2023第49卷第6期
一、引 言
习近平总书记在中央城镇化工作会议中指出，城镇化是现代化的必由之路，城镇化目标正确、方向对头，将有利于促进社会公平和共同富裕。《国家新型城镇化规划》明确将城市群作为中国新型城镇化发展的主体形态。现有文献主要关注了城市群政策对经济发展的影响，而缺乏对这项政策与共同富裕关系的探讨。收入分配政策是促进共同富裕的基础性制度安排，而劳动收入份额是初次分配的核心指标，提高劳动收入份额是保证全体人民共享经济发展成果、实现共同富裕的重要机制（施新政等，2019；江轩宇和朱冰，2022）。因此，本文从上市公司劳动收入份额的角度考察了城市群政策的收入分配效应，以期更加全面地评价城市群规划的政策效应。同时，党的二十大报告指出，实现高质量发展和全体人民共同富裕是中国式现代化的本质要求。《“十四五”规划和2035年远景目标纲要》强调，城市群是开拓高质量发展的重要动力源。因此，关于这一问题的探讨对于如何推进中国式现代化具有重要的启示。
本文之所以选择上市公司的微观数据进行分析，主要基于以下两点考虑：第一，从传统理论来看，劳动收入份额属于宏观经济问题，但宏观劳动收入份额是微观企业劳动收入份额的加总（王雄元和黄玉菁，2017）。从微观企业角度来理解劳动收入份额的聚集过程，有利于深入剖析劳动收入份额在微观层面的基本事实与影响机制。同时，随着资本市场的不断发展，上市公司在国民经济中的作用日益凸显（方军雄，2011）。因此，基于上市公司数据对劳动收入份额展开研究具有典型性和代表性。第二，现有文献（文雁兵和陆雪琴，2018；施新政等，2019）指出，使用公司层面的微观数据能够有效避免使用宏观数据衡量劳动收入份额时存在的统计口径不同、数据平衡和修订等问题，这缓解了数据层面度量问题对研究结论的干扰。
本文基于2007—2020年沪深两市A股上市公司数据研究发现，城市群政策能够显著提高区域内企业的劳动收入份额，这表明城市群政策有助于优化初次收入分配制度，让员工更好地分享企业的发展成果。促进市场公平竞争、缓解政府干预下企业对资本要素的过度投资以及增大自主研发强度，是城市群政策提高企业劳动收入份额的重要作用路径。当企业所在地的行政垄断程度较高、政府干预程度较高，或者企业的劳动与资本互补关系较强时，城市群政策提高企业劳动收入份额的正向作用更加显著。此外，城市群政策主要提高了普通员工而非高管的劳动收入份额，同时缩小了企业内部薪酬差距，从而体现了共同富裕的内涵。纳入城市群的中心城市和非中心城市的企业劳动收入份额均得到显著提升，且不存在明显的外溢效应，这排除了中心城市“虹吸效应”
本文的研究贡献主要表现在以下三个方面：第一，拓展了劳动收入份额影响因素的研究视角。国内学者从区域发展与变革等特征维度对劳动收入份额变化的原因进行了有益探讨，发现要素市场分割（王宋涛等，2017）、地区性别失衡（魏下海等，2017）、产业升级（周茂等，2018）以及行政审批改革（郭小年和邵宜航，2021）等因素对劳动收入份额具有重要影响。本文同样立足于区域发展视角，但与以往文献主要着眼于区域自身特征不同，本文重点探讨了区域之间的协同发展，即城市群政策对企业劳动收入份额的影响，从而丰富了劳动收入份额影响因素的研究文献。第二，本文丰富了城市群政策经济后果的相关研究。现有文献从城市发展（Portnov和Schwartz，2009）、企业投资策略联动性（赵娜等，2017）、环境保护（张可，2018）、金融发展质量（刘倩等，2020）以及地方税收竞争（龚锋等，2021）等维度检验了城市群政策的经济后果。但鲜有研究关注城市群政策对企业要素收入分配决策的影响。企业是经济发展的微观主体，承担着初次分配的重要职责，企业就业是广大劳动者从经济发展中取得收入的最重要途径。因此，提高企业层面劳动收入份额对于扎实促进共同富裕具有重大意义。为此，本文从企业劳动收入份额维度展开研究，为城市群政策的经济后果补充了经验证据。第三，本文在验证城市群政策提高企业劳动收入份额的基础上，还为两者之间的作用机理提供了经验证据。本文发现，城市群政策能够通过三个路径来提高企业的劳动收入份额。此外，本文还从三个方面系统分析了城市群政策与企业劳动收入份额之间关系的异质性特征。这有助于揭开城市群政策影响企业劳动收入份额的“黑箱”。
二、制度背景与理论假说
（一）制度背景
城市群是指一定地域范围内，基于人口、交通、贸易等联系机制，以中心城市为核心向周围辐射形成的空间组织紧凑、经济联系紧密的城市集合体。自“十一五”规划首次提出“将城市群作为推进城镇化的主体形态”以来，中国的区域发展格局逐渐由“四大板块”战略向城市群战略拓展。群内城市会自发推进区域联动，以达成专题项目（张学良等，2017）。但由于缺乏“顶层设计”，城市群总体上仍处于培育阶段，高效协同的发展机制亟待健全。
