環(huán)境規(guī)制、技術進步偏向與勞動收入份額

內容提要：本文基于CES生產函數(shù)，構建理論框架揭示環(huán)境規(guī)制對勞動收入份額的作用過程，闡釋環(huán)境規(guī)制影響技術進步偏向進而影響勞動收入份額的路徑及機制，并采用超越對數(shù)生產函數(shù)方法測算各省技術進步偏向指數(shù)，利用2000-2018年中國大陸地區(qū)各省份數(shù)據(jù)和中介效應模型，運用SYS-GMM法進行實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：環(huán)境規(guī)制對勞動收入份額呈現(xiàn)先抑制后促進的影響特征，當前我國環(huán)境規(guī)制實施強度已過拐點，有利于促進勞動收入份額上升;影響機制分析表明，環(huán)境規(guī)制通過技術進步偏向這一路徑促進勞動收入份額的上升。環(huán)境規(guī)制處于促進技術進步偏向勞動的階段;進一步的分區(qū)域分析表明，環(huán)境規(guī)制對南方、北方地區(qū)勞動收入份額的影響均呈U形且已過拐點，但中介效應只存在于南方地區(qū)。因此，政府和環(huán)保部門要靈活采用環(huán)境規(guī)制政策，不應不計民生影響地達到環(huán)保指標，忽視政策對勞動力相對資本的使用效率、技術進步偏向性的影響，最終導致勞動者收入承受環(huán)境規(guī)制的主要影響。

關鍵詞：環(huán)境規(guī)制;勞動收入份額;技術進步偏向;中介效應

中圖分類號：F205;F0144??文獻標識碼：A??文章編號：1001-148X（2022）04-0029-14

收稿日期：2021-05-25

作者簡介：王玉爽（1997-），女，遼寧盤錦人，南開大學經濟學院博士研究生，研究方向：環(huán)境經濟理論與政策、生態(tài)文明與可持續(xù)發(fā)展。

基金項目：國家社科基金重點項目“推動綠色發(fā)展促進人與自然和諧共生的政策取向研究”，項目編號：21AZD058。

一、引言

隨著我國經濟的不斷發(fā)展，環(huán)境污染事件屢見報端，霧霾等惡劣天氣頻繁出現(xiàn)。環(huán)境規(guī)制強度的加大對環(huán)境質量改善、全要素生產率、技術進步等方面的影響結果及機制已取得廣泛共識，但環(huán)境規(guī)制社會效應如福利水平改善和收入分配等方面的研究明顯不足[1]?。

多年來，收入分配問題一直是學術界的熱點研究問題之一。從經濟思想史的角度看，Kaldor（1961）提出了“卡爾多程式化事實”，即“勞動收入份額在長期中穩(wěn)定不變”[2]。然而，與該事實相悖的一點是，從20世紀90年代中期以來，我國的勞動收入份額下滑明顯，直到2007年達到397%的最低水平，雖然自2007年之后勞動收入份額出現(xiàn)上升趨勢。但整體上，到2017年為止只有大約47%，這遠比世界上多半國家勞動收入份額55%—65%的程度要低很多。已有大量文獻基于經濟發(fā)展水平、產業(yè)結構、國有企業(yè)所有制尤其是技術偏向進步等方面對勞動收入份額進行了深入分析和探討。其中，根據(jù)投入產出理論，生產結構與要素投入和技術進步有密切關系，而技術進步優(yōu)勢非中性的，故技術偏向進步對勞動收入份額變化有重要影響。勞動收入由廣大勞動者共同分享，即勞動收入的分布比較分散和平均，因此勞動收入份額出現(xiàn)下降，可能會降低以勞動收入為主要收入來源的人群的相對收入，從而導致消費不足、勞資關系出現(xiàn)沖突，甚至不利于可持續(xù)發(fā)展。特別是在當前“新冠疫情”和國際形勢變化不定的背景下，“出口導向型”和“投資驅動型”增長模式的脆弱和不可持續(xù)性日益顯現(xiàn)，難以為繼。而勞動收入份額的提高會促進經濟向更加側重消費和內需的經濟結構進行調整[3]。

本文通過構建“環(huán)境規(guī)制—技術進步偏向—勞動收入份額”中介效應模型，基于進步偏向分析環(huán)境規(guī)制影響勞動收入份額的具體作用路徑，并根據(jù)南、北兩地區(qū)區(qū)域異質性分析，解釋不同區(qū)域勞動收入份額的波動性差異。

二、文獻綜述

（一）環(huán)境規(guī)制與勞動收入份額

環(huán)境規(guī)制作為保護環(huán)境的宏觀政策之一，對勞動收入份額產生重要影響。Yulin?Liu和Jun?Wang（2020）通過研究環(huán)境污染和環(huán)境治理對勞動收入份額的影響，并將環(huán)境要素融入到微觀生產函數(shù)中進行理論分析，分析得出環(huán)境污染和環(huán)境規(guī)制對勞動收入份額的非線性關系[4]。當把污染包含在對收入不平等的計算里時，收入分配變得更糟，其效果就像減少稅收一樣[5]。胡斌紅和楊俊青（2020）以2003—2016年中國35個工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)為樣本，研究得出環(huán)境規(guī)制對勞動收入份額具有顯著的U形影響，隨著環(huán)境規(guī)制強度的不斷提高，勞動收入份額呈現(xiàn)先降低后提高的趨勢[6]。

