环境规制、技术进步偏向与劳动收入份额

内容提要：本文基于CES生产函数，构建理论框架揭示环境规制对劳动收入份额的作用过程，阐释环境规制影响技术进步偏向进而影响劳动收入份额的路径及机制，并采用超越对数生产函数方法测算各省技术进步偏向指数，利用2000-2018年中国大陆地区各省份数据和中介效应模型，运用SYS-GMM法进行实证检验。研究发现：环境规制对劳动收入份额呈现先抑制后促进的影响特征，当前我国环境规制实施强度已过拐点，有利于促进劳动收入份额上升;影响机制分析表明，环境规制通过技术进步偏向这一路径促进劳动收入份额的上升。环境规制处于促进技術进步偏向劳动的阶段;进一步的分区域分析表明，环境规制对南方、北方地区劳动收入份额的影响均呈U形且已过拐点，但中介效应只存在于南方地区。因此，政府和环保部门要灵活采用环境规制政策，不应不计民生影响地达到环保指标，忽视政策对劳动力相对资本的使用效率、技术进步偏向性的影响，最终导致劳动者收入承受环境规制的主要影响。

关键词：环境规制;劳动收入份额;技术进步偏向;中介效应

中图分类号：F205;F0144  文献标识码：A  文章编号：1001-148X（2022）04-0029-14

收稿日期：2021-05-25

作者简介：王玉爽（1997-），女，辽宁盘锦人，南开大学经济学院博士研究生，研究方向：环境经济理论与政策、生态文明与可持续发展。

基金项目：国家社科基金重点项目“推动绿色发展促进人与自然和谐共生的政策取向研究”，项目编号：21AZD058。

一、引言

随着我国经济的不断发展，环境污染事件屡见报端，雾霾等恶劣天气频繁出现。环境规制强度的加大对环境质量改善、全要素生产率、技术进步等方面的影响结果及机制已取得广泛共识，但环境规制社会效应如福利水平改善和收入分配等方面的研究明显不足[1] 。

多年来，收入分配问题一直是学术界的热点研究问题之一。从经济思想史的角度看，Kaldor（1961）提出了“卡尔多程式化事实”，即“劳动收入份额在长期中稳定不变”[2]。然而，与该事实相悖的一点是，从20世纪90年代中期以来，我国的劳动收入份额下滑明显，直到2007年达到397%的最低水平，虽然自2007年之后劳动收入份额出现上升趋势。但整体上，到2017年为止只有大约47%，这远比世界上多半国家劳动收入份额55%—65%的程度要低很多。已有大量文献基于经济发展水平、产业结构、国有企业所有制尤其是技术偏向进步等方面对劳动收入份额进行了深入分析和探讨。其中，根据投入产出理论，生产结构与要素投入和技术进步有密切关系，而技术进步优势非中性的，故技术偏向进步对劳动收入份额变化有重要影响。劳动收入由广大劳动者共同分享，即劳动收入的分布比较分散和平均，因此劳动收入份额出现下降，可能会降低以劳动收入为主要收入来源的人群的相对收入，从而导致消费不足、劳资关系出现冲突，甚至不利于可持续发展。特别是在当前“新冠疫情”和国际形势变化不定的背景下，“出口导向型”和“投资驱动型”增长模式的脆弱和不可持续性日益显现，难以为继。而劳动收入份额的提高会促进经济向更加侧重消费和内需的经济结构进行调整[3]。

本文通过构建“环境规制—技术进步偏向—劳动收入份额”中介效应模型，基于进步偏向分析环境规制影响劳动收入份额的具体作用路径，并根据南、北两地区区域异质性分析，解释不同区域劳动收入份额的波动性差异。

二、文献综述

（一）环境规制与劳动收入份额

环境规制作为保护环境的宏观政策之一，对劳动收入份额产生重要影响。Yulin Liu和Jun Wang（2020）通过研究环境污染和环境治理对劳动收入份额的影响，并将环境要素融入到微观生产函数中进行理论分析，分析得出环境污染和环境规制对劳动收入份额的非线性关系[4]。当把污染包含在对收入不平等的计算里时，收入分配变得更糟，其效果就像减少税收一样[5]。胡斌红和杨俊青（2020）以2003—2016年中国35个工业行业数据为样本，研究得出环境规制对劳动收入份额具有显著的U形影响，随着环境规制强度的不断提高，劳动收入份额呈现先降低后提高的趋势[6]。

