一、引　言

收入分配问题一直以来都是经济社会发展中的重要话题。特别地，国民收入如何对劳动者进行分配是影响收入分配是否平等的关键要素（陆雪琴和田磊，2020）。在我国实行按劳分配为主体的基本分配制度下，劳动报酬成为国民获取收入的主要来源。切实提高国民收入分配中劳动报酬占比，对于降低收入分配差距、促进社会平衡发展具有重要意义（张明昂等，2021）。为此，《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四个五年规划和二〇三五年远景目标的建议》明确指出“民生福祉达到新水平”、实现“居民收入增长和经济增长基本同步”是“十四五”时期经济社会发展的主要目标。而提高劳动收入份额是增加国民收入分配中劳动收入占比，提升居民收入水平的主要途径（施新政等，2019）。因此，探讨劳动收入份额的影响因素对于实现新时期经济社会发展目标、缓解新时代社会主要矛盾具有重要的理论和现实意义。

鉴于劳动收入份额对经济社会发展的重要影响，已有文献从经济结构（白重恩和钱震杰，2009）、外商投资（王雄元和黄玉菁，2017）、人工智能发展（郭凯明，2019）、企业规模分化（陆雪琴和田磊，2020）和人力资本积累（张明昂等，2021）等视角对劳动收入份额决定因素展开了广泛的研究。但值得注意的是，少有研究关注资本市场制度设计与变迁在其中发挥的作用。施新政等（2019）指出，我们需要更多关注金融市场在影响劳动收入份额中扮演的角色。而在众多基础性制度中，卖空机制是金融创新链条中的关键环节，被普遍认为是资本市场不可或缺的重要组成部分（李志生等，2015）。为此，本文以我国股票市场引入融资融券交易制度作为准自然实验，研究卖空约束放松对企业劳动收入份额的影响。^①

中国资本市场的实践为该话题的研究提供了良好的检验场景。2010年3月31日，中国资本市场正式引入了融资融券交易制度，在随后的几年里，融券标的进行了分批扩容及动态调整。这为本文的研究提供了一个错层的准自然实验情境（李志生等，2015），有利于更为清晰地揭示卖空机制与劳动收入份额变化的因果关系。据此，本文以我国A股上市公司为研究对象，基于2007—2019年数据进行实证研究，发现卖空约束放松增加了标的企业劳动收入份额，表明资本市场交易制度的完善不仅能够提升资本市场运行效率，还能增进人民福祉。机制检验结果表明，缓解融资约束是卖空约束放松提升企业劳动收入份额的重要途径。进一步研究发现：（1）卖空约束放松显著降低了企业未来的债务融资成本；（2）异质性分析结果表明，当企业面临的信息不对称问题更为严重、公司治理环境更差时，卖空约束放松对劳动收入份额的促进作用更强；（3）排除竞争性假说后发现，“卖空威胁恶化标的企业产品市场表现”这一潜在的研究假说并不会对本文的研究结论产生实质影响。

本文的研究从劳动收入份额影响因素、卖空机制经济后果以及政策启示方面做出了有益的贡献。首先，本文延伸了劳动收入份额影响因素的研究视角。针对劳动收入份额影响因素开展的研究已非常丰富，但少有文献关注资本市场制度设计与变迁对劳动收入份额的影响。施新政等（2019）在这一方面进行了有益的尝试，他们利用股权分置改革作为研究场景，检验了资本市场配置效率对企业劳动收入份额的影响。但尚未有研究关注卖空机制这一资本市场的基础性制度是如何影响劳动收入份额的。为此，本文以中国融券卖空交易制度实施作为政策背景，探讨了卖空约束放松对劳动收入份额的影响。需要说明的是，尽管本文与施新政等（2019）研究的都是资本市场运行效率对于企业劳动收入份额的影响，但二者在研究视角、作用机制及研究结论方面均不相同。施新政等（2019）从股票市场流动性视角发现了股权分置改革能够通过工资市场化效应减少“工资侵蚀利润”现象，进而降低国有企业的劳动收入份额。而本文则是从完善股票市场交易制度视角发现了卖空约束放松能够缓解融资约束进而提高标的企业劳动收入份额。因此，本文的研究延伸了劳动收入份额影响因素的研究框架，有利于更全面地理解资本市场运行效率与劳动收入份额之间的关系。其次，本文补充了卖空机制经济后果的研究。借助融券卖空交易制度实施的政策背景，现有研究主要从股票定价效率（李志生等，2015）、股价崩盘风险（褚剑和方军雄，2016；孟庆斌等，2018）、公司治理（陆瑶等，2018）、企业创新（郝项超等，2018）、资本结构调整（黄俊威和龚光明，2019）等角度检验了卖空机制的经济后果。但值得注意的是，现有文献主要探讨了卖空机制与股票定价效率以及企业财务决策效率之间的关系，鲜有研究关注卖空机制对企业要素收入分配决策的影响。为此，本文从劳动收入份额维度展开研究，有益地补充了卖空机制实际经济后果的研究。最后，本文的研究还具有一定的政策启示意义。在当前中央作出构建“国内大循环为主体”的战略部署背景下，文章结论表明持续推动资本市场基础性制度改革和创新有利于提高劳动收入份额、改善收入分配格局，进而可以夯实构建完整内需体系的基础。

