政治关系、制度环境与劳动收入份额——基于全国民营企业调查数据的实证研究，本文主要内容关键词为：民营论文,份额论文,收入论文,政治论文,实证研究论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
中国经济的一个典型特征是政府掌控着巨大的生产性资源并拥有强大的经济干预能力。因为如此，中国的企业经营者无不注重与政府保持良好的关系，寻求政治关系是一种极为普遍的现象。无论是为了谋求政治功绩，还是为了寻求政治庇护，企业投资于政治关系作为一种经济行为，不可避免地产生着多种多样的经济后果。本文将探讨这些后果中的一种，即政治关系对于企业劳动收入份额的影响。
政治关系会影响企业劳动收入份额，这在经济逻辑上并不难理解。政治关系具有潜在的好处，比如有助于企业获得更多资源，或者减少做生意的各种麻烦(这些麻烦可以来自政府官员或其他企业)。因而政治关系投资具有与企业的资本和劳动等生产要素投入一样的功用，追求利润最大化的企业家会在生产能力建设与政治关系投资之间进行权衡决策(杨其静，2011)。企业家的这种权衡，将会影响企业内部要素报酬的分配方式和比例，劳动收入份额自然而然受到影响。在本文，我们通过一个简单的数理模型表明，企业家通过政治关系投资而获得政治租金，并且这部分租金难以被劳动者分享或者劳动者分享比例很低，结果政治关系将对企业劳动收入份额产生负面影响。而且，在制度环境越差的地区，企业家谋求政治关系租金的动力越强，谋求政治关系对劳动收入份额的负面冲击也更强烈。我们随后基于全国民营企业调查数据展开的实证研究，完全支持了上述观点。甚至，本文的实证研究还估计出了具有政治关系的企业中，企业和劳动者对于政治租金的分享比例。
本文的研究与近年来兴起的两支文献紧密相关，可以视为对这两支文献的新的补充。第一支文献集中探讨政治关系对企业的经济影响。这些文献证实，政治身份和政治关联对企业具有很高的经济价值并且具有实际的经济后果(Krueger，1974；Faccio，2006；Claessens，Feijen and Laeven，2007；余明桂、潘红波，2008)。比如，政治关系可以提高公司价值，并且在法治程度越低的地区对公司价值影响越大(雷光勇、李书锋、王秀娟，2009)；政治关系将会影响公司并购绩效，作为法律保护的替代机制来保护企业产权免受政府损害(潘红波、夏新平、余明桂，2008)；有政治关系的上市公司多元化程度更高，可获得更多多元化资源，也更能抵御风险(张敏、黄继承，2009)；民营企业的政治关系可以缓解其外部融资约束(于蔚、汪淼军、金祥荣，2012)，有政治关系的民营企业比之无政治关系的民营企业会在地震后捐赠更多，并在捐赠后获得更多银行贷款和税收优惠作为回报(薛爽、肖星，2011)；政治关系也影响着企业的公司治理效率(游家兴、徐盼盼、陈淑敏，2010)、雇员规模和薪酬成本(梁莱歆、冯延超，2010)、高管报酬业绩和员工配置效率(刘慧龙、张敏、王亚平、吴联生，2010)，以及企业的契约实施环境等(王永进、盛丹，2012)。就我们阅读所及，既有的文献并未涉及政治关系对企业劳动收入份额的影响，因此本文有助于拓宽我们对政治关系的经济后果的认识，对这一支研究文献形成有益补充。
与本文紧密相关的第二支文献聚焦于研究劳动收入份额的决定因素。学术界对这一问题的关注源于我国最近十多年来劳动收入份额的持续下降。这一支文献又分宏观和微观两条路径，宏观路径上主要基于宏观数据讨论产业结构调整、经济发展阶段、全球化、劳动力供求变动、偏向性技术进步甚至统计口径变化等一系列因素对劳动收入份额的影响(白重恩、钱震杰，2009，2010；罗长远、张军，2009a，2009b；黄先海、徐圣，2009；李稻葵、刘霖林、王红领，2009；龚刚、杨光，2010；邵敏、黄玖立，2010；张莉、李捷瑜、徐现祥，2012)；微观路径则主要利用企业数据考察劳动收入份额变化成因，比如，白重恩等(2008)发现产品市场垄断增加和国有部门改制导致劳动收入份额下降；周明海等(2010)发现企业中民营和外资股权上升会导致劳动收入份额下降；罗长远和陈琳(2012)发现私人企业融资约束与劳动收入份额存在显著负相关。但迄今没有文献将政治关系视为劳动收入份额的决定因素，而本文将对此予以确认。
除了丰富相关领域文献的学术价值之外，本文的现实意义也是明显的。我们的研究结果不仅表明改善制度环境的重要性，也隐含着这样的思想：中国劳动收入份额过低和持续下降，有其政治经济原因。就本文研究议题而言，政治力量的影响和寻求政治关系租金的行为，影响了要素分配和劳动力市场价格。要实现中共十八大报告提出的“提高劳动报酬在初次分配中的比重”，需要更深入地面向竞争和市场化的改革，完善法治，尽量减少政治力量对经济生活的干预。
