬ 有必要以反垄断执法机构改革作为切入点ꎬ 探究节制资本对企业内部不同 劳动群体的收入分配效应ꎬ 以契合新发展阶段在高质量发展中实现共同富裕战略目标的 内在要求ꎮ 具体而言ꎬ 本文以反垄断执法机构改革为准自然实验ꎬ 基于 2012—2021 年中 国 A 股上市公司数据ꎬ 采用双重差分模型实证评估了节制资本对企业内部收入不平等的 影响ꎮ 结果发现ꎬ 节制资本显著改善了企业内部收入不平等ꎬ 相当于改革前平均水平降 低了 10 76%ꎮ 在经过平行趋势、 随机性、 样本选择、 替换衡量方式以及排除政策混淆等 一系列检验后ꎬ 这一结论依然稳健成立ꎮ 异质性分析发现ꎬ 在非国有企业和高市场分割 地区的企业中ꎬ 节制资本改革对企业内部收入不平等的改善效果更为明显ꎮ 分位数回归 结果显示ꎬ 企业内部收入不平等程度越高ꎬ 资本节制对收入分配的改善效应越大ꎮ 机制 分析检验表明ꎬ 节制资本改革通过改善劳动力配置效率ꎬ 优化劳动力配置结构ꎬ 进而降 低了企业内部收入不平等ꎮ
与既有文献相比ꎬ 本文可能的贡献主要体现在以下方面: 第一ꎬ 本文从节制资本改 革视角探讨了企业内部收入不平等改善的成因ꎬ 丰富了收入分配领域的实证研究ꎮ 张车 伟和赵文 (2015) 指出ꎬ 在劳动力市场不断完善的情况下ꎬ 改革资本市场、 打击和防止 资本过度集中和无序扩张ꎬ 已经成为形成公平收入分配格局的关键ꎮ 基于此ꎬ 与侧重从 市场因素和政策因素角度探究不同 (Fuest 等ꎬ 2018ꎻ Yang 和 Tangꎬ 2023ꎻ 张克中等ꎬ 2021ꎻ 冯乾彬等ꎬ 2024ꎻ 彭飞等ꎬ 2024)ꎬ 本文立足于 “反垄断执法机构合并” 这一节制 资本改革ꎬ 揭示了资本监管与规制对企业内部收入不平等的改善效果ꎬ 对收入分配领域 的理论研究和微观证据进行了有益补充ꎮ
第二ꎬ 本文拓展了节制资本改革的经济效应研究ꎮ 已有研究主要从债务融资、 投资 效率、 公司治理、 生产效率、 技术创新等方面揭示 «反垄断法» 的微观经济效应 (王彦 超等ꎬ 2020ꎻ Kong 等ꎬ 2022ꎻ 贾剑锋等ꎬ 2022ꎻ 蒋殿春和卜文超ꎬ 2023)ꎬ 近期研究也 关注了 «反垄断法» 实施与企业劳动收入份额之间的关系 (肖土盛等ꎬ 2023ꎻ 江轩宇 等ꎬ 2023aꎻ 刘长庚等ꎬ 2023)ꎮ 这些研究为我们理解反垄断政策的收入分配效应提供了 丰富的认知视角ꎬ 但依旧存在较大的拓展空间ꎮ 一方面ꎬ 反垄断执法机构改革能够突出 反映反垄断执法效率和执行力度的威慑效应ꎬ 更契合新时代我国企业要素配置和收入分 配的环境反应和特征事实ꎻ 另一方面ꎬ 劳动收入份额虽然能够反映劳动要素在初次分配 中的结构变化ꎬ 但是无法反映劳动要素内部不同群体间的收入分配不平等现象ꎮ 张车伟 和赵文 (2020) 的研究指出ꎬ 近几年劳动收入份额有所改善ꎬ 但企业内部高管与普通员 工的薪酬差距问题仍在持续扩大ꎮ 因此ꎬ 本文以反垄断执法机构改革为外生冲击ꎬ 重点 考察了节制资本对企业内部收入不平等的影响ꎬ 在一定程度上丰富了节制资本改革的政 策研究ꎮ
第三ꎬ 本文从劳动力配置角度创新性地揭示了节制资本政策的收入不平等改善效果ꎬ 厘清了节制资本激发企业优化内部收入分配结构的机制渠道ꎮ 现有研究主要从要素替代、 产品成本加成、 自主研发以及垄断利润等角度进行分析 (肖土盛等ꎬ 2023ꎻ 江轩宇等ꎬ 2023aꎻ 刘长庚等ꎬ 2023)ꎬ 而本文聚焦于劳动力配置效率与结构优化的机制作用ꎮ 此外ꎬ 本文结论有助于理解资本发展与企业内部收入分配之间的内在关系ꎬ 对构建资本健康发 展的法治化长效体制机制、 完善劳动力市场供给体系以及优化企业内部薪酬制度建设ꎬ 进而推动高质量发展和共同富裕具有决策意义ꎮ
二、 制度背景与理论分析
(一) 制度背景
市场失灵理论指出ꎬ 市场垄断是市场不能有效实现资源最优配置的重要原因ꎬ 导致 了产品供给不足、 资源配置扭曲、 社会福利损失和科技水平下降等诸多难题ꎮ 为了促进 社会主义市场经济健康、 有序、 高效发展ꎬ 我国进行了多次反垄断改革实践 (见表 1)ꎬ 于 2008 年 8 月正式实施 «反垄断法»ꎮ «反垄断法» 明确了反垄断监管目标、 监管对象 (包括垄断协议、 滥用市场支配地位、 经营者集中和滥用行政权力排除或限制竞争四种垄 断形式) 以及监管规则ꎬ 规定反垄断执法工作由国务院反垄断委员会领导ꎬ 联合国家发 改委价格监督检查与反垄断局、 商务部反垄断局以及原国家工商行政管理总局反垄断与 反不正当竞争执法局三个部门共同完成ꎬ 但由此导致了各自独立的执法程序和执法队伍
市场失灵理论指出ꎬ 市场垄断是市场不能有效实现资源最优配置的重要原因ꎬ 导致 了产品供给不足、 资源配置扭曲、 社会福利损失和科技水平下降等诸多难题ꎮ 为了促进 社会主义市场经济健康、 有序、 高效发展ꎬ 我国进行了多次反垄断改革实践 (见表 1)ꎬ 于 2008 年 8 月正式实施 «反垄断法»ꎮ «反垄断法» 明确了反垄断监管目标、 监管对象 (包括垄断协议、 滥用市场支配地位、 经营者集中和滥用行政权力排除或限制竞争四种垄 断形式) 以及监管规则ꎬ 规定反垄断执法工作由国务院反垄断委员会领导ꎬ 联合国家发 改委价格监督检查与反垄断局、 商务部反垄断局以及原国家工商行政管理总局反垄断与 反不正当竞争执法局三个部门共同完成ꎬ 但由此导致了各自独立的执法程序和执法队伍
就执法标准而言ꎬ 反垄断执法机构改革在继承既有相关制度规则的同时ꎬ 还出台了 一系列统一执法的法规和标准ꎮ 第一ꎬ 国务院反垄断委员会印发了四部阐释反垄断执法 思路的指南ꎮ 其中ꎬ «关于汽车业的反垄断指南» 和 «关于知识产权领域的反垄断指南» 为汽车业和知识产权领域的垄断协议、 滥用市场支配地位、 经营者集中等行为提供了明 确指引和执行标准ꎻ «横向垄断协议案件宽大制度适用指南» 明确了反垄断执法机构查 处横向垄断协议案件时实施宽大制度的一般性原则和参照标准ꎻ «垄断案件经营者承诺指 南» 为反垄断执法机构审查经营者承诺提供了条件和程序ꎮ 第二ꎬ 国家市场监管总局制 定了三部暂行规定ꎬ 即 «禁止垄断协议行为暂行规定» «禁止滥用市场支配地位行为暂 行规定» «制止滥用行政权力排除限制竞争行为暂行规定»ꎬ 对垄断协议、 滥用市场支配 地位和滥用行政权力排除、 限制竞争行为的规制规定进行统一、 细化和优化ꎮ
就执法过程而言ꎬ 反垄断执法机构改革统一授权省级市场监管部门负责该行政区域 内有关反垄断执法的工作ꎬ 逐步实现中央与地方反垄断执法的动态平衡ꎮ 反垄断执法机 构依据自身职权或者通过诸如举报、 上级机关交办、 其他机关移送、 下级机关报告、 经 营者主动报告等途径ꎬ 对涉嫌垄断行为的案件进行必要调查ꎬ 以决定是否立案ꎮ 同时ꎬ 反垄断执法机构改革还建立了两大重要制度: 案件处理前报告制度和处理后备案制度ꎮ 其中ꎬ 案件处理前报告制度规定ꎬ 省级市场监管部门在做出中止调查决定、 终止调查决 定或者行政处罚告知前ꎬ 需向市场监管总局报告ꎻ 而处理后备案制度要求省级市场监管 部门自垄断案件立案之日起 7 个工作日内向市场监管总局备案ꎬ 便于总局掌握全国案件 查办情况ꎬ 做好监督与指导工作ꎮ 此外ꎬ 反垄断执法机构改革还明确规定ꎬ 在对垄断案 件做出处理决定后ꎬ 须依法向社会公布ꎬ 并将行政处罚信息通过国家企业信用信息公示 系统向社会公示ꎬ 以增强执法的透明度和公信力ꎮ
从反垄断执法制度设计来看ꎬ 主要有以下三点变化: 第一ꎬ 普遍授权原则ꎮ 地方市 场监管部门被普遍授权负责该地区的反垄断执法工作ꎬ 使得地方市场监管部门能够更迅 速、 更精准地响应各地方市场垄断态势ꎬ 便于遏制地方资本过度集中和无限扩张行为ꎬ 进而增强节制资本的力度和时效性ꎮ 第二ꎬ 案件报告备案制ꎮ 这一执法程序设计有助于 强化中央对地方反垄断执法的统筹协调及执法监督ꎬ 使得地方市场监管部门在规制资本 垄断行为时更具执法规范性和合理性ꎬ 从而保障节制资本依法、 有序且合理地开展ꎮ 第 三ꎬ 信息公示制ꎮ 改革注重信息公开和透明度建设ꎬ 明确要求将垄断案件信息、 执法过 程和处罚结果通过国家企业信用信息公示系统向社会公示ꎮ 这一举措不仅能够提升执法 公平公正性、 透明度和公信力ꎬ 也能够进一步凸显国家对节制资本的坚定决心ꎬ 对潜在 的资本垄断与无序扩张行为形成有效震慑ꎮ 从反垄断执法范围来看ꎬ 执法范畴广泛覆盖 汽车、 医药等传统民生行业ꎬ 以及互联网等新经济业态ꎬ 同时涉及线上和线下市场ꎬ 表 明市场监管部门逐步实现对资本垄断行为的全方位节制ꎬ 力求确保全领域的资本运作均 处于有效监管之下ꎮ 从反垄断执法监管来看ꎬ 执法机构加大惩处了应报未报和提前实施 经营者集中的 “抢跑” 行为ꎬ 有效落实了反垄断执法的事前监管手段ꎬ 有助于充分预防 企业通过不正当方式快速实现资本集中ꎬ 真正做到从源头上规范资本行为ꎮ