为了摆脱传统发展模式的束缚，国务院相继批复各大城市群，并发布包括经济要素流动、产业分工协作、公共服务均等和基础设施共享等在内的配套政策文件，将城市群建设推进至2.0版本，旨在以政府引导和政策赋能的方式从整体规划的角度将城市间的非正式合作上升至组织层面，明确城市群协同发展的共同目标，细化清单和路径设计。在城市群发展规划得到国务院正式批复后，各级政府会依据发展规划的总体部署，从国家战略出发，通过设计、建设、管理和服务等“一盘棋”谋划，一体化推动城市群的空间布局优化和发展体系提升。城市群建设的一个重要目标就是切实打破行政藩篱，提升合作层次与水平。政策出台后，群内城市签署了一系列合作协议，定期完善会商机制和工作推进机制，依法落实发展规划提出的主要目标和重点任务，并在交通、文化、旅游、政务服务和一些产业项目上进行对接，共同构建大产业、细分工的区域产业发展高地。同时，城市群政策还加快了内部的行政审批制度改革，推动了政府职能转型。截至2020年，国务院正式批复的十一大城市群GDP总额超过68.5万亿元，约占全国GDP总量的68%。可见，城市群经济飞速发展，一体化建设水平大幅提高，以城市群为核心的块状模式逐渐成为推动中国经济高质量发展的重要引擎。
（二）理论假说
本文认为，城市群政策可以通过三个路径来提高企业的劳动收入份额。
1. 促进市场公平竞争。垄断是企业劳动收入份额下降的重要原因（Autor等，2020；文雁兵和陆雪琴，2018）。我国企业垄断的形成涉及非市场因素，在官员晋升“锦标赛”机制下，地方政府可能会通过行政干预的方式影响竞争，使当地企业在特定行业中获得竞争优势，阻碍生产要素跨区域流动，损害市场统一与公平竞争（陆铭和陈钊，2009；徐业坤和马光源，2019）。
而在城市群政策下，由于中央统筹规划和建立地区间利益协调机制，要素和资源可以自由跨越行政边界，在更大范围内实现要素优化配置，从而推动区域一体化发展（唐为，2021）。这种由传统行政区向经济功能区转变的新型城镇化道路有效推动了城市间的交流与合作（张学良等，2017），打破了原有经济治理的“藩镇割据”思维（刘倩等，2020）。在城市群政策下，地区间可以积极推进行政许可、工商登记、食品药品检验等领域的互通互认，制定统一的市场准入和市场监管标准，废除妨碍市场公平竞争的规定，从而更好地发挥市场在资源配置中的决定性作用。同时，城市群政策可以促进一体化商品和要素市场的形成。企业既可以更好地实现商品和服务的跨地区销售，共享城市群政策所产生的市场需求，又可以使用更多的中间投入品，降低生产和交易成本。可见，城市群政策有助于破除市场分割下的地区行政垄断，促进企业的区域集聚，激发市场活力，从而提高劳动收入份额。
2. 缓解政府干预下企业对资本要素的过度投资。由于资本密集型企业的所得税税基更大且对地区经济总量的提升作用更加明显，在地区间竞争压力下，地方政府对发展资本密集型产业表现出强烈的偏好。地方政府通常会利用行政审批等手段干预企业的生产经营活动，将自己对资本密集型产业的偏好强加于企业，促使企业在资本要素方面进行过度投资，从而降低企业的劳动收入份额（郭小年和邵宜航，2021）。这会导致部分行业和地区出现盲目投资扩张、重复建设、产能过剩（徐业坤和马光源，2019）等“资本偏向”的逆资源禀赋趋势。
国家出台的城市群发展规划和实施方案等大多旗帜鲜明地提出“市场主导、政府引导”的基本原则，即遵循城市群演进的客观规律，充分发挥市场在资源配置中的决定性作用，更好地发挥政府在空间开发管制、基础设施布局、公共服务供给和体制机制创新等方面的作用，提升城市群发展质量。同时，相关政策文件均明确强调深化“放管服”改革，最大限度精简行政审批事项和环节，推行政务服务“最多跑一次”改革，发布“零跑腿”事项清单。行政审批制度改革能够约束地方政府干预产业结构和企业活动的行为，提高市场效率（郭小年和邵宜航，2021）。“中国城市营商环境评价研究”课题组（2021）的研究表明，城市群内城市的营商环境整体上优于全国平均水平。可见，城市群政策有助于加快服务型政府建设，营造市场化、法治化、国际化的营商环境，使企业更多依据劳动和资本要素的边际产出价值而非政府偏好来配置要素资源，从而缓解政府干预下企业对资本要素的过度投资，提高劳动收入份额。
3. 增大自主研发强度。现实中，产品市场并不是充分竞争的，企业能够获得一些超额收益。同时，要素市场上也存在摩擦，如劳资双方存在讨价还价的现象（Blanchard和Giavazzi，2003）。白重恩和钱震杰（2010）指出，中国劳动力缺乏谈判能力，可以忽略讨价还价能力这一因素，企业的超额利润完全划归资本要素所有。而盛丹（2013）认为，企业招聘时存在“工资面议”现象，这说明劳动者具备一定的议价能力。申广军等（2018）也强调，在分配超额收益时，考虑劳动者的议价能力更加符合现实。可见，增强劳动者议价能力将显著提升企业的劳动收入份额。
在价值创造过程中，企业对人力资本的依赖程度是影响劳动者议价能力的关键因素。城市群政策强调要不断整合创新资源，推动城市群从“要素驱动时代”进入“创新驱动时代”。地方政府通过设立协同创新中心、孵化科技产业园区、完善知识产权体系和培育创新服务机构等措施来营造有利于创新的良好生态环境，这些措施有利于激发城市群内企业的创新活力，促进市场主体完成转型升级。同时，城市群建设过程中的集聚经济效应也有助于促进企业的自主创新。一方面，同行企业在城市群内的空间集聚将产生马歇尔外部经济性，这有利于同行员工之间的交流和学习，促进创新知识溢出。另一方面，跨行业企业在城市群内的空间集聚将产生雅各布外部经济性。多样化的产业环境既能为区域内企业带来更多思想碰撞的机会，激发新思想、新方法，又能帮助创新失败的企业以较低的成本调整经营策略、产品或行业，增强企业对创新失败的包容性。与固定资产投资不同，企业的自主创新活动通常需要依靠新的技术和方法来创造知识型资产（Moshirian等，2021）。而这些新技术和新方法往往来源于劳动者的聪明才智（江轩宇等，2019）。正如习近平总书记（2021）所强调的，“全部科技史都证明，谁拥有了一流创新人才、拥有了一流科学家，谁就能在科技创新中占据优势”。张莉等（2012）研究指出，发展中国家通过引进国外先进的技术、设备等方式复制发达国家的技术进步方向，而非根据自身的禀赋进行自主创新，这将导致技术进步偏向资本，降低劳动收入份额。因此，企业增大自主研发强度时更加依赖高技能人力资本，使其愿意让渡更多的利益给高素质人才，从而提高企业的劳动收入份额（江轩宇和朱冰，2022）。
