钟明春，刘婧族

(福建江夏学院经济贸易学院，福建福州 350108)

改革开放以来，我国国民经济一直保持着持续快速的增长。时至今日，我国已成为世界第二大经济体，经济综合实力也在不断增强，但同时，我国粗放型的经济增长方式似乎仍然没有得到根本改变，伴随着经济增长过程中所带来的环境污染及生态破坏问题依然异常严重。环保部专家的研究报告表明，目前，几乎所有污染物的排放量均位居世界前列。我国政府对此非常重视，尤其自党的十八大以来，作出了“促进生态文明建设”的战略决策，并制定出台了一系列生态与环境保护的政策措施，各地也纷纷对生态环境问题加大了整治力度。那么，环境规制的加强，对就业是否会产生不利影响呢?环境规制与就业是否一定不可兼顾？环境规制与就业究竟存在什么样的关系?对此，笔者拟以工业领域为例就环境规制与就业的关系问题进行实证分析，以期为相关部门制定环境政策提供参考。

一、文献综述

(一) 国外文献综述

20世纪70年代以来，许多发达国家面临着因经济发展引发的一系列严重的环境污染问题，并为了缓解这一问题而大大加强了环境规制的强度。对由此引发的关于环境规制对就业影响的担忧，引起了学术界的关注，学者们从不同的角度对此展开了研究，并取得了丰硕的成果。

早期学者们普遍认为，环境规制会通过两种效应对就业产生两种相反的影响：一是环境规制会通过规模效应减少就业；二是环境规制会通过替代效应增加就业。其中Kahn等(2013)[1]研究发现，由于环境规制的就业效应同时会受地区间劳动力流动的空间效应的影响，因此碳税的征收导致了不同地区不同程度就业岗位的减少。1990年，美国商业圆桌会议发布的研究报告称，《预测清洁空气法案》的修正案将使得至少20万的就业岗位消失。然而，与上述研究结果相反的是，Bezdek等(2005)[2]通过模拟研究发现，公司平均燃料经济性(CAFE)的实施可能创造30万的就业岗位。随着研究的深入，许多学者也逐渐发现，环境规制对就业的影响不是简单的增加或减少，由于同时受多种差异性的影响，环境规制对就业的影响结果也不尽相同。上世纪有学者借用库兹涅茨界定的人均收入与收入不均等之间的倒U型曲线，提出了环境库兹涅茨曲线学说(EKC)。2009年《世界劳工报告》也提出了“双重红利假说”，该假说认为适度的环境规制可以增加劳动者的就业机会，由此实现环境规制和就业的双重红利。

此外，国外学者还注意到，环境规制的就业效应与各区域经济发展所处的阶段以及行业密切相关。Eli Berman与Linda T.M Bui(2001)[3]研究发现，并没有证据表明南海岸航空盆地的环境规制政策导致了大量的就业减少，并指出，这也许是由于该环境规制的对象都是资本密集型产业而非劳动力密集型产业。而Mengdi Liu与Ronald Shadbegian及Bing Zhang(2017)[4]等人通过对环境规制在中国印染业就业效应问题的研究发现，严格的排放标准大大减少了国内私人企业所提供的就业机会，但是对于国有企业或外资企业影响几乎为零。

(二) 国内文献综述

相对国外而言，国内对于环境规制就业效应的研究稍晚些，并且学者们的相关研究大多围绕着工业领域展开。其中李梦洁等(2014)[5]基于2003-2011年工业行业面板数据的定证研究发现，环境规制与就业呈U型关系，并且不同污染程度行业的U性曲线位置不同，不同技术水平行业的U型曲线的位置也不同，而技术升级会促进环境规制与就业实现双赢。王勇(2013)[6]等针对工业行业环境规制与就业的关系研究发现，环境规制与就业存在U形关系：当环境规制加强时，会对工业行业的就业产生促进作用；但随着劳动力成本上升，环境规制对就业的影响会随之减弱。孙文元、程秀英(2017)[7]则基于工业行业技术进步的视角就环境规制对就业的影响进行了研究，并得出了与王勇等人不同的观点。他们的研究发现，环境规制与就业呈倒U型关系，增加环境规制的强度可以促进就业，同时，环境规制也会对就业效应产生积极影响。而李珊珊(2015)[8]则以工业行业省级动态面板数据为样本，就环境规制对就业技能结构的直接影响与间接影响做了分析，发现环境规制对异质性劳动力的就业影响呈U型的动态关系。