二、理论分析与研究假说

作为一项金融机制创新，融券交易的引入实现了中国资本市场卖空机制的从无到有，开启了中国资本市场双边交易时代，是中国资本市场具有里程碑意义的重大举措（黄俊威，2020）。考虑到信息不对称和代理问题的存在是导致企业融资约束的根本原因（Myers和Majluf，1984；Fazzari等，1988），而已有研究表明卖空机制对企业信息环境及代理问题存在中长期的治理效应（Massa等，2015；孟庆斌等，2018；周艳利和顾乃康，2020）。因此，本文基于卖空约束放松缓解企业融资约束的中长期效应，探讨了卖空约束放松对企业劳动收入份额的影响。^②

首先，本文将通过简单的模型推导来说明融资约束对企业劳动收入份额的影响。为便于分析，借鉴Autor 等（2020）的做法，将企业的生产函数设置为如下C-D函数：

$ Q=A L^{\alpha} K^{(1-\alpha)} $

(1)

其中，A代表中性的希克斯技术进步参数，L和K代表劳动和资本要素的投入量，α及（1−α）分别代表劳动和资本要素的产出弹性。同时，假设企业在产品市场上处于完全竞争状态，即企业是产品价格的接受者，产品单价p是由市场供需状况外生决定的，与产量Q无关。

此外，参考Neumeyer和Perri（2005）及汪伟等（2013）的做法，考虑到营运资本是企业雇佣劳动力的主要资金来源，且内源融资和债务融资是企业补充营运资本的主要途径，基于此本文假设企业员工工资部分通过债务融资进行支付，而资本要素投资由自有资金支付。R（R≥0）代表面临融资约束时企业支付给债权人的超额利息率。在完美市场环境下，企业以公平的利息率支付利息，超额利息率R等于0；随着企业面临的融资约束程度提升，R随之增大。同时，考虑到以固定资产为代表的资本要素具有抵押增信的作用，能够减少债权人投资风险（Jiménez等，2006），降低企业债务资本成本（徐经长等，2017）。因而R是K的减函数，即 $ \partial R / \partial K<0 $ 。此时，企业利润π为：

$ \pi=p Q-[1+R(K)] w L-r K $

(2)

其中，w代表劳动要素的边际收益（均衡状态下的工资率），r代表资本要素的边际收益（均衡状态下资本品的必要报酬率）。一阶条件为：

$ \frac{\partial \pi}{\partial L}=p \frac{\partial Q}{\partial L}-[1+R(K)] w=0 $

(3)

$ \frac{\partial \pi}{\partial K}=p \frac{\partial Q}{\partial K}-\frac{\partial R}{\partial K} w L-r=0 $

(4)

通过求解（3）式和（4）式，可知：

$ w=\frac{p(\partial Q / \partial L)}{[1+R(K)]} $

(5)

$ r=p \frac{\partial Q}{\partial K}-\frac{\partial R}{\partial K} w L $

(6)

从（5）式可知，当企业存在融资约束时（R>0），由于劳动力的购买需要消耗超额的利息支出，因此劳动力的边际产出收益相比无融资约束时（R=0）降低。而从（6）式可知，当企业存在融资约束时，资本要素的边际收益由边际产出价值（ $p \dfrac{\partial Q}{\partial K}$ ）和边际融资收益（ $-\dfrac{\partial R}{\partial K} w L$ ）两部分构成。这与汪伟等（2013）、江轩宇和贾婧（2021）的观点一致，即融资约束使得以固定资产为代表的资本要素在获得基本的边际产出收益外，还能为企业带来融资收益。此时，劳动收入份额LS为：