值得注意的是，以劳动节约型生产流程创新为代表的自主研发活动可能会实现对劳动力的替代，从而降低劳动收入份额。但自主研发项目还包括新产品、新材料和新技术等关键内容。打造优势产业集群，强化产业分工协作，着力培育以技术、品牌、质量、服务为核心的产业竞争新优势，是城市群规划的重要战略定位和发展目标。显然，简单依靠劳动节约型的生产流程创新难以提升城市群的产业核心竞争力，也难以促进产业高级化。而新产品在研发过程中可能需要借助先进设备（资本品），其本质上产生的是新知识，这在很大程度上需要依赖高素质人才的智力劳动。周茂等（2018）指出，地区产业升级显著增强了对高技能劳动的依赖，从而提升了劳动收入份额。肖土盛等（2022）研究发现，与对低技能劳动的替代相比，人工智能和数字化转型更多地增加了企业对高素质人力资本的需求。本文认为，在城市群政策下，企业以提升核心竞争力为导向开展创新活动将增加对高素质人才的需求，这种效应大于其对低技能劳动产生的替代效应，从而增强劳动者的薪资谈判能力，提高劳动收入份额。
综上分析，本文提出以下假说：城市群政策将提高区域内企业的劳动收入份额。
三、研究设计
（一）样本选择与数据来源
为了避免2006年会计准则变化的可能影响（王雄元和黄玉菁，2017），同时考虑到研发投入数据的可得性，本文选取2007—2020年沪深A股上市公司作为研究样本。城市群数据来自国务院网站，涉及京津冀、长三角、粤港澳、长江中游、哈长、成渝、中原、北部湾、关中平原、呼包鄂榆、兰西十一大城市群。企业研发支出和区域经济数据来自WIND数据库，其他数据来自CSMAR数据库。
参考王雄元和黄玉菁（2017）以及江轩宇和贾婧（2021）的做法，本文对研究样本做了以下处理：（1）剔除“十四五”规划中未被国务院批复的8个城市群内的注册公司；
（二）模型设定与变量定义
基于城市群分批批复所形成的准自然实验情境，本文构建了如下双重差分模型来检验城市群政策对劳动收入份额的影响：
| $ LS_{i,t} = \alpha _{0} + \alpha _{1}Cities + \sum Controls + \sum Firm+ \sum Ind + \sum Year + \varepsilon_{i,t } $ | (1) |
1. 被解释变量。LSi,t为企业i在t年的劳动收入份额，参考王雄元和黄玉菁（2017）以及施新政等（2019）的做法，LS=（劳动报酬+期末应付职工薪酬−期初应付职工薪酬）/销售收入。同时，为了使劳动收入份额在取值上更加符合正态分布，本文还参考方军雄（2011）的做法，对 LS 进行了对数化处理，LNLS=ln［LS/（1−LS）］。
2. 解释变量。
3. 控制变量。参考方军雄（2011）、王雄元和黄玉菁（2017）以及施新政等（2019）等文献，本文控制变量包括：公司规模（Size）、资产负债率（Lev）、总资产收益率（Roa）、销售收入增长率（Growth）、资本产出比（KY）、资本密集度（CI）、董事会规模（Broadsize）、独立董事比例（Indir）、第一大股东持股比例（First）、管理层持股比例（Mhold）、上市年限（Age，取自然对数）、是否两职合一（Dual）、托宾Q值（Q）、销售毛利率（Margin）、上市公司注册省份的出口额（按当年平均汇率换算）占GDP的比重（Export）、现金持有水平（Cashhold）、员工人均收入（Pay，取自然对数）。此外，本文在模型中还控制了公司、行业和年度固定效应。
四、实证结果分析
（一）基准回归结果
表1报告了城市群政策对企业劳动收入份额影响的回归结果。其中，列（1）和列（3）仅控制了公司、行业和年度固定效应，Cities的回归系数均显著为正。这与本文假说相符，说明城市群政策提高了区域内企业的劳动收入份额。列（2）和列（4）进一步控制了公司和区域层面影响企业劳动收入份额的主要因素，Cities的回归系数依然显著为正。除了统计意义显著外，城市群政策提高企业劳动收入份额的经济意义也较强。以列（2）回归结果为例，在城市群正式批复后，城市群内上市公司的劳动收入份额平均上升0.2个百分点，这相当于劳动收入份额样本均值的1.61%，样本中位数的1.89%。
| （1）LS | （2）LS | （3）LNLS | （4）LNLS | |
| Cities | 0.002** | 0.002** | 0.031*** | 0.026*** |
| （2.42） | （2.18） | （3.38） | （3.38） | |
| 控制变量 | 未控制 | 控制 | 未控制 | 控制 |