就执法过程而言ꎬ 反垄断执法机构改革统一授权省级市场监管部门负责该行政区域 内有关反垄断执法的工作ꎬ 逐步实现中央与地方反垄断执法的动态平衡ꎮ 反垄断执法机 构依据自身职权或者通过诸如举报、 上级机关交办、 其他机关移送、 下级机关报告、 经 营者主动报告等途径ꎬ 对涉嫌垄断行为的案件进行必要调查ꎬ 以决定是否立案ꎮ 同时ꎬ 反垄断执法机构改革还建立了两大重要制度: 案件处理前报告制度和处理后备案制度ꎮ 其中ꎬ 案件处理前报告制度规定ꎬ 省级市场监管部门在做出中止调查决定、 终止调查决 定或者行政处罚告知前ꎬ 需向市场监管总局报告ꎻ 而处理后备案制度要求省级市场监管 部门自垄断案件立案之日起 7 个工作日内向市场监管总局备案ꎬ 便于总局掌握全国案件 查办情况ꎬ 做好监督与指导工作ꎮ 此外ꎬ 反垄断执法机构改革还明确规定ꎬ 在对垄断案 件做出处理决定后ꎬ 须依法向社会公布ꎬ 并将行政处罚信息通过国家企业信用信息公示 系统向社会公示ꎬ 以增强执法的透明度和公信力ꎮ
从反垄断执法制度设计来看ꎬ 主要有以下三点变化: 第一ꎬ 普遍授权原则ꎮ 地方市 场监管部门被普遍授权负责该地区的反垄断执法工作ꎬ 使得地方市场监管部门能够更迅 速、 更精准地响应各地方市场垄断态势ꎬ 便于遏制地方资本过度集中和无限扩张行为ꎬ 进而增强节制资本的力度和时效性ꎮ 第二ꎬ 案件报告备案制ꎮ 这一执法程序设计有助于 强化中央对地方反垄断执法的统筹协调及执法监督ꎬ 使得地方市场监管部门在规制资本 垄断行为时更具执法规范性和合理性ꎬ 从而保障节制资本依法、 有序且合理地开展ꎮ 第 三ꎬ 信息公示制ꎮ 改革注重信息公开和透明度建设ꎬ 明确要求将垄断案件信息、 执法过 程和处罚结果通过国家企业信用信息公示系统向社会公示ꎮ 这一举措不仅能够提升执法 公平公正性、 透明度和公信力ꎬ 也能够进一步凸显国家对节制资本的坚定决心ꎬ 对潜在 的资本垄断与无序扩张行为形成有效震慑ꎮ 从反垄断执法范围来看ꎬ 执法范畴广泛覆盖 汽车、 医药等传统民生行业ꎬ 以及互联网等新经济业态ꎬ 同时涉及线上和线下市场ꎬ 表 明市场监管部门逐步实现对资本垄断行为的全方位节制ꎬ 力求确保全领域的资本运作均 处于有效监管之下ꎮ 从反垄断执法监管来看ꎬ 执法机构加大惩处了应报未报和提前实施 经营者集中的 “抢跑” 行为ꎬ 有效落实了反垄断执法的事前监管手段ꎬ 有助于充分预防 企业通过不正当方式快速实现资本集中ꎬ 真正做到从源头上规范资本行为ꎮ
(二) 理论分析
自改革开放以来ꎬ 资本以其高效的黏合剂功能ꎬ 整合和协同各类生产要素进行生产 经营活动ꎬ 实现了扩大就业、 资源配置、 财富积累、 科技进步以及产业升级ꎬ 为推动社 会主义市场经济快速发展做出了重要贡献ꎮ 然而ꎬ 资本运作的内在逐利性ꎬ 即资本动机 是谋求价值利益而非生产使用价值ꎬ 使得企业依靠其资本规模通过控制价格或限制供给 等行为挤压中小企业以获取市场垄断地位ꎬ 达到阻碍其他竞争者进入和攫取超额垄断利 润等目的ꎬ 这势必会损坏市场公平竞争环境和社会公共福利ꎮ 已有研究表明ꎬ 垄断企业 通过市场支配地位获取更多资本融资优势或限制劳动力议价能力ꎬ 恶化了要素配置 (肖 土盛等ꎬ 2023ꎻ 刘长庚等ꎬ 2023)ꎮ 近期研究也关注了行政垄断在资源配置中的角色和影 响并普遍发现ꎬ 为保护本地经济利益ꎬ 地方政府倾向于利用行政权力限制产品、 资本和 技术等要素的自由流动 (Kong 等ꎬ 2022)ꎮ 陈林等 (2016) 基于中国工业行业的企业层 面大数据发现ꎬ 行政垄断显著引致了工业经济的要素价格扭曲ꎬ 加剧了资源错配程度ꎮ
为了有效应对市场垄断和资本无序扩张ꎬ 加强反垄断规制成为提高资源配置效率、优化资源合理布局的重要路径ꎮ 反垄断执法机构改革提高了执法机构的专业性和权威性ꎬ 提升了反垄断执法效能 (胡丽文ꎬ 2023)ꎬ 重点打击和防止因垄断协议、 滥用市场支配地 位、 经营者集中以及滥用行政权力排除、 限制竞争等造成的资本过度集中和无序扩张行 为ꎬ 执法工作取得显著成效 (林平ꎬ 2022)ꎮ 现有研究表明ꎬ 市场垄断和资本无序扩张行 为会阻碍劳动力、 技术及信息等生产要素的自由流动 (李磊和盛斌ꎬ 2019ꎻ 陈朴等ꎬ 2021)ꎬ 弱化企业主动披露自身信息的动机ꎬ 降低市场信息透明度 (毕茜和李靖ꎬ 2023)ꎮ 鉴于此ꎬ 反垄断执法机构改革加大了对资本垄断行为的执法力度ꎬ 加强了行政部 门滥用行政权力、 妨碍生产要素跨区域流通的治理ꎬ 遏制了经营者利用市场份额及资本 集中设置行业壁垒的市场失范行为ꎮ 搜寻—匹配理论认为ꎬ 劳动力流动及信息透明度在 企业与劳动者之间的岗位搜寻—匹配成本中扮演着重要角色ꎮ 一方面ꎬ 节制资本改革有 助于吸引新企业进入ꎬ 增加劳动力市场需求规模ꎬ 丰富岗位供给类型ꎬ 进而有利于引导 劳动力要素向高效率区域和部门流动 (贾剑锋等ꎬ 2022ꎻ 刘长庚等ꎬ 2023)ꎮ 另一方面ꎬ 随着反垄断执法机构改革的深入实施ꎬ 企业面临的市场竞争环境日趋激烈且复杂ꎬ 为了 吸引外部资源、 建立品牌形象和提升企业声誉ꎬ 企业有动机主动增加信息披露和提高信 息披露质量 (王彦超等ꎬ 2020ꎻ 毕茜和李靖ꎬ 2023)ꎮ 随着市场信息透明度提升ꎬ 企业与 劳动者之间的信息搜寻成本和交易成本降低ꎬ 供需匹配效率提升ꎬ 有利于提高劳动力配 置效率ꎬ 减少劳动力错配现象 (牛子恒和崔宝玉ꎬ 2022)ꎮ 基于此ꎬ 节制资本改革可能会 通过促进劳动力流动和增强信息透明度ꎬ 提升企业劳动力配置效率ꎮ
节制资本改革还有利于促进研发创新和增强信息透明度ꎬ 进而优化企业劳动力配置 结构ꎮ 反垄断执法机构改革有利于营造公平竞争市场环境ꎬ 促进市场产品竞争和多样化 发展ꎮ 为了获得市场竞争优势ꎬ 一方面ꎬ 企业会加大研发创新力度ꎬ 改善产品和服务质 量 (Kong 等ꎬ 2022ꎻ 蒋殿春和卜文超ꎬ 2023)ꎮ «反垄断法» 第十五条明确规定ꎬ 为进行 技术改进、 新产品研发或为降低成本提高效率等技术活动ꎬ 可适用于 «反垄断法» 的豁 免原则ꎮ 这也为企业研发创新提供了额外激励ꎮ 进一步研究表明ꎬ 企业研发创新活动离 不开具有较高知识储备和技能素养的劳动力投入ꎮ 当研发创新活动增加时ꎬ 高技能劳动 力雇佣数量随之增加ꎬ 从而有利于实现劳动力配置结构优化 (冯乾彬等ꎬ 2024)ꎮ 江轩宇 等 (2023a) 发现ꎬ 为了应对反垄断规制ꎬ 企业提高了研发投入强度ꎬ 扩大了高技能劳动 力雇佣规模ꎮ 另一方面ꎬ 企业还会通过提高信息披露质量塑造企业良好形象和可信度ꎬ 缓解企业与高技能劳动力之间的信息不对称ꎬ 进而有利于吸引和留住高技能劳动力并降 低招聘成本 (权小锋等ꎬ 2020ꎻ 韩龙艳等ꎬ 2024)ꎮ 因此ꎬ 反垄断执法机构改革可能会通 过促进研发创新和增强信息透明度ꎬ 促进企业劳动力配置结构优化ꎮ
劳动力配置效率提升及劳动力配置结构优化与企业内部薪酬分配密切相关ꎮ 第一ꎬ 劳动力配置效率提高意味着劳动者能够更好地在适合的工作岗位施展专长ꎬ 进而有利于 提升企业生产效率和生产能力ꎮ 边际生产力工资理论指出ꎬ 劳动者的边际生产效率是决 定企业支付其薪酬水平的重要基础ꎮ 劳动生产率的提高使得企业支付更高薪酬以激励员 工努力工作ꎬ 有助于缩小企业内部薪酬差距 (陈诗一和陈登科ꎬ 2017ꎻ 肖有智等ꎬ 2024)ꎮ 第二ꎬ 高技能劳动力增加是企业劳动力配置结构优化的重要体现ꎮ 鉴于高技能劳 动力所掌握的独特技能及其相对稀缺性ꎬ 加之其供给弹性偏低ꎬ 为了吸引和留住高技能 人才ꎬ 企业偏向于提供更为优厚的薪资待遇ꎬ 以推动普通员工工资上涨ꎬ 从而有助于降
低企业内部薪酬差距 (Yang 和 Tangꎬ 2023ꎻ 江轩宇等ꎬ 2023b)ꎮ 第三ꎬ 劳动力配置效率 和劳动力配置结构优化还有助于提高员工工作地位和工资议价能力 (Fuest 等ꎬ 2018ꎻ 梁 孝成等ꎬ 2024)ꎮ 普通员工因议价能力提升得以从企业获取更高劳动报酬ꎬ 有助于缓解企 业内部收入不平等 (彭飞等ꎬ 2024)ꎮ 基于以上分析ꎬ 本文将从劳动力配置角度揭示节制 资本影响企业内部收入不平等的理论命题ꎮ 假说: 节制资本改革通过提高劳动力配置效率ꎬ 优化劳动力配置结构ꎬ 改善企业内 部收入不平等ꎮ
低企业内部薪酬差距 (Yang 和 Tangꎬ 2023ꎻ 江轩宇等ꎬ 2023b)ꎮ 第三ꎬ 劳动力配置效率 和劳动力配置结构优化还有助于提高员工工作地位和工资议价能力 (Fuest 等ꎬ 2018ꎻ 梁 孝成等ꎬ 2024)ꎮ 普通员工因议价能力提升得以从企业获取更高劳动报酬ꎬ 有助于缓解企 业内部收入不平等 (彭飞等ꎬ 2024)ꎮ 基于以上分析ꎬ 本文将从劳动力配置角度揭示节制 资本影响企业内部收入不平等的理论命题ꎮ 假说: 节制资本改革通过提高劳动力配置效率ꎬ 优化劳动力配置结构ꎬ 改善企业内 部收入不平等ꎮ
三、 研究设计
(一) 模型设定
基于中国上市公司面板数据ꎬ 本文利用双重差分模型考察节制资本改革对企业内部 收入不平等的影响ꎮ 基准模型设定如下.
