吳 鵬 常 遠 穆懷中

(1.中山大學(xué)，廣東 廣州 510275; 2.廣東財經(jīng)大學(xué)，廣東 廣州 510320； 3.遼寧大學(xué)，遼寧 沈陽 110036)

一、問題的提出

伴隨著中國經(jīng)濟的發(fā)展，收入分配不均等問題日趨嚴(yán)重。2016年中國基尼系數(shù)為0.465，仍高于0.4國際警戒線?；嵯禂?shù)越大，中等收入群體比重越低(莊健 等，2007)。目前，中等收入群體比重嚴(yán)重偏低，處于25%左右(紀(jì)宏 等，2009)。中等收入群體問題實質(zhì)上屬于收入分配問題，是經(jīng)濟學(xué)界長期研究和探討的重要課題，也是關(guān)系國計民生的重要問題。有效解決收入分配不均等問題的關(guān)鍵在于擴大中等收入群體，通過社會結(jié)構(gòu)的優(yōu)化來改善收入分配結(jié)構(gòu)，最終形成“橄欖型”收入分配結(jié)構(gòu)。發(fā)達國家的發(fā)展經(jīng)驗表明，“橄欖型”收入分配結(jié)構(gòu)較為成熟與穩(wěn)定，只有擁有規(guī)模龐大的中等收入階層(通常為60%～70%)，才能維系社會穩(wěn)定、抵抗各種經(jīng)濟風(fēng)險及獲得持續(xù)發(fā)展的能力。因此，擴大中等收入群體、構(gòu)建“橄欖型”收入分配結(jié)構(gòu)成為當(dāng)今中國社會經(jīng)濟需要解決的重大問題之一。

國內(nèi)外學(xué)者研究表明，中等收入群體仍以工薪等勞動收入為主，因而通常以收入水平作為衡量與測算的基準(zhǔn)參考。這意味著，擴大中等收入群體的關(guān)鍵在于提高勞動者報酬，即提高初次收入分配中的勞動收入份額。然而，近期中國的勞動收入份額下降，資本收入份額提高，初次收入分配呈現(xiàn)出“強資本、弱勞動”的現(xiàn)象。由此造成以勞動收入為主的中低收入群體與以資本收入為主的高收入群體間收入差距進一步擴大，不同群體間收入分配不均等趨勢明顯。因此，勞動收入份額下降成為中等收入群體比重下降的重要原因之一。隨著學(xué)者對技術(shù)進步問題研究的逐步深入，技術(shù)進步偏向性成為解釋勞動收入份額下降的關(guān)鍵因素。技術(shù)進步對要素生產(chǎn)率的影響是非對稱的，技術(shù)進步偏向于資本，勞動生產(chǎn)率低于資本生產(chǎn)率，導(dǎo)致資本收入份額上升、勞動收入份額下降(Acemoglu，2002，2003，2007)。

可見，技術(shù)進步偏向性、勞動收入份額及中等收入群體之間具有內(nèi)在邏輯關(guān)系。那么，技術(shù)進步偏向性與勞動收入份額之間存在怎樣的邏輯關(guān)系？兩者對中等收入群體的擴大起到怎樣的作用？經(jīng)濟發(fā)展模式向集約型轉(zhuǎn)變，技術(shù)進步偏向性將會發(fā)生怎樣的變化？其與技術(shù)進步偏向性勞動收入份額又有怎樣的關(guān)系？是提高，還是降低？技術(shù)進步偏向性勞動收入份額通過怎樣的傳導(dǎo)機制影響中等收入群體的擴大？世界銀行統(tǒng)計數(shù)據(jù)[注]世界銀行按照人均國民總收入將世界各國經(jīng)濟發(fā)展水平分為四組，即低收入國家、中等偏下收入國家、中等偏上收入國家以及高等收入國家，每年7月1日依據(jù)上一年人均國民收入對其分類標(biāo)準(zhǔn)進行修正。2011年7月的標(biāo)準(zhǔn)為：年人均GNI在1005美元及以下為低收入國家，1006～3975美元為中等偏下收入國家，3976～12275美元為中等偏上收入國家，12276美元及以上為高收入國家。2015年7月的最新標(biāo)準(zhǔn)為：年人均GNI在1045美元及以下為低收入國家，1046～4125美元為中等偏下收入國家，4126～12735美元為中等偏上收入國家，12736美元及以上為高收入國家。表明，2010年中國正式進入中等偏上收入國家、開啟邁向高收入國家的關(guān)鍵時刻。在此背景下，對上述問題的思考與回答就顯得尤為重要。