（二）環(huán)境規(guī)制與技術進步偏向

關于環(huán)境規(guī)制與技術進步，相關理論之一是“波特假說”，該假說提出后受到了廣泛的關注，此后學者們從不同的時間維度、計量分析方法和變量設計對其進行了實證檢驗。已基本上形成了三種觀點，第一種觀點認為環(huán)境規(guī)制將通過環(huán)境成本內部化，不利于企業(yè)技術創(chuàng)新。解堊（2008）提出治污投資增加不顯著地推進技術進步，?排放減少使技術效率提高，但治污投資增加對技術效率有負向影響[7]。環(huán)境規(guī)制產生擠出效應，減少了企業(yè)研發(fā)資源投入，不利于企業(yè)技術創(chuàng)新活動的開展[8]。第二種觀點認為環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新具有不確定性影響，環(huán)境規(guī)制的強度和類型均對技術創(chuàng)新存在不同影響且有非線性作用[9]。第三種觀點認為設計合理的環(huán)境規(guī)制有助于激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新動機，證實了“波特假說”的存在。設計合理的環(huán)境規(guī)制有助于引導企業(yè)提高資源利用效率，通過創(chuàng)新補償效應發(fā)揮先動優(yōu)勢[10]。環(huán)境規(guī)制激勵技術綠色創(chuàng)新，促進經濟增長[11-12]。同時，結合能源行業(yè)的檢驗結果發(fā)現(xiàn)，忽視技術進步方向會顯著高估環(huán)境規(guī)制的成本[13]。綜上，目前有關環(huán)境規(guī)制與技術進步的研究多關注于檢驗“波特假說”?的存在性，且多數(shù)研究結果認為環(huán)境規(guī)制會對與環(huán)境相關的技術創(chuàng)新帶來正向影響[14]，但忽略了環(huán)境規(guī)制對技術進步偏向性的影響。

（三）?技術進步偏向與勞動收入份額

關于技術進步偏向對于勞動收入份額的理論影響研究，主要圍繞技術偏向進步的界定、技術進步偏向的收入分配效應、影響因素等三個方面進行展開。首先，技術進步偏向的概念最早是由Hicks（1932）提出的[15]，Acemoglu（2002）認為技術偏向內生于企業(yè)的選擇行為，從技術需求角度看，其最終由兩種影響機制共同決定，一種機制稱為價格機制，另一種稱為市場規(guī)模機制，這兩種機制分別使得技術偏向稀缺要素和豐裕要素;而從技術供給角度看，技術進步偏向的決定因素是創(chuàng)新可能性邊界[16]。其次，技術進步偏向非對稱性作用于生產要素的邊際產出，從而引起不同生產要素所有者報酬以及相伴隨的要素投入不同比例的變化，進而擴大不同要素所有者之間的收入分配差距[17]。傅曉霞和吳利學（2013）研究認為改革開放以來，我國技術進步偏向對勞動收入份額的走勢有較大影響[18]。改革開放的初期階段，技術進步大體上為資本節(jié)約型，故勞動收入份額有所提高并逐漸趨于穩(wěn)定，后期技術進步大體上為勞動節(jié)約型，故勞動收入份額大幅降低。吳鵬和常遠等（2018）從理論和實證兩個層面探討技術原創(chuàng)與技術引進再創(chuàng)新對中等收入群體的影響研究發(fā)現(xiàn)技術原創(chuàng)促使技術進步偏向勞動，提高勞動收入份額、擴大中等收入群體，而技術引進與技術引進再創(chuàng)新作用相反[19]。最后，關于技術進步產生偏向的原因，主要是從內源性因素以及外源性因素兩個方面進行分析的。一方面，就內源性影響因素這類文獻的觀點認為，技術進步偏向主要受內源性因素的影響，包括要素價格、企業(yè)的選擇行為、研發(fā)部門的技術選擇行為、要素價格扭曲等[20-22]。另一方面，外源性影響因素主要考慮技術進步偏向的空間擴散效應，如貿易的開放程度以及技術引進的直接傳遞效應和間接引致效應。同時，技術進步偏向性不僅取決于內生因素，還會受到外部環(huán)境的影響，環(huán)境規(guī)制就是影響技術進步偏向性的重要因素[23]。

三、理論模型分析

為了考察環(huán)境規(guī)制對勞動收入份額以及對技術進步偏向性的影響，本文參考、借鑒Acemoglu（2002）[16]、余東華和崔巖（2019）[23]的方法，構建一個包含生產部門、研發(fā)機構的兩部門模型。首先，假設存在一個外生的政府實施環(huán)境規(guī)制，兩種中間產品（資本型、勞動型）一定在實施環(huán)境規(guī)制的條件下才能進行生產。其次，環(huán)境規(guī)制實施的形式為征收環(huán)境稅，資本型、勞動型的稅率分別為τk、τl。污染排放水平越高，稅率越高。最后，研究機構為壟斷廠商，研發(fā)、出售技術給中間生產商。

（一）模型的基本設定

假定總的生產函數(shù)即最終產品Yt的生產形式是CES生產函數(shù)，且由YL、YK兩種中間產品完成生產，即：

Yt=αYLσ-1σ+1-αYKσ-1σσσ-1（1）

公式（1）中，α表示兩種中間產品的分配參數(shù)，σ為兩者的替代彈性∈0，+。假定，該經濟中只有兩種不同的生產要素，勞動（L）和資本（K），中間品生產函數(shù)設定為：

YK=11-β∫NK0AKj1-βdjKβ（2）

YL=11-β∫NL0ALj1-βdjLβ（3）

公式（2）、（3）中，β∈0，1，AKj和ALj分別表示兩種機器設備的數(shù)量，NL和NK分別表示在t時期能夠用于分別生產兩種中間產品的機器種類數(shù)量。同時，假定機器設備使用一次后完全折舊。兩種中間產品生產中使用的機器設備的價格分別為γLj和γKj。

