內(nèi)容提要：本文基于CES生產(chǎn)函數(shù)，構(gòu)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(shù)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(chǎn)函數(shù)方法測算各省技術(shù)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(yīng)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(dāng)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(shù)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(shù)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(yīng)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(yīng)不計民生影響地達到環(huán)保指標(biāo)，忽視政策對勞動力相對資本的使用效率、技術(shù)進步偏向性的影響，最終導(dǎo)致勞動者收入承受環(huán)境規(guī)制的主要影響。

關(guān)鍵詞：環(huán)境規(guī)制;勞動收入份額;技術(shù)進步偏向;中介效應(yīng)

中圖分類號：F205;F0144??文獻標(biāo)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(xué)經(jīng)濟學(xué)院博士研究生，研究方向：環(huán)境經(jīng)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(jīng)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(zhì)量改善、全要素生產(chǎn)率、技術(shù)進步等方面的影響結(jié)果及機制已取得廣泛共識，但環(huán)境規(guī)制社會效應(yīng)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(xué)術(shù)界的熱點研究問題之一。從經(jīng)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(jì)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(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、國有企業(yè)所有制尤其是技術(shù)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(chǎn)出理論，生產(chǎn)結(jié)構(gòu)與要素投入和技術(shù)進步有密切關(guān)系，而技術(shù)進步優(yōu)勢非中性的，故技術(shù)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(dǎo)致消費不足、勞資關(guān)系出現(xiàn)沖突，甚至不利于可持續(xù)發(fā)展。特別是在當(dāng)前“新冠疫情”和國際形勢變化不定的背景下，“出口導(dǎo)向型”和“投資驅(qū)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(jīng)濟向更加側(cè)重消費和內(nèi)需的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)進行調(diào)整[3]。

本文通過構(gòu)建“環(huán)境規(guī)制—技術(shù)進步偏向—勞動收入份額”中介效應(yīng)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(zhì)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(chǎn)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(chǎn)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(guān)系[4]。當(dāng)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(shù)進步偏向

關(guān)于環(huán)境規(guī)制與技術(shù)進步，相關(guān)理論之一是“波特假說”，該假說提出后受到了廣泛的關(guān)注，此后學(xué)者們從不同的時間維度、計量分析方法和變量設(shè)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(rèn)為環(huán)境規(guī)制將通過環(huán)境成本內(nèi)部化，不利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。解堊（2008）提出治污投資增加不顯著地推進技術(shù)進步，?排放減少使技術(shù)效率提高，但治污投資增加對技術(shù)效率有負(fù)向影響[7]。環(huán)境規(guī)制產(chǎn)生擠出效應(yīng)，減少了企業(yè)研發(fā)資源投入，不利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動的開展[8]。第二種觀點認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對技術(shù)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(shù)創(chuàng)新存在不同影響且有非線性作用[9]。第三種觀點認(rèn)為設(shè)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(shè)計合理的環(huán)境規(guī)制有助于引導(dǎo)企業(yè)提高資源利用效率，通過創(chuàng)新補償效應(yīng)發(fā)揮先動優(yōu)勢[10]。環(huán)境規(guī)制激勵技術(shù)綠色創(chuàng)新，促進經(jīng)濟增長[11-12]。同時，結(jié)合能源行業(yè)的檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，忽視技術(shù)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(guān)環(huán)境規(guī)制與技術(shù)進步的研究多關(guān)注于檢驗“波特假說”?的存在性，且多數(shù)研究結(jié)果認(rèn)為環(huán)境規(guī)制會對與環(huán)境相關(guān)的技術(shù)創(chuàng)新帶來正向影響[14]，但忽略了環(huán)境規(guī)制對技術(shù)進步偏向性的影響。