二、相關(guān)文獻回顧

已有研究主要遵循兩條主線：一是中等收入群體的定性研究；二是技術(shù)進步偏向性與勞動收入份額的關(guān)系研究。

中等收入群體的定性研究主要分為四類：第一，中等收入群體概念的界定。主要有兩種界定方法，以經(jīng)濟關(guān)系或財產(chǎn)關(guān)系為主的一元化指標(biāo)，以經(jīng)濟地位、聲望和權(quán)力等多維度的職業(yè)關(guān)系為基礎(chǔ)的多元化指標(biāo)。社會學(xué)家普遍采用多元化指標(biāo)，職業(yè)標(biāo)準(zhǔn)已成為社會學(xué)界定中等收入群體的重要指標(biāo)之一(陸學(xué)藝，2002)。因收入水平作為綜合指標(biāo)一定程度上反映了居民的受教育程度、職業(yè)類型、消費水平及生活方式等(李培林 等,2008)，經(jīng)濟學(xué)家更傾向于采用收入水平來界定中等收入群體。第二，中等收入群體的識別標(biāo)準(zhǔn)與測算。主要有，以固定收入水平或財產(chǎn)狀況或消費支出等絕對標(biāo)準(zhǔn)識別與測算(國家發(fā)改委社會發(fā)展研究所課題組，2012；López-Calva et al.，2013)，以收入中位數(shù)水平的一定區(qū)間范圍等相對標(biāo)準(zhǔn)識別與測算(Easterly，2001；Castellani et al.，2011；龍瑩，2012)。國內(nèi)學(xué)者還附加恩格爾系數(shù)等輔助指標(biāo)。第三，中等收入群體的現(xiàn)狀與趨勢。居民收入水平增加的同時不平等程度也在增加，中產(chǎn)階級萎縮，極化趨勢明顯(Massari et al.，2009)。Foster et al.(2010)提出一階、二階兩極分化曲線，利用部分排序法發(fā)現(xiàn)美國的中產(chǎn)階級也呈現(xiàn)萎縮趨勢。而中國的中等收入群體處于起步階段，規(guī)模小、比重低、力量薄弱，其擴大過程中面臨著諸多問題，如收入分配不均等、城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)、稅負(fù)過重及教育投資不足等(李春玲，2003)。紀(jì)宏等(2009)利用因素動態(tài)分解、龍瑩(2015)利用兩極分化指標(biāo)、陳娟等(2009)利用核密度估計、羅楚亮(2010)利用認(rèn)同-梳理框架等研究了中等收入群體的現(xiàn)狀與趨勢。第四，中等收入群體的作用。中等收入群體大多在價值觀念、生活方式及職業(yè)地位等方面具有相似的特征，在維護社會穩(wěn)定中發(fā)揮著重要作用(李強，2005)。

關(guān)于技術(shù)進步偏向性與勞動收入份額的關(guān)系，國內(nèi)外學(xué)者均認(rèn)為技術(shù)進步偏向性是影響勞動收入份額下降的重要因素之一。居民的收入主要來源于資本和勞動，這兩種要素間的分配比例發(fā)生變化，會造成初次收入分配的變動。理論界認(rèn)為，資本和勞動要素分配份額長期保持不變，被稱為“典型化事實”(Kaldor，1961)。但20世紀(jì)90年代以后，西方發(fā)達國家的勞動收入份額普遍出現(xiàn)下降趨勢，“典型化事實”開始受到質(zhì)疑。而隨著對技術(shù)進步問題研究的深入，技術(shù)進步中性與偏向性逐漸成為人們關(guān)注的重點。一些學(xué)者開始研究技術(shù)進步偏向性，并從技術(shù)進步偏向性視角研究勞動收入份額的變動。Hicks(1932)早在《工資理論》中提出生產(chǎn)要素價格的相對變化會促使技術(shù)進步偏向于較昂貴的生產(chǎn)要素；Diamond(1965)依據(jù)Hicks的界定設(shè)計了技術(shù)進步偏向性指數(shù)。David et al.(1965)、Klump et al.(2007)利用數(shù)據(jù)測算技術(shù)進步偏向性指數(shù)，均發(fā)現(xiàn)大部分經(jīng)濟體的技術(shù)進步表現(xiàn)為資本偏向性。隨后，Acemoglu(2002)構(gòu)建內(nèi)生性技術(shù)進步模型，探析技術(shù)進步偏向性的內(nèi)在機制及影響。他利用CES生產(chǎn)函數(shù)給出技術(shù)進步偏向性影響勞動收入份額的理論機制，當(dāng)資本與勞動是替代關(guān)系時，要素收入份額會隨該要素的相對豐裕度而上升；當(dāng)資本與勞動是互補關(guān)系時，因資本的快速增長，造成技術(shù)進步偏向于資本，進而導(dǎo)致勞動收入份額下降。Ochsen et al.(2005)、Guscina(2006)、Tytell et al.(2007)等均持相同觀點。借鑒國外相關(guān)研究，國內(nèi)學(xué)者均發(fā)現(xiàn)中國的技術(shù)進步整體偏向于資本(戴天仕 等，2010；陸雪琴 等，2013；雷欽禮 等，2015)，且技術(shù)進步偏向性是勞動收入份額下降的主要原因之一(黃先海 等，2009；張莉 等，2012；陳宇峰 等，2013；王林輝 等，2015)。

通過梳理相關(guān)文獻，我們發(fā)現(xiàn)：已有中等收入群體問題的研究較多集中于界定、測算及現(xiàn)狀等定性分析，定量分析較少，通過什么途徑擴大中等收入群體的理論分析與實證分析則更少；已有研究僅分析技術(shù)進步偏向性是勞動收入份額下降的主要原因之一，尚未深入探析技術(shù)進步偏向性通過勞動收入份額的變動進而對不同收入群體特別是中等收入群體的影響。因此，本文擬厘清技術(shù)進步偏向性、勞動收入份額及中等收入群體的內(nèi)在邏輯關(guān)系，從技術(shù)進步偏向性視角，構(gòu)建理論模型分析技術(shù)進步偏向性勞動收入份額對中等收入群體的作用機制。以此為基礎(chǔ)，利用省級面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建靜態(tài)面板模型與動態(tài)面板模型，采用固定效應(yīng)、隨機效應(yīng)及GMM估計等分析方法，實證檢驗技術(shù)進步偏向性勞動收入份額對中等收入群體的影響。

本文的創(chuàng)新之處主要體現(xiàn)為：第一，厘清技術(shù)進步偏向性、勞動收入份額及中等收入群體的內(nèi)在邏輯關(guān)系，并從理論上論證技術(shù)進步偏向性通過勞動收入份額影響中等收入群體的作用機理，詳細(xì)闡述不同情況下的具體表現(xiàn)，為實證分析提供理論依據(jù)；第二，利用省級面板數(shù)據(jù)，采用固定效應(yīng)、隨機效應(yīng)及GMM估計等分析方法，從靜態(tài)與動態(tài)兩個層面，就技術(shù)進步偏向性勞動收入份額對中等收入群體的影響進行實證分析，并考察地區(qū)性差異；第三，實證研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)進步偏向于勞動，技術(shù)進步偏向性勞動收入份額為正，提高技術(shù)進步偏向性勞動收入份額可以有效且穩(wěn)定地擴大中等收入群體。