| 公司、行业和年度 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | 23 936 | 23 936 | 23 936 | 23 936 |
| adj. R2 | 0.830 | 0.868 | 0.827 | 0.874 |
| 注：括号内为经过公司层面聚类调整的t值，*、**和***分别表示在10%、5%和1%的水平上显著。受篇幅限制，表中仅列示了主要变量的回归结果。下表同。 | ||||
（二）稳健性检验
1. 平行趋势检验。以城市群正式批复前的第一年为基期，表2中列（1）和列（2）的动态DID结果显示：（1）Pre（n）的系数均不显著为正，这表明在城市群正式批复前，处理组和控制组公司的劳动收入份额没有显著差异，基本满足平行趋势假定；（2）在城市群正式批复后，Post（n）的系数均显著为正，这表明城市群政策能够显著提高区域内企业的劳动收入份额。
| （1）LS | （2）LNLS | （3）LS1 | （4）LNLS1 | （5）LS | （6）LNLS | |
| Cities | 0.005** | 0.025*** | 0.004*** | 0.051*** | ||
| （2.50） | （2.89） | （2.94） | （3.64） | |||
| Pre（6） | −0.003* | −0.022 | ||||
| （−1.70） | （−1.45） | |||||
| Pre（5） | −0.003** | −0.030** | ||||
| （−2.22） | （−2.20） | |||||
| Pre（4） | −0.002 | −0.016 | ||||
| （−1.32） | （−1.33） | |||||
| Pre（3） | 0.000 | −0.003 | ||||
| （0.18） | （−0.30） | |||||
| Pre（2） | 0.000 | 0.001 | ||||
| （0.03） | （0.11） | |||||
| Current | 0.001 | 0.006 | ||||
| （0.70） | （0.64） | |||||
| Post（1） | 0.001 | 0.025** | ||||
| （1.09） | （2.35） | |||||
| Post（2） | 0.004*** | 0.058*** | ||||
| （3.00） | （4.85） | |||||
| Post（3） | 0.004*** | 0.071*** | ||||
| （2.97） | （5.14） | |||||
| Post（4） | 0.005*** | 0.085*** | ||||
| （2.80） | （5.13） | |||||
| Post（5） | 0.007*** | 0.108*** | ||||
| （2.84） | （4.61） | |||||
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 公司 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 行业 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | |
| 年度 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | |
| 行业—年度 | 控制 | 控制 | ||||
| 省份—年度 | 控制 | 控制 | ||||
| N | 23 936 | 23 936 | 23 685 | 23 685 | 23 936 | 23 936 |
| adj. R2 | 0.868 | 0.874 | 0.857 | 0.869 | 0.872 | 0.877 |
2. 安慰剂检验。与城市群政策同期出台的其他政策可能会对本文结论产生干扰。为了更好地验证劳动收入份额的提高确实由城市群政策所引起，本文还做了安慰剂检验。本文在企业层面随机假定城市群的批复时间，并代替模型（1）中的解释变量Cities，做了1 000次随机抽样回归。如图1所示，回归系数的估计值均匀分布在零值附近，服从正态分布。这表明真实的政策效应与安慰剂检验结果显著不同，可以在一定程度上排除其他随机因素对研究结论的干扰。
|
| 图 1 企业层面安慰剂检验 |
3. 更换劳动收入份额的衡量方法。借鉴方军雄（2011）的做法，本文以要素成本计算的增加值来衡量劳动收入份额，LS1=劳动报酬/（劳动报酬+营业利润+折旧摊销+营业税金及附加）。借鉴现有文献的做法，本文删除了LS1大于1或者小于0的异常观测值，从而导致样本量减少。根据表2中列（3）和列（4）结果，在更换劳动收入份额的衡量方法后，研究结论保持不变。
4. 控制高维固定效应。控制公司、行业和年度固定效应能够部分缓解遗漏变量问题对研究结论的干扰，但行业和省份层面仍可能存在随时间变化的宏观影响因素。为此，本文在模型（1）中进一步控制了“行业—年度”和“省份—年度”的高维固定效应。根据表2中列（5）和列（6）结果，在控制了高维固定效应后，研究结果保持稳健。