本文接下来安排如下：第二部分基于一个简单的模型提出关于政治关系、制度环境与劳动收入份额的两个理论假设；第三节构建实证研究模型，交代数据信息并进行统计描述；第四节基于2004年、2006年、2008年三轮全国民营企业抽样调查数据对理论假设进行实证检验；最后是结论与政策建议。
二、理论假设
企业政治关联现象在很多国家普遍存在，谋求政治关系对企业是有价值的(Frye and Shleifer，1997；Faccio，2006；罗党论、唐清泉，2009；徐细雄、杨卓、刘星，2010)。那么，在政治关系与劳动收入份额之间到底存在什么联系呢?最近的研究文献有助于我们思考这一议题。其中一支文献确认，拥有政治关系有助于促进企业绩效和市场价值的提升，为企业带来更多的利润增长。例如，Chen等(2011)和Bai等(2006)认为，政治关系有利于保护企业产权免受政府侵害，进而增加企业价值。除此之外，政治关系还能缓解民营企业的融资约束(于蔚、汪淼军、金祥荣，2012)，为企业带来更多的融资便利、投资优惠、税收折扣、补贴以及进入管制行业等利益(余明桂、潘红波，2008；潘越、戴亦一、吴超鹏、刘建亮，2009；罗党论、唐清泉，2009)，为企业利润增长与业绩提升创造机会。
尽管政治关系是一种有价值的资源(Fisman，2001)，但为维持这种关系，企业必须支付一定的成本，包括政治家追索的租金、企业治理风险上升、会计信息质量下降以及额外的社会性负担等(李维安、邱艾超、阎大颖，2010)。就本研究相关的劳动力问题方面，谋求政治关系的企业通常会更有动力采取与政府合作的态度，甚至帮政府排忧解难，承担更多的社会责任。比如更友好地对待员工，为雇员支付更好的福利(Shleifer and Vishny，1994)，以及增设岗位缓解就业问题(Morten，2000)，以帮助政府维持社会稳定，这无疑会博取政府的好感。当然，不排除企业获取政治关系也有可能是逃避责任，比如Fisman等(2012)基于中国企业数据发现，有政治关系的企业工伤事故是无政治关系企业的5倍。但是，不管是讨好政府还是逃避责任，进行政治关系的投资都是需要付出代价的，这些代价可以包括从合法的捐赠到非法的行贿等广泛的内容。
理性的企业家在寻求政治关系时，必须权衡其收益和成本。令谋求政治关系的收益为r＞0，成本为c＞0，显然只有r-c＞0时，企业家才会投资于政治关系。假设企业生产中扣除原材料等成本后的可分配剩余为1，可分配剩余仅用于支付资本利息和劳动者工资。单个劳动者工资是由劳动力市场竞争决定的，企业雇佣量不变时，企业支付的工资总额也就随竞争工资水平决定了，假设这笔总额为
。这里，也可想象成企业打包雇佣一批劳动力，支付工资总额，恰好是这批工人集体的保留工资水平。那么，企业不寻求政治关系时，劳动方工资收入为，资本方利息收入则为1-，企业中劳动收入份额就是LS=/1=。若企业寻求政治关系，假设理性的企业家仍只选择刚好满足工人集体参与约束的工资水平(这一假设在竞争性劳动力市场上是合理的，不过我们随后将放宽这个假设)，则劳动方工资收入仍为，但资本方的收入将变成[(1-)+r-c]，从而企业的劳动收入份额变成LS*=/(1+r-c)。由于存在行为约束r-c＞0，容易发现LS=＞/(1+r-c)=LS*，即企业家寻求到政治关系后企业的劳动收入份额下降了。从经济意义上讲，其原因在于有政治关系企业比无政治关系企业得到了更多政治关系租金，但两者的劳动力工资支付却没什么差异，结果前者相对后者的企业劳动收入份额就下降了。由此我们提出第一个理论假设。
假设1：在其他条件都相同的条件下，有政治关系企业的劳动收入份额显著地低于无政治关系企业，而且，政治关系程度越高，劳动收入份额就越低。
这里有必要做更深入讨论(尽管这更深入的讨论并不太重要)。前面的推证中，明确假设了寻求政治关系的企业家仍然理性地将工资水平定在的水平上，换言之，企业家“独占”了政治关系的净租金收益r-c＞0。这一假设在竞争性劳动力市场上当然有其合理性，毕竟利润最大化原则要求企业家以尽可能低的工资来雇佣工人。但是，不能排除企业家也可能存在关心员工的社会偏好，或者愿意对员工更友好以博取政府的好感，此时，他们可能会将政治关系租金收益分享一部分给员工。倘若这是事实，政治关系会如何影响企业劳动收入份额?