可以看出，随着企业融资约束程度（R）的不断加剧，资本要素的边际收益增加将打破企业原本最优要素组合的均衡水平，促使企业将有限的资源更多地配置给以固定资产为代表的资本要素，进而降低劳动收入份额。由于企业主要依赖内源融资及债务融资补充营运资本和投资劳动要素（Neumeyer和Perri，2005；汪伟等，2013），本文认为卖空约束的放松能够通过增强企业未来的内源融资能力和降低未来外源债务融资成本而缓解企业未来融资约束（降低R），进而提升企业劳动收入份额。

第一，增强企业未来内源融资能力，缓解内源融资约束。卖空机制引入后，标的企业股价下跌压力增加，使得大股东和管理层面临着财富受损或职位安全的威胁（周艳利和顾乃康，2020）。面对卖空机制的事前威胁，一方面大股东和管理层不得不约束自身的不良行为，例如抑制大股东“掏空”（侯青川等，2017）和管理层在职消费（刘飞等，2020），减少高管隐形腐败（佟爱琴和马惠娴，2019）和非效率投资（王仲兵和王攀娜，2018）等，以避免产生负面信息导致企业面临被卖空困境。这将有助于节省企业内源资金耗费，缓解未来内源融资压力。另一方面，在卖空机制的事前威慑效应下，大股东和管理层可能会持续提升企业未来经营绩效以增强股价市场表现（彭章等，2021），例如提升创新产出效率（权小锋和尹洪英，2017）和并购绩效（陈胜蓝和马慧，2017），提高企业现金持有价值（侯青川等，2016）等。而未来经营绩效的持续提升将会为企业带来更多的留存收益，增强企业内源资金储备，提高内源融资对劳动要素投入的支撑能力。

第二，降低企业未来债务融资成本，缓解企业外部债务融资约束。信息不对称和代理问题的存在是导致企业融资约束的根本原因（Myers和Majluf，1984；Fazzari等，1988）。当企业面临较为严重的信息不对称和代理问题时，债权人既面临信息风险，无法在事前根据企业的基本面信息识别企业的违约风险；又面临信用风险，不能在事后保证债务人稳健经营、按时还本付息，从而提高了债权人出让资金使用权要求的风险补偿，增加了企业的债务融资成本。而随着卖空约束的放松，卖空机制的事前威慑效应可能会对企业未来的信息环境及委托代理问题产生治理作用（Massa等，2015；李志生等，2017），进而对债权人面临的信息风险和信用风险产生影响。具体地，从信息风险的角度来看，已有研究表明，卖空交易制度的实施有助于提高企业的会计信息披露质量，例如降低公司发生财务重述的概率（张璇等，2016），改善企业信息披露考评结果（李春涛等，2017），增强企业发布业绩预告的及时性和准确性（李志生等，2017）等。而会计信息通常是债权人进行信贷决策的重要参考依据（Armstrong等，2010）。更高质量的会计信息能够有效提升债权人对借款企业风险状况的了解程度，降低债权人面临的信息风险。从信用风险的角度来看，卖空制度发挥着重要的公司治理作用，能够显著降低管理层建立商业帝国的动机（Chang等，2019）、抑制大股东“掏空”行为（侯青川等，2017）、减少公司违规倾向（孟庆斌等，2019）、提高企业现金持有价值（侯青川等，2016）及投资效率（王仲兵和王攀娜，2018）等。这将有助于缓解委托代理问题，抑制代理人追求个人私利的机会主义行为，提升企业价值（周艳利和顾乃康，2020），减少企业由于业绩不佳导致的信用违约风险。随着债权人面临的信息风险和信用风险的降低，其出让资金使用权要求的风险补偿也随之减少，这有利于降低企业未来的债务融资成本，缓解企业债务融资约束。

综上可见，卖空约束放松既能增强企业内源融资能力，减少其对外源融资的依赖；又能减少债权人面临的信息风险和信用风险，进而降低由于资本市场摩擦引致的超额利息支出，缓解企业外源债务融资约束。随着企业融资约束程度的降低，以固定资产为代表的资本要素的抵押融资收益也随之减少。这将促使企业在新增投资中更多凭借要素本身的边际产出水平做出投资分配决策，相对提高未来劳动要素的配置比例，向无融资约束情况下的最优要素组合水平靠近，以减少前期在债务融资约束下由劳动雇佣不足导致的效率损失，由此提高企业劳动收入份额。据此，本文提出以下研究假说：卖空约束放松将提高标的企业劳动收入份额。