（二）环境规制与技术进步偏向

关于环境规制与技术进步，相关理论之一是“波特假说”，该假说提出后受到了广泛的关注，此后学者们从不同的时间维度、计量分析方法和变量设计对其进行了实证检验。已基本上形成了三种观点，第一种观点认为环境规制将通过环境成本内部化，不利于企业技术创新。解垩（2008）提出治污投资增加不显著地推进技术进步， 排放减少使技术效率提高，但治污投资增加对技术效率有负向影响[7]。环境规制产生挤出效应，减少了企业研发资源投入，不利于企业技术创新活动的开展[8]。第二种观点认为环境规制对技术创新具有不确定性影响，环境规制的强度和类型均对技术创新存在不同影响且有非线性作用[9]。第三种观点认为设计合理的环境规制有助于激发企业创新动机，证实了“波特假说”的存在。设计合理的环境规制有助于引导企业提高资源利用效率，通过创新补偿效应发挥先动优势[10]。环境规制激励技术绿色创新，促进经济增长[11-12]。同时，结合能源行业的检验结果发现，忽视技术进步方向会显著高估环境规制的成本[13]。综上，目前有关环境规制与技术进步的研究多关注于检验“波特假说” 的存在性，且多数研究结果认为环境规制会对与环境相关的技术创新带来正向影响[14]，但忽略了环境规制对技术进步偏向性的影响。

（三） 技术进步偏向与劳动收入份额

关于技术进步偏向对于劳动收入份额的理论影响研究，主要围绕技术偏向进步的界定、技术进步偏向的收入分配效应、影响因素等三个方面进行展开。首先，技术进步偏向的概念最早是由Hicks（1932）提出的[15]，Acemoglu（2002）认为技术偏向内生于企业的选择行为，从技术需求角度看，其最终由两种影响机制共同决定，一种机制称为价格机制，另一种称为市场规模机制，这两种机制分别使得技术偏向稀缺要素和丰裕要素;而从技术供给角度看，技术进步偏向的决定因素是创新可能性边界[16]。其次，技术进步偏向非对称性作用于生产要素的边际产出，从而引起不同生产要素所有者报酬以及相伴随的要素投入不同比例的变化，进而扩大不同要素所有者之间的收入分配差距[17]。傅晓霞和吴利学（2013）研究认为改革开放以来，我国技术进步偏向对劳动收入份额的走势有较大影响[18]。改革开放的初期阶段，技术进步大体上为资本节约型，故劳动收入份额有所提高并逐渐趋于稳定，后期技术进步大体上为劳动节约型，故劳动收入份额大幅降低。吴鹏和常远等（2018）从理论和实证两个层面探讨技术原创与技术引进再创新对中等收入群体的影响研究发现技术原创促使技术进步偏向劳动，提高劳动收入份额、扩大中等收入群体，而技术引进与技术引进再创新作用相反[19]。最后，关于技术进步产生偏向的原因，主要是从内源性因素以及外源性因素两个方面进行分析的。一方面，就内源性影响因素这类文献的观点认为，技术进步偏向主要受内源性因素的影响，包括要素价格、企业的选择行为、研发部门的技术选择行为、要素价格扭曲等[20-22]。另一方面，外源性影响因素主要考虑技术进步偏向的空间扩散效应，如贸易的开放程度以及技术引进的直接传递效应和间接引致效应。同时，技术进步偏向性不仅取决于内生因素，还会受到外部环境的影响，环境规制就是影响技术进步偏向性的重要因素[23]。

三、理论模型分析

为了考察环境规制对劳动收入份额以及对技术进步偏向性的影响，本文参考、借鉴Acemoglu（2002）[16]、余东华和崔岩（2019）[23]的方法，构建一个包含生产部门、研发机构的两部门模型。首先，假设存在一个外生的政府实施环境规制，两种中间产品（资本型、劳动型）一定在实施环境规制的条件下才能进行生产。其次，环境规制实施的形式为征收环境税，资本型、劳动型的税率分別为τk、τl。污染排放水平越高，税率越高。最后，研究机构为垄断厂商，研发、出售技术给中间生产商。