三、理論假設(shè)與模型構(gòu)建

(一)理論假設(shè)

借鑒Acemoglu(2002)和Leon-Ledesma et al.(2010)，將CES生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定為：

(1)

其中，Yt為產(chǎn)出，Kt和Lt分別為資本和勞動；α和1-α分別反映生產(chǎn)中資本和勞動兩種投入要素的相對重要性，At和Bt分別為資本效率和勞動效率；σ為要素替代彈性。

假定市場完全競爭與規(guī)模報酬不變，生產(chǎn)函數(shù)為二階連續(xù)、可微，則滿足要素邊際產(chǎn)出為正、要素邊際產(chǎn)出遞減。

借鑒Hicks(1932)、Diamond(1965)、Acemoglu(2002)、黃先海等(2009)，將技術(shù)進步引起資本邊際產(chǎn)出與勞動邊際產(chǎn)出之比的增長率設(shè)定為技術(shù)進步偏向性。

由資本和勞動邊際產(chǎn)出整理得：

(2)

對式(2)兩邊取對數(shù)并對時間求導(dǎo)，

(3)

借鑒Kalleberg et al.(1984)和黃先海等(2009)的相關(guān)研究，從技術(shù)進步偏向性的視角，我們將勞動收入份額變動分解為技術(shù)進步偏向性勞動收入份額和要素配置偏向性勞動收入份額。

因市場完全競爭且規(guī)模報酬不變，有wt=MPL、歐拉方程Yt=MPK·Kt+MPL·Lt。依據(jù)勞動收入份額的定義，勞動收入份額的增長率可寫成：

(4)

勞動收入份額變動取決于要素替代彈性、技術(shù)進步偏向性及要素配置偏向性。將因技術(shù)進步偏向性引起的勞動收入份額的變動，稱為技術(shù)進步偏向性勞動收入份額；將因要素配置偏向性引起勞動收入份額變動，稱為要素配置偏向性勞動收入份額。因此，勞動收入份額的變動可以分解為技術(shù)進步偏向性勞動收入份額和要素配置偏向性勞動收入份額。

(二)模型構(gòu)建

1.技術(shù)進步偏向性勞動收入份額對收入水平的作用機制

假定產(chǎn)出品的價格水平標(biāo)準(zhǔn)化為1，資本折舊率為0，則廠商利潤最大化問題為：

max F(Kt,Lt)-rtKt-wtLt

(5)

市場完全競爭下，廠商最大化利潤為零。求人均收入水平關(guān)于人均資本的導(dǎo)數(shù)，有：

(6)

對式(6)進行整理，可得人均收入水平關(guān)于勞動收入份額的函數(shù)：

(7)

對式(7)求關(guān)于勞動收入份額的導(dǎo)數(shù)：

(8)

對式(7)兩邊取對數(shù)并對時間求導(dǎo)，人均收入水平的增長率為：

(9)

2.技術(shù)進步偏向性勞動收入份額對人口比重的作用機制

假定收入的密度函數(shù)和分布函數(shù)分別為f(y)和F(y)，其中，y為人均收入水平。P=F(y)表示人均收入水平低于或等于y的人口比重，而L(P)為所對應(yīng)人口的累積收入比重。洛倫茲曲線為：

(10)

采用基于經(jīng)典的帕累托收入分布的洛倫茲曲線(Sarabia et al.，2005)表達式，即：

L(P)=1-(1-P)β， 0<β<1

(11)

分別求式(10)和式(11)關(guān)于收入水平的導(dǎo)數(shù)，并整理得：

(12)

求式(12)關(guān)于時間的導(dǎo)數(shù)，可得人口比重相反數(shù)的增長率為：

(13)

因0<β<1，人口比重相反數(shù)的增長率與人均收入水平的增長率負(fù)相關(guān)，即人均收入水平與人口比重正相關(guān)。

將式(9)代入式(13)，可得：

(14)

上式表明，人口比重的增長率主要受勞動效率、要素替代彈性、技術(shù)進步偏向性勞動收入份額及要素配置偏向性勞動收入份額的影響。

依據(jù)上述分析，技術(shù)進步偏向性與人口比重的關(guān)系如下：

要素替代彈性小于1：技術(shù)進步偏向于資本(勞動)，技術(shù)進步偏向性勞動收入份額為負(fù)(正)，勞動收入份額的增長率為負(fù)(正)，人均收入的增長率為負(fù)(正)，人口比重的增長率為負(fù)(正)。

要素替代彈性大于1：技術(shù)進步偏向于資本(勞動)，技術(shù)進步偏向性勞動收入份額為負(fù)(正)，勞動收入份額的增長率為負(fù)(正)，人均收入的增長率為正(負(fù))，人口比重的增長率為負(fù)(正)。

要素替代彈性等于1：無論技術(shù)進步偏向于資本還是勞動，技術(shù)進步偏向性勞動收入份額為零，人口比重的增長率與技術(shù)進步偏向性無關(guān)。

因此，提出本文的核心命題：

命題：無論要素替代彈性的大小，只要技術(shù)進步偏向于勞動，技術(shù)進步偏向性勞動收入份額為正，提高技術(shù)進步偏向性勞動收入份額，有利于提高以勞動收入為主的群體的收入水平及人口比重。