（二）均衡分析

根據(jù)均衡分析的定義，均衡是指技術壟斷者廠商選擇γLj和γKj，ALj和AKj以最大化利潤的貼現(xiàn)值，NL和NK的變化取決于能夠自由進入的機器投入種類，rK和wL根據(jù)市場出清的要求變化。

兩種中間產品的市場是完全競爭的，所以市場出清意味著它們的相對價格須滿足：

p=PKPL=1-ααYKYL-1σ（4）

將最終產品的價格標準化，即：

γσPL1-σ+1-γPK1-σ11-σ=1（5）

兩種中間產品生產廠商的利潤最大化問題為：

maxL，ALj1-τLPLYL-wL×L-∫NL0γLjALjdj（6）

maxK，AKj1-τKPKYK-rK×K-∫NK0γKjAKjdj?（7）

依據(jù)利潤最大化原則，分別對L和K求偏導，整理可得：

WL=1-τLPLβ1-β∫NL0ALj1-βdjLβ-1（8）

rK=1-τKPKβ1-β∫NK0AKj1-βdjKβ-1（9）

關于勞動收入份額的計算方法有很多，在這里我們借龔敏和辛明輝（2017）、陳勇和柏喆（2020）對勞動收入份額定義衡量的方法[24-25]，即勞動收入份額w等于：

w=WLLWLL+rKK=1-τLPLβ1-β∫NL0ALj1-βdjLβ1-τLPLβ1-β∫NL0ALj1-βdjLβ+1-τKPKβ1-β∫NK0AKj1-βdjKβ

=11+1-τkPK1-τLPL·∫NK0AKj1-βdj∫NL0ALj1-βdj·1-ααYKYL-1σKLβ?（10）

根據(jù)公式（10）可知，環(huán)境規(guī)制的強度和政策取向、技術進步偏向等都對勞動收入份額產生影響。更進一步，余東華和崔巖（2019）通過理論模型推導最終得出：當經濟達到均衡時，兩類設備研發(fā)廠商創(chuàng)新活動的利潤凈現(xiàn)值之比為：VKVL=PK1-τKPL1-τL1βKL，當存在環(huán)境規(guī)制，當τK<1-PLPKLKβ1-τL即VKVL>1時，環(huán)境規(guī)制將促使壟斷廠商技術研發(fā)偏向資本;反之，當τK>1-PLPKLKβ1-τL即VKVL<1時，環(huán)境規(guī)制將促使壟斷廠商技術研發(fā)偏向勞動[23]。

通過以上可得出，本文提出以下假設：

假設1：環(huán)境規(guī)制會對勞動收入份額產生影響，但影響方向不確定。

假設2：?環(huán)境規(guī)制會對技術進步偏向產生影響，通過該路徑進一步影響勞動收入份額。

四、變量測度與模型設定

（一）技術進步偏向性的測度方法

在測算技術進步偏向時，CES生產函數(shù)得到了廣泛的應用，已有較多學者基于要素替代彈性固定的CES生產函數(shù)并基于“標準化供給面系統(tǒng)”方程估計技術偏向指數(shù)[26-29]。然而，章上峰（2011）指出，超越對數(shù)生產函數(shù)則是一個更具一般性的變替代彈性生產函數(shù)模型[30]。時變彈性生產函數(shù)改進了Cobb-Douglas生產函數(shù)產出彈性固定不變的假設，體現(xiàn)不同投入要素技術進步的差異性，因此是一個更具一般性的生產函數(shù)模型。

1技術進步偏向性的計算公式

基于以上，本文借鑒楊振兵（2016）、楊振兵等（2015）、王班班和齊紹洲（2014）等設定的考慮時間因素的超越對數(shù)生產函數(shù)設定形式[31-33]：

lnYit=α0+α1t+12α2t2+α3lnKit+α4lnLit+α5t×lnKit+α6t×lnLit+12α7lnKit×lnLit+12α8lnKit2+12α9lnLit2+υit-μit（11）

其中，i為各個省份，t為年份，Y為產出，K為資本投入，L為勞動力投入。ν為隨機誤差項，為不可控性影響因素，體現(xiàn)隨機性的系統(tǒng)非效率，且有νi～iidN0，σ2v。μ為技術損失誤差項，μit=μiexp-ηt-T，且有μi～N+μ，σ2u，其中參數(shù)η表示技術效率指數(shù)μit的變化率。由于以上隨機前沿模型的設定違背了最小二乘法的經典假設，因此不能用OLS方法估計以上模型的參數(shù)?？闪瞀?σ2u/σ2u+σ2v0<γ<1，γ表示隨機擾動項中技術無效所占比重，且可利用極大似然法估計。γ的值可以用來判斷總方差中生產無效率方差所占的比重，γ的估計值可以作為檢驗模型設定是否合理的一項依據(jù)。

結合公式（11）和對Diamond技術進步偏向指數(shù)的含義，我們可以進一步得到更為具體的技術進步偏向指數(shù)的計算思路：

DBiasKL=MPK/tMPK-MPL/tMPL=α5εK-α6εL（12）

其中，MPK和MPL分別為資本與勞動的邊際生產率，εK和εL分別為資本與勞動的產出彈性，具體的計算方法由公式（13）和（14）給出：

MPK=YK=YKlnYlnK=YKεK=YKα3+α5t+12α7lnL+α8lnK?（13）

MPL=YL=YLlnYlnL=YLεL=YLα4+α6t+12α7lnK+α9lnL??（14）

我們首先需要對隨機前沿模型設定的合理性進行檢驗，然后根據(jù)參數(shù)估計結果利用公式（12）-（14）計算各省份的技術偏向指數(shù)。

2模型設定檢驗及結果

參考楊振兵（2016）、楊振兵等（2015），對隨機前沿模型的合理性檢驗[31-32]。

（1）隨機前沿生產函數(shù)是否有效。H0：γ=0，如果此原假設成立，則σ2u=0，模型中不存在技術損失誤差項，意味著所有生產點都位于生產前沿曲線上需要采用隨機前沿分析;如果拒絕原假設，則意味著存在技術的無效率使用，需要采取隨機前沿分析。