（一）模型的基本设定

假定总的生产函数即最终产品Yt的生产形式是CES生产函数，且由YL、YK两种中间产品完成生产，即：

Yt=αYLσ-1σ+1-αYKσ-1σσσ-1（1）

公式（1）中，α表示两种中间产品的分配参数，σ为两者的替代弹性∈0，+。假定，该经济中只有两种不同的生产要素，劳动（L）和资本（K），中间品生产函数设定为：

YK=11-β∫NK0AKj1-βdjKβ（2）

YL=11-β∫NL0ALj1-βdjLβ（3）

公式（2）、（3）中，β∈0，1，AKj和ALj分别表示两种机器设备的数量，NL和NK分别表示在t时期能够用于分别生产两种中间产品的机器种类数量。同时，假定机器设备使用一次后完全折旧。两种中间产品生产中使用的机器设备的价格分别为γLj和γKj。

（二）均衡分析

根据均衡分析的定义，均衡是指技术垄断者厂商选择γLj和γKj，ALj和AKj以最大化利润的贴现值，NL和NK的变化取决于能够自由进入的机器投入种类，rK和wL根据市场出清的要求变化。

两种中间产品的市场是完全竞争的，所以市场出清意味着它们的相对价格须满足：

p=PKPL=1-ααYKYL-1σ（4）

将最终产品的价格标准化，即：

γσPL1-σ+1-γPK1-σ11-σ=1（5）

两种中间产品生产厂商的利润最大化问题为：

maxL，ALj1-τLPLYL-wL×L-∫NL0γLjALjdj（6）

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

依据利润最大化原则，分别对L和K求偏导，整理可得：

WL=1-τLPLβ1-β∫NL0ALj1-βdjLβ-1（8）

rK=1-τKPKβ1-β∫NK0AKj1-βdjKβ-1（9）

关于劳动收入份额的计算方法有很多，在这里我们借龚敏和辛明辉（2017）、陈勇和柏喆（2020）对劳动收入份额定义衡量的方法[24-25]，即劳动收入份额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）

根据公式（10）可知，环境规制的强度和政策取向、技术进步偏向等都对劳动收入份额产生影响。更进一步，余东华和崔岩（2019）通过理论模型推导最终得出：当经济达到均衡时，两类设备研发厂商创新活动的利润净现值之比为：VKVL=PK1-τKPL1-τL1βKL，当存在环境规制，当τK<1-PLPKLKβ1-τL即VKVL>1时，环境规制将促使垄断厂商技术研发偏向资本;反之，当τK>1-PLPKLKβ1-τL即VKVL<1时，环境规制将促使垄断厂商技术研发偏向劳动[23]。

通过以上可得出，本文提出以下假设：

假设1：环境规制会对劳动收入份额产生影响，但影响方向不确定。

假设2： 环境规制会对技术进步偏向产生影响，通过该路径进一步影响劳动收入份额。

四、变量测度与模型设定

（一）技术进步偏向性的测度方法

在测算技术进步偏向时，CES生产函数得到了广泛的应用，已有较多学者基于要素替代弹性固定的CES生产函数并基于“标准化供给面系统”方程估计技术偏向指数[26-29]。然而，章上峰（2011）指出，超越对数生产函数则是一个更具一般性的变替代弹性生产函数模型[30]。时变弹性生产函数改进了Cobb-Douglas生产函数产出弹性固定不变的假设，体现不同投入要素技术进步的差异性，因此是一个更具一般性的生产函数模型。

1技术进步偏向性的计算公式

基于以上，本文借鉴杨振兵（2016）、杨振兵等（2015）、王班班和齐绍洲（2014）等设定的考虑时间因素的超越对数生产函数设定形式[31-33]：

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

其中，i为各个省份，t为年份，Y为产出，K为资本投入，L为劳动力投入。ν为随机误差项，为不可控性影响因素，体现随机性的系统非效率，且有νi～iidN0，σ2v。μ为技术损失误差项，μit=μiexp-ηt-T，且有μi～N+μ，σ2u，其中参数η表示技术效率指数μit的变化率。由于以上随机前沿模型的设定违背了最小二乘法的经典假设，因此不能用OLS方法估计以上模型的参数。可令γ=σ2u/σ2u+σ2v0<γ<1，γ表示随机扰动项中技术无效所占比重，且可利用极大似然法估计。γ的值可以用来判断总方差中生产无效率方差所占的比重，γ的估计值可以作为检验模型设定是否合理的一项依据。

