朱 杰

(中南民族大学 管理学院，湖北 武汉 430073)

一、引言

自改革开放以来，国际化战略逐渐成为中国企业战略架构中的重要组成部分。据国泰安资料显示，中国A股上市公司海外营业收入的平均值由2007年的3.7亿元上升至2020年的12.1亿元，年均涨幅达10%；上市公司海外营业收入占总营业收入比值的平均值由2007年的8.07%上升至2020年的14.29%，年均涨幅近5%，表明国际化战略正在成为企业通过海外市场拓展经营活动地缘空间并谋求竞争优势的重要途径。基于此，大量文献在微观层面探讨了企业实施国际化战略对其短期经营业绩[1]、投融资行为[2]、研发创新行为[3]、债务融资成本[4]的潜在影响，但在中国对外开放程度日益增加以及全球一体化趋势不断深化的背景下，实施国际化战略如何影响企业对劳动生产要素的配置决策？如何影响企业资本报酬与劳动报酬之间的相关关系？如何影响企业劳动收入份额？现有研究对这些问题并未给出解答。

然而，劳动收入分配是我国新发展时期经济社会中的重要问题。一方面，缩小贫富差距、实现共同富裕是党中央在“十四五”时期的重大决策部署，解决这一问题的关键在于构建相对完善的劳动收入分配机制，促使国民收入分配中劳动收入份额稳步提升。但另一方面，20世纪90年代以来我国社会整体劳动收入份额连续多年呈现不断下降的趋势，且远低于发达国家水平[5]，与逐年高速增长的GDP形成了巨大反差。现阶段，劳动收入份额高低已经成为影响我国社会贫富差距、社会稳定、“双循环”新发展格局构建以及经济增长质量的关键因素。深入探讨劳动收入份额的影响机制，对于完善我国收入分配制度、实现共同富裕目标具有现实意义。

理论研究方面，大量文献基于新古典经济学生产要素分配理论，认为资本报酬与劳动报酬之间的替代关系是宏微观层面劳动收入份额变动的根本原因。但是，国际化战略如何影响企业资本报酬与劳动报酬之间的相关关系，存在较大不确定性。一方面，实施国际化战略有可能强化企业资本报酬与劳动报酬之间的替代关系，促使企业通过增加资本偏向型投资提高资本相对产出价值，减少低技能劳动岗位需求并弱化劳动力的薪酬议价能力，导致企业将降低劳动收入份额作为降低经营成本的重要举措。另一方面，实施国际化战略也有可能强化企业资本报酬和劳动报酬之间的互补关系，促使企业将资本升级与劳动升级作为应对海外市场风险挑战、提高经营效率和生产效率的有效途径，进而导致企业劳动收入份额随着资本投资的增加不断提升。基于上述分析，本文以2007—2020年中国A股上市公司为样本，实证检验国际化战略对企业劳动收入份额的影响，并基于“生产要素替代效应”和“生产要素互补效应”两个理论框架深入探讨其中的作用机理。

本文的研究贡献在于：第一，拓展了企业劳动收入份额影响因素方面的研究。尽管大量文献从产业结构转型[5]、区域经济发展[6]、偏向型技术进步[7]、新技术应用[8]等多个视角探讨了资本报酬与劳动报酬之间的相关关系及其对劳动收入份额的影响，但上述文献都默认公司战略选择是同质的，鲜有文献关注公司经营特征、战略模式对企业劳动收入份额的影响。本文从国际化战略这一全新视角补充了相关研究，建立了跨国经营公司战略模式影响要素收入分配格局的理论框架。第二，为深入探讨全球一体化趋势如何影响中国劳动收入分配格局提供了微观层面的经验证据。尽管部分文献从宏观层面探讨了贸易开放事件、贸易自由化水平对中国劳动收入份额的影响[9][10]，但尚未得出一致结论；而且，宏观层面的贸易开放政策、贸易自由化水平与微观企业国际化经营行为之间可能并不存在必然联系，致使全球一体化趋势究竟如何影响我国劳动收入分配格局存在较大不确定性。本文从微观视角更加精准地观测到了企业国际化战略模式影响生产要素分配的作用机理，这对于宏观或中观层面的后续研究具有一定借鉴意义。第三，拓展了国际化战略微观经济后果方面的研究。尽管大量文献充分肯定了企业实施国际化战略对宏观经济发展的溢出效应，但也有文献指出国际化战略在微观企业层面的影响并不总是积极的，甚至存在风险效应。本文从生产要素配置、劳动收入分配等视角对中国企业实施国际化战略的微观效应进行了深入分析，在我国大力构建“双循环”新发展格局以及努力实现共同富裕的政策背景下，研究结论不仅有助于资本市场利益相关者客观公允地评价中国企业实施国际化战略的经济效应，还能为政府部门如何进一步完善我国劳动收入分配制度提供可行思路。

二、文献回顾与研究假设

(一)文献回顾

1.企业国际化战略的微观经济效应研究。尽管大量文献深入探讨了企业实施国际化战略的微观经济效应，但尚未达成一致观点。一方面，大量文献充分肯定了国际化战略在微观企业层面的积极影响，主要表现为：第一，国际化战略具有显著的业绩促进效应，国际市场分割与国际市场的不完全性使得跨国经营企业在为客户提供多元化服务方面具有比较优势，有助于企业在更大地缘空间上增加收益来源，提高经营业绩[1]。第二，国际化战略具有较强的资源配置效应，企业在跨国交易中所形成的学习效应能够在企业投资效率和研发创新能力提升方面发挥积极作用[2][11]。第三，国际化战略具有一定的融资效应，有助于提高企业融资能力、降低融资成本[12][13]。另一方面，也有文献认为国际化战略在微观企业层面的影响并不总是积极的，主要表现为：第一，实施国际化战略会增加企业面临的与文化、法律、政治等相关的各类风险敞口，提高了企业经营业绩的不确定性程度与经营失败风险[14]。第二，实施国际化战略会增加外部股东对企业的监管难度，由此引发严重的代理问题，提高管理层盈余操纵动机[15]，并对股东价值产生不利影响[16]。