四、計量模型設(shè)定與指標(biāo)測算

(一)計量模型的設(shè)定

上述理論分析表明，技術(shù)進步偏向性通過勞動收入份額的變動影響以勞動收入為主的群體的收入水平及比重，這為中國擴大中等收入群體提供了新視角、新思路。鑒于此，為深入探析中國如何擴大中等收入群體以實現(xiàn)“橄欖型”收入分配結(jié)構(gòu)，本文利用中國省級面板數(shù)據(jù)，以固定效應(yīng)模型作為基準(zhǔn)模型，從靜態(tài)和動態(tài)兩個層面進行實證檢驗。

靜態(tài)面板模型：

Midit=β1TLSit+β2SLSit+δiCVijt+μi+υit

動態(tài)面板模型：

Midit=α1Midit-1+β1TLSit+β2SLSit+δiCVijt+μi+υit

其中，i表示第i個地區(qū)，t表示第t期；Midit和Midit-1分別為第t期和第t-1期的中等收入群體，TLSit表示技術(shù)進步偏向性勞動收入份額，SLSit表示要素配置偏向性勞動收入份額；CVijt為一系列控制變量；μi為個體效應(yīng)，即地區(qū)特有的不隨時間變動的未觀察到的影響因素；υit為殘差項，均值為零、方差為常數(shù)。

(二)指標(biāo)測算與數(shù)據(jù)說明

1.中等收入群體的界定與測算

中國的中等收入群體不同于西方發(fā)達國家的中產(chǎn)階級，中產(chǎn)階級主要強調(diào)“產(chǎn)”，而中等收入群體則主要強調(diào)“收入”。因收入水平在很大程度上決定家庭或個人的財產(chǎn)狀況、消費水平、生活方式及社會地位等，故本文以收入水平作為界定中等收入群體的標(biāo)準(zhǔn)。借鑒國內(nèi)外的識別標(biāo)準(zhǔn)，同時考慮中國的二元結(jié)構(gòu)與不均衡性，以收入水平作為主要標(biāo)準(zhǔn)，將收入水平處于分布中間位置的人群界定為中等收入群體。中國的收入分布具有非對稱性且顯著右偏的特征，非正態(tài)分布下收入均值將受到極端值的影響，而收入中位數(shù)比均值能更準(zhǔn)確地反映收入分布的情況。國外較為流行且應(yīng)用較廣的識別標(biāo)準(zhǔn)是收入中位數(shù)75%～125%，這也得到國際機構(gòu)和專家學(xué)者的普遍認(rèn)可。以此為識別標(biāo)準(zhǔn)既符合經(jīng)濟社會發(fā)展階段性的客觀事實，也充分體現(xiàn)識別標(biāo)準(zhǔn)的國際可比性和時空可比性。

本文利用核密度估計收入分布函數(shù)，借鑒Foster et al.(2010)的M-曲線，以收入中位數(shù)為中心將中等收入群體分為下中等和上中等，進而識別與測算中等收入群體比重。

F(y)和mF，則中等收入群體比重為：

因此，中等收入群體比重又表示為：

利用中國各省份《統(tǒng)計年鑒》中城鄉(xiāng)居民收入數(shù)據(jù)，估計收入分布構(gòu)建M-曲線，測算出1993—2015年城鄉(xiāng)中等收入群體規(guī)模與比重。依據(jù)本文的界定標(biāo)準(zhǔn)與測算發(fā)現(xiàn)，中等收入群體規(guī)模小、比重低，且整體呈縮小趨勢，城鎮(zhèn)中等收入群體比重高于農(nóng)村。到2015年，全國中等收入群體比重為25.24%，其中，城鎮(zhèn)為27.56%，農(nóng)村為22.28%，這與當(dāng)前中國權(quán)威專家和機構(gòu)測算的結(jié)果相差不大。按此比重計算，2015年全國中等收入群體規(guī)模達到3.47億人，其中，城鎮(zhèn)為2.13億人，農(nóng)村為1.34億人。

2.技術(shù)進步偏向性勞動收入份額的測算

估計“標(biāo)準(zhǔn)化供給面系統(tǒng)”所用到的數(shù)據(jù)有產(chǎn)出、資本、勞動、資本所得份額及勞動所得份額。通過建立似不相關(guān)模型(SUR model)，采用可行的廣義非線性最小二乘法(FGNLS)對“標(biāo)準(zhǔn)化供給面系統(tǒng)”進行參數(shù)估計。因非線性估計對初始值敏感，初始值的正確設(shè)定成為有效估計的關(guān)鍵，其中最為關(guān)鍵的是要素替代彈性的初始值。借鑒Klump et.al(2007)對初始值設(shè)定的“全局最優(yōu)”方法，設(shè)定初始值ξ0=1，λK0=1，λL0=1，α0=0.33，要素替代彈性σ∈(0,+∞)。利用1978—2015年的數(shù)據(jù)對“標(biāo)準(zhǔn)化供給面系統(tǒng)”的參數(shù)進行估計，結(jié)果見表1。

表1 “標(biāo)準(zhǔn)化供給面系統(tǒng)”參數(shù)的估計結(jié)果

注：括號中的數(shù)值為參數(shù)估計值的標(biāo)準(zhǔn)誤；***表示1%的顯著性水平。

要素替代彈性σ為0.922，小于1，與國內(nèi)學(xué)者的估計大體一致，說明資本和勞動為互補關(guān)系。勞動效率增長率γL大于零且λL大于1，說明勞動效率增長率呈增長趨勢。而資本效率增長率γK小于零且λK大于1，說明資本效率增長率在下降。依據(jù)理論分析可知，要素替代彈性小于1，勞動效率增長率大于資本效率增長率，說明中國技術(shù)進步偏向于資本。利用參數(shù)估計值，測算技術(shù)進步偏向性和要素配置偏向性，進而測算技術(shù)進步偏向性勞動收入份額。由測算結(jié)果發(fā)現(xiàn)，大多數(shù)年份技術(shù)進步偏向性大于零，資本邊際產(chǎn)出與勞動邊際產(chǎn)出之比變大，技術(shù)進步偏向于資本。而技術(shù)進步偏向性與技術(shù)進步偏向性勞動收入份額負(fù)相關(guān)。技術(shù)進步偏向于資本，技術(shù)進步偏向性勞動收入份額為負(fù)，勞動收入份額下降；技術(shù)進步偏向于勞動，技術(shù)進步偏向性勞動收入份額為正，勞動收入份額提高。因此，要素替代彈性小于1，勞動效率增長率上升促使資本的相對需求增加，提高資本勞動邊際產(chǎn)出之比，技術(shù)進步偏向于資本，技術(shù)進步偏向性勞動收入份額為負(fù)，抑制了勞動收入份額的提高，造成以勞動收入為主的中等收入群體比重出現(xiàn)下降趨勢。