三、研究设计

（一）数据来源与样本选择。本文选取2007—2019年沪深两市A股上市公司为研究对象。考虑到2007年我国新会计准则开始实施，故本文将2007年设置为研究起点。融券卖空标的及交易数据来自RESSET数据库，其他数据均来自CSMAR数据库。参考已有文献的标准做法，在初始样本基础上剔除了如下公司样本：（1）金融行业样本；（2）ST及*ST公司样本；（3）职工收入份额大于1或小于0的样本；（4）在样本检验期内被剔除融券卖空标的名单的样本；（5）构造其他控制变量所需数据不完整的样本。经过上述处理后得到23144个公司—年观测值。此外，本文对模型中的连续变量在1%和99%的水平上进行了缩尾处理。

（二）模型与变量。本文主要通过模型（8）来检验卖空约束放松对企业劳动收入份额的影响。

其中，LS_i,t+1为企业i在第t+1年的劳动收入份额。参考方军雄（2011）、江轩宇和贾婧（2021），基于要素成本增加值对LS进行衡量：LS1=支付给职工以及为职工支付的现金/（营业收入−营业成本+劳动收入+固定资产折旧）；LS2=（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）/（营业收入−营业成本+劳动收入+固定资产折旧）。为了使LS在取值上更符合正态分布，本文对其进行了对数化处理：LNLS=Ln（LS/（1−LS）），并采用LNLS作为本文主要的被解释变量。

TREAT为卖空标的公司哑变量，当公司股票在样本观测期内被纳入融券卖空交易名单时，该公司在样本观测期内均取值为1，否则为0。POST为时间维度哑变量，当标的公司所属样本期间属于被调入卖空交易名单的当年及以后，取值为1，否则为0。对于标的公司首次进行融券交易的年份，参考黄俊威（2020）采用如下方法确定：若公司首次入选融券标的时间处于上半年（6月份及之前），定义当年为可融券卖空的年份；若入选时间处于下半年（6月份之后），定义下一年为可融券卖空的年份。TREAT×POST为本文重点考察的解释变量。

此外，借鉴现有文献的做法（方军雄，2011；江轩宇和贾婧，2021），在模型（8）中除了控制年度（Year）、行业（Ind）及地区（Prov）固定效应之外，还控制了下列可能影响企业劳动收入份额的控制变量：总资产的自然对数SIZE、 上市年限的自然对数LNAGE、 总资产负债率LEV、 总资产收益率ROA、 销售收入增长率GROWTH、 债券融资BOND （等于应付债券余额比上期初总资产）、资本产出比KY （等于固定资产净额比上主营业务收入）、资本密集度CI （等于总资产比营业收入）、人均薪酬的自然对数LNPPAY、 销售毛利率MARGIN、 托宾Q 值、行业赫芬达尔指数HHI（行业内所有上市公司营业收入占比的平方和）、第一大股东持股数量占流通股股数的比例FIRST、 独立董事人数占董事会人数的比例INDIR、 董事会人数的自然对数BOARD、 管理层持股数量占流通股股数的比例MHOLD、 上市公司注册省份GDP 的增长率GGDP、 上市公司注册省份出口金额占GDP 的比值EXPORT。上述变量的描述性统计结果如表1 所示。

四、实证结果

（一）主要实证结果。表2展示了模型（8）的回归结果，从中可见，TREAT×POST的回归系数均显著为正，支持了研究假设，表明卖空约束放松显著提高了标的企业劳动收入份额。此外，企业规模SIZE、盈利能力ROA和销售收入增长率GROWTH的回归系数显著为负，表明资本所有者在企业增长过程中获取了更多的收益，与王雄元和黄玉菁（2017）的研究发现保持一致。资本产出比（KY）和资本密集度（CI）的回归系数均显著为负，表明资本要素投资会挤占劳动要素投资。债券融资（BOND）的回归系数显著为正，表明债券融资能够缓解企业债务融资约束进而提升劳动收入份额，这与江轩宇和贾婧（2021）的研究发现保持一致。而管理层持股比例MHOLD显著为负，表明管理层权力的增加削弱了企业薪酬分配的公平性，降低了职工收入份额，与王雄元等（2014）的研究结论相吻合。

（二）机制检验。在理论分析部分，本文认为缓解企业未来融资约束是卖空机制提高劳动收入份额的重要途径。倘若这一假设成立，可以预期，当企业面临的融资约束越大时，卖空约束放松对企业劳动收入份额的提升作用越强。这是因为，如果企业面临的融资约束程度不高，资本要素的融资收益并不明显。此时，即使企业没有成为融券卖空标的，也能根据边际产出效率保证劳动要素的充分投入。相反，当企业面临的融资约束程度更严重时，资本要素的融资收益对企业而言具有更强的吸引力。在这种情况下，卖空约束放松通过降低企业未来债务资本成本能够帮助企业更及时地筹措充足的营运资金支持企业发展，进而更好地降低资本要素的融资收益，促使企业更多依据要素本身的边际产出水平进行资源配置，相对提高未来劳动要素的投入比例，以减少前期在债务融资约束下由劳动雇佣不足导致的效率损失。