2.企业劳动收入份额的影响机制研究。劳动收入份额在微观层面是指企业收入分配中劳动要素报酬占全部要素报酬的比值，在宏观层面是指国民收入分配中劳动者收入占GDP的比值[17]。总体而言，企业对劳动要素的投入比例越高以及定价水平越高，劳动收入份额也就越大。大量文献基于资本报酬与劳动报酬之间的替代弹性与替代关系，从产业结构转型、区域经济发展、偏向型技术进步、新技术应用等多个视角对宏微观层面劳动收入份额变动的原因进行了探讨。

在宏观经济层面，产业结构转型被认为是影响劳动收入份额的首要因素。白重恩和钱震杰(2009)、李稻葵等(2009)等研究发现，当产业结构从农业向非农业部门转型时，资本大规模投入所引发的工业增加值大幅增加会对劳动需求产生挤出效应，进而导致劳动收入份额降低[5][6]。但也有文献指出，当产业结构转型引发服务业比重增加、劳动力大规模转移至服务业后，社会总体劳动收入份额也会显著增加[18]。此外，区域经济发展[6]、基础设施建设[19]也被认为是影响宏观层面劳动收入份额的重要因素。在经济发展初期，资本产出对劳动产出的替代弹性较大，资本报酬会对劳动报酬形成挤出效应。不过，随着经济发展，高层次劳动需求也会随之增加，资本报酬和劳动报酬会在一定程度上表现出互补效应。但现阶段，中国大规模基础设施建设却降低了劳动收入份额。

在微观企业层面，偏向型技术进步、人工智能等新技术应用所引发的要素替代效应通常被认为是影响企业劳动收入份额的重要因素。资本偏向型技术进步会提高资本投资和劳动投资之间的替代弹性，导致资本相对产出增加以及劳动相对产出减少，资本报酬严重挤出劳动报酬，进而导致企业劳动力需求减少，劳动议价能力减弱，收入分配中劳动报酬占比降低[7]。相反，劳动偏向型技术进步会强化资本投资与劳动投资之间的互补关系，有助于企业在技术创新、产业升级、生产效率提升的同时创造出新的、更高层次的劳动需求[8]，产生显著的劳动增进效应，进而导致企业收入分配中劳动要素报酬占比提高。此外，税收征管改革、最低工资规制、外商直接投资等也被视为是影响资本劳动替代关系进而影响企业劳动收入份额的重要因素[17][20][21]。

综上所述，劳动收入份额变动的根本原因在于资本报酬和劳动报酬相关关系的变动。考虑到战略模式是影响企业资源配置行为的重要因素，可以推断国际化战略也会对企业劳动收入份额产生不可忽视的影响。但是，由于不同类型企业的资本劳动替代弹性存在较大差异，因此，国际化战略背景下资本报酬与劳动报酬之间的相关关系存在不确定性，只有厘清国际化经营企业两种生产要素的替代关系，才能对国际化战略影响企业劳动收入份额的经济效应做出合理判断。

(二)研究假设

本文推断，国际化战略通过影响企业资本投资决策以及资本投资与劳动投资之间的相关关系，进而影响企业劳动收入份额。

首先，实施国际化战略会促使企业增加实物资本与研发创新投资意愿。资本作为企业重要的生产要素，其投资决策会在较大程度上受到企业战略模式的影响，因此，可以预期实施国际化战略的企业具有较高实物资本与研发创新投资意愿。具体而言：第一，中国企业实施国际化战略面临的贸易壁垒较高，致使国际化经营企业有动机将增加实物资本投资作为抵御海外市场经营风险的措施。据国泰安统计资料显示，现阶段我国企业的国际化经营市场主要为美国、中国香港、日本、韩国、德国等世界发达国家和地区。这些国家和地区往往有着更加严格的监督体系，会对海外供应商的市场准入标准、产品质量标准、环境安全标准等提出更高要求，提高了企业在海外市场面临的贸易壁垒，致使企业需要增加更多且更先进的生产厂房投资、机器设备投资以及海外专用资产投资以满足多元化产品生产与品质检测需要，通过资本扩张实现企业规模扩张，进而提高企业海外市场经营能力[2]。第二，中国企业实施国际化战略面临的产品市场竞争强度较高，致使国际化经营企业有动机将增加研发创新投资作为提高出口产品边际利润的措施。为了迎合海外客户文化差异所引发的多元化偏好，国际化经营企业需要提高产品和服务的多元化程度。但谭伟强等(2008)研究发现，在有限的资源禀赋条件下，产品多元化经营会增加国际化经营企业的经济负担、提高出口产品的边际成本，进而导致出口产品的边际利润降低[22]。而为了有效开拓海外市场，国际化经营企业需要增加更多研发创新投资，以不断开发差异化产品，构建技术壁垒，实现技术跨越与产品创新升级，进而提高出口产品和服务的附加值，提升国际化经营品质[23]。