结合公式（11）和对Diamond技术进步偏向指数的含义，我们可以进一步得到更为具体的技术进步偏向指数的计算思路：

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

其中，MPK和MPL分别为资本与劳动的边际生产率，εK和εL分别为资本与劳动的产出弹性，具体的计算方法由公式（13）和（14）给出：

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

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

我们首先需要对随机前沿模型设定的合理性进行检验，然后根据参数估计结果利用公式（12）-（14）计算各省份的技术偏向指数。

2模型设定检验及结果

参考杨振兵（2016）、杨振兵等（2015），对随机前沿模型的合理性检验[31-32]。

（1）随机前沿生产函数是否有效。H0：γ=0，如果此原假设成立，则σ2u=0，模型中不存在技术损失误差项，意味着所有生产点都位于生产前沿曲线上需要采用随机前沿分析;如果拒绝原假设，则意味着存在技术的无效率使用，需要采取随机前沿分析。

（2）随机前沿生产函数设定形式检验。H0：α1=α2=α5=α6=α7=α8=α9=0，如果此原假设成立，则前沿生产函数应该为C-D函数形式，反之，则说明应该采用超越对数生产函数。

（3）前沿生产函数中是否存在技术进步因素。H0：α1=α2=α5=α6=0，如果此原假设成立，即前沿生产函数不存在技术进步，反之，则存在技术进步，此时还需要检验是否为中性技术进步：即H0：α5=α6=0是否成立。

（4）技术非效率特征信息检验。H0：μ=0，μit服从半正态分布，否则为截断正态分布;

H0：η=0，即技术无效率不具有时变性，否则技术无效率具有时变性;

H0：μ=η=0，即均值μ服从版正态分布且技术无效率是非时变的。

我们对所有假设都采用广义似然比统计量LR=-2lnLH0/LH1进行检验，其中LH0和LH1分别是原假设H0和备择假设H1前沿模型的对数似然函数值。同时，选取我国2000-2018年30个省份（不包含西藏及港澳台地区）的面板数据：（1）总产出（Y）：以收入法获得各省份每年产出值，并按2000年不变价格折算。（2）历年资本存量K：为各省的固定资本存量，根据永续盘存法Kt=It+Kt-11-δ，Kt为固定资本存量，基期资本存量用2000年各省份的固定资本形成总额除以10%作为该省份的初始资本存量，It为固定资本形成额与固定资产投资价格指数（2000=100）比，δ为资本折旧率，本文参考在计算资本存量以及估计技术进步偏向指数的文献中常用的折旧率，将其设为96%。（3）历年劳动投入量L：以各省份就业人员年末人数度量。相关数据来自《中国统计年鉴》《中国人口与就业统计年鉴》、各省统计年鉴等。模型设定具体检验结果如表1、表2所示。

由第（1）项检验结果（表2）可知，γ值不等于零，原假设不成立，出现技术是无效率的情况，所以本文要利用随机前沿分析法。第（2）和第（3）项检验结果如表（1）所示，第（2）项检验结果显示拒绝原假设，说明C-D这一生产函数，没办法确切表达上述过程。所以，采用超越对数生产函数更具合理性。第（3）项检验的结果则显示，各省份发展过程存在非中性的技术进步。而第（4）项检验的结果则说明，均值μ服从截断正态分布且技术无效率具有时变性。综上，本文采用基于超越对数生产函数的随机前沿模型是合理的，进一步根据参数及计算公式测算各省份技术进步偏向指数（DBias）作为本文的中介变量。

（二）模型设定

根据上文分析，本文拟采用中介效应模型估计环境规制对各省份劳动收入份额的总影响即综合效应。进一步检验环境规制是否对技术进步偏向指数产生影响，进而影响劳动收入份额的直接影响即直接效应。进一步检验环境规制是否对技术进步偏向指数产生影响，进而影响劳动收入份额，即检验中介效应是否存在。具体模型构建如下：

第一个模型聚焦于环境规制对劳动收入份额的总影响：

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为省份，t为时间。被解释变量lsit为t时间i省份的劳动收入份额，解释变量erit为t时间i省份的环境规制强度，Xit代表系列控制变量，εi代表个体即省份固定效应，τt代表时间固定效应，μit为随机干扰项。