（2）隨機前沿生產函數(shù)設定形式檢驗。H0：α1=α2=α5=α6=α7=α8=α9=0，如果此原假設成立，則前沿生產函數(shù)應該為C-D函數(shù)形式，反之，則說明應該采用超越對數(shù)生產函數(shù)。

（3）前沿生產函數(shù)中是否存在技術進步因素。H0：α1=α2=α5=α6=0，如果此原假設成立，即前沿生產函數(shù)不存在技術進步，反之，則存在技術進步，此時還需要檢驗是否為中性技術進步：即H0：α5=α6=0是否成立。

（4）技術非效率特征信息檢驗。H0：μ=0，μit服從半正態(tài)分布，否則為截斷正態(tài)分布;

H0：η=0，即技術無效率不具有時變性，否則技術無效率具有時變性;

H0：μ=η=0，即均值μ服從版正態(tài)分布且技術無效率是非時變的。

我們對所有假設都采用廣義似然比統(tǒng)計量LR=-2lnLH0/LH1進行檢驗，其中LH0和LH1分別是原假設H0和備擇假設H1前沿模型的對數(shù)似然函數(shù)值。同時，選取我國2000-2018年30個省份（不包含西藏及港澳臺地區(qū)）的面板數(shù)據(jù)：（1）總產出（Y）：以收入法獲得各省份每年產出值，并按2000年不變價格折算。（2）歷年資本存量K：為各省的固定資本存量，根據(jù)永續(xù)盤存法Kt=It+Kt-11-δ，Kt為固定資本存量，基期資本存量用2000年各省份的固定資本形成總額除以10%作為該省份的初始資本存量，It為固定資本形成額與固定資產投資價格指數(shù)（2000=100）比，δ為資本折舊率，本文參考在計算資本存量以及估計技術進步偏向指數(shù)的文獻中常用的折舊率，將其設為96%。（3）歷年勞動投入量L：以各省份就業(yè)人員年末人數(shù)度量。相關數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》、各省統(tǒng)計年鑒等。模型設定具體檢驗結果如表1、表2所示。

由第（1）項檢驗結果（表2）可知，γ值不等于零，原假設不成立，出現(xiàn)技術是無效率的情況，所以本文要利用隨機前沿分析法。第（2）和第（3）項檢驗結果如表（1）所示，第（2）項檢驗結果顯示拒絕原假設，說明C-D這一生產函數(shù)，沒辦法確切表達上述過程。所以，采用超越對數(shù)生產函數(shù)更具合理性。第（3）項檢驗的結果則顯示，各省份發(fā)展過程存在非中性的技術進步。而第（4）項檢驗的結果則說明，均值μ服從截斷正態(tài)分布且技術無效率具有時變性。綜上，本文采用基于超越對數(shù)生產函數(shù)的隨機前沿模型是合理的，進一步根據(jù)參數(shù)及計算公式測算各省份技術進步偏向指數(shù)（DBias）作為本文的中介變量。

（二）模型設定

根據(jù)上文分析，本文擬采用中介效應模型估計環(huán)境規(guī)制對各省份勞動收入份額的總影響即綜合效應。進一步檢驗環(huán)境規(guī)制是否對技術進步偏向指數(shù)產生影響，進而影響勞動收入份額的直接影響即直接效應。進一步檢驗環(huán)境規(guī)制是否對技術進步偏向指數(shù)產生影響，進而影響勞動收入份額，即檢驗中介效應是否存在。具體模型構建如下：

第一個模型聚焦于環(huán)境規(guī)制對勞動收入份額的總影響：

lsit=α0+α1erit+βXit+εi+τt+μit（15）

lsit=α0+α1erit+α2erit2+βXit+εi+τt+μit?（16）

lsit=α0+α1lsit-1+α2erit+α3er2it+βXit+εi+τt+μit（17）

其中，i為省份，t為時間。被解釋變量lsit為t時間i省份的勞動收入份額，解釋變量erit為t時間i省份的環(huán)境規(guī)制強度，Xit代表系列控制變量，εi代表個體即省份固定效應，τt代表時間固定效應，μit為隨機干擾項。

第二個模型聚焦于環(huán)境規(guī)制對技術進步偏向的影響：

DBiasit=γ0+γ1erit+γ2er2it+βX+εi+τt+μit（18）

其中，i為省份，t為時間。被解釋變量DBiasit為t時間i省份的技術進步偏向指數(shù)。

第三個模型將環(huán)境規(guī)制以及中介變量技術進步偏向指數(shù)作為解釋變量：

lsit=δ0+δ1erit+δ2er2it+δ3DBiasit+βXit+εi+τt+μit?（19）

在下一節(jié)進行實證分析時，首先要依次檢驗α1、γ1、δ3是否顯著，從而判定是否存在中介效應及中介效應的類型。以上變量的衡量方式如下。

（1）勞動收入份額（ls）：參照普遍做法，按收入法計算各省份勞動收入份額。同時，以要素增值法計算各省份勞動收入份額（ls1）作穩(wěn)健性檢驗指標。

（2）技術進步偏向指數(shù)（DBias）：具體衡量方式見上文最終測算結果。

（3）環(huán)境規(guī)制（er）：作為解決環(huán)境污染問題的重要手段，學界對于環(huán)境規(guī)制的衡量視角和方法已有多種[34-35]。多種環(huán)境規(guī)制政策的實施，如以環(huán)境稅為代表政策，最終目的是希望降低污染對環(huán)境的破壞，實現(xiàn)環(huán)境與發(fā)展均衡協(xié)調。環(huán)境稅的征收范圍主要面向各地區(qū)的企業(yè)，對包括大氣污染物、水污染物、固體廢物和噪音等污染源征稅。