为此，首先采用债务融资成本（DCOST）对企业的债务融资约束程度进行衡量，参考甄红线和王三法（2021），采用上市公司财务报表附注中的利息支出除以长短期债务之和，并使用年度行业均值对其进行平减后衡量企业债务融资成本DCOST。其中，短期债务为资产负债表中的短期借款，长期债务=一年内到期的非流动负债+长期借款+应付债券+长期应付款。企业债务融资成本不仅关系到企业借债所付出的代价，更反映了企业获得外部融资的难易程度（周楷唐等，2017）。企业的债务融资成本越大，面临的融资约束程度越高。本文根据DCOST的年度行业中位数进行分组，若公司的DCOST位于当年样本中位数之上，视其为融资约束程度较高组，FC取值为1；否则为融资约束程度较低组，FC取值为0。

其次，借鉴张璇等（2017）采用信用借款对企业债务融资约束程度进行衡量。信用借款是指企业凭借其信用，不需要其他抵押和担保就能从银行获取的持续稳定的外部资金（张璇等，2017）。对企业来说，信用借款是一种灵活、便捷的资金来源，企业能够获取的信用借款越多，融资约束程度越低（马光荣等，2014）。具体地，本文采用企业信用借款额占企业有息负债比例（CREDIT）的年度行业中位数分组：若公司的CREDIT位于当年样本中位数之下，视其为融资约束程度较高组，FC取值为1；否则为融资约束程度较低组，FC取值为0。

最后，本文参考Hadlock和Pierce（2010）采用SA指数对企业融资约束程度进行衡量。SA=−0.737PPE+0.043PPE²−0.04AGE，PPE为固定资产（百万）的自然对数，AGE定义与表1中相同。SA指数正向预测企业融资约束程度。再根据样本年度行业中位数分组：若公司的SA指数位于当年样本中位数之上，视其为融资约束程度较高组，FC取值为1；否则为融资约束程度较低组，FC取值为0。回归结果如表3所示，从中可见，无论以何种方式衡量企业的融资约束程度，TREAT×POST×FC的回归系数均显著为正。这说明当企业面临的融资约束程度越高时，卖空机制对企业劳动收入份额的提升作用越强，验证了缓解企业未来融资约束是卖空约束放松增加企业劳动收入份额的重要作用机制。

（三）稳健性检验。^③

1. 更换劳动收入份额的衡量方式：（1）参考施新政等（2019），分别采用“支付给职工以及为职工支付的现金”除以“营业总收入”（LS3）和“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”除以“营业总收入”（LS4）衡量劳动收入份额，并进行对数化处理后得到LNLS3、LNLS4作为模型（8）的被解释变量；（2）参考施新政等（2019），以LS1、LS2、LS3、LS4的原始值作为模型（8）的被解释变量。研究结论保持不变。

2. PSM检验。考虑到进入融券卖空标的企业与其他企业在企业特征方面可能存在较为明显的差异，进而导致融券卖空标的企业劳动收入份额比非标的企业高。为了缓解这一问题，本文进一步采用PSM方法缓解两类企业系统性的特征差异对研究结论的干扰。PSM配对过程如下：首先，以融券卖空标的组为处理组（TREAT=1），非标的组为控制组（TREAT=0），在已有控制变量（ SIZE、 LNAGE、 LEV、 ROA、 GROWTH、 BOND、 KY、 CI、 LNPPAY、 MARGIN、 Q、 HHI、 FIRST、 INDIR、 BOARD、 MHOLD、 GGDP、 EXPORT ）的基础之上，借鉴黄俊威和龚光明（2019）的研究，增加股票年换手率（TURN）、流通市值的自然对数（LNMV）、年度成交额除以流通市值的自然对数（TRADE）以及行业、省份哑变量，采用1∶1最近邻匹配且无放回的抽样方法对卖空标的样本进行匹配。同时，本文将处理组和控制组之间Pscore值的差异限定在0.001之内，以确保上述变量在两组之间不存在显著差异。其次，利用PSM配对后的样本重新对模型（8）进行检验，研究结论依然成立。