五、拓展性研究
（一）作用机制分析
1. 促进市场公平竞争。本文检验了城市群政策对企业垄断利润的影响。参考Nickell等（1996）以及韩忠雪和周婷婷（2011）的做法，本文采用经过行业年度中位数调整后的垄断租金来衡量企业的垄断势力，垄断租金PMC =［息税前利润及折旧+财务费用−（权益资本/资本总额）×权益资本成本−实际利息支出］/销售总额。垄断租金越高，企业的垄断势力越大。表3中列（1）结果显示，Cities的回归系数显著为负，这说明城市群政策在一定程度上促进了市场公平竞争，减少了区域内企业的垄断利润。如果减少垄断利润是城市群政策提高企业劳动收入份额的重要路径，可以预期当企业垄断利润减少时，城市群政策与劳动收入份额的正相关关系会更加显著。基于此，本文计算了处理组样本中每家公司进入城市群前后PMC均值的差异ΔPMC。ΔPMC大于0说明企业所在城市被正式批复进入城市群之后，企业的垄断利润增加，此时Cities_HPMC取值为1；ΔPMC小于0说明企业所在城市被正式批复进入城市群之后，企业的垄断利润减少，此时Cities_LPMC取值为1。表3中列（2）和列（3）结果显示，Cities_LPMC的回归系数均显著为正，Cities_HPMC的回归系数虽为正但并不显著。这一结果与本文的逻辑相符。
| （1）PMC | （2）LS | （3）LNLS | |
| Cities_HPMC | 0.002 | 0.016 | |
| （1.14） | （1.19） | ||
| Cities_LPMC | 0.002** | 0.029*** | |
| （2.50） | （3.61） | ||
| Cities | −0.283*** | ||
| （−3.04） | |||
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 公司、行业和年度 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | 23 936 | 23 936 | 23 936 |
| adj. R2 | 0.802 | 0.873 | 0.874 |
2. 缓解资本要素过度投资。本文检验了城市群政策对企业资本要素过度投资水平的影响。参考白俊和连立帅（2014）的方法，本文构建了如下模型：
| $ \begin{aligned} CI_{i,t} = & \theta_{0} + \theta_{1}Size_{t-1 }+ \theta_{2}Lev_{ t-1 }+ \theta_{3}Roa_{ t-1 }+ \theta_{4}Growth_{ t-1 }+ \theta_{5}Tangible_{ t-1} \\ &+ \sum Zone + \sum Ind + \sum Year + \varepsilon_{i,t } \end{aligned} $ | (2) |
其中，CI为企业的资本密集度，采用“固定资产账面价值/员工人数”进行衡量，Tangible为资本结构，Zone、Ind和Year分别为省份、行业和年度虚拟变量。模型（2）的残差为企业实际的资本密集度偏离最优资本密集度的程度，即资本要素过度投资水平OverCI，残差为正说明企业的资本密集度超过基于要素禀赋的最优资本密集度。表4中列（1）结果显示，Cities的回归系数显著为负，这说明城市群政策在一定程度上抑制了区域内企业对资本要素的过度投资。如果缓解资本要素过度投资是城市群政策提高企业劳动收入份额的重要路径，可以预期当企业对资本要素的过度投资水平下降时，城市群政策与劳动收入份额的正相关关系会更加显著。基于此，本文计算了处理组样本中每家公司进入城市群前后OverCI均值的差异ΔOverCI，采用与上文检验促进市场公平竞争机制相同的做法进行了分析。表4中列（2）和列（3）结果显示，只有Cities_LCI的回归系数显著为正，这一结果与本文的逻辑相符。
| （1）OverCI | （2）LS | （3）LNLS | |
| Cities_HCI | −0.004*** | −0.030*** | |
| （−4.40） | （−3.28） | ||
| Cities_LCI | 0.007*** | 0.076*** | |
| （7.07） | （7.99） | ||
| Cities | −0.034*** | ||
| （−3.44） | |||
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 公司、行业和年度 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | 23 936 | 23 936 | 23 936 |
| adj. R2 | 0.621 | 0.869 | 0.874 |
3. 增大自主研发强度。本文采用研发投入占总资产的比重（RD）来衡量企业的自主研发强度。表5中列（1）结果显示，Cities的回归系数显著为正，这说明城市群政策在一定程度上增大了区域内企业的自主研发强度。如果增大自主研发强度是城市群政策提高企业劳动收入份额的重要路径，可以预期当企业的研发投入强度增大时，城市群政策与劳动收入份额的正相关关系会更加显著。基于此，本文计算了每家公司进入城市群前后RD均值的差异ΔRD，采用与上文机制检验相同的做法进行了分析。表5中列（2）和列（3）结果显示，Cities_HRD的回归系数显著为正，Cities_LRD的回归系数均不显著。这说明城市群政策会通过增大自主研发强度而提高企业的劳动收入份额，与本文的逻辑相符。