除了针对工业行业进行研究外，许多学者还从不同角度采用不同的方法针对环境规制的就业效应问题进行了广泛而深入的探讨。其中陈媛媛(2011)[9]等研究了我国环境规制的交叉价格弹性，发现环境规制对于就业有正向的作用。闫文娟等(2012)[10]使用门限回归方法进行研究发现，环境规制对就业的影响绝不是非正即负的，不同门限值的环境规制的就业效应不同。以环境规制本身作为门限值时，当环境规制的强度不超过最小门限值时，环境规制的就业效应为正；当环境规制的强度超过最小门限值时，环境规制的就业效应为负。张俊(2017)[11]的研究则发现，环境规制会通过劳动力供给这一供给侧要素影响FDI的流入，进而影响FDI的就业效应。娄昌龙(2016)[12]则研究了环境规制对不同行业的就业影响。他发现，环境规制的就业效应存在着行业差异，从而呈现出“U 型”“倒 U 型”和“不相关”三种情况。李梦洁、杜剑威(2014)[13]基于省际面板数据的经验分析，研究了环境规制与就业的双重红利效应对中国现阶段的适用问题。结果发现，现阶段中国总体的环境规制强度仍处于U型曲线拐点的左侧，不能实现环境规制与就业的双重红利。

(三) 国内外研究述评

综上所述，国内外关于环境规制就业效应方面的研究成果颇丰，并提出了许多颇有价值的理论假说，如环境库兹涅茨曲线学说以及双重红利假说，为我国学者的研究提供了许多可资借鉴的经验。相对而言，国内学者就环境规制的就业效应的研究成果似乎更多地集中于工业领域。当然，也有不少学者套用环境库兹涅茨曲线学说以及双重红利假说对我国环境规制的就业效应进行研究，并采用了各种不同的方法。但总的来说，环境规制与就业的关系仍然存在诸多争议，亟待进一步研究，并且从现有文献来看，基于时间序列数据的研究成果尚不多见。

二、环境规制就业效应的理论分析

环境规制对就业的影响因其产生的效应不同而结果不同。根据Morgenstern 等(2002)的研究思路[14]，我们可以分别从效应角度来分析，一是规模效应，二是要素替代效应。从规模效应角度出发，环境规制政策的推行将不可避免地导致企业的成本增加，削弱了企业的竞争优势，促使企业缩小生产规模，从而减少了就业，环境规制政策对就业产生了负的外部效应。从要素替代效应角度出发，一方面，在环境规制政策推行伊始，企业的生产技术在短期内难以提高，为了达到政策标准，企业将增加生产末端的环境治理活动，从而增加了劳动力的投入，劳动力的需求增加，环境规制政策对就业产生了正的外部效应。另一方面，从长期来看，企业为了降低成本，实现利润最大化，将进行绿色技术投资，在生产过程中引进或自主研发清洁技术，这将会对就业产生两种截然不同的外部性影响：其一，由于企业技术水平提高，自动化机械的引进将减少企业对劳动力的需求数量，从而对就业产生负的外部性；其二，企业在引进或自主研发清洁技术时，将增加投入与之相匹配的技术劳动力，从而对就业产生正的外部性。

为了更好地解释这两个机制对环境规制就业效应影响，在此引入了Beman&Bui(2001)[15]的静态理论模型。将治污减排成本作为准固定要素，其水平大小不随市场变化而变化，由外源性约束决定，而不是单纯由成本最小化条件决定其投入量的大小。同时将可优化配置的劳动、生产材料和资本作为可变生产要素。其成本函数如下：

CV=F(Y，X1，…，X1，Z1，…，ZJ)

(1)

其中Y代表产出，Xi代表可变要素投入量，Zj代表准固定要素投入量，为使企业利润最大化，在一阶条件下，可将三者的近似方程表示为：

(2)

假设产出Y、可变要素Xi以及准固定要素Zj分别为环境规制R的一次函数，则劳动力需求(L) 与环境规制(R)的一次函数关系可以表示为：

L=λ+ηR

(3)

对劳动力函数求一阶导数，得到环境规制对就业的影响机制函数如下：

(4)

图1 环境规制对就业的影响机制

三、模型的构建与指标的选择

(一) 指标选取

下面通过建立实证模型来探究环境规制政策与就业的关系，模型以第二产业就业人员作为被解释变量，以环境规制作为核心解释变量，并将城镇单位就业人员工资总额、总人口以及普通高等学校毕(结)业生数作为控制变量引入模型。以下变量的数据均来自于中华人民共和国国家统计局年度数据或1998-2016历年中国统计年鉴。