其中ꎬ 下标 i 表示企业ꎬ t 表示年份ꎬ p 表示省份ꎬ s 表示行业ꎮ Y 表示企业内部收入 不平等ꎻ Treat 表示处理变量ꎬ 即高垄断企业 ( 实验组) 取值为 1ꎬ 低垄断企业 ( 对照 组) 取值为 0ꎮ Post 表示政策实施的虚拟变量ꎬ 改革前取值为 0ꎬ 改革后取值为 1ꎮ 本文 重点关注系数 β1 ꎬ 若 β1 显著小于 0ꎬ 说明节制资本改革改善了企业内部收入不平等ꎮ Xit 表示一系列控制变量ꎬ 具体指标信息见后文ꎮ 此外ꎬ 本文还控制了企业固定效应 (μi)、 省份—年份交互固定效应 (ξpt) 以及行业固定效应 (τs)ꎮ εit 表示随机误差项ꎬ 标准误
聚类到企业层面ꎮ
(二) 变量定义
本文被解释变量 (Y) 是企业内部收入不平等ꎮ 参考现有文献的一般做法 (张克中 等ꎬ 2021ꎻ Yang 和 Tangꎬ 2023)ꎬ 本文采用管理层平均薪酬和普通员工平均薪酬的比值 衡量ꎮ 其中ꎬ 管理层平均薪酬=监管层年薪总额/监管层规模ꎮ 需要说明的是ꎬ 独立董事 薪酬恒定和部分高管不领取薪酬等问题可能会影响测算结果ꎬ 因此本文将监管层规模设 定为 “监管层人数- (独立董事人数+未领取薪酬监管层人数) ” (柳光强和孔高文ꎬ 2018)ꎬ 而监管层人数主要包括董事、 监事和高级管理人员ꎮ 此外ꎬ 普通员工平均薪酬= ( 支付给职工以及为职工支付的现金-监管层年薪总额) / ( 员工人数-监管层人数) ꎮ
本文核心解释变量 (Treat×Post) 是节制资本改革ꎮ 由于反垄断执法机构改革在全国 统一实施ꎬ 不具有天然的实验组和对照组ꎬ 借鉴王彦超等 (2020) 和肖土盛等 (2023) 的识别策略ꎬ 我们根据反垄断执法机构改革前企业垄断程度来界定实验组和对照组 (Treat)ꎬ 其中垄断程度采用勒纳指数 (Lerner Index) 衡量ꎮ 勒纳指数由经济学家阿巴 勒纳 (Abba Lerner) 提出ꎬ 计算公式为: Lerner Index=(P-MC)/Pꎬ 其中 P 表示产品的 市场价格ꎬ MC 表示产品的边际成本ꎮ 该指数越大ꎬ 表明企业在边际成本之外提高价格的 能力越强ꎬ 即企业垄断势力越大ꎮ 在实际应用中ꎬ 囿于数据的可获得性ꎬ 学者们通常基 于企业财务报表数据估算勒纳指数ꎬ 即勒纳指数=(营业收入-营业成本-销售费用-管理 费用) / 营业收入ꎮ 本文采取同样做法ꎬ 并以反垄断执法机构改革前两年 ( 即 2017 年和
2018年) 勒纳指数均值作为划分标准1ꎬ 将勒纳指数最高的1/3样本定义为高垄断企业ꎬ 即实验组ꎻ 最低的1/3样本定义为低垄断企业ꎬ 即对照组ꎮ2 Post表示时间虚拟变量ꎬ 反 垄断执法机构改革后ꎬ 即 t>2018ꎬ Post 取值为 1ꎬ 否则为 0ꎮ
参考已有文献 (柳光强和孔高文ꎬ 2018ꎻ 张克中等ꎬ 2021ꎻ Yang 和 Tangꎬ 2023ꎻ 冯 乾彬等ꎬ 2024) 的一般做法ꎬ 本文纳入以下控制变量: 企业规模ꎬ 采用企业员工人数的 自然对数衡量ꎻ 企业年龄ꎬ 采用企业成立年龄加 1 的自然对数表示ꎻ 成长性ꎬ 采用 ( 当期 营业收入-上期营业收入) / 上期营业收入表示ꎻ 盈利能力ꎬ 采用利润总额与营业收入之 比衡量ꎻ 生产率ꎬ 以营业收入与员工人数之比的自然对数衡量ꎻ 资产负债率ꎬ 定义为总负 债与总资产的比值ꎻ 现金持有ꎬ 采用现金及现金等价物净增加额与总资产的比值衡量ꎻ 固 定资产比率ꎬ 以固定资产净额与总资产之比衡量ꎻ 流动性比率ꎬ 采用流动资产与流动负 债之比表示ꎻ 前十大股东持股比例ꎬ 以前十大股东持股占比衡量ꎮ 具体定义如表 2 所示ꎮ
(三) 数据来源与处理
2010 年新 «劳动法» 的实施以及 2011 年 «个人所得税法» 的重新修订ꎬ 均会对企 业内部收入分配差距造成直接影响ꎮ 为了规避以上政策的干扰ꎬ 本文选取 2012—2021 年 基于 CSMAR 数据库的 A 股上市公司为初始研究样本ꎮ 为了提升数据质量ꎬ 在实证分析 前我们对数据进行以下处理: 删除金融类企业ꎻ 剔除经营状况异常的 ST 和 ST∗公司ꎻ 剔 除关键指标异常及缺失的样本ꎻ 由于数据限制ꎬ 排除西藏自治区ꎻ 对所有连续变量在样
本前后 1%两端做缩尾处理ꎮ 表 3 展示了重要变量的描述性统计ꎮ 统计结果显示ꎬ 企业内 部收入不平等最小值为 0 624ꎬ 最大值为 23 29ꎬ 两者相差大约 37 倍ꎬ 可见样本企业之
间的内部收入差距存在较大差异ꎮ
为了初步探究节制资本改革的收入分配效应ꎬ 本文借鉴 Deng 和 Lindeboom (2022) 的做法ꎬ 运用 Binscatter 技术分别绘制了节制资本改革前后勒纳指数均值与企业内部收入 不平等之间的统计关系ꎮ 图 3 显示ꎬ 节制资本改革前ꎬ 勒纳指数与企业内部收入不平等 的散点拟合线向上倾斜ꎻ 而在节制资本改革后ꎬ 两者的拟合线呈下降趋势ꎮ 图 3 结果初 步表明ꎬ 节制资本改革对企业内部收入不平等起到了一定的抑制作用ꎮ1
为了初步探究节制资本改革的收入分配效应ꎬ 本文借鉴 Deng 和 Lindeboom (2022) 的做法ꎬ 运用 Binscatter 技术分别绘制了节制资本改革前后勒纳指数均值与企业内部收入 不平等之间的统计关系ꎮ 图 3 显示ꎬ 节制资本改革前ꎬ 勒纳指数与企业内部收入不平等 的散点拟合线向上倾斜ꎻ 而在节制资本改革后ꎬ 两者的拟合线呈下降趋势ꎮ 图 3 结果初 步表明ꎬ 节制资本改革对企业内部收入不平等起到了一定的抑制作用ꎮ1
四、 实证结果与分析
(一) 基准回归结果
四、 实证结果与分析
本文主要目标是以反垄断执法机构改革为切入点ꎬ 基于模型 (1) 实证检验节制资本 对企业内部收入不平等的影响ꎮ 为了降低标准误低估和序列相关问题ꎬ 以下回归均在企 业层面聚类调整标准误ꎮ
表 4 报告了基准回归结果ꎮ 在模型未纳入其他控制变量的情形下ꎬ 第 (1) 列结果显 示ꎬ 节制资本变量 Treat×Post 在 5%水平上显著为负ꎮ 第 (2) 列纳入了企业规模和年龄 基本特征ꎬ 核心解释变量系数依然显著ꎮ 进一步地ꎬ 第 (3) 列纳入了企业成长性、 盈利 能力与生产率等绩效指标ꎬ 节制资本改革变量的统计显著性与前两列保持一致ꎮ 在此基 础上ꎬ 第 (4) 列纳入了企业资产负债率、 现金持有、 固定资产比率、 流动性比例以及前 十大股东持股比例等财务和内部结构指标ꎬ Treat×Post 系数依然在 1%水平上显著为负ꎬ 节制资本改革显著改善了企业内部收入不平等ꎬ 在经济意义上ꎬ 节制资本改革使得企业 内部收入不平等平均下降了1078%(0523/4849)1ꎮ 节制资本改革充实了反垄断监管力 量ꎬ 加强了反垄断执法力度ꎬ 对资本垄断和无序扩张行为起到了震慑和抑制效果ꎮ 为了应 对资本规制压力ꎬ 企业加大重视并发挥劳动要素贡献ꎬ 进而改善企业内部收入不平等ꎮ
表 4 报告了基准回归结果ꎮ 在模型未纳入其他控制变量的情形下ꎬ 第 (1) 列结果显 示ꎬ 节制资本变量 Treat×Post 在 5%水平上显著为负ꎮ 第 (2) 列纳入了企业规模和年龄 基本特征ꎬ 核心解释变量系数依然显著ꎮ 进一步地ꎬ 第 (3) 列纳入了企业成长性、 盈利 能力与生产率等绩效指标ꎬ 节制资本改革变量的统计显著性与前两列保持一致ꎮ 在此基 础上ꎬ 第 (4) 列纳入了企业资产负债率、 现金持有、 固定资产比率、 流动性比例以及前 十大股东持股比例等财务和内部结构指标ꎬ Treat×Post 系数依然在 1%水平上显著为负ꎬ 节制资本改革显著改善了企业内部收入不平等ꎬ 在经济意义上ꎬ 节制资本改革使得企业 内部收入不平等平均下降了1078%(0523/4849)1ꎮ 节制资本改革充实了反垄断监管力 量ꎬ 加强了反垄断执法力度ꎬ 对资本垄断和无序扩张行为起到了震慑和抑制效果ꎮ 为了应 对资本规制压力ꎬ 企业加大重视并发挥劳动要素贡献ꎬ 进而改善企业内部收入不平等ꎮ
(二) 异质性分析
1. 股权性质