（三）?技術(shù)進步偏向與勞動收入份額

關(guān)于技術(shù)進步偏向?qū)τ趧趧邮杖敕蓊~的理論影響研究，主要圍繞技術(shù)偏向進步的界定、技術(shù)進步偏向的收入分配效應(yīng)、影響因素等三個方面進行展開。首先，技術(shù)進步偏向的概念最早是由Hicks（1932）提出的[15]，Acemoglu（2002）認(rèn)為技術(shù)偏向內(nèi)生于企業(yè)的選擇行為，從技術(shù)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(shù)偏向稀缺要素和豐裕要素;而從技術(shù)供給角度看，技術(shù)進步偏向的決定因素是創(chuàng)新可能性邊界[16]。其次，技術(shù)進步偏向非對稱性作用于生產(chǎn)要素的邊際產(chǎn)出，從而引起不同生產(chǎn)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(xué)（2013）研究認(rèn)為改革開放以來，我國技術(shù)進步偏向?qū)趧邮杖敕蓊~的走勢有較大影響[18]。改革開放的初期階段，技術(shù)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(shù)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(shù)原創(chuàng)與技術(shù)引進再創(chuàng)新對中等收入群體的影響研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)原創(chuàng)促使技術(shù)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(shù)引進與技術(shù)引進再創(chuàng)新作用相反[19]。最后，關(guān)于技術(shù)進步產(chǎn)生偏向的原因，主要是從內(nèi)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(nèi)源性影響因素這類文獻的觀點認(rèn)為，技術(shù)進步偏向主要受內(nèi)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(shù)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(shù)進步偏向的空間擴散效應(yīng)，如貿(mào)易的開放程度以及技術(shù)引進的直接傳遞效應(yīng)和間接引致效應(yīng)。同時，技術(shù)進步偏向性不僅取決于內(nèi)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(shù)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(shù)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(gòu)建一個包含生產(chǎn)部門、研發(fā)機構(gòu)的兩部門模型。首先，假設(shè)存在一個外生的政府實施環(huán)境規(guī)制，兩種中間產(chǎn)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(chǎn)。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(gòu)為壟斷廠商，研發(fā)、出售技術(shù)給中間生產(chǎn)商。

（一）模型的基本設(shè)定

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

Yt=αYLσ-1σ+1-αYKσ-1σσσ-1（1）

公式（1）中，α表示兩種中間產(chǎn)品的分配參數(shù)，σ為兩者的替代彈性∈0，+。假定，該經(jīng)濟中只有兩種不同的生產(chǎn)要素，勞動（L）和資本（K），中間品生產(chǎn)函數(shù)設(shè)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(shè)備的數(shù)量，NL和NK分別表示在t時期能夠用于分別生產(chǎn)兩種中間產(chǎn)品的機器種類數(shù)量。同時，假定機器設(shè)備使用一次后完全折舊。兩種中間產(chǎn)品生產(chǎn)中使用的機器設(shè)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(shù)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(chǎn)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(chǎn)品的價格標(biāo)準(zhǔn)化，即：

γσPL1-σ+1-γPK1-σ11-σ=1（5）

兩種中間產(chǎn)品生產(chǎn)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(dǎo)，整理可得：

WL=1-τLPLβ1-β∫NL0ALj1-βdjLβ-1（8）

rK=1-τKPKβ1-β∫NK0AKj1-βdjKβ-1（9）

關(guān)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(shù)進步偏向等都對勞動收入份額產(chǎn)生影響。更進一步，余東華和崔巖（2019）通過理論模型推導(dǎo)最終得出：當(dāng)經(jīng)濟達到均衡時，兩類設(shè)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(dāng)存在環(huán)境規(guī)制，當(dāng)τK<1-PLPKLKβ1-τL即VKVL>1時，環(huán)境規(guī)制將促使壟斷廠商技術(shù)研發(fā)偏向資本;反之，當(dāng)τK>1-PLPKLKβ1-τL即VKVL<1時，環(huán)境規(guī)制將促使壟斷廠商技術(shù)研發(fā)偏向勞動[23]。