3. 平行趋势检验。共同趋势假定是双重差分法的基本前提。若在卖空约束放松之前，处理组样本的劳动收入份额就已经表现出明显的上升趋势，则DID检验的前提将不存在。为了对这一问题进行验证，本文采用以下两种方式进行检验：（1）借鉴陈胜蓝和马慧（2017），选取2010年之前的处理组样本和控制组样本进行检验，观察两组样本在卖空约束放松前的劳动收入份额差异。回归结果显示，在卖空约束放松之前，处理组公司的劳动收入份额并没有表现出明显的上升趋势。（2）借鉴Moshirian 等（2021）采用动态DID模型，即式（9）进行平行趋势检验。

其中，POST为时间维度哑变量：对于处理组样本，公司成为融券卖空标的前、后的第n年POST（−n）、POST（n）取值为1，否则为0。例如，公司成为融券卖空标的前的第1年，POST（−1）取值为1，否则为0；公司成为融券卖空标的后的第1年POST（1）取值为1，否则为0；对于控制组样本，本文统一以2010年（融券卖空首次开通年份）作为时间虚拟变量的设置依据，如控制组样本所处年份为2009年，则POST（−1）取值为1，否则为0；控制组样本所处年份为2011年，则POST（1）取值为1，否则为0，以此类推。需要说明的是，式（9）中没有控制TREAT×POST（−1），意味着本文采用POST（−1）年作为基准年份，回归系数β反映的是与成为融资融券标的前一年相比，处理组和控制组公司差异的逐年变化。

动态DID的回归结果如表4所示，从中可见：（1）在公司成为融券卖空标的前3年，TREAT×POST的系数均不显著。这表明在卖空约束放松之前，与非标的公司相比，标的公司的劳动收入份额没有明显的上升趋势。（2）在公司成为融券卖空标的后3年，TREAT×POST的回归系数均显著为正。即标的公司的劳动收入份额在成为融券卖空标的后有显著提升。综上，卖空约束放松与企业劳动收入份额之间关系的平行趋势检验验证了二者在时间顺序上的因果关系。

4. 控制公司固定效应检验。尽管在模型（8）中，本文借鉴现有文献，已经对影响劳动收入份额的系列变量进行了控制，但依然可能存在遗漏变量问题导致的研究结论偏误。为此，在模型（8）的基础上本文进一步控制了公司固定效应Firm重新回归，研究结论依然成立。

5. 安慰剂检验。首先，借鉴郝项超等（2018）的方法，将标的公司加入融券卖空范围的时间提早两年。回归结果显示，TREAT×POST的回归系数不再显著，表明在卖空约束放松前，卖空标的公司与非标的公司的前后变化趋势没有显著差异。其次，借鉴任胜钢等（2019）的思路，采用随机分配试点样本的安慰剂检验。具体地，本文从总样本中随机选取样本作为融券卖空的试点样本，TREAT×POST_r取值为1，其他样本为对照组，TREAT×POST_r取值为0。随机抽样后检验卖空约束放松对企业劳动收入份额的影响。本文进行了500次随机抽样回归，TREAT×POST_r的系数均值几乎为0，并且P值大于0.1的比例均在90%以上。^④这说明主检验结果不是随机出现的，再次验证了本文研究结论的稳健性和可靠性。

6. 考虑融资、融券交易量的影响。前文主要以融资融券交易制度的实施作为契机，采用DID模型检验卖空约束放松对企业劳动收入份额的影响。但值得注意的是，我国融券卖空交易是伴随着融资交易同步进行的。这意味着对于融券标的而言，投资者也可以对其进行融资交易。因此，本文的结果可能并非由卖空约束放松所导致，而是受融资买入交易制度的影响。为了更好地印证本文的研究结论，借鉴李志生等（2015）、黄俊威（2020），分别采用标的公司融资买入额日交易数据的年度均值占流通市值的比例来衡量融资交易量（RZ）、融券卖出量日交易数据的年度均值占流通股数的比例来衡量融券交易量（RQ），进而来检验融资、融券交易量对企业劳动收入份额的影响。回归结果如表5所示，融资交易量RZ的系数并不显著，而融券卖出量RQ的系数显著为正。表明融券交易量越大，标的企业劳动收入份额越高，这再次印证了卖空约束放松对企业劳动收入份额具有提升作用。^⑤

五、进一步研究

（一）卖空约束放松是否真的降低了企业的债务融资成本。在前文的理论分析中，本文认为降低未来债务融资成本、缓解企业未来债务融资约束是卖空约束放松提升企业劳动收入份额的重要途径。那么，卖空约束放松是否真的降低了企业未来的债务融资成本呢？事实上，针对这一问题，现有研究结论存在一定的分歧。例如，彭章等（2021）的研究发现，卖空行为本身释放的负面信息以及卖空交易对当期股票价格的负面冲击将会产生“溢出”效应，导致债权人提高必要报酬率，从而增加企业的债务融资成本。而褚剑等（2017）、李栋栋和陈涛琴（2017）的研究则发现，卖空机制的事前威慑效应能够发挥有效的治理作用，缓解标的企业的信息风险和信用风险，使得银行倾向于向标的企业发放规模更大、成本更低的贷款。为此，本文对卖空约束放松与企业债务融资成本之间的关系进行了实证检验。