不同股权性质企业在薪酬制度和行政干预等方面存在较大差异ꎬ 因此节制资本改革 对企业内部收入不平等的影响可能存在异质性效应ꎮ 具体而言ꎬ 根据企业股权性质ꎬ 我 们将全样本划分为国有企业和非国有企业ꎬ 分别进行检验ꎮ 表 5 第(1)—(2)列报告了不 同所有制企业的回归结果ꎮ 结果显示ꎬ Treat×Post 的系数在非国有企业中显著为负ꎬ 但在 国有企业中不显著ꎬ 表明节制资本改革显著改善了非国有企业内部收入不平等ꎬ 而对国 有企业的影响相对较弱ꎮ
这主要是因为: 第一ꎬ 国有企业作为我国公有制经济的主体ꎬ 在薪酬分配和要素分 配方面受到诸多制度约束ꎮ 例如ꎬ 2009 年 «关于进一步规范中央企业负责人薪酬管理的 指导意见» 指出ꎬ 中央企业 (以下简称 “央企” ) 主要负责人的基本年薪与上年度在岗 职工平均工资相联系ꎮ 2014 年 «中央管理企业负责人薪酬制度改革方案» 强调ꎬ 央企高 管薪酬采用差异化薪酬管控办法ꎬ 重点对行政任命的央企高管人员以及部分垄断性高收 入行业的央企负责人薪酬水平实行限高政策ꎬ 以缩小央企内部收入分配差距ꎮ 2021 年 «关于整体上市中央企业董事及高管人员薪酬管理的意见» 要求ꎬ 央企董事报酬和高管 人员薪酬分别需由股东大会和董事会审议决定ꎬ 这是对管理层薪酬严格把控的再度升级ꎮ 第二ꎬ 国有企业与非国有企业经营目标不同ꎮ 除了追求经济利润ꎬ 国有企业通常需要承 担更多社会责任和公共利益ꎬ 而非国有企业注重经济效益ꎬ 其主要目标是实现利润最大 化和提高股东回报率ꎮ 第三ꎬ 反垄断执法数据显示ꎬ 被处罚主体主要是非国有企业 (王 彦超等ꎬ 2020)ꎬ 国有企业的资本扩张风险及其敏感性相对较低 (张克中等ꎬ 2021)ꎮ
2. 市场分割
市场分割是地方政府实施行政壁垒的重要表现ꎮ 市场分割程度较高地区的企业往往 面临的市场竞争压力较小ꎬ 在本地享有较高的市场份额ꎬ 能够获得较大的垄断利润ꎮ «反 垄断法» 明确规定ꎬ 地方政府不得滥用行政权力ꎬ 排除或限制其他经营者正当的经营活 动ꎮ 反垄断执法机构改革进一步提高反垄断执法力度ꎬ 能够有效预防和打击行政垄断行 为ꎬ 这可能导致对不同市场分割程度地区的企业内部收入不平等的影响存在异质性效应ꎮ 根据已有研究的做法 (贾剑锋等ꎬ 2022ꎻ 刘长庚等ꎬ 2023)ꎬ 我们以不同省份商品相对价 格波动来衡量 2018 年各省份市场分割程度ꎬ 并按照其大小分为三组ꎬ 分别对市场分割程 度最高的地区和市场分割程度最低的地区进行异质性检验ꎮ 表 5 第(3)—(4) 列结果显 示ꎬ 在低市场分割的地区ꎬ 节制资本改革对企业内部收入不平等的影响不显著ꎻ 而在高 市场分割的地区ꎬ Treat×Post 系数显著为负ꎬ 表明反垄断执法机构改革对高市场分割地区 的企业有良好的节制资本成效ꎬ 能够显著降低其内部收入不平等程度ꎮ
1. 股权性质
不同股权性质企业在薪酬制度和行政干预等方面存在较大差异ꎬ 因此节制资本改革 对企业内部收入不平等的影响可能存在异质性效应ꎮ 具体而言ꎬ 根据企业股权性质ꎬ 我 们将全样本划分为国有企业和非国有企业ꎬ 分别进行检验ꎮ 表 5 第(1)—(2)列报告了不 同所有制企业的回归结果ꎮ 结果显示ꎬ Treat×Post 的系数在非国有企业中显著为负ꎬ 但在 国有企业中不显著ꎬ 表明节制资本改革显著改善了非国有企业内部收入不平等ꎬ 而对国 有企业的影响相对较弱ꎮ
这主要是因为: 第一ꎬ 国有企业作为我国公有制经济的主体ꎬ 在薪酬分配和要素分 配方面受到诸多制度约束ꎮ 例如ꎬ 2009 年 «关于进一步规范中央企业负责人薪酬管理的 指导意见» 指出ꎬ 中央企业 (以下简称 “央企” ) 主要负责人的基本年薪与上年度在岗 职工平均工资相联系ꎮ 2014 年 «中央管理企业负责人薪酬制度改革方案» 强调ꎬ 央企高 管薪酬采用差异化薪酬管控办法ꎬ 重点对行政任命的央企高管人员以及部分垄断性高收 入行业的央企负责人薪酬水平实行限高政策ꎬ 以缩小央企内部收入分配差距ꎮ 2021 年 «关于整体上市中央企业董事及高管人员薪酬管理的意见» 要求ꎬ 央企董事报酬和高管 人员薪酬分别需由股东大会和董事会审议决定ꎬ 这是对管理层薪酬严格把控的再度升级ꎮ 第二ꎬ 国有企业与非国有企业经营目标不同ꎮ 除了追求经济利润ꎬ 国有企业通常需要承 担更多社会责任和公共利益ꎬ 而非国有企业注重经济效益ꎬ 其主要目标是实现利润最大 化和提高股东回报率ꎮ 第三ꎬ 反垄断执法数据显示ꎬ 被处罚主体主要是非国有企业 (王 彦超等ꎬ 2020)ꎬ 国有企业的资本扩张风险及其敏感性相对较低 (张克中等ꎬ 2021)ꎮ
2. 市场分割
市场分割是地方政府实施行政壁垒的重要表现ꎮ 市场分割程度较高地区的企业往往 面临的市场竞争压力较小ꎬ 在本地享有较高的市场份额ꎬ 能够获得较大的垄断利润ꎮ «反 垄断法» 明确规定ꎬ 地方政府不得滥用行政权力ꎬ 排除或限制其他经营者正当的经营活 动ꎮ 反垄断执法机构改革进一步提高反垄断执法力度ꎬ 能够有效预防和打击行政垄断行 为ꎬ 这可能导致对不同市场分割程度地区的企业内部收入不平等的影响存在异质性效应ꎮ 根据已有研究的做法 (贾剑锋等ꎬ 2022ꎻ 刘长庚等ꎬ 2023)ꎬ 我们以不同省份商品相对价 格波动来衡量 2018 年各省份市场分割程度ꎬ 并按照其大小分为三组ꎬ 分别对市场分割程 度最高的地区和市场分割程度最低的地区进行异质性检验ꎮ 表 5 第(3)—(4) 列结果显 示ꎬ 在低市场分割的地区ꎬ 节制资本改革对企业内部收入不平等的影响不显著ꎻ 而在高 市场分割的地区ꎬ Treat×Post 系数显著为负ꎬ 表明反垄断执法机构改革对高市场分割地区 的企业有良好的节制资本成效ꎬ 能够显著降低其内部收入不平等程度ꎮ
3. 分位数回归
基准结果表明ꎬ 节制资本改革能够显著改善企业内部收入不平等ꎬ 但其对不同分位 数下企业内部收入不平等的影响是否一致? 对此ꎬ 本文采用分位数模型进行异质性检验ꎮ 经典 OLS 估计主要探索自变量对因变量的条件期望的影响ꎬ 即对均值进行回归ꎬ 估计结 果往往受极端值影响而表现不稳定ꎮ 而分位数回归 (quantile regression) 的基本原理是将 数据按被解释变量拆分成多个分位数点ꎬ 以研究不同分位点情况下的回归效果ꎮ 相较于 经典的 OLS 回归ꎬ 分位数回归不仅可以更好地检验基准结果的稳健性ꎬ 而且有助于分析 解释变量对被解释变量影响的变化过程ꎬ 更加全面地反映总体条件分布特征ꎮ 具体地ꎬ 本文选择 10%、 25%、 50%、 75%和 90%五个分位点考察企业不同收入差距水平下的政 策效果ꎮ 表 6 和图 4 结果显示ꎬ 各分位数水平上的 Treat×Post 系数均为负ꎬ 且显著异于 0ꎬ 表明节制资本改革的确显著改善了企业内部收入不平等ꎬ 基准结论再次得到验证ꎮ 此 外ꎬ 随着分位数不断提高ꎬ Treat×Post 系数整体上呈现波动上升的趋势ꎬ 表明对于内部收 入不平等水平越大的企业ꎬ 节制资本改革对企业内部收入不平等的改善效应越强ꎮ
基准结果表明ꎬ 节制资本改革能够显著改善企业内部收入不平等ꎬ 但其对不同分位 数下企业内部收入不平等的影响是否一致? 对此ꎬ 本文采用分位数模型进行异质性检验ꎮ 经典 OLS 估计主要探索自变量对因变量的条件期望的影响ꎬ 即对均值进行回归ꎬ 估计结 果往往受极端值影响而表现不稳定ꎮ 而分位数回归 (quantile regression) 的基本原理是将 数据按被解释变量拆分成多个分位数点ꎬ 以研究不同分位点情况下的回归效果ꎮ 相较于 经典的 OLS 回归ꎬ 分位数回归不仅可以更好地检验基准结果的稳健性ꎬ 而且有助于分析 解释变量对被解释变量影响的变化过程ꎬ 更加全面地反映总体条件分布特征ꎮ 具体地ꎬ 本文选择 10%、 25%、 50%、 75%和 90%五个分位点考察企业不同收入差距水平下的政 策效果ꎮ 表 6 和图 4 结果显示ꎬ 各分位数水平上的 Treat×Post 系数均为负ꎬ 且显著异于 0ꎬ 表明节制资本改革的确显著改善了企业内部收入不平等ꎬ 基准结论再次得到验证ꎮ 此 外ꎬ 随着分位数不断提高ꎬ Treat×Post 系数整体上呈现波动上升的趋势ꎬ 表明对于内部收 入不平等水平越大的企业ꎬ 节制资本改革对企业内部收入不平等的改善效应越强ꎮ
(三) 机制分析
1. 劳动力配置效率效应