第二个模型聚焦于环境规制对技术进步偏向的影响：

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

其中，i为省份，t为时间。被解释变量DBiasit为t时间i省份的技术进步偏向指数。

第三个模型将环境规制以及中介变量技术进步偏向指数作为解释变量：

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

在下一節进行实证分析时，首先要依次检验α1、γ1、δ3是否显著，从而判定是否存在中介效应及中介效应的类型。以上变量的衡量方式如下。

（1）劳动收入份额（ls）：参照普遍做法，按收入法计算各省份劳动收入份额。同时，以要素增值法计算各省份劳动收入份额（ls1）作稳健性检验指标。

（2）技术进步偏向指数（DBias）：具体衡量方式见上文最终测算结果。

（3）环境规制（er）：作为解决环境污染问题的重要手段，学界对于环境规制的衡量视角和方法已有多种[34-35]。多种环境规制政策的实施，如以环境税为代表政策，最终目的是希望降低污染对环境的破坏，实现环境与发展均衡协调。环境税的征收范围主要面向各地区的企业，对包括大气污染物、水污染物、固体废物和噪音等污染源征税。

综上，本文基于治理绩效角度，采用综合指数法衡量环境规制水平，借鉴已有研究成果如钟茂初和李梦洁等（2015），计算时包含了二氧化硫去除率、工业烟（粉）尘去除率、工业废水排放达标率、固体综合利用率、生活垃圾无害化处理率5个指标[36]，标准化处理并运用熵值法计算各个指标的权重和环境规制的综合值。同时，由于环境税作为各省份财政收入来源之一，主要用途是用来治理环境污染以及污染防治。所以本文选择各省份的环境污染治理投资完成额占据GDP比重这一指标（er1）作为替换环境规制的变量，以做稳健性检验的另一指标。

（4）从影响劳动收入份额、技术进步的角度看，既有研究文献及影响因素较多，难以穷尽所有变量。结合本文主要研究内容，主要选取以下指标：①产业结构（industry2）：产业结构变迁和升级过程从各部门和不同阶段都对劳动收入份额产生影响。本文用各省份第三产业增加值（产值）与第二产业增加值（产值）之比衡量。②外商直接投资（fdi）：各省份对外贸易情况和经济开放程度对劳动收入份额产生影响。而跨国公司给中国带来资金和先进技术的同时，也使我国技术进步存在复制发达国家已有技术的情况，对技术进步偏向产生影响。本文以各省份外商投资企业货物进出口总额与GDP之比衡量。③人均经济发展水平（rgdp）：不同经济发展阶段，劳动收入份额存在较大不同。本文以各省份实际人均GDP衡量。④政府干预程度（gov）：政府追求收入公平和平等目标，会进行干预。如将政府支出用于农业补贴、社会福利支出等。本文以各省份政府一般财政支出与GDP之比衡量。

（三）数据来源与统计性描述

本文选取我国30个省份（不包含西藏及港澳台地区）2000—2018年数据进行实证分析。相关数据主要来自于《中国环境统计年鉴》《中国统计年鉴》《中国环境年鉴》、中经网EPS数据库、国家统计局、《中国城市统计年鉴》①等。若还有个别数据缺失，采用上一年和后一年均值的方法补齐②。相应数据以2000年为基期做平减处理，减少异方差的影响，初步打算对非比值变量做对数处理。本文研究所涉及的主要变量说明如表3所示。

五、实证回归

（一）基准模型回归分析

为检验环境规制对于劳动收入份额产生的影响是否存在，是否存在滞后效应，模型的形式是线性还是非线性的，基准模型设定中加入了劳动收入份额的滞后项及环境规制的二次项。就模型实证方法的选择方面，文章先是利用了固定效应、随机效应方法进行回归。为避免序列相关、截面相关、异方差等对参数估计带来的不利影响，回归过程中控制了个体固定效应和时间固定效应，并对两种结果做豪斯曼检验。同时，考虑到“惯性效应”，被解释变量的滞后项也被纳入其中，对此动态面板采用SYS-GMM方法对基本模型及影响及传导机制模型进行估计。此外，同一步SYS-GMM相比，两步SYS-GMM更适合有限样本。应用两步SYS-GMM时，首先，需通过序列相关和工具变量过度识别的检验。实证结果如表4所示，就基准模型设定形式，劳动收入份额的滞后项系数在1%显著性水平下显著为正，说明中国劳动收入份额的变化存在一定程度的路径依赖。环境规制对劳动收入份额的影响是非线性的。就实证方法而言，AR检验、Sargan检验结果表明： 随机误差项存在一阶相关，但不存在二阶相关，所选取利用的工具变量是有效的。综上，本文关于动态面板模型的设定及使用两步SYS-GMM方法是合理的。