对此，不妨假设企业家将政治关系净租金收益r-c＞0以β(β∈[0，1])和1-β的比例在工人和企业家之间分享，则工人的劳动收入变为+β(r-c)，企业中劳动收入份额将变为LS**=[+β(r-c)]/[1+(r-c)]，由于r-c＞0，简单分析LS**便可发现，当β＜时，LS**随(r-c)递减；当β＞时，LS**随(r-c)递增；当β=时，LS**不随(r-c)改变。其经济意义是，只要企业家分享给工人的政治关系净租金收益比例较小(β＜)，政治关系就会导致企业劳动收入份额的下降；反之，企业家分享给工人的政治关系净租金收益较大(β＞)，政治关系反而会导致企业劳动收入份额上升。但是，无论从企业家的理性，还是从经验证据(Shleifer and Vishny，1994)出发，真实世界中企业家分享给工人的政治关系净租金收益都很小。在本文实证研究部分我们将通过反事实分析推断员工分享政治关系净租金收益的比例β，大概介于[0.216，0.291]之间，而无政治关系企业的劳动收入份额(即)均值为0.457，印证了β取值为0≤β＜是符合现实的假设。这意味着，适度放宽企业家理性约束，但只要企业家并非极度的不理性，前面提出的假设1仍然成立。
接下来仍回到最初的企业家严格理性的情形，还可细细分析一下LS*=/(1+r-c)这个表达式。当r-c趋于0的时候，LS*就趋于LS，即政治关系的租金收益几乎完全被其成本侵蚀时，有政治关系企业和无政治关系企业的劳动收入份额就会趋于一致；当r-c＞0，这个条件可改写为r/c＞1，有政治关系企业劳动收入份额就会低于无政治关系企业的劳动收入份额，而且r/c＞1越大，两者之间差距就更远。换言之，政治关系投资收益率r/c越高，有政治关系企业的劳动收入份额就会越低。这一推论是重要的，它促使我们考察制度环境对政治关系的劳动收入份额效应之影响，从而可获得更重要的政策含义。
各国之间的制度差异是巨大的，这是共识。在一国内部，制度差异其实也是巨大的。有研究表明，即使一国内部保持相同的体制背景，国内各地区也可能因产权保护、市场监管、税赋征收、规制和法律实施、金融市场和劳动力市场运行，以及腐败治理等方面的差异，形成营商的制度和政策“软环境”之差异(World Bank，2004；董志强、魏下海、汤灿晴，2012)。在目前中国转型经济的背景下，各项制度建设尚未完善，如法律和司法体系不健全，产权保护不力，官员对企业的索贿行为频现(余明桂、潘红波，2008)。同时由于区域经济发展的非均衡，各地区的营商软环境和制度质量的差异亦很突出(樊纲、王小鲁、朱恒鹏，2011；董志强、魏下海、汤灿晴，2012)。这些制度软环境的差异是理解企业行为差异的重要线索。有研究表明，在政府越腐败、法律体系越脆弱、非正式的税负越严重、产权保护越差的国家和地区，民营企业的政治关联越普遍(Faccio，2006；Li，Meng and Zhang，2006)。这背后的故事是，在制度环境较好的地区，政治家受到的预算约束越严厉，能够自由裁量配置的资源就更少，企业家投资于政治关系的收益将更低，投资政治关系的动机也下降了；反之，制度环境较差的地方，政治家手中可自由裁量配置的资源越多，一旦企业与政府或政治家拉上关系，就能拥有丰厚的额外经济资源和盈利机会，即政治关系的投资收益增加了。结合前面的讨论，我们有理由相信，制度环境越差(越好)的地区，政治关系投资收益率r/c将越高(越低)，从而企业的劳动收入份额将越低(越高)。这可以总结为第二个理论假设。
假设2：制度环境越差的地区，政治关系对劳动收入份额负向影响更加恶化；制度环境越好的地区，政治关系对劳动收入份额的负向影响有所弱化。
如果假设2成立，其政策含义是显而易见的：改善投资营商制度软环境，限制政府掠夺之手，将是提高劳动收入份额的途径之一。
三、模型构建与统计事实
(一)模型构建
为检验政治关系的影响，首先须获得劳动收入份额数据。本文采用要素成本增加值(Value Added at Factor Cost)概念估算微观企业的劳动收入份额，具体计算公式如下：
LS=雇员工资奖金总额/(企业缴税金额+企业交费金额+税后净利润+雇员工资奖金总额)
显然，劳动收入份额LS是在0～1之间波动，参考李稻葵等(2009)处理方式，对其进行logistic的转换，将劳动收入份额LS调整为LS/(1-LS)，然后取自然对数。故而，设定回归模型如下：
核心解释变量：PC是政治关系变量，本文用民营企业主的政治身份来表征所在企业的政治关系情况。参考既有研究(邓建平、曾勇，2009)，我们分别用两种方法度量政治关系程度：其一，根据是否具有政治关系来度量，以民营企业主是否通过当选人大代表或政协委员参政议政(乡、县、市、省和全国)，若是，则认为其所在企业为有政治关系企业，若否，则为无政治关系企业。其二，根据政治层级来定义政治关系指数(或强度)，具体而言，全国人大、政协赋值5；省级人大、政协赋值4；地级市人大、政协赋值3；县(市)人大、政协赋值2；乡镇人大、政协赋值1；不是以上几种情况赋值0。相应地，本文的政治关系包含4个子指标，分别为 NPC、CPP、PC_index、PCH。其中NPC表示人大代表政治身份、CPP表示政协委员政治身份、PC_index表示政治关系指数、PCH表示政治关系强度。