| （1）RD | （2）LS | （3）LNLS | |
| Cities_HRD | 0.005*** | 0.066*** | |
| （3.31） | （4.37） | ||
| Cities_LRD | −0.003 | −0.034 | |
| （−1.29） | （−1.61） | ||
| Cities | 0.001** | ||
| （2.37） | |||
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 公司、行业和年度 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | 23 936 | 23 936 | 23 936 |
| adj. R2 | 0.814 | 0.869 | 0.875 |
本文在理论分析中指出，城市群政策会让企业更加依赖高素质人才。那么，城市群政策是否真的能够促进企业对高素质人才的需求？为了解答这一问题，本文参考肖曙光和杨洁（2018）以及何小钢等（2019）的方法，采用研发人员占比（RL）和本科及以上员工占比（Edu）来衡量企业的劳动力结构。表6结果显示，Cities的回归系数均显著为正。这支持了本文的研究逻辑，即城市群政策确实增大了企业对高素质人才的需求，推动了企业劳动力结构的优化升级。
| （1）RL | （2）Edu | |
| Cities | 0.016***（8.71） | 0.007***（3.28） |
| 控制变量 | 控制 | 控制 |
| 公司、行业和年度 | 控制 | 控制 |
| N | 23 936 | 23 936 |
| adj. R2 | 0.734 | 0.820 |
（二）异质性分析
1. 基于行政垄断程度的检验。当企业所在地的行政垄断程度较高时，市场分割现象更加严重，企业受到的保护更强。此时，城市群政策能够通过打破区域壁垒，更好地提高上市公司的劳动收入份额。本文预期，当企业所在地的行政垄断程度较高时，城市群政策与劳动收入份额的正相关关系会更加显著。本文借鉴王彦超和蒋亚含（2020）的方法，采用每个省份与所有相邻省份相对价格方差的均值来衡量企业所在地的行政垄断程度（Segm）。从表7中可以看出，当企业所在地的行政垄断程度较高时，Cities的回归系数显著为正，这与本文的逻辑相符。
| LS | LNLS | |||
| （1）行政垄断程度高 | （2）行政垄断程度低 | （3）行政垄断程度高 | （4）行政垄断程度低 | |
| Cities | 0.004***（3.02） | 0.001（0.61） | 0.041***（2.95） | 0.020（1.30） |
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 公司、行业和年度 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | 8 173 | 15 982 | 8 173 | 15 982 |
| adj. R2 | 0.852 | 0.878 | 0.868 | 0.879 |
2. 基于政府干预程度的检验。参考潘红波等（2008）以及王小鲁等（2019）等文献，本文利用财政赤字率和樊纲市场化指数中的“政府与市场关系”得分这两个指标来衡量政府干预程度。本文根据财政赤字率的年度中位数进行分组，如果公司所在地区的财政赤字率大于当年样本中位数，则认为政府干预程度较高。表8中Panel A结果显示，Cities的回归系数仅在政府干预程度较高的地区显著，这与本文的逻辑相符。此外，本文根据“政府与市场关系”得分的年度中位数进行分组，如果公司所在地区的“政府与市场关系”得分小于当年样本中位数，则认为政府干预程度较高。根据表8中Panel B结果，研究结论保持不变。
| LS | LNLS | |||
| （1）政府干预程度高 | （2）政府干预程度低 | （3）政府干预程度高 | （4）政府干预程度低 | |
| Panel A：利用财政赤字率来衡量政府干预程度 | ||||
| Cities | 0.006***（4.40） | −0.001（−1.22） | 0.050***（4.07） | 0.007（0.61） |
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 公司、行业和年度 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | 9 982 | 13 954 | 9 982 | 13 954 |
| adj. R2 | 0.857 | 0.878 | 0.869 | 0.879 |
| Panel B：利用“政府与市场关系”得分来衡量政府干预程度 | ||||