通過以上可得出，本文提出以下假設(shè)：

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

假設(shè)2：?環(huán)境規(guī)制會對技術(shù)進步偏向產(chǎn)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(shè)定

（一）技術(shù)進步偏向性的測度方法

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

1技術(shù)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(shè)定的考慮時間因素的超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)設(shè)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(chǎn)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(shù)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(shù)效率指數(shù)μit的變化率。由于以上隨機前沿模型的設(shè)定違背了最小二乘法的經(jīng)典假設(shè)，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(shù)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(chǎn)無效率方差所占的比重，γ的估計值可以作為檢驗?zāi)Ｐ驮O(shè)定是否合理的一項依據(jù)。

結(jié)合公式（11）和對Diamond技術(shù)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(shù)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(chǎn)率，εK和εL分別為資本與勞動的產(chǎn)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(shè)定的合理性進行檢驗，然后根據(jù)參數(shù)估計結(jié)果利用公式（12）-（14）計算各省份的技術(shù)偏向指數(shù)。

2模型設(shè)定檢驗及結(jié)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(chǎn)函數(shù)是否有效。H0：γ=0，如果此原假設(shè)成立，則σ2u=0，模型中不存在技術(shù)損失誤差項，意味著所有生產(chǎn)點都位于生產(chǎn)前沿曲線上需要采用隨機前沿分析;如果拒絕原假設(shè)，則意味著存在技術(shù)的無效率使用，需要采取隨機前沿分析。

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

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

（4）技術(shù)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(shù)無效率不具有時變性，否則技術(shù)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(shù)無效率是非時變的。

我們對所有假設(shè)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(shè)H0和備擇假設(shè)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(chǎn)出（Y）：以收入法獲得各省份每年產(chǎn)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(chǎn)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(shù)進步偏向指數(shù)的文獻中常用的折舊率，將其設(shè)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(guān)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(shè)定具體檢驗結(jié)果如表1、表2所示。

由第（1）項檢驗結(jié)果（表2）可知，γ值不等于零，原假設(shè)不成立，出現(xiàn)技術(shù)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(jié)果如表（1）所示，第（2）項檢驗結(jié)果顯示拒絕原假設(shè)，說明C-D這一生產(chǎn)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(chǎn)函數(shù)更具合理性。第（3）項檢驗的結(jié)果則顯示，各省份發(fā)展過程存在非中性的技術(shù)進步。而第（4）項檢驗的結(jié)果則說明，均值μ服從截斷正態(tài)分布且技術(shù)無效率具有時變性。綜上，本文采用基于超越對數(shù)生產(chǎn)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(shù)進步偏向指數(shù)（DBias）作為本文的中介變量。

（二）模型設(shè)定

根據(jù)上文分析，本文擬采用中介效應(yīng)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(yīng)。進一步檢驗環(huán)境規(guī)制是否對技術(shù)進步偏向指數(shù)產(chǎn)生影響，進而影響勞動收入份額的直接影響即直接效應(yīng)。進一步檢驗環(huán)境規(guī)制是否對技術(shù)進步偏向指數(shù)產(chǎn)生影響，進而影響勞動收入份額，即檢驗中介效應(yīng)是否存在。具體模型構(gòu)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(yīng)，τt代表時間固定效應(yīng)，μit為隨機干擾項。

第二個模型聚焦于環(huán)境規(guī)制對技術(shù)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(shù)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(shù)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(yīng)及中介效應(yīng)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(biāo)。

（2）技術(shù)進步偏向指數(shù)（DBias）：具體衡量方式見上文最終測算結(jié)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(xué)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(diào)。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(biāo)率、固體綜合利用率、生活垃圾無害化處理率5個指標(biāo)[36]，標(biāo)準(zhǔn)化處理并運用熵值法計算各個指標(biāo)的權(quán)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(biāo)（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(biāo)。