控制变量组Z是根据已有文献(Bentolina and Saint-Paul，2003；白重恩、钱震杰、武康平，2008；罗长远、陈琳，2012)来确定的，主要考虑了如下影响企业劳动收入份额的企业特征变量：资本密集度(K/L)、技术进步(Tech)、市场势力(Market)、企业规模(Size)、信贷依赖(FR)、企业内部是否建立工会组织(Union)、企业是否由改制而来(Ref)。此外，我们还考虑行业属性(Sic)和时间变量(Year)的影响。变量说明与统计描述见表1和表2。
(二)统计事实
1.数据来源
本文数据来自于中共中央统战部、中华全国工商联合会和中国(民)私营经济研究会联合在2004年、2006年和2008年展开的三轮全国民营企业抽样调查。样本涵盖了全国31个省、自治区、直辖市的各个行业和各种类型民营企业，问卷调查涉及企业经营状况和企业主特征属性两大部分。由于问卷调查在设计上具有综合性，能够从根本上排除受访者的策略型回避行为(白重恩等，2005)。我们通过问卷中的一个问题“如果您是人大代表，是哪一级的?”或“如果是政协委员，是哪一级的?”来共同识别企业政治关系情况。根据研究需要，本文对原始数据进行如下处理：(1)由于受访民营企业规模相异甚大，同一指标在企业间可能呈现偏态分布，因而我们对部分变量的极端值采取winsorize处理，同时剔除核心指标中的异常值样本(如企业员工工资奖金为负、实收资本额为负以及变量缺失值等企业)；(2)由于我国规定民营企业必须拥有超过8人以上的雇员，故将雇员人数少于或等于8人的企业剔除；(3)由于金融业在财务数据和资产结构方面具有特殊性，故剔除从事金融业的企业样本。经过如上处理，本文最终获得2103个观测值，其中，2004年为372个，2006年为791个，2008年为940个。
有必要说明，本文采用的全国民营企业抽样调查数据，并不是严格意义的面板数据，故而只能做多期混合截面数据分析。多期的数据能否放在一起回归是有条件的，仅当被解释变量与核心解释变量保持着不随时间而变的关系时，混合才是有用的。换言之，要依据期间的模型结构是否发生了显著的变化而决定是否混合(Wooldridge，2008)。为此，我们将核心解释变量政治关系PC与年份虚拟变量做了交互项，结果发现这些交互项均不显著(利用F检验也表明，PC对LS影响不随时间而变)。这一点满足了多期混合截面的条件。当然，样本混合的好处也是明显的，它将有助于增加样本量，从而获取更好的估计量和更有效的检验统计量(Wooldridge，2008)。
2.统计事实
表3列出政治关系的描述性统计特征。A组描述以民营企业主是否为人大代表的政治关系情况，数据显示，在2103个样本观测值中，有567个是人大代表身份，占全样本数近27％。进一步细分人大代表层级可发现，接近2％的民营企业主是全国或省级人大代表，大约20％民营企业主是地级市和县人大代表。B组描述民营企业主是否为政协委员的政治关系情况，数据显示，在2103个样本观测值中，有751个具有政协委员身份，约占样本比例的36％，这个比例明显高于人大代表的比例，这可能反映人大与政协在我国政治生活中的相对重要性。进一步细分政协委员层级可发现，有0.5％民营企业主具有全国或省级政协委员身份，超过21％是地级市和县政协委员。民营企业普遍存在政治关联的事实，隐含着谋求政治关系是有利可图的。
表4列出了有政治关系和无政治关系的民营企业在劳动收入份额差异。A组是以人大代表定义的政治关系企业的对比结果，平均而言，政治关系企业的劳动收入份额为41.9％，无政治关系的企业则为45.7％，前者比后者低3.8个百分点，这种差异在1％的水平上显著。从各年度看，政治关系企业的劳动收入份额皆显著低于无政治关系企业。B组是以政协委员定义的政治关系企业的比较结果，平均而言，政治关系企业的劳动收入份额(43.7％)显著地低于无政治关系企业(45.2％)，二者差距为1.5个百分点。单变量分析结果表明，政治关系与劳动收入份额的确存在负向关系，这一结果初步支持前文提出的研究假设1。尽管，A组(人大代表身份)平均差距大于B组(政协委员身份)平均差距，这似乎暗示着当选人大代表比当选政协委员对企业主的社会地位更加重要①。但无论民营企业主所谋求的是何种政治身份，皆能为其带来经济好处。