3.控制變量

高等教育比重(edu)，采用高等教育人數(shù)占6歲以上人數(shù)的比重表示，反映居民接受高等教育的狀況。教育程度是影響收入水平高低的重要因素，即受教育程度越高或高等教育比重越大，越有可能獲得較高的收入水平。西方發(fā)達國家中產(chǎn)階級的發(fā)展經(jīng)驗表明，受教育程度特別是高等教育程度是影響一個人是否有潛力且穩(wěn)定地進入中產(chǎn)階級的最為重要因素之一。理論上，高等教育比重與中等收入群體正相關(guān)。城鄉(xiāng)收入差距(gap)，采用城鄉(xiāng)居民可支配收入之比表示，且均經(jīng)過以2009年為基期的城鄉(xiāng)居民消費價格指數(shù)平減，反映居民收入分配差距。收入分配差距越大，中等收入群體比重越低，兩者是反向關(guān)系(陸學(xué)藝，2002；莊健 等，2007)。城鎮(zhèn)化水平(city)，采用城鎮(zhèn)人口占常住人口的比重衡量。周曉虹(2006)認(rèn)為加快城鎮(zhèn)化進程可以起到擴大中等收入群體的作用。本文認(rèn)為，城鎮(zhèn)化有“量”與“質(zhì)”之分。若僅是城鎮(zhèn)人口數(shù)量的增加，有可能造成低收入群體比重提高。而只有城鎮(zhèn)化的“量”與“質(zhì)”同時提高，即人口數(shù)量增加的同時人口受教育水平等素質(zhì)均得以提高，才能有效地擴大中等收入群體。就業(yè)壓力指數(shù)(unemp)，采用城鎮(zhèn)登記失業(yè)率衡量，反映居民的就業(yè)情況。就業(yè)壓力指數(shù)越小，失業(yè)率越低，中等收入群體越會擴大。二元轉(zhuǎn)換系數(shù)(duconv)，采用第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)的比重表示，反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)的狀況。二元轉(zhuǎn)換系數(shù)越大，說明第二、三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重越高。如果結(jié)構(gòu)不合理，僅是比重的提高，也不一定能起到擴大中等收入群體的作用。經(jīng)濟發(fā)展水平(gdp)，采用人均地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)，經(jīng)以2009年為基期的GDP平減指數(shù)進行平減。經(jīng)濟發(fā)展水平提高的同時收入差距擴大，則中等收入群體比重將下降。

(三)數(shù)據(jù)來源

因重慶市缺失數(shù)據(jù)較多，本文將其剔除，以保證數(shù)據(jù)的可獲性和統(tǒng)計口徑的一致性。本文選用1993—2015年中國大陸30個省份的省級面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料：1952—2004》、《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國教育統(tǒng)計年鑒》及各省份的《統(tǒng)計年鑒》等。對于受價格波動影響的變量，均采用相應(yīng)的價格指數(shù)進行平減，將名義量換算成實際量，以保證數(shù)據(jù)的可比性和結(jié)果的可靠性。而對于有些年份數(shù)據(jù)的缺失，采用向前五期平均移動法或插值法進行填補。本文的實證檢驗均采用STATA 13.1軟件進行分析。

五、經(jīng)驗分析結(jié)果及討論

(一)靜態(tài)面板模型分析

1.模型的有效性

以混合回歸分析作為模型篩選與比較的基礎(chǔ)。個體效應(yīng)檢驗均在1%的水平上顯著，說明模型存在顯著的個體效應(yīng)，不應(yīng)采用混合回歸分析。Hausman檢驗在1%的水平上拒絕原假設(shè)，說明固定效應(yīng)模型與隨機效應(yīng)模型的估計結(jié)果存在顯著差異，采用固定效應(yīng)模型分析更為有效與合理。通過模型篩選與比較發(fā)現(xiàn)，采用固定效應(yīng)模型分析中等收入群體更為有效與合理(表2)。因固定效應(yīng)模型采用組內(nèi)差分的方法消除個體效應(yīng)，虛擬變量將作為個體效應(yīng)而被消除，導(dǎo)致固定效應(yīng)模型下無法分析地區(qū)虛擬變量的影響及顯著性。因此，本文以隨機效應(yīng)模型為基礎(chǔ)，以東部地區(qū)[注]東部地區(qū)(11個)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南，中部地區(qū)(8個)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南，西部地區(qū)(11個)包括內(nèi)蒙古、廣西、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。為基組，引入中部地區(qū)與西部地區(qū)兩個虛擬變量，實證檢驗中等收入群體是否存在顯著的地區(qū)性差異。

表2 靜態(tài)面板模型的實證分析結(jié)果

注：括號中數(shù)值為穩(wěn)健的回歸標(biāo)準(zhǔn)誤；***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