节制资本的目的是提高经济运行效率、 维护社会公共利益以及保护消费者福利ꎬ 其
中公共利益目标主要包含促进劳动者就业以及劳动力市场高效有序流动ꎮ 为了探究节制 资本改革与企业内部收入不平等之间的内在机理ꎬ 本文理论机理分析框架从劳动力配置 效率角度进行检验ꎮ 测度劳动力配置效率是实证机制检验的重要前提ꎮ 本文拟在 Hsieh 和 Klenow(2009)构造的要素错配垄断竞争模型基础上ꎬ 采用 CES 生产函数测算劳动力错 配指数ꎬ 以此逆向反映劳动力配置效率ꎮ 具体而言ꎬ 假设行业 s 为垄断竞争市场ꎬ 由 N 个生产差异化产品的企业构成ꎬ 行业 s 中企业 i 的产出为 Yꎮ
假设行业 s 的 CES 生产函数为:
行业中代表性企业的生产函数为Ysi=AKαsiLβsiꎮ 其中ꎬ K为资本投入ꎬ 使用固定资产净 额衡量ꎻ L 为劳动要素投入ꎬ 使用企业员工人数衡量ꎻ A 为技术进步ꎻ α、 β 分别为资本 和劳动产出弹性ꎮ 在此基础上ꎬ 求解利润最大化下的最优要素配置策略ꎬ 得出劳动要素
边际产出价值 (MRPL) 为:
其中ꎬ ω 为劳动价格ꎬ τLsi 为引起劳动边际产出价值变化的劳动扭曲ꎮ 在计算要素边 际产出价值以及要素扭曲程度时ꎬ 需要确定关键参数取值ꎬ 本文沿用 Hsieh 和 Klenow (2009)、 祝树金和赵玉龙 (2017) 的做法ꎬ 假定资本租金率为 10%ꎬ 行业内的产品替代 弹性 σ = 3ꎬ Psi = 1ꎮ 据此ꎬ 可得到企业劳动力错配指数表达式为:
基于此ꎬ 我们结合中介效应模型对劳动力配置效率效应机制进行分析ꎮ 为了加强劳 动力配置效率的机制作用支撑ꎬ 在回归检验之前ꎬ 本文首先探究企业垄断水平与劳动力 配置效率之间的逻辑关系ꎮ 具体而言ꎬ 本文运用 Binscatter 方法绘制企业勒纳指数均值 (2017—2018 年) 与劳动力错配指数之间的统计关系ꎬ 如图 5 所示ꎮ 其中ꎬ 纵坐标的劳 动力错配指数均值变化为反垄断执法机构改革后劳动力错配指数均值 (2019—2021 年) 减去反垄断执法机构改革前劳动力错配指数均值 (2012—2018 年)ꎮ 结果显示ꎬ 散点拟 合线向下倾斜ꎬ 意味着二者呈负相关关系ꎬ 初步表明在反垄断执法机构改革前ꎬ 企业垄 断水平越高ꎬ 改革后的劳动力错配指数下降越多ꎮ 当然ꎬ 这一统计关系是基于平均意义 的判断ꎬ 还需要通过严谨的计量过程论证这一机制是否成立ꎮ
表 7 第 (1) 列和第 (2) 列报告了劳动力配置效率的机制检验结果ꎮ 第 (1) 列结 果显示ꎬ 节制资本改革变量的回归系数在 1%水平上为显著为负ꎬ 表明节制资本改革显著 降低了劳动力错配程度ꎮ 随后ꎬ 我们同时纳入节制资本改革变量和劳动力错配变量ꎬ 第 (2) 列结果显示ꎬ Treat×Post 变量系数依然显著为负ꎬ 劳动力错配变量系数显著为正ꎬ 且其中介效应占比达到 30 32%ꎮ 以上结果证实了劳动力配置效率的机制作用ꎬ 其主要逻 辑在于: 节制资本改革提高了劳动力配置效率ꎬ 而劳动力配置效率与企业生产效率密切 相关ꎮ 研究表明ꎬ 企业生产效率的提高往往伴随员工薪酬支付的提高ꎬ 企业内部收入差 距得以缩小 (陈诗一和陈登科ꎬ 2017ꎻ 肖有智等ꎬ 2024)ꎮ 此外ꎬ 劳动力配置效率提高有 助于改善员工工作地位和工资议价能力 (肖土盛等ꎬ 2023ꎻ 梁孝成等ꎬ 2024)ꎬ 员工可以 向企业索要更高报酬ꎬ 从而缓解企业内部收入不平等 (张克中等ꎬ 2021)ꎮ
2. 劳动力配置结构效应
理论分析表明ꎬ 节制资本改革还可能通过改善劳动力配置结构降低企业内部收入不 平等ꎮ 借鉴已有研究的做法 (申广军等ꎬ 2020)ꎬ 本文采用企业高技能劳动力占比作为劳 动力配置结构的代理变量ꎮ 其中ꎬ 高技能劳动力占比指企业非管理层中大专及以上学历 人员数量占员工总数的比重ꎮ1 同样地ꎬ 本文使用 Binscatter 方法绘制了勒纳指数与高技 能劳动力占比之间的统计关系ꎬ 如图 6 所示ꎮ 其中ꎬ 纵坐标的高技能劳动力占比均值变 化为反垄断执法机构改革后高技能劳动力占比均值 (2019—2021 年) 减去反垄断执法机 构改革前高技能劳动力占比均值 (2012—2018 年)ꎮ 结果显示ꎬ 散点拟合线向上倾斜ꎬ 意味着二者呈正相关关系ꎬ 表明在反垄断执法机构改革前ꎬ 企业垄断水平越高ꎬ 改革后 的劳动力配置结构优化越突出ꎮ
2. 劳动力配置结构效应
理论分析表明ꎬ 节制资本改革还可能通过改善劳动力配置结构降低企业内部收入不 平等ꎮ 借鉴已有研究的做法 (申广军等ꎬ 2020)ꎬ 本文采用企业高技能劳动力占比作为劳 动力配置结构的代理变量ꎮ 其中ꎬ 高技能劳动力占比指企业非管理层中大专及以上学历 人员数量占员工总数的比重ꎮ1 同样地ꎬ 本文使用 Binscatter 方法绘制了勒纳指数与高技 能劳动力占比之间的统计关系ꎬ 如图 6 所示ꎮ 其中ꎬ 纵坐标的高技能劳动力占比均值变 化为反垄断执法机构改革后高技能劳动力占比均值 (2019—2021 年) 减去反垄断执法机 构改革前高技能劳动力占比均值 (2012—2018 年)ꎮ 结果显示ꎬ 散点拟合线向上倾斜ꎬ 意味着二者呈正相关关系ꎬ 表明在反垄断执法机构改革前ꎬ 企业垄断水平越高ꎬ 改革后 的劳动力配置结构优化越突出ꎮ
表 7 第 (3) 列考察了节制资本改革对劳动力配置结构的影响ꎮ 结果显示ꎬ 资本节制 显著提高了企业高技能劳动力占比ꎬ 优化了劳动力配置结构ꎮ 进一步地ꎬ 第 (4) 列同时 纳入节制资本改革和劳动力配置结构变量进行检验ꎬ 发现劳动力配置结构的中介效应占 比达到 3 45%ꎬ 证实了劳动力配置结构优化在节制资本改革缩小企业内部收入不平等中 发挥了机制作用ꎮ 主要原因在于ꎬ 为了应对节制资本改革带来的市场竞争压力ꎬ 企业匹 配了更多高技能劳动力进行技术创新ꎬ 以改善产品或者服务质量ꎬ 从而促使企业为留住 和雇用高技能劳动力支付了更高薪酬福利待遇 (Yang 和 Tangꎬ 2023ꎻ 江轩宇等ꎬ 2023b)ꎮ 此外ꎬ 随着企业高技能劳动力占比不断提高ꎬ 普通员工内部薪酬议价能力提升ꎬ 从而在一定程度上改善了企业内部收入不平等 (彭飞等ꎬ 2024)ꎮ
(四) 进一步分析
1 收入不平等效应的形成来源
上述研究表明ꎬ 节制资本改革通过优化劳动力配置能够改善企业内部收入不平等ꎮ 一个竞争性的假说是ꎬ 企业内部收入不平等的改善效应来自管理者平均薪酬的降低ꎬ 而 不是普通员工平均薪酬的提高ꎮ 为了厘清收入不平等效应改善的形成来源ꎬ 本文分别考 察节制资本改革对管理层平均薪酬和普通员工平均薪酬的影响ꎮ 结果显示ꎬ 节制资本改 革对普通员工薪酬激励具有显著促进作用ꎬ 对管理层薪酬激励没有显著影响ꎮ
2. 劳动力配置效应的形成逻辑
理论分析部分表明ꎬ 节制资本改革通过促进劳动力流动、 增加信息透明度以及研发 创新ꎬ 来实现高效的劳动力配置ꎮ 基于此ꎬ 本部分进一步采用实证策略进行检验ꎮ 由于 缺乏劳动力流动的直接数据ꎬ 本文将每个地区人口变动中剔除自然增长部分后的净变动 量ꎬ 视为地区劳动力流动的实际规模ꎬ 将其与采用地区国有经济比重构建的节制资本改 革变量进行回归分析ꎮ 同时ꎬ 本文以研发支出 (R&D) 占营业收入的比重衡量企业研发 创新ꎬ 以上市公司信息披露质量的考核结果作为信息透明度的衡量标准ꎬ 分别考察节制 资本改革对企业研发创新和信息透明度的影响ꎮ 结果显示ꎬ 节制资本改革显著促进了劳 动力流动、 提高了企业研发创新强度以及增强了企业信息透明度ꎮ
1 收入不平等效应的形成来源
上述研究表明ꎬ 节制资本改革通过优化劳动力配置能够改善企业内部收入不平等ꎮ 一个竞争性的假说是ꎬ 企业内部收入不平等的改善效应来自管理者平均薪酬的降低ꎬ 而 不是普通员工平均薪酬的提高ꎮ 为了厘清收入不平等效应改善的形成来源ꎬ 本文分别考 察节制资本改革对管理层平均薪酬和普通员工平均薪酬的影响ꎮ 结果显示ꎬ 节制资本改 革对普通员工薪酬激励具有显著促进作用ꎬ 对管理层薪酬激励没有显著影响ꎮ
2. 劳动力配置效应的形成逻辑