如表4所示，环境规制作为主要解释变量，其一次项系数为负，二次项系数为正，且均通过了1%的显著性水平检验。这说明环境规制对劳动收入份额的影响呈U形，即先抑制而后促进劳动收入份额的提高。进一步，由表4第（3）列可得，环境规制强度达到促进劳动收入份额提高的拐点为er=05796，本文中整体上环境规制的均值er=07201，说明当前我国整体上环境规制的实施已越拐点，有利于劳动收入份额的提高。控制变量方面，产业结构对劳动收入份额的作用显著为负，这主要是由于我国第三产业多为资本密集型产业，随着第三产业增加值的增多，在一定程度上会对劳动收入份额产生不利影响。而外商直接投资对劳动收入份额的作用显著为正，存在正向影响，这可能是因为外商直接投资在一定程度上扩大了劳动力的需求，促进劳动力价格的提高，进而提高了劳动收入份额。而人均收入水平对劳动收入份额产生了显著的负向影响，随着中国经济的快速发展，经济发展趋势的服务化和资本化趋势明显，进而影响了劳动收入份额。政府着重关注民生的发展，相关政策也着重关注劳动者的工资水平及收入分配问题，所以政府干预对劳动收入份额影响的系数显著为正。

（二）环境规制对劳动收入份额的影响机制分析

本文参照温忠麟和张雷等（2004）、刘祎和杨旭等（2020）采用的中介效应检验程序[37-38]。即需要检验技术进步偏向是否影响劳动收入份额，检验系数γ1是否显著;进一步检验系数δ1、δ3是否显著;Sobel检验方法，从而判断出中介效应是否存在，是否为完全中介效应。运用SYS-GMM方法检验环境规制对劳动收入份额的间接效应即中介作用，环境规制对技术进步偏向的影响是否存在;环境规制对劳动收入份额的直接效应，即中介变量和核心解释变量共同对劳动收入份额产生的影响。

结果如表5所示，上文已检验了环境规制影响劳动收入份额存在的直接路径，即环境规制影响劳动收入份额的综合效应。表5第（2）列表明了环境规制对劳动收入份额的影响路径。即环境规制对技术进步偏向产生的影响。由回归结果可知，其一次项回归系数为-65689，二次項回归系数为44589，均在1%的水平上显著为正。这说明环境规制对技术进步偏向存在明显的U形影响。初始环境规制促使技术进步偏向劳动，然而当环境规制实施强度较高时，技术进步会偏向资本。这与现实较为贴近，当环境规制强度较高时，企业不得不进行技术升级或者引入高资本技术从而生产清洁型产品，忽略对要素收入分配的影响。同时，U形曲线的拐点为er=07367，环境规制的均值er=07201，说明目前环境规制对技术进步偏向的影响仍未到拐点，促进技术进步偏向劳动。

进一步，本文将中介变量和核心解释变量环境规制共同作为解释变量，探究在此路径下，二者对劳动收入份额的影响。回归结果如表5第（3）列所示，在这种路径下，劳动收入份额滞后项对劳动收入份额的影响系数十分接近，说明劳动收入份额的变化存在稳定的“惯性”。技术进步偏向的系数为0003，在1%的水平上显著;环境规制的一次和二次项系数分别为-04691，04058，均在1%的水平上显著。说明二者均对劳动收入份额产生了影响。同时直接效应的系数相较于综合效应的系数变小，说明技术进步偏向在环境规制与劳动收入份额之间起到了部分中介效应。环境规制处于使技术进步偏向劳动的阶段，因此，环境规制通过技术进步偏向这个路径对劳动收入份额产生了正向影响。

（三）稳健性检验

1指标替换

被解释变量劳动收入份额和主要解释变量环境规制有多种衡量方法，为进一步验证本文回归结果的稳定性，本文分别替换劳动收入份额和环境规制这两个变量做稳健性检验。利用要素增值法计算各个省份的劳动收入份额，即（劳动收入份额=劳动者报酬/（GDP-生产税净额）），做替换指标。另一方面，为进一步验证环境规制对劳动收入份额的影响，选取各省份环境污染治理投资完成额占据GDP比重作核心解释变量，即环境规制的替代数据（er1）回归。采用固定效应、随机效应以及系统GMM方法（两步法）进行回归。同上文一样，为避免序列相关、截面相关、异方差等对参数估计带来的不利影响，模型回归过程中控制个体固定效应和时间固定效应。利用SYS-GMM方法回归时，进行AR检验、Sargan检验。回归结果如表6、表7所示，由表6可以看出，替换原被解释变量以后，模型的应用条件、使用方法以及系数的显著性依然和上文保持一致。