2.估計結(jié)果及解釋

(1)技術(shù)進步偏向性勞動收入份額對中等收入群體比重的影響

技術(shù)進步偏向性勞動收入份額對中等收入群體比重的影響為正，顯著性水平為1%。當(dāng)技術(shù)進步偏向性勞動收入份額提高一個單位時，中等收入群體比重將提高0.03個單位。由理論分析可知：技術(shù)進步偏向于勞動，技術(shù)進步偏向性勞動收入份額為正，中等收入群體比重提高；而技術(shù)進步偏向于資本，技術(shù)進步偏向性勞動收入份額為負(fù)，中等收入群體比重下降。

技術(shù)進步偏向性的測算結(jié)果表明，中國的技術(shù)進步整體偏向于資本，技術(shù)進步偏向性勞動收入份額為負(fù)，造成中等收入群體比重下降。通過實證檢驗發(fā)現(xiàn)，只有技術(shù)進步偏向于勞動，提高勞動要素的技術(shù)含量，才能有效地提高勞動要素在收入分配中的份額，促使技術(shù)進步偏向性勞動收入份額為正，以穩(wěn)定且有效地擴大中等收入群體。

(2)要素配置偏向性勞動收入份額對中等收入群體比重的影響

要素配置偏向性勞動收入份額對中等收入群體比重的影響為負(fù)，顯著性水平為5%。當(dāng)要素配置偏向性勞動收入份額提高一個單位時，中等收入群體比重下降0.083個單位。要素配置偏向于勞動，要素配置偏向性勞動收入份額為負(fù)，將擴大中等收入群體比重；要素配置偏向于資本，要素配置偏向性勞動收入份額為正，將縮小中等收入群體比重。改革開放以來，中國經(jīng)濟的飛速發(fā)展主要是依靠資本要素拉動，要素配置明顯偏向于資本，要素配置偏向性勞動收入份額為正，造成中等收入群體比重下降。

(3)控制變量對中等收入群體比重的影響

高等教育比重對中等收入群體比重的影響為0.039，但不顯著。教育對收入水平的正影響得到國內(nèi)外學(xué)者的一致認(rèn)同，教育成為居民特別是中低等收入群體提高收入水平與社會地位的重要方式。實證檢驗表明，提升高等教育比重的確可以擴大中等收入群體，但目前中國各省份的高等教育比重仍偏低，尚未能顯著地發(fā)揮其擴大中等收入群體的正向作用。

城鄉(xiāng)收入差距對中等收入群體比重的影響為-2.874，顯著性水平為1%。這說明，城鄉(xiāng)收入差距越大，意味著收入分配越不公平，越會導(dǎo)致中等收入群體萎縮?？s小城鄉(xiāng)收入差距實現(xiàn)收入分配的合理化，可以有效地擴大中等收入群體。

城鎮(zhèn)化水平對中等收入群體比重的影響為0.051，顯著性水平為10%。目前中國各省份的城鎮(zhèn)化水平雖得到較大提高，一定程度上起到了擴大中等收入群體的作用。但與世界發(fā)達國家的城鎮(zhèn)化相比，中國各省份的城鎮(zhèn)化質(zhì)量仍不高，造成其擴大中等收入群體的顯著性較弱。農(nóng)村人口因教育水平和專業(yè)技術(shù)水平低，進入城鎮(zhèn)地區(qū)主要從事“臟、差、亂”等工作，與城鎮(zhèn)居民收入水平相比，農(nóng)村進城人員的收入水平低，成為城鎮(zhèn)低收入群體的主要人員。因此，城鎮(zhèn)化有“量”與“質(zhì)”之分，只有“量”與“質(zhì)”同時提高，即人口數(shù)量增加的同時人口質(zhì)量也得以提高，才能有效地擴大中等收入群體。

就業(yè)壓力指數(shù)對中等收入群體比重的影響為-1.425，顯著性水平為5%。就業(yè)壓力指數(shù)越大，失業(yè)率越高，居民收入越是無法得到保障，這將直接導(dǎo)致中等收入群體比重下降。

二元轉(zhuǎn)換系數(shù)對中等收入群體比重的影響為-0.079，顯著性水平為5%。城鎮(zhèn)地區(qū)第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員的構(gòu)成不合理，一定程度上反映出中國的工資制度與勞動合同法不健全，導(dǎo)致二元轉(zhuǎn)換系數(shù)對中等收入群體比重產(chǎn)生負(fù)作用。合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是“三、二、一”，就業(yè)人員中第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員比重的提高，將會促使二元轉(zhuǎn)換系數(shù)提升。而實證分析卻發(fā)現(xiàn)，二元轉(zhuǎn)換系數(shù)對中等收入群體比重的影響為負(fù)。這說明，第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員構(gòu)成不合理，大部分都是農(nóng)村進城務(wù)工人員，收入水平低，進而造成中等收入群體比重下降。

經(jīng)濟發(fā)展水平對中等收入群體比重的影響為-6.06，顯著性水平為1%，說明經(jīng)濟發(fā)展并沒有對擴大中等收入群體產(chǎn)生正面作用。經(jīng)濟發(fā)展初期，中國主要依靠要素投入拉動，尤其是資本投入，經(jīng)濟增長速度得以迅速提高，但收入分配差距卻呈現(xiàn)出擴大的趨勢。資本要素的回報大于勞動要素的回報，造成經(jīng)濟增長成果主要由依靠資本收入的高收入群體獲得，而大部分依靠勞動收入的中低等收入群體卻只能獲得較少份額。

3.地區(qū)性差異分析及解釋

因區(qū)域性的經(jīng)濟政策，經(jīng)濟發(fā)展與收入水平表現(xiàn)出明顯的地區(qū)性差異，而中等收入群體以收入水平進行界定，可能存在地區(qū)性差異。表2的實證分析結(jié)果顯示，中等收入群體存在顯著的地區(qū)性差異。因此，本文進一步從東、中、西三大區(qū)域角度，實證檢驗技術(shù)進步偏向性勞動收入份額對中等收入群體的地區(qū)性差異影響(表3)。