四、实证分析
(一)基本回归分析
前述单变量分析结果表明，有政治关系企业的劳动收入份额与无政治关系企业显著不同，且前者低于后者。接下来我们在控制其他的可能影响劳动收入份额的企业特征和行业属性，进一步通过严格的计量分析来检验政治关系对劳动收入份额是否具有显著影响。运用普通最小二乘法(OLS)，为克服可能存在的异方差问题，采用White(1980)的异方差稳健估计。表5中(1)、(2)列汇报了根据式(1)得到的估计结果：人大代表定义的政治关系与劳动收入份额有负向关系，且达到1％显著水平，政协委员定义的政治关系与劳动收入份额的也具有负向关系，估计系数仅达到18％显著水平。这一发现与单变量的检验结果非常接近。
表5第(1)、(2)列汇报结果表明政治关系对劳动收入份额具有负向影响。然而，上述关于政治关系变量的估计系数可能是有偏且非一致，其原因有二：其一，尽管式(1)已控制了一系列影响劳动收入份额的因素(包括企业和企业主特征等变量)，但仍有可能遗漏重要变量。如果这些被遗漏变量与政治关系显著相关，将引致内生性问题；其二，企业政治关系可能存在显著的“自选择”效应，即企业收入分配状况决定企业谋求政治关系的行为动机，这种“自选择”效应的存在会使企业政治关系变量的系数估计产生“伪相关”问题。处理上述内生性问题以及“伪相关”问题的通常做法是寻找与政治关系相关，但又不受劳动收入份额影响的工具变量。结合本文数据特征，我们采取两种相对应的估计方法进行处理：第一种，对于内生变量(政治关系)为二元虚拟变量(即文中对应的NPC、CPP、PCH变量)的情形，处理效应模型(Treatment-Effect Model)是一种非常恰当的分析工具②。该模型的实证分析包括两个步骤：第一阶段，利用Probit模型估计企业谋求政治关系行为的决定因子，以生成危险率(Hazard Rate)；第二阶段，通过一个引入危险率的线性回归模型估计企业劳动收入份额的决定方程：
式(2)为企业政治关系决定方程，其中向量IV为工具变量集。处理效应模型假定u和v服从联合正态分布，且假定
若ρ≠0，说明两个方程的随机扰动项相关，即政治关系变量PC是内生的；反之，若ρ=0则说明政治关系变量PC是外生的。第二种，对于内生变量(政治关系)以连续变量(即政治关系指数PC_index)为度量时，则可采取两阶段最小二乘法估计(2SLS)估计。上述两种估计方法的工具变量集相同，其中，内部工具变量皆来自于式(1)各控制变量，外部工具变量则包括：企业摊派金额、捐赠金额、公关招待金额③，以及用于刻画企业营商软环境和市场化程度的外部经济变量，如省份“减少政府对企业的干预程度”、“减少企业对税费的负担”以及“固定资本投资比重”指标④。对于处理效应模型，分别有极大似然法(ML)和两步法(Two-Step)，由处理效应模型估计方法下得到的残差独立性检验(
∶ρ=0)相伴概率可知，第一阶段估计和第二阶段估计的残差之间显著正相关，即政治关系二元虚拟变量为内生变量，从而确认了工具变量是必需的。为观察结果的稳健性，本文同时汇报两种估计结果，分别列示于表5第(3)～(8)列，两阶段最小二乘法估计结果则列示于表5第(9)列。首先观察第(3)、(4)、(6)、(7)列，可以发现，在控制政治关系和劳动收入份额的内生性问题后，人大代表定义的政治身份对劳动收入份额具有显著负向影响，政协委员身份的估计系数亦显著为负，大部分检验结果并没有发生根本性改变。以上结论表明，在控制潜在的内生性问题后，政治关系对劳动收入份额仍然产生负向影响，这一结果与假设1的预期是一致的。
为进一步检验政治关系指数和强度对劳动收入份额的影响，我们通过民营企业主政治身份进行赋值，进而产生政治关系指数(PC_index)⑤。在此基础上，进一步区分强政治关系和弱政治关系。若企业政治关系指数大于全样本均值，则为强政治关系，PCH为1；若企业政治关系指数小于全样本均值，则PCH为0。表5中第(5)和(8)列汇报政治关系强度的系数估计结果，研究表明，政治关系强度的估计系数为负，且达到1％高度显著水平。政治关系指数变量(PC_index)估计系数则在第(9)列显示，根据两阶段最小二乘法(2SLS)，Hausman检验统计量的相伴概率低于0.05，确认内生性问题是存在的。2SLS法的第一阶段估计得到最小特征值(Minimum Eigenvalue)统计量为12.92，该值大于10，则从经验上表明不存在弱工具变量问题。工具变量联合显著性F统计量为22.24，大于临界值，进一步确认了本文选取工具变量的可信度(Stock and Yogo，2002)。从第(9)列2SLS估计结果可知，政治关系指数的估计系数为负，且达到1％显著水平，表明随着政治关系程度的提高，企业劳动收入份额是下降的。无疑，本文实证结果与假设1相契合，即政治关系对劳动收入份额影响是负向的，而且这种负向影响随着政治关系程度的提高而恶化。