（4）從影響勞動收入份額、技術(shù)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(jié)合本文主要研究內(nèi)容，主要選取以下指標(biāo)：①產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（industry2）：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)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(chǎn)生影響。本文用各省份第三產(chǎn)業(yè)增加值（產(chǎn)值）與第二產(chǎn)業(yè)增加值（產(chǎn)值）之比衡量。②外商直接投資（fdi）：各省份對外貿(mào)易情況和經(jīng)濟開放程度對勞動收入份額產(chǎn)生影響。而跨國公司給中國帶來資金和先進技術(shù)的同時，也使我國技術(shù)進步存在復(fù)制發(fā)達國家已有技術(shù)的情況，對技術(shù)進步偏向產(chǎn)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(jīng)濟發(fā)展水平（rgdp）：不同經(jīng)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(yù)程度（gov）：政府追求收入公平和平等目標(biāo)，會進行干預(yù)。如將政府支出用于農(nóng)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(guān)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(jīng)網(wǎng)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(yīng)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(zhǔn)模型回歸分析

為檢驗環(huán)境規(guī)制對于勞動收入份額產(chǎn)生的影響是否存在，是否存在滯后效應(yīng)，模型的形式是線性還是非線性的，基準(zhǔn)模型設(shè)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(yīng)、隨機效應(yīng)方法進行回歸。為避免序列相關(guān)、截面相關(guān)、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(yīng)和時間固定效應(yīng)，并對兩種結(jié)果做豪斯曼檢驗。同時，考慮到“慣性效應(yīng)”，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(dǎo)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(yīng)用兩步SYS-GMM時，首先，需通過序列相關(guān)和工具變量過度識別的檢驗。實證結(jié)果如表4所示，就基準(zhǔn)模型設(shè)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(jié)果表明：?隨機誤差項存在一階相關(guān)，但不存在二階相關(guān)，所選取利用的工具變量是有效的。綜上，本文關(guān)于動態(tài)面板模型的設(shè)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(fù)，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(dāng)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?？刂谱兞糠矫妫a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對勞動收入份額的作用顯著為負(fù)，這主要是由于我國第三產(chǎn)業(yè)多為資本密集型產(chǎn)業(yè)，隨著第三產(chǎn)業(yè)增加值的增多，在一定程度上會對勞動收入份額產(chǎn)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(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，隨著中國經(jīng)濟的快速發(fā)展，經(jīng)濟發(fā)展趨勢的服務(wù)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(guān)注民生的發(fā)展，相關(guān)政策也著重關(guān)注勞動者的工資水平及收入分配問題，所以政府干預(yù)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(yīng)檢驗程序[37-38]。即需要檢驗技術(shù)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(yīng)是否存在，是否為完全中介效應(yīng)。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(yīng)即中介作用，環(huán)境規(guī)制對技術(shù)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(yīng)，即中介變量和核心解釋變量共同對勞動收入份額產(chǎn)生的影響。