其次，对于实施国际化战略的企业，资本投资与劳动投资之间可能存在明显的替代效应，导致资本报酬会在较大程度上挤出劳动报酬。具体而言：第一，国际化经营企业存在通过资本投资降低劳动力成本的现实需求。受限于全球产业链分工体系，中国企业参与国际市场竞争普遍面临技术落后、资源缺乏等后发劣势，劳动密集型企业仍然是中国企业参与国际市场竞争的主体[24]，资本密集型企业与技术密集型企业出口高端产品和服务的能力有限，进而致使中国企业出口产品和服务的附加值总体偏低。在此背景下，低成本优势仍然是中国企业国际化经营的比较优势。但近年来，中国企业单位劳动力成本呈现快速上升的趋势，通过投资先进设备以及技术创新手段提高生产效率、降低生产成本成为众多企业的现实抉择。第二，企业增加资本投资对低技能劳动投资的替代效应明显。企业增加实物资本投资与研发创新投资在提高资本相对产出价值的同时，会促使企业减少一般性、低技能劳动岗位需求，帮助企业实现从劳动密集型企业向资本密集型企业的转型升级，而工业化转型过程中往往伴随着劳动收入份额的降低[5]。第三，企业增加资本投资还会在一定程度上削弱低技能劳动者的薪酬议价能力。先进设备、先进技术投资通过提高劳动生产效率还能在一定程度上缓解“用工荒”问题，致使低技能劳动者的薪酬定价水平下降，最终导致企业人均劳动报酬支付水平降低[19][25]。由此可见，在激烈的国际市场竞争环境下，追逐低成本优势的国际化经营企业会倾向于将压减劳动力成本作为弥补厂房、机器设备、研发等资本性支出资金缺口，提高出口产品边际利润的重要手段，最终导致企业国际化经营程度越高，收入分配中劳动收入份额越低。

最后，对于实施国际化战略的企业，资本投资与劳动投资之间也可能存在明显的互补效应，导致资本报酬提升的同时也会拉动劳动报酬提升。具体而言：第一，尽管资本投资可能存在低技能劳动力节约效应，但也有文献指出，工业机器人等先进设备的使用事实上并没有降低企业劳动报酬支付水平。一方面，资本投资扩大了企业规模化生产水平，增加了劳动力的在职工作时间[25]；另一方面，资本投资在提高企业生产效率的同时也增加了工作内容与管理流程的复杂程度，促使企业在削减部分低端劳动岗位需求后增加了高端劳动岗位需求，这意味着企业实物资本投资与劳动报酬支付水平之间同样可能存在正相关关系。第二，实施国际化战略激发了企业研发创新投资意愿，但技术创新不是一蹴而就的过程，需要资金和人才的双重保障，尤其是更具稀缺性特征的研发人员与科技创新人员，更是决定企业技术创新成败的关键因素。然而，技术研发人员通常具有更高的市场流动能力与薪酬议价能力，由此本文推断，国际化经营企业在增加研发投资的同时也会同步增加研发人员的劳动需求，形成高学历与高层次人才的聚集效应，进而推动企业劳动报酬支付水平提升。第三，国际化经营企业增加资本投资意味着企业资源配置多元化程度的提升，促使企业增加海外背景高层次人才需求。对于缺乏海外市场社会资本的企业管理者而言，实施国际化战略将会增加企业经营失败的风险。相反，基于高层梯队理论，具有海外背景的董事会成员则能够在开拓国际市场商业网络、有效捕捉海外投资机会、提高海外资本运作效率等方面发挥积极作用，进而促使企业国际化经营水平的提升[26]。这意味着，国际化经营企业在增加资本投资的同时，同样有动机在董事会这一决策机构中配置更多具有海外背景的高层次人才，提高董事会国际化水平，提升决策层的国际化视野，促使企业资本配置和劳动配置的产出效率达到最优状态。但是，高管的海外背景具有显著的薪酬溢价能力[27]，董事会人员结构国际化水平的提升无疑又会提高企业劳动报酬支付水平，进而促使企业劳动收入份额增加。

综上所述，在生产要素替代效应假说下，国际化战略会降低企业劳动报酬支付水平；而在生产要素互补效应假说下，国际化战略会提高企业劳动报酬支付水平。鉴于此，本文提出如下竞争性假设：

假设1a：国际化战略能够降低企业劳动收入份额。

假设1b：国际化战略能够提高企业劳动收入份额。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文选择2007—2020年中国A股上市公司作为初始研究样本，共包含4328家公司的38040个观测值。为提高数据有效性，本文剔除了574个公司上市以前年度的样本、801个金融保险类公司样本、1750个ST和*ST公司样本以及2458个关键变量数据缺失的样本，最终得到3766家公司的32457个公司-年度观测值。本文实证研究中所需要的与度量企业国际化战略相关的数据源于国泰安CSMAR数据库以及上市公司年报信息。具体的，根据上市公司年报附注中披露的分部报告(分地区报告)数据，手工整理了涉及中国大陆以外国家和地区(包含中国港澳台地区)的营业收入数据；根据上市公司年报附注中披露的子公司文件，筛选出海外子公司名录，据此手工整理出海外子公司数量数据。实证研究中所需要的其他财务数据均源于国泰安CSMAR数据库，并对所有连续变量进行了1%和99%分位上的缩尾处理以避免极端值的可能影响。