对于以上的经验结果，人们也许会关心：政治关系企业的低劳动收入份额是否因压低雇员工资造成的?员工是否分享到政治关系租金净收益?已有的实证研究表明，政治关系企业相对于无政治关系企业要支付更高的工资(Bertrand，Kramaraz，Schoar and Thesmar，2006；梁莱歆、冯延超，2010)。通过源数据的比较发现，政治关系企业员工的平均工资为1.33万元，无政治关系企业员工平均工资为1.28万元，前者高于后者，说明政治关系企业并非完全靠下压劳动者绝对薪酬而获利，反映了有政治身份的企业主会给予员工更好的收入来体现对于社会的责任。但企业在获得政治关系后，是否以及在多大程度上会让员工分享政治关系租金净收益?为了提供更充足的证据，我们可进一步计算员工分享政治关系租金比例(即理论假设部分的β值)。具体分析逻辑是：那些无政治关系企业在保持其企业特征分布不变情形下，若获得政治关系并以政治关系企业方式进行要素报酬分配，结果会是如何呢?遵循这一思路即可计算出工人分享政治投资的租金比例β值。由Dinardo、Fortin和Lemieux(简称DFL，1996)发展的反事实分析为我们研究提供了恰当分析工具。首先注意到，任何无政治关系企业的收益分布都是各要素收益和企业特征的分布两部分组成。故企业收益真实分布为：
式中，pc=0或1分别表示无政治关系企业或有政治关系企业；
表示无政治关系企业收益分布如何随着企业特征X而变化；h(X｜pc=0)表示无政治关系企业特征分布；F(R)表示无政治关系企业收益的真实分布。相应地，构造无政治关系企业收益的反事实分布为⑥：
简言之，反事实分布
是在保持无政治关系企业的特征分布不变的情形下，以政治关系企业方式获得收益的累积分布。由此，无政治关系企业收益真实分布与反事实分布之差异，即是谋求政治关系后的收益变化。采取同样做法，我们得到无政治关系企业劳动报酬真实分布和反事实分布。
劳动报酬真实分布：
最后，根据公式
，即可得到员工分享政治关系租金的比例，利用源数据计算获知，企业主是人大代表身份能够为员工带来政治租金收益比例β为21.6％，政协委员身份则为员工带来了29.1％的政治租金收益⑦。正如前文所述，当β＜，政治关系将导致企业劳动收入份额的下降。显然，尽管企业员工也分享到一定比例的政治关系好处，但依然无法改变在收益分配的不利地位，我们实证结论印证了理论假设。
从模型中其他与企业(企业主)特征相关的变量对劳动收入份额的估计结果(表5)，亦可得到富有价值的发现，这些发现与现有的大多数经验文献基本一致。其中，资本密集度(K/L)估计系数显著为负，表明在其他条件相同情形下，资本深化恶化了劳动者报酬，资本与劳动之间存在替代关系，这与基于宏观数据的发现相吻合(白重恩、钱震杰，2010)。技术进步(Tech)对劳动收入份额影响是负向的，这与黄先海和徐圣(2009)的经验证据相符，表明中国技能偏向技术进步导致要素分配不利于劳动者。市场势力(Market)估计系数显著为正，表明民营企业越具有市场势力，越有能力为企业员工支付更高的薪水，有利于劳动报酬比重的提升，这一发现与既有文献观点类似(张杰、黄泰岩，2010)。企业规模(Size)估计系数显著为正，表明企业规模越大，越容易实现规模经济，从而能够为员工支付更高工资。信贷依赖(FR)估计系数显著为负，这略令人费解：难道对民营企业的金融支持不利于劳动者吗?为了理解这一困惑，我们进一步研究了源数据，发现在控制企业其他特征不变情况下，银行信贷每增加1％，会为企业工人带来大约370元的工资增长，能为企业全员劳动生产率带来大约2210元的增长。这意味着，获得金融支持促进了企业全员劳动生产率有较大提高，工人也分享到一定好处(工资有所增长)，但分享的份额很低(工资增长额占劳动生产率增长额的比例仅370/2210≈16.7％)，结果劳动收入份额反而是下降的。当然，全员劳动生产率是生产技术、经营管理、工人劳动等各种因素的综合表现，金融支持如何影响企业全员劳动生产率(进而影响到劳动收入份额)仍是一个需要研究的问题，本文暂不能提供答案。模型估计结果中工会虚拟变量估计系数并不稳定，可能与工会的工资效应和生产率效应有着密切相关。改制虚拟变量为正，表明通过国企或集体企业改制过来的民营企业，能够为员工提供更高比例的利益分享。
(二)政治关系与劳动收入份额：不同制度环境有何差异?
