環境規制影響就業的機制研究

劉和旺，彭舒奕，鄭世林2

（1.湖北大學商學院，湖北 武漢 430062 2.中國社會科學院數量經濟技術經濟研究所，北京 100732）

環境規制影響就業的機制研究

劉和旺1，彭舒奕1，鄭世林2

（1.湖北大學商學院，湖北 武漢 430062 2.中國社會科學院數量經濟技術經濟研究所，北京 100732）

文章在Morgenstern et al.（2002)分析框架的基礎上，采用省級層面的規制數據和中國制造業企業的合并數據，結合動態面板數據模型方法，從生產效應和需求效應兩個角度研究了環境規制對企業就業的影響及其機制。研究結果發現，環境規制強度與企業就業水平或就業增長率之間呈現出U型關系，即，起初環境規制強度較弱時會使得企業的就業減少，但是環境規制強度提高到一定程度之后，就業會逐步增加。采用不同的環境規制指標和考慮環境規制的內生性，我們的結論都是成立的。進一步的研究還發現：（1）環境規制對就業的影響會隨著企業污染密集程度和勞動力成本份額的上升而減弱；（2）環境規制強度由弱到強遞增的過程中，起初會減少企業人力資本投資（人均培訓費），但最終會增加人力資本投資，提高就業質量（高素質人才的比例：員工中大專以上學歷的員工比例）。研究結果表明適度的環境規制能夠實現環境保護與就業的雙重紅利。

環境規制；工業企業；就業（質量）；雙重紅利

一、引言

目前，生態環境破壞嚴重和經濟增長放緩形勢下，就業問題已成為“十三五”規劃關于全面建成小康社會的重大課題。環境的惡化勢必要求政府加強環境規制的力度，但由此可能導致企業治污支出增加和成本的上升，從而影響就業。如何趨利避害，實現環境保護與就業增長的雙贏？2009 年《世界勞工報告》提出了就業的 “雙重紅利假說”，即適度的環境規制不僅可以改善環境質量，而且可以增加勞動力的就業，實現環境規制和就業的雙重紅利。在中國經濟增長的過程中，能否創造出類似西方發達國家的環境規制與就業的雙重紅利是一個值得探討的問題。

關于環境規制對就業影響的研究始于發達國家。自20世紀70年代以來，發達國家加強了對環境規制的力度，人們就開始憂慮環境規制對就業的負面影響。環境規制與就業之間究竟存在何種關系，尤其是環境規制會否抑制就業，一直是備受中外學術界爭議的問題。從勞動需求的角度看，環境規制對就業的影響既可能引起“污染控制或減排支出”使企業要素成本上升，導致就業數量的減少（規模效應），也可能引起在既定的投資支出情況下企業因“治污支出”的增加而增加的就業，以及因“生產性支出”減少而減少的就業（替代效應）。因此，在既定技術條件下，環境規制對就業的總體（凈）效應取決于上述效應中各自的符號及其相對大小，其結果是不確定的。如果把技術創新因素引入到環境規制過程中，那么治污技術本身所產生的就業創造和就業損失之間的關系將會變得更加復雜，其結果更難以確定。從實證研究結果看也是聚訟紛紜：早期的一種觀點認為，環境規制增加了生產成本，減少了就業（胡宗義，2010；陸旸，2011 ；Walker，2011）；另一種觀點則強調促進了就業（Morgensternet al.，2002；陳媛媛，2011；Bezdeket al.，2008；Belovaet al.，2013）。隨著研究的深入，學者們發現環境規制的就業效應其實是不確定的。這是因為環境規制對就業的影響過程和結果實際上很復雜：（1）就其機理來說，它是替代效應（Bezdeket al.，2008；Shimer，2013）和規模效應（Berman and Bui，2001；張先鋒，2015）等綜合作用的結果，其最終（凈）效應可能很小（Gray and Shadbegian，2014），甚至難以得到統計上的驗證（Cole and Elliot ，2008）。（2）就其結果而言，它可能不會影響就業，也可能會影響就業。即使環境規制會影響就業，也可能因為地區差異（Kahn and Mansur，2013）、勞動力差異（Sen A.and Acharyya R.,2012；穆懷中，2016）、行業差異（Walker，2011；李夢潔，2016；施美程、王勇，2016）、企業性質差異（李珊珊，2016）和對規制的敏感性的差異（陳媛媛，2011）而引起異質性問題。