| Cities | 0.005***（3.80） | −0.000（−0.25） | 0.062***（5.34） | −0.001（−0.12） |
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 公司、行业和年度 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | 12 800 | 11 136 | 12 800 | 11 136 |
| adj. R2 | 0.863 | 0.884 | 0.869 | 0.890 |
3. 基于劳动与资本要素互补性的检验。本文指出，城市群政策可能会增加企业在价值创造过程中对高素质人才的依赖程度，从而提高劳动收入份额。但这一效应的大小取决于自主研发强度对高素质人才需求的促进作用和对低技能劳动的替代作用的动态对比。可以预期，当资本要素和劳动要素更多呈现互补效应时，城市群政策通过增大自主研发强度，能够更加显著地增加企业对高技能劳动的需求，此时城市群政策与企业劳动收入份额的正相关关系会更加显著。为了检验这一逻辑，本文参考江轩宇和朱冰（2022）的做法，利用每家公司在2007—2020年的时间序列数据，基于模型（3）对企业劳动要素和资本要素的互补性（COMPLE）进行估计。
| $ GFA_{i,t} = \beta_{0} + \beta_{1}GPAY _{i,t }+ \varepsilon _{i,t} $ | (3) |
其中，GFAi,t为公司i在t年的固定资产净值增长率，GPAYi,t为公司i在t年支付给职工以及为职工支付的现金增长率。COMPLE为模型（3）中的回归系数β1，COMPLE的数值越大，劳动要素和资本要素的互补性越强。在得到COMPLE之后，本文根据样本的行业中位数进行分组，若公司的COMPLE大于行业中位数，则认为劳动要素和资本要素的互补性较强，否则认为两者的互补性较弱。从表9中可以看出，Cities的回归系数仅在劳动要素和资本要素互补性较强时显著，这与上述逻辑相符。
| LS | LNLS | |||
| （1）互补性强 | （2）互补性弱 | （3）互补性强 | （4）互补性弱 | |
| Cities | 0.003**（2.36） | 0.001（0.58） | 0.040***（3.91） | 0.008（0.66） |
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 公司、行业和年度 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | 13 764 | 10 172 | 13 764 | 10 172 |
| adj. R2 | 0.876 | 0.874 | 0.882 | 0.877 |
（三）城市群政策与共同富裕
1. 城市群政策对普通员工和高管劳动收入份额的异质性影响。考虑到劳动收入份额可以分为普通员工的劳动收入份额和高管的劳动收入份额（施新政等，2019），要实现扩大中等收入人群、促进共同富裕的目标，显然更应提高普通员工的劳动收入份额。本文采用高管薪酬总额与营业总收入的比值来衡量高管的劳动收入份额（MLS），采用“（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−高管薪酬总额）/营业总收入”来衡量普通员工的劳动收入份额（LLS）。从表10中列（1）和列（2）可以看出，城市群政策显著提高了普通员工的劳动收入份额，但对高管的劳动收入份额没有显著影响。这表明城市群政策能够让更多的普通员工分享企业发展成果，有利于促进共同富裕目标的实现。
| （1）MLS | （2）LLS | （3）FPG | |
| Cities | −0.000（−0.17） | 0.002**（2.21） | −0.067*（−1.69） |
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 公司、行业和年度 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | 23 936 | 23 936 | 23 936 |
| adj. R2 | 0.828 | 0.867 | 0.743 |
2. 城市群政策与公司内部薪酬差距。实现共同富裕目标的关键是缩小劳动收入差距，本文进一步研究了城市群政策对公司内部薪酬差距的影响。借鉴孔东民等（2017）的研究，本文采用管理层平均薪酬与员工平均薪酬的比值来衡量公司内部薪酬差距（FPG），这一比值越大，公司内部薪酬差距越大。从表10中列（3）可以看出，城市群政策在一定程度上缩小了公司内部薪酬差距，体现了共同富裕的内涵。
（四）排除中心城市“虹吸效应”的干扰
根据新经济地理学理论（Krugman，1991），比较发达的中心城市的经济发展较好，这可能会对周边的低能级城市形成“虹吸效应”，带来“集聚阴影”。由于中心城市的上市公司数量相对较多，本文的研究结论是否由城市群内中心城市的影响所导致？城市群政策是否以牺牲周边城市的劳动收入报酬为代价？为了排除中心城市“虹吸效应”对研究结论的干扰，本文将从两个方面进行检验。