为检验假设2，构建相应的计量模型如下：
式(7)是在式(1)的基础上(更具体地，是在表5第(6)～(9)列基础上)进行拓展，增加了各地区制度环境虚拟变量instiD与政治关系变量PC的交互项instiD×PC，用来检验在不同的营商软环境和制度质量下，政治关系对劳动收入份额的影响效应是否存在显著差异。为了更全面地刻画各地区之间的制度差异，本文主要考虑了要素市场发育、法治水平和政府掠夺程度3个维度，数据来自于樊纲等(2011)编制的《中国市场化指数——各地区市场化相对进程2011年报告》中的对应指标。其中，要素市场发育(factorD)取自“要素市场发育程度”指数，法治水平(lawD)取自“对生产者合法利益的保护”指数，政府掠夺程度(govD)取自“减轻企业的税外负担”指数。上述3个维度的制度环境变量皆为虚拟变量，当企业所在省份的这个指数低于所有省份的中位数时，将其定义为1，否则为0。需要说明的是，这3个制度环境变量皆是反向指标，因而结合假设2，我们预期交叉变量factorD×PC、lawD×PC、govD×PC的符号为负。
根据式(7)，我们全面考察政治关系的要素分配效应是否存在显著的制度环境差异(见表6)。表6中A、B、C、D版块分别汇报人大代表、政协委员、政治关系强度、政治关系指数作为解释变量的估计结果，估计方法分别采用Treatment两步法和2SLS。我们所关心的是，制度与政治关系的交叉变量估计结果是否如同预期。逐一观察3个指标变量可发现：factorD×PC、lawD×PC以及govD×PC的估计系数皆为负，且通过统计显著性检验，表明在要素市场发育水平越低、法治体系越脆弱、政府产权侵害越严重的地区，企业的政治关系对劳动者报酬分配的不利影响会进一步恶化。换言之，随着要素市场发育水平的提高，企业政治关系程度对劳动收入份额的负面效应在减弱。总体而言，表6中的检验结果支持假设2。
概言之，政治关系对劳动收入份额影响在不同的制度环境下是存在显著差异的。在制度环境较差的地区，政治关系进一步恶化劳动报酬分配；而在制度环境较好的地区，政治关系对劳动收入份额的负面影响有所弱化。
(三)稳健性检验
为确保研究结论的可靠性，我们采用两种稳健性检验方法，一是，选用不同的工具变量来估计政治关系；二是，考虑异常样本点的影响，重新估计式(1)和(7)。限于篇幅，稳健性估计结果以附表1列出。
1.选用不同工具变量
针对政治关系变量可能存在的内生性问题，我们选用各地区“市场分配经济资源比重”、“非国有经济发展程度”以及“信贷资金分配的市场化”作为政治关系的外部工具变量。很显然，一个地区的市场分配资源的程度越高、非国有经济比重越大，以及信贷资金市场化水平越高，该地区民营企业受到的制度性约束和政府掠夺就越少，企业谋求政治参与和政治庇护的动机越弱。我们以樊纲等(2011)编制的《中国市场化指数——各地区市场化相对进程2011年报告》中的相对应指标作为政治关系强度的外部影响因素。分别运用处理效应模型方法与两阶段最小二乘法估计式(1)和式(7)，重点观察政治关系强度和政治关系指数估计结果。研究发现，在控制政治关系内生性问题后，政治关系对劳动收入份额有负向影响，政治关系对劳动收入份额影响在不同的制度环境下是存在显著差异的，制度环境较差的地区，政治关系对劳动收入份额的负面影响进一步恶化。
2.异常样本点的影响
为了检验本文估计结果是否受到这些异常点的影响，我们首先计算出各个企业劳动收入份额在10％和90％百分数，并将全部样本中低于10％分位数和高于90％分位数的样本点剔除，在此基础上，对剩余样本数据分别进行处理效应模型方法和两阶段最小二乘法估计，结果见附表1最后两列。估计结果表明，考虑异常样本点影响后，政治关系对劳动收入份额仍有负向影响，政治关系对劳动收入份额影响在不同的制度环境下是存在显著差异的，与前述基本识别结果相接近。因此，本文的研究结论是稳健可靠的。