東部和西部地區(qū)Hausman檢驗在5%的水平上無法拒絕原假設(shè)，說明固定效應(yīng)與隨機效應(yīng)的估計結(jié)果不存在顯著性差異。而中部地區(qū)Hausman檢驗在5%的水平上拒絕原假設(shè)，說明固定效應(yīng)與隨機效應(yīng)的估計結(jié)果存在顯著性差異。因隨機效應(yīng)的有效性優(yōu)勢，故東部與西部地區(qū)選用隨機效應(yīng)分析，而中部地區(qū)選用固定效應(yīng)分析。

表3 地區(qū)性差異實證分析結(jié)果

注：括號中數(shù)值為穩(wěn)健的回歸標(biāo)準(zhǔn)誤；***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

(1)技術(shù)進步偏向性勞動收入份額對中等收入群體比重的地區(qū)性差異分析

技術(shù)進步偏向性勞動收入份額對三大區(qū)域中等收入群體比重的影響均為正，其中，東部地區(qū)影響最大且顯著性水平為1%，中部地區(qū)影響較小但不顯著，而西部地區(qū)影響最小且顯著性水平為5%。技術(shù)進步偏向性勞動收入份額每提高一個百分點，東部、中部及西部地區(qū)中等收入群體比重將分別提高1.04、0.884及0.021個百分點。經(jīng)濟發(fā)展程度越高的地區(qū)，技術(shù)進步越快，技術(shù)進步偏向性勞動收入份額對中等收入群體比重的影響也越大。東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展程度較高，技術(shù)進步較快，技術(shù)進步偏向性勞動收入份額將較大地提高中等收入群體比重；中、西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展程度較低，技術(shù)進步偏向性勞動收入份額的變動對中等收入群體的影響較小?？傊?，各地區(qū)應(yīng)依據(jù)自身的情況發(fā)展經(jīng)濟與推動技術(shù)進步，促使技術(shù)進步偏向于勞動，提高居民的勞動收入，以有效地發(fā)揮技術(shù)進步偏向性勞動收入份額對中等收入群體比重的正向作用。

(2)要素配置偏向性勞動收入份額對中等收入群體比重的地區(qū)性差異分析

要素配置偏向性勞動收入份額對三大區(qū)域中等收入群體比重的影響均為負(fù)，其中，東部地區(qū)影響最大且顯著，中、西部地區(qū)影響較小且不顯著。與中、西部地區(qū)相比，東部地區(qū)擁有較多的資本和勞動。要素配置偏向于勞動，提高要素配置偏向性勞動收入份額將對東部地區(qū)中等收入群體比重的影響較大，而對中、西部地區(qū)中等收入群體比重的影響較小。

(3)控制變量對中等收入群體比重的地區(qū)性差異分析

高等教育比重對三大區(qū)域中等收入群體比重的影響均為正，城鄉(xiāng)收入差距、就業(yè)壓力指數(shù)及經(jīng)濟發(fā)展水平對三大區(qū)域中等收入群體比重的影響均為負(fù)，與整體的影響方向都一致。其中，東部地區(qū)影響較大，中、西部地區(qū)影響較小。城鎮(zhèn)化水平對東部和西部地區(qū)中等收入群體比重的影響為正，東部地區(qū)不顯著，西部地區(qū)顯著，而對中部地區(qū)的影響顯著為負(fù)。東部地區(qū)城鎮(zhèn)化的“量”和“質(zhì)”均有提高，但與世界發(fā)達國家相比仍有較大差距；中部地區(qū)城鎮(zhèn)化質(zhì)量并不高，主要是農(nóng)村人口進入城鎮(zhèn)地區(qū)；西部地區(qū)是勞動力的主要遷出地，且大部分是省外遷移。二元轉(zhuǎn)換系數(shù)對東、中部地區(qū)中等收入群體比重的影響為正但不顯著，而對西部地區(qū)的影響為負(fù)且顯著，主要是因為東、中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)較為合理，而西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理。

4.穩(wěn)健性檢驗

“擴中”的關(guān)鍵在于“提低”，即將更多的低收入群體提升為中等收入群體。因此，本文從“提低”的視角，重新實證分析技術(shù)進步偏向性勞動收入份額對低收入群體的影響，從而檢驗靜態(tài)面板模型的穩(wěn)健性。從實證分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，技術(shù)進步偏向性勞動收入份額對低收入群體比重的影響顯著為負(fù)，要素配置偏向性勞動收入份額對低收入群體比重的影響顯著為正，均存在地區(qū)性差異。技術(shù)進步偏向于勞動，要素配置偏向于勞動，均可以顯著縮小低收入群體比重，擴大中等收入群體比重，從而有效地實現(xiàn)“提低”和“擴中”的戰(zhàn)略政策。因此，基于“提低”和“擴中”兩個視角，全國和各地區(qū)實證檢驗結(jié)果是一致的，表明技術(shù)進步偏向性勞動收入份額對中等收入群體的影響是穩(wěn)健的。

(二)動態(tài)面板模型分析

1.模型的有效性

為全面且深入探究技術(shù)進步偏向性勞動收入份額對中等收入群體的影響，本文在靜態(tài)面板模型基礎(chǔ)上，引入滯后一期中等收入群體比重，構(gòu)建動態(tài)面板模型進行實證分析，以檢驗技術(shù)進步偏向性勞動收入份額對中等收入群體影響的有效性和穩(wěn)定性，結(jié)果見表4。因模型中引入滯后一期因變量，導(dǎo)致模型存在內(nèi)生性問題，故不能采用固定效應(yīng)或隨機效應(yīng)進行實證分析。為處理內(nèi)生性問題，需要尋求科學(xué)合理的工具變量，即工具變量應(yīng)與內(nèi)生變量高度相關(guān)、與誤差項不相關(guān)。而針對動態(tài)面板模型內(nèi)生性問題的處理，較為有效的方式是選用滯后被解釋變量和差分滯后被解釋變量作為工具變量，進而采用差分GMM和系統(tǒng)GMM進行實證檢驗。

