2.6　中介機(jī)制檢驗(yàn)

以上實(shí)證分析分別從不含空間效應(yīng)的視角和包含空間效應(yīng)的視角驗(yàn)證了本章的核心命題，即勞動(dòng)收入份額的提升有助于改善經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量。在本章的理論假說和邏輯推演中，勞動(dòng)收入份額是通過人力資本機(jī)制的總量效應(yīng)與結(jié)構(gòu)效應(yīng)、消費(fèi)需求機(jī)制的宏觀效應(yīng)與微觀效應(yīng)、收入分配機(jī)制的單向效應(yīng)與交互效應(yīng)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的。為了刻畫這3種影響機(jī)制，本部分借鑒Baron和Kenny（1986）的Sober中介因子檢驗(yàn)法，分別對(duì)這3種具體的影響機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)。

2.6.1　勞動(dòng)收入份額影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的人力資本機(jī)制檢驗(yàn)

（1）總量效應(yīng)?？紤]到平均受教育年限能夠較好地反映人力資本的整體規(guī)模（高帆，2016），我們選擇各地區(qū)平均受教育年限m1作為中間變量(4)。如表2-7所示，在不含中介因子檢驗(yàn)的回歸中，勞動(dòng)收入份額在0.1的置信度下顯著為正；而在中介因子檢驗(yàn)中，勞動(dòng)收入份額在0.01的置信度下顯著為負(fù)，即勞動(dòng)收入份額阻礙了人力資本投資；在含中介因子檢驗(yàn)的回歸中，勞動(dòng)收入份額與平均受教育年限系數(shù)在0.01的置信度下均為正。顯然，勞動(dòng)收入份額抑制人力資本投資的實(shí)證結(jié)果與理論邏輯不符。我們認(rèn)為，原因在于勞動(dòng)收入份額的提升總體上雖然能夠擴(kuò)大人力資本的整體規(guī)模，但人力資本規(guī)模的擴(kuò)大會(huì)通過工資效應(yīng)和勞動(dòng)生產(chǎn)率效應(yīng)反向作用于勞動(dòng)收入份額（王曉芳，2011）。工資效應(yīng)的存在意味著人力資本上升會(huì)使工資水平得到提高，從而提高勞動(dòng)收入份額；而勞動(dòng)生產(chǎn)率效應(yīng)的存在則表明人力資本水平的上升能夠帶動(dòng)勞動(dòng)生產(chǎn)效率提升，進(jìn)而降低勞動(dòng)收入份額。由于現(xiàn)階段我國(guó)非熟練勞動(dòng)力仍然處于無限供給狀態(tài)，總體上勞動(dòng)生產(chǎn)率效應(yīng)大于工資效應(yīng)，人力資本整體規(guī)模的上升逆勢(shì)降低了勞動(dòng)收入份額。盡管如此，Sober檢驗(yàn)的P值為0，說明仍然存在明顯的中介機(jī)制。

（2）結(jié)構(gòu)效應(yīng)。前文關(guān)于結(jié)構(gòu)效應(yīng)的假說中重點(diǎn)探討了高技能勞動(dòng)者的作用，為了驗(yàn)證這一假說，我們使用高等教育人口比重m2作為中間變量進(jìn)行中介因子檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示（見表2-7）：在不含中介因子檢驗(yàn)的回歸中，勞動(dòng)收入份額在0.1的置信度下顯著為正；而在中介因子檢驗(yàn)中，勞動(dòng)收入份額的系數(shù)值為負(fù)值，但是未通過檢驗(yàn)；在含中介因子檢驗(yàn)的回歸中，發(fā)現(xiàn)高等教育人口比重與勞動(dòng)收入份額均在0.1的置信度下顯著為正，說明人力資本提升和勞動(dòng)收入份額增加均提高了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量。不過，Sober統(tǒng)計(jì)量并不顯著，說明實(shí)證觀察中勞動(dòng)收入份額的結(jié)構(gòu)效應(yīng)并不明顯。其可能的原因是，勞動(dòng)收入份額的提升提高了高技能勞動(dòng)者的比重，現(xiàn)階段我國(guó)高技能勞動(dòng)者推動(dòng)了技術(shù)進(jìn)步，但技術(shù)進(jìn)步類型呈現(xiàn)出資本偏向型技術(shù)進(jìn)步（張莉等，2012），反向降低了勞動(dòng)收入份額。這樣相互抵消的局面導(dǎo)致勞動(dòng)收入份額與高技能人才比重關(guān)系并不明晰，中介機(jī)制也未能得到體現(xiàn)。