綜上，本文基于治理績效角度，采用綜合指數(shù)法衡量環(huán)境規(guī)制水平，借鑒已有研究成果如鐘茂初和李夢潔等（2015），計算時包含了二氧化硫去除率、工業(yè)煙（粉）塵去除率、工業(yè)廢水排放達標率、固體綜合利用率、生活垃圾無害化處理率5個指標[36]，標準化處理并運用熵值法計算各個指標的權重和環(huán)境規(guī)制的綜合值。同時，由于環(huán)境稅作為各省份財政收入來源之一，主要用途是用來治理環(huán)境污染以及污染防治。所以本文選擇各省份的環(huán)境污染治理投資完成額占據(jù)GDP比重這一指標（er1）作為替換環(huán)境規(guī)制的變量，以做穩(wěn)健性檢驗的另一指標。

（4）從影響勞動收入份額、技術進步的角度看，既有研究文獻及影響因素較多，難以窮盡所有變量。結合本文主要研究內容，主要選取以下指標：①產業(yè)結構（industry2）：產業(yè)結構變遷和升級過程從各部門和不同階段都對勞動收入份額產生影響。本文用各省份第三產業(yè)增加值（產值）與第二產業(yè)增加值（產值）之比衡量。②外商直接投資（fdi）：各省份對外貿易情況和經濟開放程度對勞動收入份額產生影響。而跨國公司給中國帶來資金和先進技術的同時，也使我國技術進步存在復制發(fā)達國家已有技術的情況，對技術進步偏向產生影響。本文以各省份外商投資企業(yè)貨物進出口總額與GDP之比衡量。③人均經濟發(fā)展水平（rgdp）：不同經濟發(fā)展階段，勞動收入份額存在較大不同。本文以各省份實際人均GDP衡量。④政府干預程度（gov）：政府追求收入公平和平等目標，會進行干預。如將政府支出用于農業(yè)補貼、社會福利支出等。本文以各省份政府一般財政支出與GDP之比衡量。

（三）數(shù)據(jù)來源與統(tǒng)計性描述

本文選取我國30個省份（不包含西藏及港澳臺地區(qū)）2000—2018年數(shù)據(jù)進行實證分析。相關數(shù)據(jù)主要來自于《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境年鑒》、中經網EPS數(shù)據(jù)庫、國家統(tǒng)計局、《中國城市統(tǒng)計年鑒》①等。若還有個別數(shù)據(jù)缺失，采用上一年和后一年均值的方法補齊②。相應數(shù)據(jù)以2000年為基期做平減處理，減少異方差的影響，初步打算對非比值變量做對數(shù)處理。本文研究所涉及的主要變量說明如表3所示。

五、實證回歸

（一）基準模型回歸分析

為檢驗環(huán)境規(guī)制對于勞動收入份額產生的影響是否存在，是否存在滯后效應，模型的形式是線性還是非線性的，基準模型設定中加入了勞動收入份額的滯后項及環(huán)境規(guī)制的二次項。就模型實證方法的選擇方面，文章先是利用了固定效應、隨機效應方法進行回歸。為避免序列相關、截面相關、異方差等對參數(shù)估計帶來的不利影響，回歸過程中控制了個體固定效應和時間固定效應，并對兩種結果做豪斯曼檢驗。同時，考慮到“慣性效應”，被解釋變量的滯后項也被納入其中，對此動態(tài)面板采用SYS-GMM方法對基本模型及影響及傳導機制模型進行估計。此外，同一步SYS-GMM相比，兩步SYS-GMM更適合有限樣本。應用兩步SYS-GMM時，首先，需通過序列相關和工具變量過度識別的檢驗。實證結果如表4所示，就基準模型設定形式，勞動收入份額的滯后項系數(shù)在1%顯著性水平下顯著為正，說明中國勞動收入份額的變化存在一定程度的路徑依賴。環(huán)境規(guī)制對勞動收入份額的影響是非線性的。就實證方法而言，AR檢驗、Sargan檢驗結果表明：?隨機誤差項存在一階相關，但不存在二階相關，所選取利用的工具變量是有效的。綜上，本文關于動態(tài)面板模型的設定及使用兩步SYS-GMM方法是合理的。

如表4所示，環(huán)境規(guī)制作為主要解釋變量，其一次項系數(shù)為負，二次項系數(shù)為正，且均通過了1%的顯著性水平檢驗。這說明環(huán)境規(guī)制對勞動收入份額的影響呈U形，即先抑制而后促進勞動收入份額的提高。進一步，由表4第（3）列可得，環(huán)境規(guī)制強度達到促進勞動收入份額提高的拐點為er=05796，本文中整體上環(huán)境規(guī)制的均值er=07201，說明當前我國整體上環(huán)境規(guī)制的實施已越拐點，有利于勞動收入份額的提高?？刂谱兞糠矫?，產業(yè)結構對勞動收入份額的作用顯著為負，這主要是由于我國第三產業(yè)多為資本密集型產業(yè)，隨著第三產業(yè)增加值的增多，在一定程度上會對勞動收入份額產生不利影響。而外商直接投資對勞動收入份額的作用顯著為正，存在正向影響，這可能是因為外商直接投資在一定程度上擴大了勞動力的需求，促進勞動力價格的提高，進而提高了勞動收入份額。而人均收入水平對勞動收入份額產生了顯著的負向影響，隨著中國經濟的快速發(fā)展，經濟發(fā)展趨勢的服務化和資本化趨勢明顯，進而影響了勞動收入份額。政府著重關注民生的發(fā)展，相關政策也著重關注勞動者的工資水平及收入分配問題，所以政府干預對勞動收入份額影響的系數(shù)顯著為正。

