2.6　中介机制检验

以上实证分析分别从不含空间效应的视角和包含空间效应的视角验证了本章的核心命题，即劳动收入份额的提升有助于改善经济增长质量。在本章的理论假说和逻辑推演中，劳动收入份额是通过人力资本机制的总量效应与结构效应、消费需求机制的宏观效应与微观效应、收入分配机制的单向效应与交互效应影响经济增长质量的。为了刻画这3种影响机制，本部分借鉴Baron和Kenny（1986）的Sober中介因子检验法，分别对这3种具体的影响机制进行检验。

2.6.1　劳动收入份额影响经济增长质量的人力资本机制检验

（1）总量效应。考虑到平均受教育年限能够较好地反映人力资本的整体规模（高帆，2016），我们选择各地区平均受教育年限m1作为中间变量(4)。如表2-7所示，在不含中介因子检验的回归中，劳动收入份额在0.1的置信度下显著为正；而在中介因子检验中，劳动收入份额在0.01的置信度下显著为负，即劳动收入份额阻碍了人力资本投资；在含中介因子检验的回归中，劳动收入份额与平均受教育年限系数在0.01的置信度下均为正。显然，劳动收入份额抑制人力资本投资的实证结果与理论逻辑不符。我们认为，原因在于劳动收入份额的提升总体上虽然能够扩大人力资本的整体规模，但人力资本规模的扩大会通过工资效应和劳动生产率效应反向作用于劳动收入份额（王晓芳，2011）。工资效应的存在意味着人力资本上升会使工资水平得到提高，从而提高劳动收入份额；而劳动生产率效应的存在则表明人力资本水平的上升能够带动劳动生产效率提升，进而降低劳动收入份额。由于现阶段我国非熟练劳动力仍然处于无限供给状态，总体上劳动生产率效应大于工资效应，人力资本整体规模的上升逆势降低了劳动收入份额。尽管如此，Sober检验的P值为0，说明仍然存在明显的中介机制。

（2）结构效应。前文关于结构效应的假说中重点探讨了高技能劳动者的作用，为了验证这一假说，我们使用高等教育人口比重m2作为中间变量进行中介因子检验。检验结果显示（见表2-7）：在不含中介因子检验的回归中，劳动收入份额在0.1的置信度下显著为正；而在中介因子检验中，劳动收入份额的系数值为负值，但是未通过检验；在含中介因子检验的回归中，发现高等教育人口比重与劳动收入份额均在0.1的置信度下显著为正，说明人力资本提升和劳动收入份额增加均提高了经济增长质量。不过，Sober统计量并不显著，说明实证观察中劳动收入份额的结构效应并不明显。其可能的原因是，劳动收入份额的提升提高了高技能劳动者的比重，现阶段我国高技能劳动者推动了技术进步，但技术进步类型呈现出资本偏向型技术进步（张莉等，2012），反向降低了劳动收入份额。这样相互抵消的局面导致劳动收入份额与高技能人才比重关系并不明晰，中介机制也未能得到体现。

表2-7　人力资本机制的总量效应和结构效应

注：∗、∗∗、∗∗∗分别表示在10%、5%和1%的显著水平上显著；括号内数值为标准误差。

2.6.2　劳动收入份额影响经济增长质量的消费需求机制检验

（1）宏观效应。考虑到劳动收入份额是劳动收入占地区生产总值的比重，而消费率则是消费量占地区生产总值的比重。两者的关系恰好能够说明在同等国民收入条件下消费如何随着劳动收入的变化进行调整。因此，我们使用消费率m3作为中间变量。检验结果显示（见表2-8），在不含中介因子检验的回归中，劳动收入份额在0.1的置信度下显著为正；在中介因子检验中，劳动收入份额在0.01的置信度下显著为正，很好地验证了同等收入条件下劳动收入份额的提升刺激消费需求的假说；在含中介因子的回归中，劳动收入份额在0.1的置信度下显著为负，而消费率在0.01的置信度下显著为正。劳动收入份额的系数值出现符号的变化，可能的原因是，劳动收入份额与消费率高度相关，共同作为自变量时出现了明显的共线性，此时会发生符号变化的异常情况。Sober检验的P值为0，说明存在明显的中介机制，证实了消费需求机制的宏观效应。