同上述靜態(tài)面板模型相似，本文均給出中等收入群體與低收入群體的GMM估計結(jié)果，以檢驗動態(tài)面板模型的穩(wěn)健性。與差分GMM相比，系統(tǒng)GMM估計的滯后一期因變量較小，而其他解釋變量均較大。系統(tǒng)GMM與差分GMM的相關(guān)性檢驗在5%的水平上無法拒絕原假設(shè)，表明系統(tǒng)GMM與差分GMM不存在二階序列自相關(guān)，即模型不存在自相關(guān)問題。Sargan檢驗在5%的水平上無法拒絕原假設(shè)，說明所有工具變量均是有效的，模型不存在過度識別問題，系統(tǒng)GMM與差分GMM的模型設(shè)定均是合理的。因系統(tǒng)GMM估計的整體效果及系數(shù)估計均優(yōu)于差分GMM，且系統(tǒng)GMM同時考慮差分方程和水平方程，充分利用所有可能的工具變量，使實證結(jié)果更為有效與合理。因此，本文就系統(tǒng)GMM估計結(jié)果進行詳細(xì)解釋。

2.估計結(jié)果分析

上一期中等收入群體比重對中等收入群體比重的影響為0.431，顯著性水平為1%。若中等收入群體比重變動一個單位，其中0.431個單位的變動由上一期中等收入群體比重引起。技術(shù)進步偏向性勞動收入份額對中等收入群體比重的影響為正，顯著性水平為5%。技術(shù)進步偏向于勞動，技術(shù)進步偏向性勞動收入份額為正，提高技術(shù)進步偏向性勞動收入份額將有利于擴大中等收入群體。要素配置偏向性勞動收入份額對中等收入群體比重的影響為負(fù)，顯著性水平為5%。要素配置偏向于勞動，要素配置偏向性勞動收入份額為負(fù)，提高要素配置偏向性勞動收入份額將有利于擴大中等收入群體。與靜態(tài)面板模型相比，技術(shù)進步偏向性勞動收入份額與要素配置偏向性勞動收入份額的影響方向均相同，但影響程度有所下降。

整體上看，無論靜態(tài)面板模型還是動態(tài)面板模型，所有變量對中等收入群體的影響方向基本一致，所有變量對低收入群體的影響方向均相反，影響程度有所下降，主要與引入滯后一期因變量有關(guān)。實證檢驗再次表明，只有技術(shù)進步偏向于勞動，技術(shù)進步偏向性勞動收入份額為正，提高技術(shù)進步偏向性勞動收入份額才有利于擴大中等收入群體。

表4 動態(tài)面板模型的實證分析結(jié)果

注：括號中數(shù)值為穩(wěn)健的回歸標(biāo)準(zhǔn)誤；***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

綜上所述，靜態(tài)面板模型與動態(tài)面板模型實證分析表明，技術(shù)進步偏向性勞動收入份額對中等收入群體比重的影響方向相同，影響程度有所變動，但并未發(fā)生實質(zhì)性變化。這意味，技術(shù)進步偏向性勞動收入份額對中等收入群體影響的有效性與穩(wěn)定性，也充分說明模型具有較強的穩(wěn)健性，能很好地解釋本文的核心觀點。

六、主要研究結(jié)論

依據(jù)技術(shù)進步偏向性與勞動收入份額的內(nèi)在邏輯關(guān)系，提出技術(shù)進步偏向性勞動收入份額，構(gòu)建理論模型分析技術(shù)進步偏向性勞動收入份額對中等收入群體的作用機制，并提出本文的研究命題。利用1993—2015年的省級面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建靜態(tài)面板模型與動態(tài)面板模型，運用固定效應(yīng)、隨機效應(yīng)及GMM估計等分析方法，實證檢驗技術(shù)進步偏向性勞動收入份額對中等收入群體比重的影響，以從技術(shù)進步偏向性視角研究中國如何擴大中等收入群體。本文主要的研究結(jié)論：要素替代彈性不等于1的情況下，只要技術(shù)進步偏向于勞動，技術(shù)進步偏向性勞動收入份額為正，提高技術(shù)偏向性勞動收入份額可以有效且穩(wěn)定地擴大中等收入群體；要素配置偏向于勞動，要素配置偏向性勞動收入份額為負(fù)，提高要素配置偏向性勞動收入份額可以擴大中等收入群體；技術(shù)進步偏向性勞動收入份額與要素配置偏向性勞動收入份額對中等收入群體比重的影響存在顯著的地區(qū)性差異。此外，高等教育比重的確可以擴大中等收入群體比重，但目前中國高等教育比重仍偏低，尚未發(fā)揮其顯著的正向作用；城鎮(zhèn)化有“量”與“質(zhì)”之分，只有城鎮(zhèn)化的“量”與“質(zhì)”同時提高，才能有效地擴大中等收入群體；因中國的工資制度與勞動合同法不健全，造成第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員構(gòu)成不合理，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對中等收入群體比重產(chǎn)生負(fù)向作用。因此，在創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略下，經(jīng)濟發(fā)展模式向技術(shù)創(chuàng)新轉(zhuǎn)變的同時要協(xié)調(diào)高等教育發(fā)展、城鎮(zhèn)化進程、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整等，促使技術(shù)進步偏向于勞動，以使技術(shù)進步偏向性勞動收入份額為正，發(fā)揮技術(shù)進步偏向性勞動收入份額對中等收入群體的正向作用，最終有效且穩(wěn)定地擴大中等收入群體，從而構(gòu)建合理的收入分配結(jié)構(gòu)。