1.被解释变量

根据研究的需要，笔者将就业人数设定为模型的被解释变量，同时由于本研究是基于工业行业时间序列数据所展开的，因此将第二产业就业人员人数指代被解释变量。

2.环境规制指标

环境规制为论文的核心解释变量，然而学界内针对环境规制没有可直接度量的指标，因此学者们对于这一指标的选取各不相同。在国外学者中，安特维勒(1998)[16]选取了人均收入水平作为衡量环境规制的内生变量；拉诺伊(2008)[17]采用了治理污染总投资与企业总成本的比值作为环境规制指标；戴利和格瑞(1991)[18]选用了厂商受到环境污染稽查的严厉程度作为衡量指标；莱文森(1996)[19]择取了某种污染的治污水平作为代理变量。国内学者中，娄昌龙(2016)[12]等以各省市污染治理投资完成额为治理污染所花费成本，然后设定环境规制强度的计算公式为：环境规制ERI=(治理污染所花费成本÷工业产值)×10000；李梦洁等(2016)[13]则选用污染自理设施本年运行费用与工业废水的壁纸作为代理指标；闫文娟(2013)[10]等采用了“污染治理投资与工业废水排放量之比”来衡量环境规制；孙文远和程秀英(2017)[7]将人均收入水平和单位工业产值污染进行物价指数平减后作为该衡量指标。考虑到数据的准确性以及可得性等问题，模型选取了工业污染治理完成投资来作为环境规制的指标。

3.其他控制变量

(1)城镇单位就业人员工资总额。根据环境库兹涅茨曲线假说，在经济发展水平较低的国家，环境污染的程度较轻，随着人均收入的增加，环境污染程度由低趋高；当该国经济发展达到一定水平后，即到达某个临界点或称“拐点”以后，随着人均收入的进一步增加，环境污染又由高趋低，环境质量逐渐得到改善[20]。同时，考虑到数据的可观测性，模型中采用了城镇单位就业人员工资总额作为控制变量之一。

(2)总人口。人口数量对于一个国家来说至关重要，是影响国民经济发展的重要因素。人口数量的增加不仅会大大提高一个国家的产出水平，而且还会对一国的消费产生重要影响。此外，还关系到一国的劳动力供给问题。

(3)普通高等学校毕(结)业生数。一个国家整体的教育水平关系到本国的科技水平和就业结构，并进而对企业面临环境规制时的决策倾向产生重大影响，继而又通过要素替代效应和规模效应对就业产生不同的影响。因此模型中纳入普通高等学校毕(结)业生数作为控制变量之一。

(二) 模型构建

根据研究需要，现构建计量模型如下：

Y=β1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+Ui

(5)

其中Y代表第二产业就业人员人数，X2代表环境规制，X3代表城镇单位就业人员工资总额，X4代表总人口，X5代表普通高等学校毕(结)业生数。

四、模型估计与检验

(一) 模型估计

根据上述回归模型的设定，利用Eviews软件，经数据处理得到结果如图2所示：

图2 Eviews计算结果

(二) 模型检验

1.拟合优度检验

2.t检验

3.F检验

假设H0∶β1=β2=β3=β4=β5=0，H1∶β1，β2，β3，β4，β5不全为零，在给定显著性水平α=0.05的情况下，查F分布表可得Fα(k-1，n-k)=F0.05(4,14)=3.11，因为F=76.51949﹥F0.05(4,14)，所以拒绝原假设H0∶β1=β2=β3=β4=β5=0，而不拒绝备择假设H1∶β1，β2，β3，β4，β5不全为零，说明回归方程显著，即列入模型的各个解释变量环境规制、城镇单位就业人员工资总额、总人口与普通高等学校毕(结)业生数联合起来对被解释变量就业有显著影响。

(三) 模型调整

1.参数估计与解释变量问题的处理——检验多重共线性

由图2可以看出，环境规制政策对就业产生的影响途径主要有两种效应——规模效应和要素替代效应，并随经济发展状况不同而不同，因此在一国不同经济发展阶段，符号的正负取决于两种效应相抵的结果。X3代表城镇单位就业人员工资总额，一方面，就业工资越高，有就业意向的人也就越多，就业人数也就越多。另一方面，工资越高，部分企业会减少就业需求，从而减少成本，进而就业人数减少。两种效应相比较，符号正负取决于哪一种效应更强。该回归结果X3符号为正，说明第一效应作用较强，该符号不存在异常。X4是总人口，人口基数越大，就业人数越多。根据回归结果，该系数符号为正，不存在异常。X5代表普通高等学校毕(结)业生数，毕业生数越多，符合就业要求的人口基数也就越多。根据回归结果，该系数符号为正，符合经济常识，不存在异常。