（二）環(huán)境規(guī)制對勞動收入份額的影響機制分析

本文參照溫忠麟和張雷等（2004）、劉祎和楊旭等（2020）采用的中介效應檢驗程序[37-38]。即需要檢驗技術進步偏向是否影響勞動收入份額，檢驗系數(shù)γ1是否顯著;進一步檢驗系數(shù)δ1、δ3是否顯著;Sobel檢驗方法，從而判斷出中介效應是否存在，是否為完全中介效應。運用SYS-GMM方法檢驗環(huán)境規(guī)制對勞動收入份額的間接效應即中介作用，環(huán)境規(guī)制對技術進步偏向的影響是否存在;環(huán)境規(guī)制對勞動收入份額的直接效應，即中介變量和核心解釋變量共同對勞動收入份額產生的影響。

結果如表5所示，上文已檢驗了環(huán)境規(guī)制影響勞動收入份額存在的直接路徑，即環(huán)境規(guī)制影響勞動收入份額的綜合效應。表5第（2）列表明了環(huán)境規(guī)制對勞動收入份額的影響路徑。即環(huán)境規(guī)制對技術進步偏向產生的影響。由回歸結果可知，其一次項回歸系數(shù)為-65689，二次項回歸系數(shù)為44589，均在1%的水平上顯著為正。這說明環(huán)境規(guī)制對技術進步偏向存在明顯的U形影響。初始環(huán)境規(guī)制促使技術進步偏向勞動，然而當環(huán)境規(guī)制實施強度較高時，技術進步會偏向資本。這與現(xiàn)實較為貼近，當環(huán)境規(guī)制強度較高時，企業(yè)不得不進行技術升級或者引入高資本技術從而生產清潔型產品，忽略對要素收入分配的影響。同時，U形曲線的拐點為er=07367，環(huán)境規(guī)制的均值er=07201，說明目前環(huán)境規(guī)制對技術進步偏向的影響仍未到拐點，促進技術進步偏向勞動。

進一步，本文將中介變量和核心解釋變量環(huán)境規(guī)制共同作為解釋變量，探究在此路徑下，二者對勞動收入份額的影響?；貧w結果如表5第（3）列所示，在這種路徑下，勞動收入份額滯后項對勞動收入份額的影響系數(shù)十分接近，說明勞動收入份額的變化存在穩(wěn)定的“慣性”。技術進步偏向的系數(shù)為0003，在1%的水平上顯著;環(huán)境規(guī)制的一次和二次項系數(shù)分別為-04691，04058，均在1%的水平上顯著。說明二者均對勞動收入份額產生了影響。同時直接效應的系數(shù)相較于綜合效應的系數(shù)變小，說明技術進步偏向在環(huán)境規(guī)制與勞動收入份額之間起到了部分中介效應。環(huán)境規(guī)制處于使技術進步偏向勞動的階段，因此，環(huán)境規(guī)制通過技術進步偏向這個路徑對勞動收入份額產生了正向影響。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1指標替換

被解釋變量勞動收入份額和主要解釋變量環(huán)境規(guī)制有多種衡量方法，為進一步驗證本文回歸結果的穩(wěn)定性，本文分別替換勞動收入份額和環(huán)境規(guī)制這兩個變量做穩(wěn)健性檢驗。利用要素增值法計算各個省份的勞動收入份額，即（勞動收入份額=勞動者報酬/（GDP-生產稅凈額）），做替換指標。另一方面，為進一步驗證環(huán)境規(guī)制對勞動收入份額的影響，選取各省份環(huán)境污染治理投資完成額占據(jù)GDP比重作核心解釋變量，即環(huán)境規(guī)制的替代數(shù)據(jù)（er1）回歸。采用固定效應、隨機效應以及系統(tǒng)GMM方法（兩步法）進行回歸。同上文一樣，為避免序列相關、截面相關、異方差等對參數(shù)估計帶來的不利影響，模型回歸過程中控制個體固定效應和時間固定效應。利用SYS-GMM方法回歸時，進行AR檢驗、Sargan檢驗?；貧w結果如表6、表7所示，由表6可以看出，替換原被解釋變量以后，模型的應用條件、使用方法以及系數(shù)的顯著性依然和上文保持一致。

表7列（1）-（5）與表5列（1）-（5）所關注變量的系數(shù)與顯著性結果基本一致，無論是否加入控制變量，環(huán)境規(guī)制對勞動收入份額影響的形態(tài)基本一致，均呈U形，且環(huán)境規(guī)制對勞動收入份額影響的拐點er1=07162。而環(huán)境規(guī)制er1的均值=07308，已過拐點，這與前面的結論一致。以上均說明模型通過了穩(wěn)健性檢驗。

2控制變量機制識別

為避免控制變量的影響，本文在不加控制變量的基礎上，逐步引入控制變量，得到以下估計結果?？梢钥吹剑谥鸩揭肟刂谱兞康倪^程中，如表8所示，與模型（1）實證的結果相比，核心解釋變量環(huán)境規(guī)制的一次項系數(shù)和二次項系數(shù)的方向、系數(shù)大小與顯著性均無明顯變化，說明估計結果具有較好的穩(wěn)定性。