(二)变量定义

1.解释变量：海外销售收入占比(Oversea_Sales)与海外子公司占比(Oversea_Sub)。参照既有文献做法，将Oversea_Sales定义为“企业海外营业收入占总营业收入的比值”，将Oversea_Sub定义为“企业海外子公司数量占总子公司数量的比值”。这两个变量分别从跨国经营财务绩效与海外资源配置视角反映企业国际化战略实施情况。

2.被解释变量：企业劳动收入份额(LS)。在微观企业层面，劳动分配率是衡量企业职工劳动报酬分配水平的重要指标，而企业为职工支付的所有工资、社会保险、福利等劳动报酬均会通过“应付职工薪酬”这一会计科目进行核算，因此，参照王雄元和黄玉菁(2017)等文献的做法，使用“企业当年应付职工薪酬贷方发生额合计数占企业当年营业收入的比值”衡量企业劳动收入份额[21]。

3.控制变量。参考既有文献，选择如下变量作为控制变量：公司规模Size，用年末总资产取自然对数度量；资产负债率Leverage，用年末总负债与总资产的比值度量；总资产收益率Roa，用当年净利润与年末总资产的比值度量；营业毛利率Margin，用当年毛利润与营业收入的比值度量；营业收入增长率Growth，用当年营业收入相比上年的增长比率度量；亏损情况Loss，当年净利润小于0时取1，否则取0；产品市场竞争强度HHI，用同行业中各企业营业收入占该行业总营业收入比值的平方和度量；企业破产风险Z_Score，Z_Score=1.2×(流动资产合计-流动负债合计)/资产合计+1.4×(盈余公积+未分配利润)/资产合计+3.3×息税前利润/资产合计+0.6×年个股总市值/负债合计+0.999×营业收入/资产合计；资本产出比Cr，用年末固定资产净额与营业收入的比值度量；现金持有量Cash，用年末现金及现金等价物余额与总资产的比值度量；上市年限Age，用公司上市年限取自然对数度量；宏观经济状况GDP，用公司所在地人均国内生产总值的自然对数度量。

(三)模型设定

本文构建模型(1)对提出的假设进行实证检验。为排除潜在影响，模型(1)中还控制了行业固定效应与年度固定效应。本文预期，如果假设1a成立，β1应当显著为负；如果假设1b成立，β1则应当显著为正。

LSi,t=β0+β1Oversea_Salesi,t/Oversea_Subi,t+∑Controlsi,t+∑Industryi,t+∑Yeari,t+εi,t

(1)

四、实证结果分析

(一)描述性统计

表1列示了本文主要变量的描述性统计结果。从表1可以看出，LS均值为0.133，表明样本公司劳动报酬在公司营业收入中的平均占比约为13.3%，这一结果与王雄元和黄玉菁(2017)等文献基本一致[21]。Oversea_Sales均值为0.124，表明样本公司海外营业收入占比的均值约为12.4%；Oversea_Sub均值为0.088，表明样本公司海外子公司占比的均值约为8.8%，这意味着我国上市公司国际化经营程度总体较低，以出口、对外投资等为代表的国际化经营业务有较大提升空间。Oversea_Sales中位数大于0，表明半数以上样本公司存在海外营业收入；Oversea_Sub中位数等于0，表明半数以上样本公司并未在海外设立子公司，但总体而言，Oversea_Sales与Oversea_Sub的差别不大。控制变量的描述性统计结果与现有文献基本一致，表明本文数据来源合理，不再一一赘述。

表1 主要变量描述性统计结果

(二)相关系数检验

为验证变量间的相关性，本文进行了Pearson相关系数检验。结果显示，Oversea_Sales和Oversea_Sub均与LS在1%水平上显著正相关，相关系数分别为0.052和0.093(限于篇幅，统计结果未呈现，留存备索)，Pearson相关系数统计结果支持了本文的假设1b。除此之外，LS与其他控制变量之间均存在显著的相关关系，表明在多元回归分析中有必要控制这些变量的影响；控制变量间相关系数的绝对值普遍低于0.5，排除了模型(1)潜在的多重共线性问题。

(三)单变量组间差异性检验

表2报告了单变量组间差异性检验结果。其中，Panel A按照同行业、同年度内样本公司Oversea_Sales的平均值将样本总体划分为海外营业收入占比较低组和海外营业收入占比较高组；Panel B按照同行业、同年度内样本公司Oversea_Sub的平均值将样本总体划分为海外子公司占比较低组和海外子公司占比较高组。通过组间差异t检验可以看出，对于海外营业收入占比较高的企业，其劳动收入份额(LS)在1%水平上显著高于海外营业收入占比较低的企业；对于海外子公司占比较高的企业，其劳动收入份额(LS)在1%水平上显著高于海外子公司占比较低的企业。这一结果初步验证了本文的假设1b。

表2 单变量差异性检验结果

(四)基准回归

表3报告了本文的基准回归结果。从表3可以看出，无论是否添加控制变量，Oversea_Sales和Oversea_Sub均与LS在1%水平上显著正相关，而且，添加控制变量后模型拟合优度Adjusted_R2有所提高，表明基准回归模型设定合理、回归结果稳定。这也意味着对于实施国际化战略的企业，其资本报酬和劳动报酬存在互补效应的假设成立，否定了资本报酬替代劳动报酬的对立假说，支持了假设1b，即实施国际化战略有助于提高劳动报酬在企业收入分配中的比重。国际化经营程度越高，企业劳动收入份额也越高。此外，通过计算列(2)和列(4)的经济显著性可以发现，企业海外营业收入占比每增加一个标准差(0.208)，其劳动收入份额平均提升4.07%(0.208×0.026/0.133=0.0407)；企业海外子公司占比每增加一个标准差(0.147)，其劳动收入份额平均提升2.76%(0.147×0.025/0.133=0.0276)。