总而言之，上述经验研究支持了政治关系对劳动收入份额有负向影响，且这种影响在不同制度环境下存在显著差异的研究假设，在控制可能存在的内生性等问题，研究结果仍然是显著的，表现出相当的稳健性。本文研究为人们观察中国劳动收入份额变动和国民收入分配提供了一个新的视角。
五、结论与政策启示
政治关系的经济后果和劳动收入份额的决定原因，是当前学术界颇受关注的两个研究议题，但迄今没有文献将这两者结合起来进行系统的研究。本文基于一个简单的数理模型刻画了企业的政治关系如何影响其劳动收入份额，并利用我国2004年、2006年和2008年的民营企业调查数据对此进行了实证研究，发现拥有政治关系对民营企业的劳动收入份额产生显著的负面影响，即便控制可能存在的内生性和异常样本点影响后，这种负面影响也是稳健可靠的。并且，我们还发现，制度环境更差(体现为要素市场发育更落后、法治程度更低、政府掠夺之手更严重)的地区，政治关系对劳动收入份额的负面影响越强烈。对此的理论解释是，制度更差的地区存在更高的政治关系租金，企业家投资于政治关系的动机越强烈，企业的收益中来自政治关系租金的部分越多，由于劳动者很难分享政治关系租金，结果企业劳动收入份额就下降了。
本文的研究丰富了政治关系的经济后果和劳动收入份额的决定因素这两个领域的文献。同时，本文研究的现实意义也非常明显。一方面，它揭示了我国民营企业的劳动收入份额决定有其政治经济原因。要实现中共十八大提出的“提高劳动报酬在初次分配中的比重”，需要重视影响收入分配的政治经济因素所导致的问题。另一方面，既然政治关系降低劳动收入份额的效应会因地区制度环境的改善而减弱，由此可引申的一条政策含义是：针对我国处于转型时期，民营企业普遍面临着制度性约束的事实，政府应该努力地在产权保护、规制方式、要素市场运行以及更广泛的经济治理(譬如腐败治理)等方面施加影响，致力于塑造良好的营商软环境。因为更好的制度环境，有利于改善企业内部要素分配格局，促使整个社会收入分配趋向良性发展轨道。
注释：
①我国政治现实是人民代表大会制度作为我国的最基本政治制度，人大在政治生活中的作用比政协更重要(白重恩等，2005)。张维迎(2001)也指出，当选人大代表比当选政协委员对于提高民营企业主的社会地位更加重要。
②当政治关系PC为一个二元虚拟变量而非连续变量时，如果直接运用2SLS进行估计，将会增大犯第Ⅰ类错误(弃真)概率，从而降低政治关系变量估计系数的有效性。
③考虑到目前我国产权保护制度不完善，民营企业常常遭受来自权力部门乱摊派、乱收费等腐败行为侵害的客观事实，我们将企业摊派、捐赠、公关招待等所发生的费用作为影响其谋求政治关系决策的因素。本研究所依赖的全国民营企业调查数据恰恰提供了反映这一典型特征的指标，这亦是该数据集相较其他诸如上市公司数据的优势之一。
④数据源于樊纲等(2011)编制的《中国市场化指数——各地区市场化相对进程2011年报告》。
⑤将民营企业家的两种政治身份统一赋值以构建政治关系指数，这样合并处理足以刻画政治关系程度。
⑥从方法论讲，反事实分布是通过对不同类型企业数据再加权(Reweighting)得到的。再加权设置步骤如下：首先将政治关系企业和无政治关系企业的数据放在一起，用一个虚拟变量来表示无政治关系企业，如果样本属于无政治关系企业，则取1，否则取0，接着以此为因变量估计Probit模型。然后为所有样本预测属于无政治关系企业的概率，并计算权重
。详细过程可参看Dinardo等(1996)。
⑦企业主为人大代表的企业员工分享租金收益低于企业主为政协委员的企业，说明人大代表的政治身份要高于政协委员，在与员工的工资谈判中具有较强的地位。