六、進一步分析

（一）分區(qū)域特征描述

有學者提出中國的勞動收入份額并沒有表現(xiàn)出統(tǒng)一的U形波動，而是多樣化的波動特征和類型[39]。就勞動收入份額地區(qū)差異而言，各地區(qū)的勞動收入份額普遍不高，并且各地區(qū)的勞動收入份額波動幅度、趨勢差異明顯[40]?。勞動收入份額的下降作為誘發(fā)國民收入分配結構性失衡的重要因素，勢必會通過影響國民收入分配結構來影響居民消費需求與生活質量。而這樣發(fā)展的不平衡首要體現(xiàn)在地區(qū)之間的不平衡。黨的十九屆四中全會明確提出：“近年來，隨著東北地區(qū)出現(xiàn)新的經濟困難，以南北差距為代表的地區(qū)不平衡不協(xié)調問題，也越來越成為我國收入分配差距調控中的重要方面?！币虼?，正確總結勞動收入份額的地區(qū)差距演變模式和影響因素對解決實際問題具有重要意義。已有研究表明，以秦嶺—淮河線為界能夠區(qū)分南北地區(qū)在經濟、文化、自然、地理、氣候等方面存在較大差異，是公認的中國南北分界線[41]，因此本文依據(jù)這類劃分方式，將我國30個省份（不包含西藏及港澳臺地區(qū)）分為北方和南方地區(qū)分類回歸③。圖1、圖2直觀展現(xiàn)了勞動收入份額的南北分布和變化過程。

通過圖示，我們可以清晰地看出，區(qū)域發(fā)展有別，勞動收入份額呈現(xiàn)出非均衡特征。結合已有研究可知，2007年為我國及較多數(shù)省份勞動收入份額第一次出現(xiàn)上升即第一次出現(xiàn)拐點的時間。基于此，觀察2007—2017年的勞動收入份額，不難看出，就變動趨勢而言，北方地區(qū)處于緩慢上升趨勢的城市多于南方地區(qū)。就勞動收入份額的時序演變特征而言，勞動收入份額在2000—2017年反復升降，出現(xiàn)較大幅度的波動，尤其是歷經了一個較大波動性下降的趨勢。在此期間，也有經歷過勞動收入份額緩慢上升的階段，但這一時期總體的波動性及不穩(wěn)定性較大。

（二）分區(qū)域實證分析

綜上，對兩區(qū)域進一步回歸分析，以探討環(huán)境規(guī)制對勞動收入份額的直接作用和影響機制是有必要的。

回歸結果如表9所示：分地區(qū)的結果顯示，首先，兩地區(qū)采用不同的回歸方法系數(shù)均比較穩(wěn)定，說明模型設定對南、北方兩個地區(qū)均比較合理。其次，兩地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度的變化對勞動收入份額的影響均呈U形，其解釋與前文一致。然而，就系數(shù)的顯著性來說，南方地區(qū)環(huán)境規(guī)制一次項、二次項系數(shù)的顯著性比北方地區(qū)更強一些，這在一定程度上說明環(huán)境規(guī)制對勞動收入份額的影響存在一定差異。同時，整體上，兩地區(qū)U形曲線的拐點分別為er=06424，er=07116，均小于兩地區(qū)整體均值07079、07568，這說明兩地區(qū)環(huán)境規(guī)制的強度均處于促進勞動收入份額上升的階段。北方地區(qū)，新疆、寧夏兩地環(huán)境規(guī)制的強度未達到拐點，南方地區(qū)，四川、貴州、重慶三地環(huán)境規(guī)制的強度未達到拐點，這與上文中的趨勢圖相符，說明環(huán)境規(guī)制是勞動收入份額的重要影響變量之一。兩地區(qū)環(huán)境規(guī)制對勞動收入份額的影響存在差異的主要原因有：（1）環(huán)境規(guī)制強度的實施本身就存在不均衡的現(xiàn)象，南方地區(qū)的環(huán)境規(guī)制更強，對勞動收入份額的影響程度更大一些。（2）就環(huán)境規(guī)制的實施方式、過程等，南方地區(qū)通過逐步關停，淘汰污染低效，技術創(chuàng)新，較快地進行著產業(yè)結構升級，綠色生產方式加快進程，進而提高了高端勞動力占比，促進勞動收入份額的提高。

進一步，探究環(huán)境規(guī)制對勞動收入份額的作用機制，即中介效應是否依然存在，回歸結果如表10所示。北方地區(qū)，雖然環(huán)境規(guī)制對技術進步偏向產生了明顯的影響，但是直接效應中的系數(shù)以及Sobel檢驗均說明北方地區(qū)的中介效應并不存在。南方地區(qū)，環(huán)境規(guī)制對技術進步偏向存在明顯的U形影響，拐點er=07625大于均值，此時環(huán)境規(guī)制還未達到使技術進步偏向資本的拐點。在技術進步偏向這一路徑下，環(huán)境規(guī)制和技術進步偏向均對勞動收入份額產生了顯著性影響，這說明南方地區(qū)技術進步偏向起到了部分中介作用。在南方地區(qū)，其實施的環(huán)境規(guī)制處于促進技術進步偏向勞動的階段，環(huán)境規(guī)制通過這一路徑也可增加勞動收入份額。這說明了技術進步、技術創(chuàng)新在兩地發(fā)揮作用的差異性。北方起區(qū)應注重推進技術創(chuàng)新，不斷激發(fā)發(fā)展活力，通過技術進步與環(huán)境規(guī)制的配合，有效地推動經濟發(fā)展，提高當?shù)貏趧诱呤杖?，合理有效分配要素收入?/p>