（2）微观效应。微观效应集中讨论了低收入居民的消费机理，鉴于我国城乡二元制的结构下，农村居民普遍属于低收入人群，再结合数据的可得性，我们使用农村居民消费收入比m4作为中间变量，验证消费需求机制的微观效应。检验结果显示（见表2-8）：在不含中介因子检验的回归中，劳动收入份额在0.1的置信度下显著为正；中介因子检验回归中，劳动收入份额系数为正，但并不显著；在含中介因子检验中，劳动收入份额与农村居民消费收入比均在0.1的置信度下显著为正。Sober的P值大于0.1，中介机制并不显著。但这并不意味着中介机制不存在，我们进一步使用了农村劳动收入份额与农村收入消费比进行回归，其结果显示农村劳动收入份额系数显著为正，也就是说，在低收入群体中劳动收入份额与消费仍然存在正向关系。同时，在含中介因子检验的回归中也验证了农村消费需求的提升有助于改善经济增长质量。所以和前文的理论假说并不矛盾，中介因子检验未通过的原因可能是因为劳动收入份额与农村劳动收入份额之间有着明显的差别。在我国，城乡收入并不均衡，农村收入占总收入的比重不到25%（汪伟，2016），这使得劳动收入份额具体值在很大程度上取决于城镇劳动收入份额。城镇劳动收入份额与农村劳动收入份额的差异性导致劳动收入份额的具体结果不同于农村劳动收入份额。因此，在中介因子回归中，劳动收入份额与农村消费收入比的关系并未通过检验，影响了中介机制的检验。

表2-8　消费需求机制的宏观效应和微观效应

注：∗、∗∗、∗∗∗分别表示在10%、5%和1%的显著水平上显著；括号内数值为标准误差。

2.6.3　劳动收入份额影响经济增长质量的收入分配机制检验

（1）单向效应。单向效应表明了要素收入分配对居民收入分配的直接作用。在中间变量的选择上，我们使用人口加权城乡收入比m5代表居民收入分配。(5)检验结果显示（见表2-9），不含中介因子检验的回归中，劳动收入份额在0.1的置信度下显著为正；中介因子检验中，劳动收入份额系数在0.01的置信度下显著为负，说明劳动收入份额提升有助于缩小居民收入差距；含中介因子检验的回归中，劳动收入份额系数为正值，但并不显著，而人口加权城乡收入比系数显著为负。Sober检验的P值小于0.1，说明存在明显的中介机制，验证了收入分配机制中的单向效应。

（2）交互效应。交互效应中，要素收入分配与居民收入分配相互影响。为了刻画这种交互作用，我们使用要素收入分配的代理变量劳动收入份额与居民收入分配的代理变量人口加权城乡收入比之间的乘积项作为中间变量。检验结果显示（见表2-9），不含中介因子检验的回归中，劳动收入份额在0.1的置信度下显著为正；中介因子检验中，交互项在0.05的置信度下显著为正；在含中介因子检验的回归中，劳动收入份额系数在0.05的置信度下显著为正，而交互项在0.05的置信度下显著为负。Sober检验的P值小于0.1，说明存在明显的中介机制，同样验证了收入分配机制的交互效应。

表2-9　收入分配机制的单向效应和交互效应

注：∗、∗∗、∗∗∗分别表示在10%、5%和1%的显著水平上显著；括号内数值为标准误差。

劳动收入份额的人力资本机制存在明显的内生性，导致人力资本机制的结构效应未能得到有效体现。同时，我国现阶段典型的城乡二元制结构在一定程度上掩盖了消费需求机制中的微观效应。尽管如此，中介机制检验仍然证明了本书理论假说中人力资本机制的总量效应、消费需求机制的宏观效应、收入分配机制的单向效应与交互效应。经济发展具有阶段性特征，三大机制的部分体现也暗含着经济发展并非一蹴而就。我们需要牢牢把握经济发展的阶段性特征，对当前的经济形势作出科学判断。