1. 区分城市群内中心城市和非中心城市的影响。根据各大城市群发展规划，本文将城市群内的城市划分为中心城市和非中心城市，若公司i所处城市为中心城市，且在t年被批复进入城市群，则t年及以后年份Centre取值为1；若公司i所处城市为非中心城市，且在t年被批复进入城市群，则t年及以后年份NonCentre取值为1。表11中列（1）和列（2）结果显示，无论以LS还是LNLS作为被解释变量，Centre和NonCentre的回归系数都显著为正，且系数差异检验表明不存在明显差别。这说明城市群政策对中心城市和非中心城市的企业劳动收入份额都具有积极的促进作用，本文的结论并非由城市群内中心城市的影响主导。
| （1）LS | （2）LNLS | （3）LS | （4）LNLS | |
| Centre | 0.002*（1.92） | 0.020**（2.15） | ||
| NonCentre | 0.002*（1.65） | 0.034***（3.61） | ||
| NCities | 0.002（1.02） | 0.051**（2.36） | ||
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 公司、行业和年度 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | 23 936 | 23 936 | 4 258 | 4 258 |
| adj. R2 | 0.868 | 0.874 | 0.842 | 0.862 |
2. 城市群政策对企业劳动收入份额的影响是否存在溢出效应。本文构建了模型（4）来检验城市群政策是否会通过“虹吸效应”对周边城市的企业劳动收入份额产生负向溢出效应。
| $L{S_{i,t}} = {\alpha _0} + {\alpha _1}NCities + \sum {Controls + \sum {Firm + } } \sum {Ind + \sum {Year + } } {\varepsilon _{i,t}} $ | (4) |
其中，若t年企业i所在城市的相邻城市被批复进入城市群，则NCities取值为1，否则为0。因为模型（4）主要考察城市群政策对周围城市的影响，所以回归分析时剔除已经被批复进入城市群的样本。如果存在“虹吸效应”，则回归系数α1显著为负。表11中列（3）和列（4）结果显示，NCities的回归系数均为正，且当被解释变量为LNLS时在5%的水平上显著。这说明城市群政策对周边城市劳动收入份额的提高也有一定的促进作用，从而可以排除中心城市的“虹吸效应”对研究结论的干扰。
六、结论与启示
如何在高质量发展过程中促进全体人民共同富裕，是2035年远景目标的重要内容。作为先进的空间组织形态，城市群是开拓中国经济高质量发展的重要动力源。那么，城市群政策是否有助于提高劳动收入份额、促进共同富裕？本文利用2007—2020年沪深A股上市公司数据研究发现，城市群政策能够显著提高区域内企业的劳动收入份额。这表明城市群政策有助于优化初次收入分配制度，让员工更好地分享企业发展成果。本文的研究结论具有以下政策启示：
第一，揭示了高质量发展中促进共同富裕的路径。实现共同富裕的基本保障是先把“蛋糕”做大，再将“蛋糕”分好。本文研究发现，城市群政策有助于提高劳动收入份额，促进实现共同富裕的目标。因此，相关部门应优化行政区划设置，打破区域行政壁垒，不仅要以协调会等非正式合作的形式推进合作，更应构建城市群内城市的利益共享机制，增加对融合发展指标的考核；同时，推动各地区市场运行和经济治理规则的相互衔接，以持续的改革创新来充分释放城市群协同发展的活力，让劳动者更好地分享经济高质量发展的成果。
第二，为进一步通过供给侧改革来实现共同富裕目标提供了有益启示。本文研究发现，促进市场公平竞争、缓解政府干预下企业对资本要素的过度投资以及增大自主研发强度，是城市群政策提高劳动收入份额的重要作用路径。因此，政府首先应强化反垄断，废除含有地方保护主义等妨碍市场统一的政策，提高企业主体的市场地位，为各类市场主体提供广阔的发展空间。其次，政府应更好地推动以“放管服”为核心的行政管理体制改革，加快政府职能转变，充分调动市场主体的积极性，增强政府对市场主体的服务意识，让企业更多根据要素禀赋而非政策目标来组织生产。最后，政府应完善技术创新的市场导向机制，强化企业创新主体地位，促进各类创新要素向企业集聚，增强企业根据自身禀赋进行自主创新的能力，让企业的发展更加依靠高素质人才。
第三，为人力资本如何匹配高质量发展提供了参考。现有研究指出，产业升级和技术进步将增加企业对高素质人才的需求。本文研究也发现，城市群政策促进了企业劳动力结构的优化升级。而劳动力结构优化升级对人力资本提出了更高的要求，政府部门应引导企业开展职业技能提升培训，通过培训补贴和培训支出税前扣除等优惠方式进行培训激励，加强对创新型、应用型人才的培养。同时，建设一批产教融合基地，通过职工培训基础平台共享来健全终身职业技能培训制度，增加高素质劳动力的有效供给，深化人力资本结构性改革，从而为我国经济高质量发展保驾护航。
* 文章还得到中央财经大学青年科研创新团队支持计划的资助。
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