为了进一步检验该模型中是否存在多重共线性问题，作辅助回归计算方差扩大因子(VIF)的值，具体参见表1：

表1 各变量解释VIF值

由于辅助回归的可决系数较低，经验表明，方差扩大因子VIFj≥10时，通常说明该解释变量与其余解释变量之间有严重的多重共线性，而这里的X2、X3、X4、X5的方差扩大因子皆远远小于10，表明该模型不存在严重的多重共线性问题。

2．随机扰动项——检验模型的异方差

由上述估计结果，现采用怀特(White)检验的方法对模型进行异方差检验，并运用Eviews软件构造辅助函数，结果见图3。

五、实证结果分析

(一) 经济意义分析

由图2可以看出，环境规制与就业间存在着密切的关系，但在我国目前的发展阶段，当环境规制每加强1个单位，就业人数则减少0.000 468个单位。除此之外，其余解释变量也对就业有着显著的影响。城镇单位就业人员工资总额每增加1个单位，就业人数则增加0.176 760个单位；总人口数量每增加1个单位，就业人数增加2.964 537个单位；普通高等学校毕(结)业生数每增加1个单位，就业人数则增加12.324 39个单位。

(二) 变量关系分析

为了进一步探讨环境规制政策与就业之间的关系问题，利用Eviews软件绘制了环境规制与就业关系的散点图，参见图4。

图4 环境规制与就业关系散点图

由图4可以看出，环境规制政策与就业间存在着明显的U型曲线关系，且存在“门槛”效应。当环境规制强度相对较弱时，即工业污染治理投资较少时，就业数量随着环境规制的增加而减少。由此可见，在环境规制的初期，工业行业的企业偏向于将环境规制的成本转嫁为生产成本，因而采取缩小企业规模的方法来降低企业成本，即缩小该企业对于劳动力的需求。此时，环境规制对就业产生了规模效应，造成就业人数的下降。当环境规制的力度达到一定程度时，即工业污染治理投资达到20亿元时，就业人数达到了最低。此数据点作为“门槛”，在此之后，随着环境规制实施力度的增强，就业数量也随之明显地上升。此时，环境规制政策对就业产生了要素替代效应。一方面，工业行业的部分企业倾向于采取加强治污减排力度、增加生产末端的环境治理活动等方式，进而催生了对劳动力的需求，继而导致就业人数的增加；另一方面，部分企业则通过增加研发资本的投入来提高污染治理水平，从而催生对环保科技部门及环保产业劳动力的需求。当然，随着环境规制强度的增大，环保科技水平的提高也会在一定程度上对就业需求产生挤出效应。根据波特假说，即适当的环境规制将刺激技术的革新，从而提高企业的产品质量，使企业重新获得竞争力。此时，工业行业内的企业已获得先进的环境治理技术，以高效的清洁技术代替了部分的劳动力，从而减少了对劳动力的需求，使得就业人数减少。

六、结语及对策建议

结合前文的研究可知，环境规制与就业的关系并不是简单的线性关系，而是呈U型曲线关系。一方面，在实施环境规制的初期，即当环境规制强度较低时，企业倾向于通过减少劳动力需求的方式来减少生产成本，进而转嫁治污成本，从而使环境规制对就业起着消极作用，使企业对劳动力的需求减少。此时，环境规制与就业的关系处在U型曲线的拐点左侧。而当环境规制实施强度提高到一定程度时，企业会转而增加清洁技术研发投资，包括清洁技术在内的科技创新一方面会对劳动力发挥一定的替代作用，势必会降低对劳动力的需求。但同时，由于环保科技的创新，也会促进环保产业的发展，进而使得环保产业催生大量的劳动力需求。此时，环境规制对就业会发挥积极作用，环境规制与就业的关系处在U型曲线的拐点右侧。因此，单纯从就业角度出发的话，建议在不同经济发展阶段，实行相对灵活的环境规制政策：在经济发展初级阶段，通过优化产业结构，降低环境规制强度的方式来促进环境的治理与改善；而在经济发展到一定程度时，则可以通过大力加强环境规制，促进科技研发与创新的方式来推进经济的可持续发展。