結(jié)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(yīng)。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(shù)進步偏向產(chǎn)生的影響。由回歸結(jié)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(shù)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(shù)進步偏向勞動，然而當(dāng)環(huán)境規(guī)制實施強度較高時，技術(shù)進步會偏向資本。這與現(xiàn)實較為貼近，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度較高時，企業(yè)不得不進行技術(shù)升級或者引入高資本技術(shù)從而生產(chǎn)清潔型產(chǎn)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(shù)進步偏向的影響仍未到拐點，促進技術(shù)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(jié)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(shù)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(chǎn)生了影響。同時直接效應(yīng)的系數(shù)相較于綜合效應(yīng)的系數(shù)變小，說明技術(shù)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(yīng)。環(huán)境規(guī)制處于使技術(shù)進步偏向勞動的階段，因此，環(huán)境規(guī)制通過技術(shù)進步偏向這個路徑對勞動收入份額產(chǎn)生了正向影響。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1指標(biāo)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(jié)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(chǎn)稅凈額）），做替換指標(biāo)。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(yīng)、隨機效應(yīng)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(guān)、截面相關(guān)、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(yīng)和時間固定效應(yīng)。利用SYS-GMM方法回歸時，進行AR檢驗、Sargan檢驗?；貧w結(jié)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(yīng)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(guān)注變量的系數(shù)與顯著性結(jié)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(jié)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(chǔ)上，逐步引入控制變量，得到以下估計結(jié)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(jié)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(jié)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(xué)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(jié)構(gòu)性失衡的重要因素，勢必會通過影響國民收入分配結(jié)構(gòu)來影響居民消費需求與生活質(zhì)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(jīng)濟困難，以南北差距為代表的地區(qū)不平衡不協(xié)調(diào)問題，也越來越成為我國收入分配差距調(diào)控中的重要方面?！币虼?，正確總結(jié)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(jīng)濟、文化、自然、地理、氣候等方面存在較大差異，是公認(rèn)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(jié)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(fù)升降，出現(xiàn)較大幅度的波動，尤其是歷經(jīng)了一個較大波動性下降的趨勢。在此期間，也有經(jīng)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?qū)嵶C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(jié)果如表9所示：分地區(qū)的結(jié)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(shè)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(guān)停，淘汰污染低效，技術(shù)創(chuàng)新，較快地進行著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，綠色生產(chǎn)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(yīng)是否依然存在，回歸結(jié)果如表10所示。北方地區(qū)，雖然環(huán)境規(guī)制對技術(shù)進步偏向產(chǎn)生了明顯的影響，但是直接效應(yīng)中的系數(shù)以及Sobel檢驗均說明北方地區(qū)的中介效應(yīng)并不存在。南方地區(qū)，環(huán)境規(guī)制對技術(shù)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(shù)進步偏向資本的拐點。在技術(shù)進步偏向這一路徑下，環(huán)境規(guī)制和技術(shù)進步偏向均對勞動收入份額產(chǎn)生了顯著性影響，這說明南方地區(qū)技術(shù)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(shù)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(shù)進步、技術(shù)創(chuàng)新在兩地發(fā)揮作用的差異性。北方起區(qū)應(yīng)注重推進技術(shù)創(chuàng)新，不斷激發(fā)發(fā)展活力，通過技術(shù)進步與環(huán)境規(guī)制的配合，有效地推動經(jīng)濟發(fā)展，提高當(dāng)?shù)貏趧诱呤杖?，合理有效分配要素收入?/p>

七、結(jié)論與政策啟示

作為改善環(huán)境質(zhì)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(diào)整產(chǎn)生了重要影響。本文基于CES生產(chǎn)函數(shù)，從理論角度梳理了環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進步偏向與勞動收入份額之間可能存在的關(guān)系，對勞動收入份額的作用機制。在此基礎(chǔ)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(jié)果。進一步，基于技術(shù)進步偏向視角，建立“環(huán)境規(guī)制-技術(shù)進步偏向-勞動收入份額”在內(nèi)的中介效應(yīng)模型，以檢驗其作用機制。研究結(jié)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(nèi)，環(huán)境規(guī)制抑制勞動收入份額，長期內(nèi)，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(shù)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(shù)進步的偏向性產(chǎn)生U形影響，目前，環(huán)境規(guī)制處于曲線拐點左側(cè)促進技術(shù)進步偏向勞動的階段。即環(huán)境規(guī)制通過技術(shù)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(zhì)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(yīng)只存在于南方地區(qū)。

根據(jù)研究結(jié)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(shù)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(shù)進步偏向性的影響，不能一味盲目的采用技術(shù)創(chuàng)新，以達到減少污染物達到環(huán)保指標(biāo)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(yīng)聯(lián)系地區(qū)實際制定相應(yīng)的科技與產(chǎn)業(yè)政策來引導(dǎo)企業(yè)選擇適宜的技術(shù)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(shù)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(yīng)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(shù)進步偏向勞動，從而有利于勞動邊際產(chǎn)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(chǎn)生量和排放量，煙塵產(chǎn)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(nèi)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(zé)任編輯：周正）