表7列（1）-（5）与表5列（1）-（5）所关注变量的系數与显著性结果基本一致，无论是否加入控制变量，环境规制对劳动收入份额影响的形态基本一致，均呈U形，且环境规制对劳动收入份额影响的拐点er1=07162。而环境规制er1的均值=07308，已过拐点，这与前面的结论一致。以上均说明模型通过了稳健性检验。

2控制变量机制识别

为避免控制变量的影响，本文在不加控制变量的基础上，逐步引入控制变量，得到以下估计结果。可以看到，在逐步引入控制变量的过程中，如表8所示，与模型（1）实证的结果相比，核心解释变量环境规制的一次项系数和二次项系数的方向、系数大小与显著性均无明显变化，说明估计结果具有较好的稳定性。

六、进一步分析

（一）分区域特征描述

有学者提出中国的劳动收入份额并没有表现出统一的U形波动，而是多样化的波动特征和类型[39]。就劳动收入份额地区差异而言，各地区的劳动收入份额普遍不高，并且各地区的劳动收入份额波动幅度、趋势差异明显[40] 。劳动收入份额的下降作为诱发国民收入分配结构性失衡的重要因素，势必会通过影响国民收入分配结构来影响居民消费需求与生活质量。而这样发展的不平衡首要体现在地区之间的不平衡。党的十九届四中全会明确提出：“近年来，随着东北地区出现新的经济困难，以南北差距为代表的地区不平衡不协调问题，也越来越成为我国收入分配差距调控中的重要方面。”因此，正确总结劳动收入份额的地区差距演变模式和影响因素对解决实际问题具有重要意义。已有研究表明，以秦岭—淮河线为界能够区分南北地区在经济、文化、自然、地理、气候等方面存在较大差异，是公认的中国南北分界线[41]，因此本文依据这类划分方式，将我国30个省份（不包含西藏及港澳台地区）分为北方和南方地区分类回归③。图1、图2直观展现了劳动收入份额的南北分布和变化过程。

通过图示，我们可以清晰地看出，区域发展有别，劳动收入份额呈现出非均衡特征。结合已有研究可知，2007年为我国及较多数省份劳动收入份额第一次出现上升即第一次出现拐点的时间。基于此，观察2007—2017年的劳动收入份额，不难看出，就变动趋势而言，北方地区处于缓慢上升趋势的城市多于南方地区。就劳动收入份额的时序演变特征而言，劳动收入份额在2000—2017年反复升降，出现较大幅度的波动，尤其是历经了一个较大波动性下降的趋势。在此期间，也有经历过劳动收入份额缓慢上升的阶段，但这一时期总体的波动性及不稳定性较大。

（二）分区域实证分析

综上，对两区域进一步回归分析，以探讨环境规制对劳动收入份额的直接作用和影响机制是有必要的。

回归结果如表9所示：分地区的结果显示，首先，两地区采用不同的回归方法系数均比较稳定，说明模型设定对南、北方两个地区均比较合理。其次，两地区环境规制强度的变化对劳动收入份额的影响均呈U形，其解释与前文一致。然而，就系数的显著性来说，南方地区环境规制一次项、二次项系数的显著性比北方地区更强一些，这在一定程度上说明环境规制对劳动收入份额的影响存在一定差异。同时，整体上，两地区U形曲线的拐点分别为er=06424，er=07116，均小于两地区整体均值07079、07568，这说明两地区环境规制的强度均处于促进劳动收入份额上升的阶段。北方地区，新疆、宁夏两地环境规制的强度未达到拐点，南方地区，四川、贵州、重庆三地环境规制的强度未达到拐点，这与上文中的趋势图相符，说明环境规制是劳动收入份额的重要影响变量之一。两地区环境规制对劳动收入份额的影响存在差异的主要原因有：（1）环境规制强度的实施本身就存在不均衡的现象，南方地区的环境规制更强，对劳动收入份额的影响程度更大一些。（2）就环境规制的实施方式、过程等，南方地区通过逐步关停，淘汰污染低效，技术创新，较快地进行着产业结构升级，绿色生产方式加快进程，进而提高了高端劳动力占比，促进劳动收入份额的提高。