具体地，本文采用以下两种方式衡量企业债务融资成本DCOST：（1）参考彭章等（2021）的研究，采用利润表中的财务费用除以长短期债务之和，并使用年度行业均值对其进行平减后衡量企业债务融资成本DCOST1。其中，短期债务为资产负债表中的短期借款，长期债务=一年内到期的非流动负债+长期借款+应付债券+长期应付款。（2）借鉴甄红线和王三法（2021），采用财务报表附注中的利息支出除以长短期债务之和，并使用年度行业均值对其进行平减后衡量企业债务融资成本DCOST2。借鉴彭章等（2021）的做法，利润表中的财务费用和财务报表附注中的利息支出存在缺失的样本，对其作补0处理。

本文将DCOST1_t、DCOST1_t+1、DCOST1_t+2、DCOST2_t、DCOST2_t+1、DCOST2_t+2作为因变量，代入模型（8）进行检验。回归结果如表6所示，从中可见，与彭章等（2021）的研究发现一致，当采用财务费用除以长短期债务之和衡量债务融资成本时，卖空约束放松确实提高了标的企业当期的债务融资成本。但是，不论采用何种方式衡量债务融资成本，卖空约束放松对标的企业未来的债务融资成本均有显著的抑制作用。这表明，从中长期来看，卖空机制的实施能够发挥积极的治理作用，进而降低企业未来的债务融资成本。

（二）异质性分析。

1. 信息不对称的影响。本文认为卖空机制可以通过改善企业信息环境降低债权人面临的信息不对称风险，进而缓解企业未来债务融资约束，提升劳动收入份额。可以预期，当企业信息不对称程度越高时，卖空机制对劳动收入份额的提升作用越强。为此，本文首先参考倪骁然和朱玉杰（2017），分别采用企业规模（SIZE）及分析师跟踪人数的自然对数（AF）来衡量企业信息透明度。理论上，上市公司规模越大，投资者搜集公司信息的渠道越丰富；分析师跟踪人数越多，越能为投资者传递和解读更多公司信息，信息不对称程度越低。其次，根据SIZE、AF的年度行业中位数进行分组，大于中位数的视为信息不对称程度较低组，INFORM取值为1；否则，视为信息不对称程度较高组，INFORM取值为0。回归结果如表7所示，从中可见，TREAT×POST×INFROM均显著为负。这表明，当企业信息不对称程度越高（低）时，卖空约束放松对企业劳动收入份额的提升作用越强（弱），与前述逻辑相符。

2. 考虑公司治理水平的影响。本文认为卖空约束放松还可以通过提高公司治理水平和改善企业基本面的方式增强企业未来的内源融资能力、降低未来外部债务融资成本，进而缓解企业融资约束、提升劳动收入份额。可以预期，当公司治理环境越差时，卖空约束放松对企业劳动收入份额的提升作用越强。为此，本文采用机构投资者持股比例（INS）反映公司外部治理水平（孟庆斌等，2018），用股权集中度（SHRCR）反映公司内部治理水平（倪骁然和朱玉杰，2017）。具体地，使用机构投资者持股数量占公司流通股股数的比例衡量INS、公司前10大股东持股比例之和衡量SHRCR，并根据INS、SHRCR的年度行业中位数进行分组。当样本公司的INS（SHRCR）大于中位数时，视为公司治理水平较高组，GOV取值为1；否则，视为公司治理水平较低组，GOV取值为0。回归结果如表8所示，从中可见，TREAT×POST×GOV均显著为负。这表明，当公司治理水平越高（低）时，卖空约束放松对企业劳动收入份额的提升作用越弱（强），与前述逻辑相符。

（三）对“卖空威胁恶化标的企业产品市场表现”假说的排除。放松卖空约束与企业劳动收入份额的正相关关系，除了本文提出的缓解融资约束渠道，还可能存在其他解释。例如，已有研究认为出于风险规避的考虑，客户可能会主动减少与面临卖空威慑企业的业务往来，从而导致卖空标的企业的产品市场表现变差，销售收入增长率降低（倪骁然，2020）。由于员工的工资具有一定的准固定成本特征，在卖空威胁恶化标的企业产品市场表现的假说下，随着企业销售收入的降低，劳动收入份额也会呈现出上升趋势。