表3 国际化战略与企业劳动收入份额基准回归结果

(五)稳健性检验

第一，改变企业劳动收入份额的度量方法。参照既有文献做法，本文重新定义了企业劳动收入份额的度量方法。一是通过现金流量表获取企业劳动报酬支付数据，并使用“支付给职工以及为职工支付的现金与营业收入的比值”衡量企业劳动收入份额(LS1)；二是参照方军雄(2011)的做法[28]，使用要素成本增加值的概念估算企业劳动收入份额(LS2)，令LS2=(支付给职工以及为职工支付的现金+期末应付职工薪酬余额―期初应付职工薪酬余额)/(营业收入―营业成本+支付给职工以及为职工支付的现金+固定资产折旧发生额)。表4列(1)～列(4)报告了回归结果，从中可以看出，Oversea_Sales和Oversea_Sub与LS1、LS2均在1%水平上显著正相关，表明改变企业劳动收入份额的计算方法并不影响本文基准回归结果的稳健性。

第二，改变国际化战略的度量方法。一是使用海外客户集中度衡量国际化战略。客户是企业的价值创造源泉，客户结构也能在一定程度上反映企业战略模式。为此，使用“前五大客户中海外客户销售收入赫芬达尔指数(OverseaConcen)”以及“前五大客户中海外客户销售收入占比(OverseaRatio)”作为企业国际化战略的代理变量，显然，企业对海外客户依赖程度越高意味着国际化经营程度越高。表4列(5)和列(6)报告了回归结果，可以看出，OverseaConcen和OverseaRatio均与LS在1%水平上显著正相关，表明海外客户集中度越高的企业劳动收入份额越大。二是剔除行业因素对企业战略特征的影响。为排除出口贸易、对外投资的行业聚集效应对企业国际化战略度量指标的潜在干扰，本文将国际化战略重新定义为“Oversea_Sales与当年同行业样本公司Oversea_Sales平均值之间的差值(Oversea_Sales_Adj)”，以及“Oversea_Sub与当年同行业样本公司Oversea_Sub平均值之间的差值(Oversea_Sub_Adj)”。表4列(7)和列(8)报告了回归结果，可以看出，Oversea_Sales_Adj和Oversea_Sub_Adj均与LS在1%水平上显著正相关。上述结果进一步验证了国际化战略模式对企业劳动收入份额的促进作用。

表4 稳健性检验回归结果(一)

第三，控制地区固定效应。考虑到我国不同地区经济发展水平存在较大差异，而宏观经济环境又是影响劳动报酬的不可忽视因素，企业劳动收入份额可能在地区层面存在差异并动态变化，鉴于此，需要在基准回归模型中控制地区固定效应以缓解潜在的地区层面遗漏变量问题对基准回归结果的影响。但为了规避模型多重共线性问题，本文将模型(1)中的年度固定效应替换成省份固定效应与年度固定效应的交乘项Province×Year。表5列(1)和列(2)报告了回归结果，可以看出，即使控制了地区固定效应，Oversea_Sales和Oversea_Sub与LS依旧在1%水平上显著正相关，进一步增强了基准回归结果的稳健性。

第四，考虑公司治理水平对回归结果的影响。为排除公司治理变量对基准回归结果的干扰，本文在模型(1)中添加了如下反映公司治理水平的控制变量，包括：股权集中度、高管持股比例、董事会规模、董事会独立性、两职兼任哑变量、四委(薪酬委员会、战略委员会、提名委员会和审计委员会)设立个数(限于篇幅，未详细解释变量定义，留存备索)。表5列(3)和列(4)报告了回归结果，可以看出，无论是否考虑公司治理因素，Oversea_Sales和Oversea_Sub的回归系数、t值以及模型整体拟合优度值Adjusted_R2均未发生明显变化，表明模型(1)并不存在公司治理层面的遗漏变量问题。

表5 稳健性检验回归结果(二)

(六)内生性检验

第一，使用PSM模型对研究样本进行重新筛选。国际化战略与企业劳动收入份额之间可能存在伪相关，表现为具有某些财务特征的企业更倾向于实施国际化战略，而具有这些财务特征的企业也有较强的劳动报酬支付能力，由此导致国际化战略可能并不是真正促使企业劳动收入份额提升的动因。为排除这种可能性，本文按照同行业、同年度内样本公司Oversea_Sales和Oversea_Sub的平均值将样本总体划分为高国际化经营程度组(处理组)和低国际化经营程度组(对照组)，并按照1∶1无放回最近邻匹配的原则为每个处理组样本配对一个倾向得分最接近的对照组样本。表6列(1)和列(2)报告了样本经过PSM模型处理后的回归结果，可以看出，在控制了可能的样本选择性偏误问题后，Oversea_Sales和Oversea_Sub与LS依然在1%水平上显著正相关，这进一步验证了本文假设1b的正确性。