理论分析部分表明ꎬ 节制资本改革通过促进劳动力流动、 增加信息透明度以及研发 创新ꎬ 来实现高效的劳动力配置ꎮ 基于此ꎬ 本部分进一步采用实证策略进行检验ꎮ 由于 缺乏劳动力流动的直接数据ꎬ 本文将每个地区人口变动中剔除自然增长部分后的净变动 量ꎬ 视为地区劳动力流动的实际规模ꎬ 将其与采用地区国有经济比重构建的节制资本改 革变量进行回归分析ꎮ 同时ꎬ 本文以研发支出 (R&D) 占营业收入的比重衡量企业研发 创新ꎬ 以上市公司信息披露质量的考核结果作为信息透明度的衡量标准ꎬ 分别考察节制 资本改革对企业研发创新和信息透明度的影响ꎮ 结果显示ꎬ 节制资本改革显著促进了劳 动力流动、 提高了企业研发创新强度以及增强了企业信息透明度ꎮ
五、 稳健性检验
(一) 平行趋势检验
1. 事件研究法
双重差分法使用的一个重要前提是实验组和对照组在政策实施前满足平行趋势要求ꎮ 对此ꎬ 本文采用事件研究法构建节制资本改革时点变量ꎬ 即在回归中纳入处理变量 Treat 与各时点虚拟变量的交乘项进行检验ꎬ 具体模型构建如下:
1. 事件研究法
双重差分法使用的一个重要前提是实验组和对照组在政策实施前满足平行趋势要求ꎮ 对此ꎬ 本文采用事件研究法构建节制资本改革时点变量ꎬ 即在回归中纳入处理变量 Treat 与各时点虚拟变量的交乘项进行检验ꎬ 具体模型构建如下:
其中ꎬ Dl 表示一系列改革时点虚拟变量ꎬ l 为 2012—2021 年ꎮ 当 l 和样本观测年份 相同时ꎬ Dl 取值为 1ꎬ 否则为 0ꎮ 为避免多重共线性问题ꎬ 本文将改革前一年 (2018 年) 作为基准期ꎬ 其他变量设计与模型 (1) 一致ꎮ 平行趋势检验结果如图 7 所示ꎮ 结果显 示ꎬ 在改革前ꎬ 不同年度的改革时点变量均不显著ꎬ 证实了模型满足平行趋势假设基本 要求ꎮ 在节制资本改革后ꎬ 企业内部收入不平等的政策时点变量系数显著为负ꎬ 且呈波 动下降趋势ꎬ 说明随着节制资本改革力度的提高ꎬ 企业内部收入不平等程度趋于改善ꎬ 对优化居民收入分配格局具有重要意义ꎮ
2. 条件平行趋势检验
基准回归根据政策实施前企业勒纳指数均值 (2017 年和 2018 年) 差异构建了对照 组和实验组ꎬ 为了降低勒纳指数的趋势差异对结论的干扰ꎬ 本文通过在基准模型中纳入 勒纳指数与时间趋势的交互项ꎬ 来消除随时间变化的组间差异ꎬ 回归结果如表 8 第 (1) 列所示ꎮ 结果显示ꎬ Treat×Post 系数显著为负ꎬ 表明控制勒纳指数的时间趋势后ꎬ 基准结 论不变ꎮ 进一步地ꎬ 为了控制不同城市节制资本改革强度的趋势差异ꎬ 本文通过纳入城 市固定效应与时间趋势的交互项ꎬ 第 (2) 列回归结果显示ꎬ Treat×Post 系数依然显著为 负ꎮ 进一步地ꎬ 第 (3) 列继续纳入了省份、 行业固定效应与时间趋势的交互项ꎬ 基准结 论没有发生改变ꎮ 此外ꎬ 由于控制变量的趋势差异可能会对基准结论造成威胁ꎬ 因此第 (4) 列控制了控制变量的趋势差异ꎬ 发现基准结论依然稳健成立ꎮ
基准回归根据政策实施前企业勒纳指数均值 (2017 年和 2018 年) 差异构建了对照 组和实验组ꎬ 为了降低勒纳指数的趋势差异对结论的干扰ꎬ 本文通过在基准模型中纳入 勒纳指数与时间趋势的交互项ꎬ 来消除随时间变化的组间差异ꎬ 回归结果如表 8 第 (1) 列所示ꎮ 结果显示ꎬ Treat×Post 系数显著为负ꎬ 表明控制勒纳指数的时间趋势后ꎬ 基准结 论不变ꎮ 进一步地ꎬ 为了控制不同城市节制资本改革强度的趋势差异ꎬ 本文通过纳入城 市固定效应与时间趋势的交互项ꎬ 第 (2) 列回归结果显示ꎬ Treat×Post 系数依然显著为 负ꎮ 进一步地ꎬ 第 (3) 列继续纳入了省份、 行业固定效应与时间趋势的交互项ꎬ 基准结 论没有发生改变ꎮ 此外ꎬ 由于控制变量的趋势差异可能会对基准结论造成威胁ꎬ 因此第 (4) 列控制了控制变量的趋势差异ꎬ 发现基准结论依然稳健成立ꎮ
(二) 随机性检验
1. 安慰剂检验
如果样本期内实施的其他政策影响了企业内部收入分配ꎬ 可能会导致基准结果估计 偏误ꎮ 为了降低不可观测因素对结论的干扰ꎬ 本文通过随机生成虚假的处理变量和政策 变量替换真实的 “ Treat” 和 “ Post” 进行安慰剂检验ꎮ 结果显示ꎬ “ 虚假” 的估计系数 服从正态分布ꎬ 且均值位于 0 附近ꎬ 远大于真实估计系数ꎬ 表明基准回归结果不太可能 受到不可观测因素的干扰ꎮ
2. 反事实检验
如果节制资本改革的收入分配效应是由垄断程度不同的企业在 2018 年前后变化差异 的自然体现ꎬ 那么我们推测在改革之前ꎬ 垄断程度不同企业的内部收入不平等表现应该 也具有差异性ꎮ 对此ꎬ 本文选择节制资本改革前的样本数据ꎬ 分别将 2014 年、 2015 年、 2016 年及 2017 年作为虚构的改革实施时点ꎬ 以此检验本文结论的可靠性ꎮ 结果显示ꎬ 虚 构的节制资本改革变量的回归系数均不显著ꎬ 表明本文结论与节制资本改革存在密切 关联ꎮ
1. 安慰剂检验
如果样本期内实施的其他政策影响了企业内部收入分配ꎬ 可能会导致基准结果估计 偏误ꎮ 为了降低不可观测因素对结论的干扰ꎬ 本文通过随机生成虚假的处理变量和政策 变量替换真实的 “ Treat” 和 “ Post” 进行安慰剂检验ꎮ 结果显示ꎬ “ 虚假” 的估计系数 服从正态分布ꎬ 且均值位于 0 附近ꎬ 远大于真实估计系数ꎬ 表明基准回归结果不太可能 受到不可观测因素的干扰ꎮ
2. 反事实检验
如果节制资本改革的收入分配效应是由垄断程度不同的企业在 2018 年前后变化差异 的自然体现ꎬ 那么我们推测在改革之前ꎬ 垄断程度不同企业的内部收入不平等表现应该 也具有差异性ꎮ 对此ꎬ 本文选择节制资本改革前的样本数据ꎬ 分别将 2014 年、 2015 年、 2016 年及 2017 年作为虚构的改革实施时点ꎬ 以此检验本文结论的可靠性ꎮ 结果显示ꎬ 虚 构的节制资本改革变量的回归系数均不显著ꎬ 表明本文结论与节制资本改革存在密切 关联ꎮ
(三) 解释变量的衡量方式再检验
1 实验组设计的敏感性检验
首先ꎬ 根据相关研究的一般做法 (王彦超等ꎬ 2020ꎻ 肖土盛等ꎬ 2023)ꎬ 基准回归采 用企业勒纳指数排序是否处于前后1/3来界定实验组与对照组ꎮ 为了确保基准结果不是 由于实验组与对照组设计引起的偏倚ꎬ 我们分别改用勒纳指数排序是否处于前后1/2或 1 / 4 界定实验组与对照组ꎮ 其次ꎬ 为了检验基准结果对 Treat 分组年份选取的敏感性ꎬ 本 文分别采用改革前一年 (2018 年) 和改革前所有样本年份 (2012—2018 年) 的勒纳指 数平均水平为分组依据ꎮ1 此外ꎬ 参考王彦超等 (2020) 的做法ꎬ 我们利用上市公司勒 纳指数减去同行业上市公司勒纳指数的平均值ꎬ 再根据改革前两年垄断势力平均值的前 后1/3界定实验组与对照组 (Treatj×Post)ꎬ 表9第 (1) 列展示了这一检验结果ꎮ 第 (2) 列基于强度双重差分模型进行了检验ꎬ 即以改革前两年勒纳指数均值为强度变量ꎬ 与政策实施虚拟变量进行交互 (Lerner×Post)ꎮ 以上结果显示ꎬ 本文结论稳健成立ꎮ
不同行业在市场结构、 监管环境和技术发展等方面的显著差异性ꎬ 会直接影响各行 业的垄断程度及其所面临的反垄断规制风险ꎮ 鉴于此ꎬ 根据改革后审结反垄断案件的行 业类型分布ꎬ 本文识别出医药、 电力煤气及水的生产和供应、 建筑和房地产、 石油化工、 互联网通信、 交通运输为反垄断重点行业ꎬ 以此为实验组ꎬ 其他行业为控制组ꎮ 回归结 果报告在表 9 第 (3) 列ꎮ 需要注意的是ꎬ 考虑到上市公司普遍存在混业经营行为ꎬ 如果 上市公司在不同年度的主营业务行业发生变化ꎬ 会直接影响实验组识别的合理性和准确 性ꎬ 故本文根据企业年度内第一大主营业务收入认定企业主营业务行业ꎬ 据此重新构建 实验组和对照组ꎮ 回归结果如第 (4) 列所示ꎮ 本文结论没有发生改变ꎮ
1 实验组设计的敏感性检验