七、結論與政策啟示

作為改善環(huán)境質量，形成綠色發(fā)展方式和生活方式的重要政策，環(huán)境規(guī)制的實施過程對要素收入分配格局的調整產生了重要影響。本文基于CES生產函數(shù)，從理論角度梳理了環(huán)境規(guī)制、技術進步偏向與勞動收入份額之間可能存在的關系，對勞動收入份額的作用機制。在此基礎上，采用2000-2018年我國30個省份（不包含西藏及港澳臺地區(qū)）的面板數(shù)據(jù)，檢驗環(huán)境規(guī)制對勞動收入份額的直接影響結果。進一步，基于技術進步偏向視角，建立“環(huán)境規(guī)制-技術進步偏向-勞動收入份額”在內的中介效應模型，以檢驗其作用機制。研究結果顯示：（1）環(huán)境規(guī)制對勞動收入份額的影響呈現(xiàn)典型的U形特征。即短期內，環(huán)境規(guī)制抑制勞動收入份額，長期內，環(huán)境規(guī)制促進勞動收入份額。目前，整體上，我國大陸地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強度已過拐點。（2）技術進步偏向在環(huán)境規(guī)制與勞動收入份額之間起到了部分中介作用。環(huán)境規(guī)制對技術進步的偏向性產生U形影響，目前，環(huán)境規(guī)制處于曲線拐點左側促進技術進步偏向勞動的階段。即環(huán)境規(guī)制通過技術進步偏向性這一路徑提高勞動收入份額。（3）環(huán)境規(guī)制對勞動收入份額的影響和作用機制具有地區(qū)異質性。其對南方地區(qū)勞動收入份額的作用更強一些，且中介效應只存在于南方地區(qū)。

根據(jù)研究結論，政策啟示如下：一是合理靈活把握環(huán)境規(guī)制強度，把握好環(huán)境規(guī)制促進技術進步向勞動偏向這一階段。雖然目前環(huán)境規(guī)制的實施已越過拐點，可促進勞動收入份額。但是，要注意到隨著環(huán)境規(guī)制的提高，對技術進步偏向性的影響，不能一味盲目的采用技術創(chuàng)新，以達到減少污染物達到環(huán)保指標的目的，而忽略了勞動力相對資本的使用效率。二是考慮地區(qū)差異性，地方政府和環(huán)保部門要因地制宜，充分發(fā)揮環(huán)境規(guī)制作用[42]。應聯(lián)系地區(qū)實際制定相應的科技與產業(yè)政策來引導企業(yè)選擇適宜的技術進步方向，以與其要素稟賦相匹配。三是發(fā)揮勞動偏向型技術進步對勞動份額的積極作用，要重視環(huán)境規(guī)制實施過程中，相應的人才培養(yǎng)。在資本和勞動相互替代的情況下，勞動效率的相對提高使得技術進步偏向勞動，從而有利于勞動邊際產出和勞動份額的相對上升。

注釋：

①?衡量環(huán)境規(guī)制這一變量時，因《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》2010年以后對于二氧化硫去除量、煙塵去除量未公布，所以采用二氧化硫產生量和排放量，煙塵產生量和排放量數(shù)據(jù)，計算二氧化硫去除率。

②?其中，2018年按收入法計算的GDP因《中國統(tǒng)計年鑒》暫未公布，所以參考各省市統(tǒng)計年鑒。還有個別數(shù)據(jù)缺失，采用上一年數(shù)據(jù)補齊。

③?北方地區(qū)包括北京市、天津市、內蒙古、新疆、河北、甘肅、寧夏、山西、陜西、青海、山東、河南、遼寧、吉林、黑龍江15個省市;南方地區(qū)包括江蘇、浙江、上海、湖北、湖南、四川、重慶市、貴州、云南、廣西、江西、福建、廣東、海南、安徽15個省市。

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Environmental?Regulation，Directed?Technological?Change?and?Labor?Income?Share

WANG?Yu-shuang

（Faculty?of?Economics，?Nankai?University，?Tianjin?300071，?China）

Abstract：Based?on?CES?production?function，?this?paper?reveals?the?process?of?environmental?regulation?on?labor?income?share?through?a?theoretical?framework.?At?the?same?time，?it?shows?that?environmental?regulation?will?have?an?impact?on?directed?technological?change?and?then?affect?labor?income?share.?Secondly，?the?translog?production?function?method?is?used?to?calculate?the?technical?progress?bias?index?of?each?province.?Then，?based?on?the?data?of?each?province?in?mainland?China?from?2000?to?2018?and?mediation?effect?model，?the?empirical?study?is?conducted?by?using?SYS-GMM?method.?The?results?show?that：?the?effect?of?environmental?regulation?on?labor?income?share?is?firstly?inhibited?and?then?promoted.?At?present，?the?intensity?of?environmental?regulation?implementation?has?passed?the?inflection?point，?which?promotes?the?rise?of?labor?income?share;?the?analysis?of?influence?mechanism?shows?that?environmental?regulation?promotes?labor?income?share?rising?through?the?path?of?directed?technological?change.?Environmental?regulation?is?in?the?stage?of?promoting?directed?technological?change?to?labor;?further?regional?analysis?shows?that?the?impact?of?environmental?regulation?on?the?labor?income?share?in?both?southern?and?northern?regions?is?U-shaped?and?has?passed?the?inflection?point，?but?the?mediation?effect?only?exists?in?the?southern?region.?Therefore，?the?government?and?environmental?protection?departments?should?adopt?environmental?regulation?policies?flexibly.?They?shouldn′t?neglect?the?impact?on?people′s?livelihood?in?order?to?achieve?environmental?protection?targets?and?ignore?the?impact?of?policies?on?the?using?efficiency?of?labor?relative?to?capital?and?the?bias?of?technological?progress，?which?will?cause?the?income?of?labors?bearing?the?main?impact?of?environmental?regulation.

Key?words：environmental?regulation;?directed?technological?change;?labor?income?share;?mediation?effect

（責任編輯：周正）