第二，使用Heckman两阶段模型排除潜在的样本自选择问题。企业是否选择实施国际化战略可能并不是外生决定的，而是具有某些财务特征的企业内生选择的结果，这种可能性的存在导致样本分布无法满足随机分布要求，由此引发样本自选择问题。Heckman两阶段模型能够有效解决这一问题，具体操作步骤为：第一阶段中，以企业是否存在海外营业收入(Sales_Dum)以及是否存在海外子公司(Sub_Dum)作为被解释变量，以同行业、同年度内样本公司Oversea_Sales的平均值(Sales_Median)、Oversea_Sub的平均值(Sub_Median)作为外生解释变量，并以模型(1)中的全部控制变量作为协变量，构建Probit回归模型，根据回归方程残差计算出逆米尔斯比率IMR。第二阶段中，将IMR作为控制变量加入模型(1)中回归。表6列(3)～列(6)报告了回归结果，可以看出，在列(3)和列(5)第一阶段回归中，Sales_Median与Sub_Median的回归系数均在1%水平上显著为正，符合外生变量选择要求；在列(4)和列(6)第二阶段回归中，逆米尔斯比率IMR与LS在1%和10%水平上显著负相关，表明本文存在一定的样本自选择问题。但是，在控制了潜在的样本自选择问题后，Oversea_Sales和Oversea_Sub与LS依然在1%水平上显著正相关，表明国际化战略对企业劳动收入份额的促进作用并未发生明显改变。

表6 内生性检验回归结果

第三，基于中欧班列开通产生的外生冲击缓解潜在的内生性问题。尽管本文认为实施国际化战略有助于提升企业劳动收入份额，但也有文献指出增加人力资本投资有助于提高企业国际化经营水平[29]，这意味着本文基准回归模型可能存在反向因果内生性问题。为排除这种可能性，需要在相对外生的研究场景下观察企业实施国际化战略对其劳动收入份额的影响。中国各大城市自2011年起陆续开通的中欧班列铁路运输线路，为企业实施国际化战略提供了一定的外生冲击①。大量研究表明，中欧班列的开通对降低企业贸易成本、扩大商品进出口贸易总额以及提升城市贸易开放程度具有促进作用[30]。由此可见，中欧班列的开通为列车始发城市中的企业开展国际贸易提供了便利条件，能够在一定程度上提高企业国际化经营水平。而且，是否开通中欧班列对于企业劳动报酬支付水平而言是外生的，不同城市在不同年份首次开通中欧班列事实上形成了一个错层的准自然实验场景，有助于本文在排除若干不可观测因素后更加清晰地观察国际化战略影响企业劳动收入份额的净效应。鉴于此，本文构建如下多时点DID模型：

LSi,t=β0+β1Treat×Post+∑Controlsi,t+∑Firmi,t+∑Yeari,t+εi,t

(2)

模型(2)中Treat×Post是哑变量。若样本公司所在城市第t年首次开通了中欧班列，那么该公司第t年及以后年度样本Treat×Post取1，第t年以前样本取0；若样本公司所在城市在整个样本期内均未开通中欧班列，那么该公司所有年度样本Treat×Post均取0。参照方行明等(2020)的做法[30]，对于下半年首次开通中欧班列的城市，本文将该城市首次开通中欧班列的时间滞后一年，以排除外生冲击可能存在的时滞问题。显然，Treat×Post能够有效反映相对于不受中欧班列开通这一外生冲击的企业，受冲击的企业在中欧班列开通前后劳动收入份额的净变化。模型(2)中其余变量与模型(1)完全相同，此外，模型(2)中还控制了公司个体固定效应与年度固定效应。表6列(7)报告了全样本多时点DID回归结果，列(8)报告了将处理组样本(样本期内公司所在城市开通了中欧班列)和对照组样本(样本期内公司所在城市未开通中欧班列)按照1∶1无放回最近邻倾向得分匹配处理后的多时点DID回归结果，可以看出，无论是否经过PSM处理，Treat×Post的回归系数始终在1%水平上显著为正。这表明中欧班列开通所生产的外生冲击能够促使国际化经营企业提升劳动收入份额，进一步验证了本文基准回归的结果。

(七)影响机制检验

本文基准回归结果支持了国际化战略背景下资本投资与劳动投资的互补效应假说，认为国际化战略提高了企业实物资本投资水平、研发创新投资水平以及董事会国际化水平，强化了资本报酬与劳动报酬之间的互补关系，提高了企业高层次劳动需求，进而推动了企业劳动收入份额的提升。为验证这一推断的正确性，本文使用中介效应三步骤模型，从企业实物资本投资、研发创新投资以及董事会国际化水平三个方面检验国际化战略影响企业劳动收入份额的作用机理。

首先，将企业实物资本投资水平(Capital)作为第一个中介因子进行机制检验，并定义Capital=(购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金+取得子公司及其他营业单位支付的现金净额―处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金净额―固定资产折旧、油气资产折耗、生产性生物资产折旧)/期初总资产。其次，将企业研发创新投资水平(Rd)作为第二个中介因子进行机制检验，并定义Rd等于企业当年研发投入金额与期末总资产的比值。最后，将企业董事会国际化水平，也即董事会中海外背景董事数量(Oboard)作为第三个中介因子进行机制检验。参照既有文献做法，将“海外背景”定义为在中国境外拥有工作或学习经历的背景，并定义Oboard=ln(1+具有海外背景的董事数量)。表7报告了中介效应检验结果，可以看出，列(1)、列(3)和列(5)中Oversea_Sales与三个中介因子均在1%水平上显著正相关，表明随着国际化战略的实施，企业实物资本投资水平、研发创新投资水平以及董事会中具有海外背景的董事数量呈现不断上升的趋势。列(2)、列(4)和列(6)中加入相应中介因子后，各个中介因子依然与LS在1%水平上显著正相关，表明企业增加实物资本投资与研发创新投资并提升董事会国际化水平确实是正向影响劳动收入份额的重要因素，也表明“国际化战略→实物资本投资/研发创新投资/董事会国际化水平→劳动收入份额”这一逻辑路径成立，上述三个中介因子均发挥了部分中介效应。表7的中介效应机制检验中Sobel Z统计量均在1%水平上显著，通过了检验，表明上述中介效应的存在性。