进一步，探究环境规制对劳动收入份额的作用机制，即中介效应是否依然存在，回归结果如表10所示。北方地区，虽然环境规制对技术进步偏向产生了明显的影响，但是直接效应中的系数以及Sobel检验均说明北方地区的中介效应并不存在。南方地区，环境规制对技术进步偏向存在明显的U形影响，拐点er=07625大于均值，此时环境规制还未达到使技术进步偏向资本的拐点。在技术进步偏向这一路径下，环境规制和技术进步偏向均对劳动收入份额产生了显著性影响，这说明南方地区技术进步偏向起到了部分中介作用。在南方地区，其实施的环境规制处于促进技术进步偏向劳动的阶段，环境规制通过这一路径也可增加劳动收入份额。这说明了技术进步、技术创新在两地发挥作用的差异性。北方起区应注重推进技术创新，不断激发发展活力，通过技术进步与环境规制的配合，有效地推动经济发展，提高当地劳动者收入，合理有效分配要素收入。

七、结论与政策启示

作为改善环境质量，形成绿色发展方式和生活方式的重要政策，环境规制的实施过程对要素收入分配格局的调整产生了重要影响。本文基于CES生产函数，从理论角度梳理了环境规制、技术进步偏向与劳动收入份额之间可能存在的关系，对劳动收入份额的作用机制。在此基础上，采用2000-2018年我国30个省份（不包含西藏及港澳台地区）的面板数据，检验环境规制对劳动收入份额的直接影响结果。进一步，基于技术进步偏向视角，建立“环境规制-技术进步偏向-劳动收入份额”在内的中介效应模型，以检验其作用机制。研究结果显示：（1）环境规制对劳动收入份额的影响呈现典型的U形特征。即短期内，环境规制抑制劳动收入份额，长期内，环境规制促进劳动收入份额。目前，整体上，我国大陆地区的环境规制强度已过拐点。（2）技术进步偏向在环境规制与劳动收入份额之间起到了部分中介作用。环境规制对技术进步的偏向性产生U形影响，目前，环境规制处于曲线拐点左侧促进技术进步偏向劳动的阶段。即环境规制通过技术进步偏向性这一路径提高劳动收入份额。（3）环境规制对劳动收入份额的影响和作用机制具有地区异质性。其对南方地区劳动收入份额的作用更强一些，且中介效应只存在于南方地区。

根据研究结论，政策启示如下：一是合理灵活把握环境规制强度，把握好环境规制促进技术进步向劳动偏向这一阶段。虽然目前环境规制的实施已越过拐点，可促进劳动收入份额。但是，要注意到随着环境规制的提高，对技术进步偏向性的影响，不能一味盲目的采用技术创新，以达到减少污染物达到环保指标的目的，而忽略了劳动力相对资本的使用效率。二是考虑地区差异性，地方政府和环保部门要因地制宜，充分发挥环境规制作用[42]。应联系地区实际制定相应的科技与产业政策来引导企業选择适宜的技术进步方向，以与其要素禀赋相匹配。三是发挥劳动偏向型技术进步对劳动份额的积极作用，要重视环境规制实施过程中，相应的人才培养。在资本和劳动相互替代的情况下，劳动效率的相对提高使得技术进步偏向劳动，从而有利于劳动边际产出和劳动份额的相对上升。

注释：

① 衡量环境规制这一变量时，因《中国环境统计年鉴》2010年以后对于二氧化硫去除量、烟尘去除量未公布，所以采用二氧化硫产生量和排放量，烟尘产生量和排放量数据，计算二氧化硫去除率。

② 其中，2018年按收入法计算的GDP因《中国统计年鉴》暂未公布，所以参考各省市统计年鉴。还有个别数据缺失，采用上一年数据补齐。

③ 北方地区包括北京市、天津市、内蒙古、新疆、河北、甘肃、宁夏、山西、陕西、青海、山东、河南、辽宁、吉林、黑龙江15个省市;南方地区包括江苏、浙江、上海、湖北、湖南、四川、重庆市、贵州、云南、广西、江西、福建、广东、海南、安徽15个省市。

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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

（責任编辑：周正）