首先ꎬ 根据相关研究的一般做法 (王彦超等ꎬ 2020ꎻ 肖土盛等ꎬ 2023)ꎬ 基准回归采 用企业勒纳指数排序是否处于前后1/3来界定实验组与对照组ꎮ 为了确保基准结果不是 由于实验组与对照组设计引起的偏倚ꎬ 我们分别改用勒纳指数排序是否处于前后1/2或 1 / 4 界定实验组与对照组ꎮ 其次ꎬ 为了检验基准结果对 Treat 分组年份选取的敏感性ꎬ 本 文分别采用改革前一年 (2018 年) 和改革前所有样本年份 (2012—2018 年) 的勒纳指 数平均水平为分组依据ꎮ1 此外ꎬ 参考王彦超等 (2020) 的做法ꎬ 我们利用上市公司勒 纳指数减去同行业上市公司勒纳指数的平均值ꎬ 再根据改革前两年垄断势力平均值的前 后1/3界定实验组与对照组 (Treatj×Post)ꎬ 表9第 (1) 列展示了这一检验结果ꎮ 第 (2) 列基于强度双重差分模型进行了检验ꎬ 即以改革前两年勒纳指数均值为强度变量ꎬ 与政策实施虚拟变量进行交互 (Lerner×Post)ꎮ 以上结果显示ꎬ 本文结论稳健成立ꎮ
不同行业在市场结构、 监管环境和技术发展等方面的显著差异性ꎬ 会直接影响各行 业的垄断程度及其所面临的反垄断规制风险ꎮ 鉴于此ꎬ 根据改革后审结反垄断案件的行 业类型分布ꎬ 本文识别出医药、 电力煤气及水的生产和供应、 建筑和房地产、 石油化工、 互联网通信、 交通运输为反垄断重点行业ꎬ 以此为实验组ꎬ 其他行业为控制组ꎮ 回归结 果报告在表 9 第 (3) 列ꎮ 需要注意的是ꎬ 考虑到上市公司普遍存在混业经营行为ꎬ 如果 上市公司在不同年度的主营业务行业发生变化ꎬ 会直接影响实验组识别的合理性和准确 性ꎬ 故本文根据企业年度内第一大主营业务收入认定企业主营业务行业ꎬ 据此重新构建 实验组和对照组ꎮ 回归结果如第 (4) 列所示ꎮ 本文结论没有发生改变ꎮ
2. 解释变量的可替代性度量
为了加强本文结论的稳健性ꎬ 我们还采用了解释变量的可替代性度量方法ꎮ 首先ꎬ 反垄断执法机构改革加大了对滥用行政权力排除、 限制竞争行为的执法力度ꎬ 对不同行政垄断程度地区的企业可能带来不同程度的冲击ꎮ 借鉴倪鹏途和陆铭 (2016)的做法ꎬ 本文以国有经济比重作为衡量各地区行政垄断的代理变量ꎬ 数据源自 CSMAR 数 据库ꎮ 这一指标的逻辑在于ꎬ 国有经济比重较高的地区通常会体现出较强的行政干预与 垄断特性ꎮ 同时ꎬ 本文以反垄断执法机构改革前两年 (2017—2018 年) 的地区国有经济 比重均值作为划分标准ꎬ 构建 Treatreg 变量ꎮ 具体来说ꎬ 本文将样本中高于此中位数的地 区视为实验组ꎬ Treatreg 取值为 1ꎬ 低于中位数的样本视为对照组ꎬ Treatreg 取值为 0ꎬ 再与 改革时间虚拟变量 Post 进行交互 (Treatreg ×Post)ꎮ 表 10 第 (1) 列报告了该检验的回归 结果ꎮ 其次ꎬ 我们从 CSMAR 数据库中收集了行业行政处罚案件数量和罚款金额ꎬ 以此衡量 企业所属行业垄断程度ꎮ 具体而言ꎬ 我们分别以改革前两年 (2017—2018 年) 案件数量 和罚款金额均值作为强度变量 (lnAmount 和 lnPenaltyꎬ 取对数)ꎬ 并与改革时间虚拟变量 Post 进行交互ꎬ 以此构建节制资本改革变量ꎮ 表 10 第(2)—(3)列基于强度双重差分模 型ꎬ 报告了节制资本改革对企业内部收入不平等的回归结果ꎮ
最后ꎬ 本文将改革前受到行政处罚的行业定义为高垄断行业ꎬ 若企业属于上述行业 取值为 1ꎬ 否则取值为 0ꎬ 以此划分实验组和对照组 (Treatind )ꎮ 表 10 第 (4) 列的回归 结果显示ꎬ 本文结论稳健成立ꎮ
为了加强本文结论的稳健性ꎬ 我们还采用了解释变量的可替代性度量方法ꎮ 首先ꎬ 反垄断执法机构改革加大了对滥用行政权力排除、 限制竞争行为的执法力度ꎬ 对不同行政垄断程度地区的企业可能带来不同程度的冲击ꎮ 借鉴倪鹏途和陆铭 (2016)的做法ꎬ 本文以国有经济比重作为衡量各地区行政垄断的代理变量ꎬ 数据源自 CSMAR 数 据库ꎮ 这一指标的逻辑在于ꎬ 国有经济比重较高的地区通常会体现出较强的行政干预与 垄断特性ꎮ 同时ꎬ 本文以反垄断执法机构改革前两年 (2017—2018 年) 的地区国有经济 比重均值作为划分标准ꎬ 构建 Treatreg 变量ꎮ 具体来说ꎬ 本文将样本中高于此中位数的地 区视为实验组ꎬ Treatreg 取值为 1ꎬ 低于中位数的样本视为对照组ꎬ Treatreg 取值为 0ꎬ 再与 改革时间虚拟变量 Post 进行交互 (Treatreg ×Post)ꎮ 表 10 第 (1) 列报告了该检验的回归 结果ꎮ 其次ꎬ 我们从 CSMAR 数据库中收集了行业行政处罚案件数量和罚款金额ꎬ 以此衡量 企业所属行业垄断程度ꎮ 具体而言ꎬ 我们分别以改革前两年 (2017—2018 年) 案件数量 和罚款金额均值作为强度变量 (lnAmount 和 lnPenaltyꎬ 取对数)ꎬ 并与改革时间虚拟变量 Post 进行交互ꎬ 以此构建节制资本改革变量ꎮ 表 10 第(2)—(3)列基于强度双重差分模 型ꎬ 报告了节制资本改革对企业内部收入不平等的回归结果ꎮ
最后ꎬ 本文将改革前受到行政处罚的行业定义为高垄断行业ꎬ 若企业属于上述行业 取值为 1ꎬ 否则取值为 0ꎬ 以此划分实验组和对照组 (Treatind )ꎮ 表 10 第 (4) 列的回归 结果显示ꎬ 本文结论稳健成立ꎮ
(四) 被解释变量的衡量方式再检验
为了加强基准结论的稳健性ꎬ 本文还采用其他方式来测度企业内部的收入不平等 (张克中等ꎬ 2021ꎻ 柳光强和孔高文ꎬ 2018): 第一ꎬ 采用管理层平均薪酬与普通员工平 均薪酬的比值衡量ꎬ 其一是将管理层平均薪酬定义为企业前三名高管的平均薪酬ꎬ 其二 是将管理层平均薪酬定义为企业所有高管的平均薪酬ꎮ 第二ꎬ 以管理层平均薪酬与员工 平均薪酬的差值后取自然对数衡量ꎮ 表 11 结果显示ꎬ Treat×Post 的系数未发生显著变化ꎬ 证实了基准结论的稳健性ꎮ
为了加强基准结论的稳健性ꎬ 本文还采用其他方式来测度企业内部的收入不平等 (张克中等ꎬ 2021ꎻ 柳光强和孔高文ꎬ 2018): 第一ꎬ 采用管理层平均薪酬与普通员工平 均薪酬的比值衡量ꎬ 其一是将管理层平均薪酬定义为企业前三名高管的平均薪酬ꎬ 其二 是将管理层平均薪酬定义为企业所有高管的平均薪酬ꎮ 第二ꎬ 以管理层平均薪酬与员工 平均薪酬的差值后取自然对数衡量ꎮ 表 11 结果显示ꎬ Treat×Post 的系数未发生显著变化ꎬ 证实了基准结论的稳健性ꎮ
(五) 样本选择偏差检验
1. 倾向得分匹配
如果实验组和对照组企业在规模、 盈利能力以及所有制性质等方面存在较大差异ꎬ 可能导致本文结论稳健性因样本选择问题受到威胁ꎮ 对此ꎬ 我们采用 PSM¯DID 方法作为 稳健性检验ꎮ 具体来说ꎬ 我们将 Treat 作为因变量ꎬ 以基准回归的控制变量作为匹配变 量ꎬ 并控制省份—年份固定效应ꎬ 使用 Logit 模型估计企业条件概率分布ꎬ 即倾向得分ꎬ 然后基于模型 (1) 进行回归ꎮ 为了保证基准结果对匹配方法选取的非敏感性ꎬ 本文同时 采用半径匹配、 1 ∶ 1 和 1 ∶ 3 最近邻匹配以及核匹配方法进行稳健性检验ꎮ 表 12 第 (1)—(4)列结果显示ꎬ Treat×Post 系数均显著为负ꎬ 表明在控制可能存在的样本选择偏 差问题后ꎬ 基准结论未发生实质性变化ꎮ
2. 熵平衡匹配
由于倾向得分匹配法剔除了无法匹配的对照组样本ꎬ 可能会丢失大量样本信息ꎮ 因 此ꎬ 我们参考杨国超和蒋安璇 (2022) 的做法ꎬ 采用熵平衡匹配方法进行检验ꎮ 熵平衡 匹配通过对观测值赋予相应的权重ꎬ 实现实验组与对照组在协变量上的分布矩近似一致ꎬ 从而保留全部对照组信息ꎬ 有助于最大限度地消除样本选择和内生性干扰ꎮ 表 12 第 (5) 列报告了熵平衡匹配方法的回归结果ꎬ 支持节制资本改革对企业内部收入不平等的改善 效应ꎬ 进一步证实了样本选择问题不太可能对基准结论造成根本性干扰
1. 倾向得分匹配
如果实验组和对照组企业在规模、 盈利能力以及所有制性质等方面存在较大差异ꎬ 可能导致本文结论稳健性因样本选择问题受到威胁ꎮ 对此ꎬ 我们采用 PSM¯DID 方法作为 稳健性检验ꎮ 具体来说ꎬ 我们将 Treat 作为因变量ꎬ 以基准回归的控制变量作为匹配变 量ꎬ 并控制省份—年份固定效应ꎬ 使用 Logit 模型估计企业条件概率分布ꎬ 即倾向得分ꎬ 然后基于模型 (1) 进行回归ꎮ 为了保证基准结果对匹配方法选取的非敏感性ꎬ 本文同时 采用半径匹配、 1 ∶ 1 和 1 ∶ 3 最近邻匹配以及核匹配方法进行稳健性检验ꎮ 表 12 第 (1)—(4)列结果显示ꎬ Treat×Post 系数均显著为负ꎬ 表明在控制可能存在的样本选择偏 差问题后ꎬ 基准结论未发生实质性变化ꎮ