表7 影响机制检验回归结果

五、进一步分析

(一)异质性分析

上文分析了国际化战略影响企业劳动收入份额的平均效应，但这种平均效应在不同类型的企业之间是否存在异质性，是值得深入探讨的问题。

第一，基于企业产业类型的异质性分析。既有文献研究发现，相比资本密集型行业，利润水平更低的劳动密集型行业通过资本投资替代劳动投资的需求更加迫切，资本投资与劳动投资之间更主要表现为替代效应，而非互补效应[20]。这意味着对于劳动密集型企业而言，国际化战略与劳动收入份额之间的正相关关系会在一定程度上被削弱。为了验证这一推断，在模型(1)中加入衡量企业产业类型的哑变量Laborint(当企业普通员工年人均劳动报酬低于样本中位数时认定为劳动密集型企业，取1，否则取0)，以及交乘项Oversea_Sales×Laborint或Oversea_Sub×Laborint。显然，该交乘项即可反映国际化战略与劳动收入份额之间的相关关系在劳动密集型企业与资本密集型企业之间的差异。表8列(1)和列(2)报告了回归结果，可以看出，Laborint、Oversea_Sales×Laborint和Oversea_Sub×Laborint均与LS在1%水平上显著负相关，验证了上述推断。这一结果充分说明劳动密集型企业会强化资本投资对劳动投资的挤出效应，不利于企业职工福利的提升。相反，资本密集型企业由于对高层次技术创新以及产业升级存在现实需求，则会强化资本投资与高层次人才投资之间的互补关系，进而有助于提升企业整体劳动报酬支付水平。

第二，基于企业成本加成率的异质性分析。通过上文分析可知，对于盈利能力较弱的企业，资本投资会对劳动投资形成挤出效应。但这是否意味着对于盈利能力较强的企业，资本投资会对劳动投资形成促进效应呢？为验证这一猜想，参照既有文献的做法，本文使用经行业调整后的勒纳指数(PCM_Ind)衡量企业成本加成率，作为反映企业盈利能力的代理变量②。接下来，在模型(1)中加入衡量企业成本加成率高低的哑变量PCM_Dum(当企业PCM_Ind高于样本中位数时可认定为高成本加成率企业，取1，否则取0)以及交乘项Oversea_Sales×PCM_Dum或Oversea_Sub×PCM_Dum。显然，该交乘项即可反映国际化战略与劳动收入份额之间的相关关系在高成本加成率企业与低成本加成率企业之间的差异。表8列(3)和列(4)报告了回归结果，可以看出，Oversea_Sales×PCM_Dum和Oversea_Sub×PCM_Dum分别与LS在1%和5%水平上显著正相关，表明企业较高的成本加成率确实有助于促进资本投资与劳动投资之间的互补关系。

第三，基于经济政策不确定性的异质性分析。中国市场中，政府这只“有形的手”在社会资源配置中发挥了极其重要的作用，政府会根据国内外经济发展形势不断调整宏观经济政策，致使企业面临的外部交易市场存在宏观经济政策不确定性问题。既有文献研究发现，宏观经济政策不确定性也是影响企业实物资本投资与研发创新投资的重要因素[31]，然而，宏观经济政策不确定性如何影响企业资本投资和劳动投资之间的相关关系，现有研究并未给出解答。鉴于此，本文在模型(1)中加入衡量经济政策不确定性的哑变量EPU_Dum(当某一年中国经济政策不确定性指数③的年平均值高于样本中位数时EPU_Dum取1，否则取0)，以及交乘项Oversea_Sales×EPU_Dum或Oversea_Sub×EPU_Dum。表8列(5)和列(6)报告了回归结果，可以看出，Oversea_Sales×EPU_Dum和Oversea_Sub×EPU_Dum分别与LS在10%和1%水平上显著正相关，表明在经济政策不确定性较高的年份，资本投资与劳动投资之间的互补效应会更加显著。究其原因，本文认为，不确定性较高的宏观经济政策增加了企业经营失败与投资失败的风险，在此背景下，资本投资水平较高的企业更倾向于雇佣更多高素质、高水平与高技能的员工，促使企业在逆境中实现资本保全与产业升级，进而导致企业资本投资与劳动投资实现同方向增长。

表8 横截面异质性检验回归结果

(二)经济后果分析

福利经济学认为，对生产要素分配结构的改善，有助于组织以更低成本创造更大经济效益，促使组织实现帕累托改进与帕累托最优。鉴于此，本文进一步探讨国际化经营企业提高劳动收入份额的同时是否能够实现企业经营效率与生产效率的帕累托改进。

第一，国际化经营企业提高劳动收入份额对企业经营效率的影响。考虑到薪酬激励能够在一定程度上缓解企业代理成本、提高企业经营效率，因此，本文推断国际化经营企业提高劳动收入份额的同时能够产生显著的经营效率促进效应。为验证这一推断，本文构建模型(3)进行实证检验。

Turnoveri,t/Expensei,t=β0+β1Oversea_Salesi,t/Oversea_Subi,t+β2LS_Dumi,t+

β3Oversea_Salesi,t×LS_Dumi,t/Oversea_Subi,t×LS_Dumi,t+

∑Controlsi,t+∑Industryi,t+∑Yeari,t+εi,t

(3)