本文尝试通过区分企业产品的市场表现而对这一替代性假说进行排除。若该替代假说成立，则认为随着企业产品市场表现的下降，放松卖空约束与劳动收入份额的正向关系将更为显著。这是因为，当企业产品市场表现较差时，放松卖空约束可能会进一步加剧客户的风险忧虑，使得他们更大程度地减少与卖空标的企业的业务往来，从而导致企业销售收入出现大幅下滑。此时，在企业工资薪酬支出绝对金额保持相对稳定的情形下，劳动收入份额会上升得更快。为此，本文采用企业销售收入连续2年下滑（DOWN）来判断企业产品市场表现下降，进而检验产品市场表现下降对卖空约束放松与企业劳动收入份额之间关系的调节影响。

回归结果如表9所示，从中可见，TREAT×POST×DOWN 的回归系数并不显著。这表明即使卖空威胁可能会恶化产品市场表现，导致企业销售收入下滑，但这一潜在的研究假说并不会对本文的研究结论产生实质影响。

六、研究结论与启示

本文利用中国融券卖空交易制度实施这一外生冲击，检验了放松卖空约束对企业劳动收入份额的影响。研究发现，卖空约束的放松提高了标的企业未来的劳动收入份额，表明资本市场交易制度的完善有助于实现政府为人民谋福利的初心。机制检验发现，缓解企业未来融资约束是卖空约束放松提升企业劳动收入份额的重要途径。进一步研究表明：（1）卖空约束放松显著降低了企业未来的债务融资成本；（2）当企业面临的信息不对称程度更高、公司治理环境更差时，放松卖空约束对劳动收入份额的促进作用更加强烈；（3）“卖空威胁恶化企业产品市场表现”这一竞争性假说并不影响本文的研究结论。

本文的研究具有重要的理论贡献和实践意义。在理论上，本文的研究首次为卖空交易制度对劳动收入份额的影响提供了来自企业层面的微观证据，从而丰富了劳动收入份额影响因素及卖空约束放松经济后果的相关文献。在政策含义上，本文的研究表明，卖空交易制度的实施有助于缓解标的企业未来融资约束，优化企业劳动要素分配决策。如此，政府部门应当持续放松卖空约束，在逐步扩大融资融券交易试点范围的同时，构建多层次卖空体系，完善资本市场制度建设，降低企业融资难度，以实现国民经济高质量发展。此外，标的企业也应当充分利用卖空约束放松这一交易机制，吸引更多的债务性融资，降低企业综合资本成本，以实现提升企业综合竞争力和劳动者分享企业发展成果的目的。

① 需要说明的是，由于本文关注的是卖空约束放松的中长期治理效应对企业未来融资约束的缓解作用和对企业未来劳动收入份额的提升作用。因此，文中提及的卖空约束放松缓解企业融资约束和提升劳动收入份额指的是卖空约束放松对企业未来（下一期）融资约束的缓解作用和对企业未来（下一期）劳动收入份额的提升作用，后文不再赘述。

② 感谢审稿专家的提示，从短期来看，卖空行为本身释放的负面信息和对当期股票价格的负面冲击可能导致债权人提高必要报酬率，增加企业当期的债务融资成本（彭章等，2021），加剧企业融资约束。但卖空机制事前威慑效应对企业信息环境和委托代理问题有着中长期的改善治理作用（孟庆斌等，2018），能够降低债权人面临的信息风险和信用违约风险（褚剑等，2017），进而降低企业未来的债务融资成本，缓解企业未来融资约束。正如周艳利和顾乃康（2020）所言，从长期视角来研究卖空机制的经济后果，与从短期视角进行研究具有完全不同的作用机理和影响结果。据此，本文聚焦于卖空机制的中长期治理效应，主要探讨其对企业未来融资约束及劳动收入份额的影响。

③ 限于篇幅，本文并未报告全部稳健性检验的结果，如有需要可向作者索取稳健性测试的完整结果。

④ 根据Stata中随机抽取试点样本进行回归后的数据统计显示，在500次随机分配中，当采用LNLS1作为因变量时，TREAT×POST_r的回归系数P值小于0.1的次数为43次，占比8.6%；当采用LNLS2作为因变量时，TREAT×POST_r的回归系数P值小于0.1的次数为46次，占比9.2%。

⑤ 由于此处考察的仅为融资融券标的样本的融券卖出量以及融资买入量的影响，故样本观测数量缩减为5 895。