2. 熵平衡匹配
由于倾向得分匹配法剔除了无法匹配的对照组样本ꎬ 可能会丢失大量样本信息ꎮ 因 此ꎬ 我们参考杨国超和蒋安璇 (2022) 的做法ꎬ 采用熵平衡匹配方法进行检验ꎮ 熵平衡 匹配通过对观测值赋予相应的权重ꎬ 实现实验组与对照组在协变量上的分布矩近似一致ꎬ 从而保留全部对照组信息ꎬ 有助于最大限度地消除样本选择和内生性干扰ꎮ 表 12 第 (5) 列报告了熵平衡匹配方法的回归结果ꎬ 支持节制资本改革对企业内部收入不平等的改善 效应ꎬ 进一步证实了样本选择问题不太可能对基准结论造成根本性干扰
(六) 其他稳健性检验
本文还采取了以下几种方法作为稳健性检验: 第一ꎬ 排除固定资产加速折旧、 “营改 增”、 “限薪令”、 公平竞争审查制度以及国家反垄断局成立等政策混淆干扰ꎮ 第二ꎬ 被 解释变量滞后一期ꎮ 由于工资具有黏性ꎬ 节制资本改革对企业内部收入不平等的影响可 能存在滞后效应ꎬ 故对被解释变量滞后一期进行检验ꎮ 第三ꎬ 控制行业—年份固定效应ꎬ 以缓解行业层面随时间变化的不可观测因素的影响ꎮ 第四ꎬ 控制城市—年份固定效应ꎬ 以缓解城市层面随时间变化的不可观测因素的影响ꎮ 第五ꎬ 选取政策实施前后三年 (2015—2021 年) 作为研究区间ꎬ 以避免样本区间过长带来的潜在干扰ꎮ 为了降低基准 结果对样本区间选择的敏感性ꎬ 本文还将样本区间提前至2010年 (即样本区间为2010— 2021 年)ꎮ 第六ꎬ 纳入城市 GDP 和财政压力变量ꎬ 以控制城市经济和财政特征差异的影 响ꎮ 第七ꎬ 排除企业进入退出ꎮ 结论没有发生改变ꎮ
本文还采取了以下几种方法作为稳健性检验: 第一ꎬ 排除固定资产加速折旧、 “营改 增”、 “限薪令”、 公平竞争审查制度以及国家反垄断局成立等政策混淆干扰ꎮ 第二ꎬ 被 解释变量滞后一期ꎮ 由于工资具有黏性ꎬ 节制资本改革对企业内部收入不平等的影响可 能存在滞后效应ꎬ 故对被解释变量滞后一期进行检验ꎮ 第三ꎬ 控制行业—年份固定效应ꎬ 以缓解行业层面随时间变化的不可观测因素的影响ꎮ 第四ꎬ 控制城市—年份固定效应ꎬ 以缓解城市层面随时间变化的不可观测因素的影响ꎮ 第五ꎬ 选取政策实施前后三年 (2015—2021 年) 作为研究区间ꎬ 以避免样本区间过长带来的潜在干扰ꎮ 为了降低基准 结果对样本区间选择的敏感性ꎬ 本文还将样本区间提前至2010年 (即样本区间为2010— 2021 年)ꎮ 第六ꎬ 纳入城市 GDP 和财政压力变量ꎬ 以控制城市经济和财政特征差异的影 响ꎮ 第七ꎬ 排除企业进入退出ꎮ 结论没有发生改变ꎮ
六、 结论与启示
作为社会收入差距的主要来源ꎬ 企业内部收入不平等已成为优化国民收入分配格局、 推进共同富裕进程的重要抓手ꎮ 然而ꎬ 既有研究普遍关注企业内部因素、 市场因素及税 制因素的作用ꎬ 鲜有探究节制资本的影响ꎮ 基于此ꎬ 本文以 2018 年反垄断执法机构改革 为准自然实验ꎬ 选取 2012—2021 年中国 A 股上市公司数据ꎬ 采用双重差分模型考察节制 资本对企业内部收入不平等的影响及其内在机制ꎮ 结果发现ꎬ 节制资本改革显著改善了 企业内部收入不平等ꎬ 且该效应随着企业内部收入不平等程度的加剧而增加ꎮ 异质性分 析发现ꎬ 在非国有企业和高市场分割地区的企业中ꎬ 节制资本改革对企业内部收入不平 等的改善效应更为明显ꎮ 机制证据表明ꎬ 节制资本改革不仅降低了企业劳动力配置扭曲ꎬ 改善了劳动力配置效率ꎬ 而且提高了企业高技能劳动力占比ꎬ 优化了劳动力配置结构ꎬ 进而降低了企业内部收入不平等ꎮ
基于上述结论ꎬ 本文提出以下政策启示ꎮ 首先ꎬ 持续深化反垄断和节制资本改革ꎬ 保障执法的稳定性和统一性ꎮ 资本垄断与无序扩张必然会损害国民经济健康有序运行ꎬ 加剧社会公共福利损失ꎬ 因此必须加快破解节制资本的有效制度手段ꎬ 强化反垄断执法 公平性ꎮ 一方面ꎬ 应以新一轮构建高水平社会主义市场经济体制为契机ꎬ 继续推动反垄 断执法基础规则统一和监管公平统一ꎬ 充分发挥信息公开和行政处罚等手段ꎬ 多措并举 打击资本垄断和无序扩张行为ꎮ 另一方面ꎬ 应加大对地方保护主义和行政垄断的打击力 度ꎬ 杜绝资本利用此类手段谋取不正当利益和形成垄断格局ꎬ 同时清理和废除妨碍全国 统一市场和公平竞争的各种政策性规定ꎬ 从根本上预防和规范资本行为ꎮ 其次ꎬ 健全劳 动力市场制度和规则ꎬ 实现更加充分更高质量就业ꎮ 在新发展阶段背景下ꎬ 我国劳动力 市场仍存在流动性不足、 就业信息不对称、 劳动力配置扭曲以及技术型人才短缺等风险ꎮ 对此ꎬ 一方面ꎬ 应加强人力资本投资的财税政策设计ꎬ 实施全行业职工教育经费抵扣政 策ꎬ 同时优化高等教育学科专业和人才培养结构布局ꎬ 鼓励企业加大劳动者技能培训投 入ꎬ 提高劳动者技能水平ꎻ 另一方面ꎬ 应着力破除妨碍劳动力、 人才社会性流动的市场 分割行为ꎬ 引导劳动者在部门之间、 地区之间和企业之间高效流动ꎬ 鼓励和支持各类就 业信息平台等人力资源机构发展ꎬ 降低企业与劳动者之间的搜寻—匹配成本ꎮ 最后ꎬ 健 全国有企业收入分配制度ꎬ 规范收入分配秩序ꎮ 国有企业内部薪酬分配是实现共同富裕 中的重要环节ꎬ 应引导其在调节收入分配上发挥更大作用ꎮ 在新一轮全面深化国企改 革的背景下ꎬ 应积极推进国有企业薪酬决定机制改革ꎬ 实行与经济效益和劳动生产率 挂钩的薪酬决定和增长机制ꎬ 完善工资分配内部监督机制ꎬ 建立工资分配信息公开制 度ꎬ 有效落实按劳分配为主、 效率优先、 兼顾公平的多种分配方式ꎬ 使收入分配更加 合理有序ꎮ
基于上述结论ꎬ 本文提出以下政策启示ꎮ 首先ꎬ 持续深化反垄断和节制资本改革ꎬ 保障执法的稳定性和统一性ꎮ 资本垄断与无序扩张必然会损害国民经济健康有序运行ꎬ 加剧社会公共福利损失ꎬ 因此必须加快破解节制资本的有效制度手段ꎬ 强化反垄断执法 公平性ꎮ 一方面ꎬ 应以新一轮构建高水平社会主义市场经济体制为契机ꎬ 继续推动反垄 断执法基础规则统一和监管公平统一ꎬ 充分发挥信息公开和行政处罚等手段ꎬ 多措并举 打击资本垄断和无序扩张行为ꎮ 另一方面ꎬ 应加大对地方保护主义和行政垄断的打击力 度ꎬ 杜绝资本利用此类手段谋取不正当利益和形成垄断格局ꎬ 同时清理和废除妨碍全国 统一市场和公平竞争的各种政策性规定ꎬ 从根本上预防和规范资本行为ꎮ 其次ꎬ 健全劳 动力市场制度和规则ꎬ 实现更加充分更高质量就业ꎮ 在新发展阶段背景下ꎬ 我国劳动力 市场仍存在流动性不足、 就业信息不对称、 劳动力配置扭曲以及技术型人才短缺等风险ꎮ 对此ꎬ 一方面ꎬ 应加强人力资本投资的财税政策设计ꎬ 实施全行业职工教育经费抵扣政 策ꎬ 同时优化高等教育学科专业和人才培养结构布局ꎬ 鼓励企业加大劳动者技能培训投 入ꎬ 提高劳动者技能水平ꎻ 另一方面ꎬ 应着力破除妨碍劳动力、 人才社会性流动的市场 分割行为ꎬ 引导劳动者在部门之间、 地区之间和企业之间高效流动ꎬ 鼓励和支持各类就 业信息平台等人力资源机构发展ꎬ 降低企业与劳动者之间的搜寻—匹配成本ꎮ 最后ꎬ 健 全国有企业收入分配制度ꎬ 规范收入分配秩序ꎮ 国有企业内部薪酬分配是实现共同富裕 中的重要环节ꎬ 应引导其在调节收入分配上发挥更大作用ꎮ 在新一轮全面深化国企改 革的背景下ꎬ 应积极推进国有企业薪酬决定机制改革ꎬ 实行与经济效益和劳动生产率 挂钩的薪酬决定和增长机制ꎬ 完善工资分配内部监督机制ꎬ 建立工资分配信息公开制 度ꎬ 有效落实按劳分配为主、 效率优先、 兼顾公平的多种分配方式ꎬ 使收入分配更加 合理有序ꎮ
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Y_s = \left( \sum_{i=1}^{N_s} Y_{si}^{\frac{\sigma-1}{\sigma}} \right)^{\frac{\sigma}{\sigma-1}}
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