2.6.2　勞動(dòng)收入份額影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的消費(fèi)需求機(jī)制檢驗(yàn)

（1）宏觀效應(yīng)?？紤]到勞動(dòng)收入份額是勞動(dòng)收入占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重，而消費(fèi)率則是消費(fèi)量占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重。兩者的關(guān)系恰好能夠說明在同等國(guó)民收入條件下消費(fèi)如何隨著勞動(dòng)收入的變化進(jìn)行調(diào)整。因此，我們使用消費(fèi)率m3作為中間變量。檢驗(yàn)結(jié)果顯示（見表2-8），在不含中介因子檢驗(yàn)的回歸中，勞動(dòng)收入份額在0.1的置信度下顯著為正；在中介因子檢驗(yàn)中，勞動(dòng)收入份額在0.01的置信度下顯著為正，很好地驗(yàn)證了同等收入條件下勞動(dòng)收入份額的提升刺激消費(fèi)需求的假說；在含中介因子的回歸中，勞動(dòng)收入份額在0.1的置信度下顯著為負(fù)，而消費(fèi)率在0.01的置信度下顯著為正。勞動(dòng)收入份額的系數(shù)值出現(xiàn)符號(hào)的變化，可能的原因是，勞動(dòng)收入份額與消費(fèi)率高度相關(guān)，共同作為自變量時(shí)出現(xiàn)了明顯的共線性，此時(shí)會(huì)發(fā)生符號(hào)變化的異常情況。Sober檢驗(yàn)的P值為0，說明存在明顯的中介機(jī)制，證實(shí)了消費(fèi)需求機(jī)制的宏觀效應(yīng)。

（2）微觀效應(yīng)。微觀效應(yīng)集中討論了低收入居民的消費(fèi)機(jī)理，鑒于我國(guó)城鄉(xiāng)二元制的結(jié)構(gòu)下，農(nóng)村居民普遍屬于低收入人群，再結(jié)合數(shù)據(jù)的可得性，我們使用農(nóng)村居民消費(fèi)收入比m4作為中間變量，驗(yàn)證消費(fèi)需求機(jī)制的微觀效應(yīng)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示（見表2-8）：在不含中介因子檢驗(yàn)的回歸中，勞動(dòng)收入份額在0.1的置信度下顯著為正；中介因子檢驗(yàn)回歸中，勞動(dòng)收入份額系數(shù)為正，但并不顯著；在含中介因子檢驗(yàn)中，勞動(dòng)收入份額與農(nóng)村居民消費(fèi)收入比均在0.1的置信度下顯著為正。Sober的P值大于0.1，中介機(jī)制并不顯著。但這并不意味著中介機(jī)制不存在，我們進(jìn)一步使用了農(nóng)村勞動(dòng)收入份額與農(nóng)村收入消費(fèi)比進(jìn)行回歸，其結(jié)果顯示農(nóng)村勞動(dòng)收入份額系數(shù)顯著為正，也就是說，在低收入群體中勞動(dòng)收入份額與消費(fèi)仍然存在正向關(guān)系。同時(shí)，在含中介因子檢驗(yàn)的回歸中也驗(yàn)證了農(nóng)村消費(fèi)需求的提升有助于改善經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量。所以和前文的理論假說并不矛盾，中介因子檢驗(yàn)未通過的原因可能是因?yàn)閯趧?dòng)收入份額與農(nóng)村勞動(dòng)收入份額之間有著明顯的差別。在我國(guó)，城鄉(xiāng)收入并不均衡，農(nóng)村收入占總收入的比重不到25%（汪偉，2016），這使得勞動(dòng)收入份額具體值在很大程度上取決于城鎮(zhèn)勞動(dòng)收入份額。城鎮(zhèn)勞動(dòng)收入份額與農(nóng)村勞動(dòng)收入份額的差異性導(dǎo)致勞動(dòng)收入份額的具體結(jié)果不同于農(nóng)村勞動(dòng)收入份額。因此，在中介因子回歸中，勞動(dòng)收入份額與農(nóng)村消費(fèi)收入比的關(guān)系并未通過檢驗(yàn)，影響了中介機(jī)制的檢驗(yàn)。