模型(3)中被解释变量为企业经营效率，使用总资产周转率Turnover与经营费用率Expense两个变量衡量。定义Turnover等于企业当年销售收入与当年平均总资产的比值，定义Expense等于企业当年管理费用、销售费用合计数与营业收入的比值。模型(3)中LS_Dum为衡量企业劳动收入份额高低的哑变量，当企业劳动收入份额高于同行业、同年度内样本企业劳动收入份额的中位数时取1，否则取0。交乘项Oversea_Sales×LS_Dum和Oversea_Sub×LS_Dum即可反映国际化经营企业提高劳动收入份额对企业经营效率的影响。表9列(1)～(4)报告了回归结果，可以看出，交乘项Oversea_Sales×LS_Dum和Oversea_Sub×LS_Dum分别与Turnover在1%和5%水平上显著正相关，与Expense均在1%水平上显著负相关，表明国际化经营企业提高劳动收入份额能够有效提高总资产周转率、降低经营费用率，进而表现为企业整体经营效率的提升。

第二，国际化经营企业提高劳动收入份额对企业全要素生产率的影响。考虑到企业国际化战略背景下资本投资与劳动投资之间的互补效应主要表现为企业对于高技能、高层次人才的需求增加，而劳动经济学理论认为在不完全有效的劳动力市场中，较高的劳动报酬支付水平是换取劳动生产效率提升的重要途径。因此，本文推断包括高技能人才、研发人才以及海归人才在内的高层次人才投资与资本投资相互作用会形成显著的投资乘数效应，推动企业实现技术进步与产业升级，进而促进企业全要素生产率的提高。为了验证这一推断，本文参照鲁晓东和连玉君(2012)的做法，使用Levinsohn-Petrin方法计算企业层面的全要素生产率TFP[32]，并将模型(3)中的被解释变量替换为TFP。表9列(5)和列(6)报告了回归结果，可以看出，交乘项Oversea_Sales×LS_Dum和Oversea_Sub×LS_Dum均与TFP在1%水平上显著正相关，表明国际化经营企业在提高劳动收入份额的同时确实也提高了全要素生产率，验证了上述推断。

表9 经济后果检验回归结果

六、研究结论与启示

劳动收入分配问题是我国经济社会领域的热点问题，近年来，我国剧烈波动的劳动收入份额对“卡尔多分配理论”在中国市场的适用性提出了质疑。理论研究方面，尚无文献关注企业跨国经营战略模式如何影响其生产要素配置决策，鉴于此，本文以2007—2020年中国A股上市公司为样本，基于“生产要素替代效应”与“生产要素互补效应”两个视角考察了企业实施国际化战略对其劳动收入份额的影响。研究发现，实施国际化战略能够有效提升企业劳动收入份额，支持了国际化战略背景下的“生产要素互补效应”假说。机制检验发现，国际化战略提高了企业实物资本投资水平、研发创新投资水平与董事会国际化水平，强化了资本报酬与劳动报酬之间的互补关系，提高了企业高层次劳动需求，进而推动了企业劳动收入份额的提升。异质性检验发现，对于资本密集型企业、高成本加成率企业以及所在年度国内经济政策不确定性较高的企业，实施国际化战略更加有利于资本报酬与劳动报酬发挥互补效应。经济后果检验发现，国际化战略背景下提高企业劳动收入份额能够有效提高企业经营效率，并促使企业全要素生产率同步提升。

本文的研究结论具有较强的政策启示。第一，本文发现通过资本投资促使企业增加高技能人才需求是国际化战略提升企业劳动收入份额的内在逻辑。低层次的技术变革只会产生资本劳动替代效应，导致社会福利水平不断降低；高层次的产业升级则会产生资本劳动互补效应，促使企业实现职工福利增长和经营效率、全要素生产率增长的双赢局面。鉴于此，政府部门应当引导企业通过高质量资本投资加快产业升级步伐，提高出口产品附加值，增强盈利能力，进而促进共同富裕程度的提升。第二，尽管实施国际化战略有助于提高企业对高技能劳动者的雇佣需求，但对低技能劳动者的挤出效应仍然客观存在。鉴于此，政府部门应当关注低技能劳动者的转型升级问题，避免社会贫富差距因资本扩张、产业升级而被进一步拉大。第三，随着经济全球化的持续推进，“双循环”新发展格局已经成为我国不可逆转的趋势。因此，政府部门应当坚持“引进来”与“走出去”并重的对外开放理念，通过大力推行出口退税、政府补助等政策积极引导企业(尤其是注册地或主要经营地位于非沿海地区的企业)参与国际化经营，促使企业将实施国际化战略作为实现技术创新、产业结构转型升级以及社会整体福利水平提升的有效途径。

注释：

①中欧班列是指，按照固定车次、线路等条件开行且往来于中国与欧洲及“一带一路”沿线各国的集装箱国际铁路联运班列。2011年3月19日，首趟中欧班列从重庆开出。截至2020年底，已有38个中国城市陆续开通了中欧班列线路。限于篇幅，未报告38个具体城市名单，留存备索。

②勒纳指数等于产品价格与边际成本的差额，勒纳指数越大意味着企业在产品市场获得的单位产品垄断租金越高，也即成本加成率越高，盈利能力越强。

③经济政策不确定性指数根据中国香港《南华早报》每个月刊发的同时包含“中国”“经济”“政策”及“不确定性”四类关键词的新闻报道数量占当月总新闻报道数量的比值构建，具体数值见网站：http://www.policyuncertainty.com/china_monthly.html。