2.6.3　勞動(dòng)收入份額影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的收入分配機(jī)制檢驗(yàn)

（1）單向效應(yīng)。單向效應(yīng)表明了要素收入分配對(duì)居民收入分配的直接作用。在中間變量的選擇上，我們使用人口加權(quán)城鄉(xiāng)收入比m5代表居民收入分配。(5)檢驗(yàn)結(jié)果顯示（見表2-9），不含中介因子檢驗(yàn)的回歸中，勞動(dòng)收入份額在0.1的置信度下顯著為正；中介因子檢驗(yàn)中，勞動(dòng)收入份額系數(shù)在0.01的置信度下顯著為負(fù)，說明勞動(dòng)收入份額提升有助于縮小居民收入差距；含中介因子檢驗(yàn)的回歸中，勞動(dòng)收入份額系數(shù)為正值，但并不顯著，而人口加權(quán)城鄉(xiāng)收入比系數(shù)顯著為負(fù)。Sober檢驗(yàn)的P值小于0.1，說明存在明顯的中介機(jī)制，驗(yàn)證了收入分配機(jī)制中的單向效應(yīng)。

（2）交互效應(yīng)。交互效應(yīng)中，要素收入分配與居民收入分配相互影響。為了刻畫這種交互作用，我們使用要素收入分配的代理變量勞動(dòng)收入份額與居民收入分配的代理變量人口加權(quán)城鄉(xiāng)收入比之間的乘積項(xiàng)作為中間變量。檢驗(yàn)結(jié)果顯示（見表2-9），不含中介因子檢驗(yàn)的回歸中，勞動(dòng)收入份額在0.1的置信度下顯著為正；中介因子檢驗(yàn)中，交互項(xiàng)在0.05的置信度下顯著為正；在含中介因子檢驗(yàn)的回歸中，勞動(dòng)收入份額系數(shù)在0.05的置信度下顯著為正，而交互項(xiàng)在0.05的置信度下顯著為負(fù)。Sober檢驗(yàn)的P值小于0.1，說明存在明顯的中介機(jī)制，同樣驗(yàn)證了收入分配機(jī)制的交互效應(yīng)。

勞動(dòng)收入份額的人力資本機(jī)制存在明顯的內(nèi)生性，導(dǎo)致人力資本機(jī)制的結(jié)構(gòu)效應(yīng)未能得到有效體現(xiàn)。同時(shí)，我國(guó)現(xiàn)階段典型的城鄉(xiāng)二元制結(jié)構(gòu)在一定程度上掩蓋了消費(fèi)需求機(jī)制中的微觀效應(yīng)。盡管如此，中介機(jī)制檢驗(yàn)仍然證明了本書理論假說中人力資本機(jī)制的總量效應(yīng)、消費(fèi)需求機(jī)制的宏觀效應(yīng)、收入分配機(jī)制的單向效應(yīng)與交互效應(yīng)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有階段性特征，三大機(jī)制的部分體現(xiàn)也暗含著經(jīng)濟(jì)發(fā)展并非一蹴而就。我們需要牢牢把握經(jīng)濟(jì)發(fā)展的階段性特征，對(duì)當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)作出科學(xué)判斷。