總體而言，現有的研究大多采用了地區（閆文娟、郭樹龍，2016）或行業層面（王勇，施美程, 李建民，2013）的數據，不能考察同一地區或行業企業的異質性問題。并且，亦如Morgensternet al.（2002）所指出的，在未考慮環保支出的內生性的情況下很難推斷出環境規制與就業之間的因果關系，因為遺漏變量和環境規制變量對就業的反向因果可能會引出內生性問題而導致回歸估計結果偏誤。同時，也鮮有文獻研究環境規制對就業的影響機制，例外的是王勇等（2013）；閆文娟、郭樹龍（2016）。其中，王勇等（2013）只是證實了勞動力成本份額的上升會減少勞動力需求。閆文娟、郭樹龍（2016）以 1999-2014 年省級面板數據采用中介分析方法分析了環境規制對就業的作用機制，研究證實環境規制會通過直接作用（刺激技術進步和抑制FDI）和間接作用（倒逼產業結構調整）影響地區就業。但是，這一研究也只是驗證環境規制會影響地區的就業，不能考察環境規制對同一地區內部各個企業影響的差異，并且也忽視了環境規制對就業影響可能存在的內生性問題。

本文的可能貢獻在于：首先，本文采用了大樣本的工業企業數據和結構模型，從生產效應和需求效應兩個角度檢驗了環境規制對企業就業的影響，并且采用工具變量法解決遺漏變量和包括就業在內的企業績效對環境規制變量可能存在的反向因果關系而引起的內生性。其次，與現有文獻不同，本文不僅探討了環境規制對就業數量的影響，而且還探討了環境規制對就業質量的影響，其中包括企業對人力資本投資（培訓費）和高素質人才比例。再次，本文還探討了環境規制影響就業的機制。研究發現，高污染企業的就業會隨著環境規制強度的提高而減少，企業對勞動力的需求也會隨著勞動力成本占總成本比重的上升而減少。同時，隨著環境規制強度的提高，人力資本方面的投資或就業質量（高素質人才的需求）也會增加。關于環境規制對就業質量影響的研究，不僅彌補了現有文獻的不足，而且還揭示了環境規制影響企業就業的具體機制。

二、環境規制影響就業的機制分析和實證模型設定

（一）作用機制分析和實證模型設定

Morgensternet al.（2002)的分析框架從生產效應和需求效應兩個角度檢驗了環境規制對企業就業的影響①有關此方面的詳細討論見王勇, 施美程, 李建民，（2013）。。其中，生產效應包括如下兩個方面：一是既定生產技術條件下，環境規制所引起的生產成本上升使得在每單位產出上投入的勞動增多；二是在治污技術水平不同時，治污支出對就業的拉動效應與所擁有的治污技術水平相關。環境規制對勞動力需求的影響最終取決于治污技術中包含的勞資比率的水平。同時，從需求效應角度看，環境規制所引起的生產成本增加還會通過產品市場對就業施加影響，因而產品市場結構和產品的需求價格彈性會影響就業。因此，根據Morgenstern 等（2002) 的理論分析框架和王勇等（2013）的實證研究，具體模型設定如下：

在模型（1）中，Emp表示第t個年度第j個省份第i個企業的就業數量（取對數的絕對值或就業增長率）和就業質量（人均研發投入或員工中大專以上學歷員工人數或人數的比例），ER是第t個年度第j個省份環境規制強度；βi和γj分別代表企業和年份固定效應，ε表示隨機擾動項。X為影響企業就業的企業特征（企業所有制類型、企業年齡和物質資本等）或所在行業特征變量（2位數行業代碼所計算的赫芬達爾指數，HHI）。由于前期的就業水平可能會對當期的就業水平產生影響，為了避免模型設定偏誤，我們參照王勇等（2013）的模型，在模型中引入被解釋變量的滯后項Empij,t?1，使其擴展成一個動態模型，同時，考慮引入環境規制的平方項來考察環境規制對就業的非線性關系。

為了進一步檢驗環境規制對就業影響的具體途徑或機制，我們分別構建了環境規制與企業特征的交互項(ERjt?Xijt），在模型（1）的基礎上建立了模型（2），其中，交互項ERjt?Xijt用來捕捉環境規制伴隨著某種企業或行業特征對就業的邊際影響。

1.2 數據來源

本文使用的樣本來源于1999-2007年中國全部國有及規模以上工業企業數據庫 。該數據是由中國國家統計局公布的，除了包括36個2位數行業的全部國有制造業企業之外，還包括銷售額超過500萬元以上的非國有制造業企業。這些數據涵蓋了企業的基本信息（地理位置、所有制類型、企業代碼和職工人數等）和企業的財務數據（如銷售額、研發投入、固定資產、實收資本、中間投入等）。但該數據庫也存在著一些問題：指標缺失、指標異常、度量誤差和樣本錯配等。按照大多學者的處理方式（聶輝華等，2012)，我們對數據做了初步處理：以企業名稱和法人代碼為依據，手工匹配對應數據；對缺失的關鍵指標（如就業人數、固定資產凈額、培訓費或企業年齡等）或違背會計原則的異常觀測值進行剔除。最終得到了中國30個省級層面（西藏除外）歷時9年48萬家企業170多萬個觀測值。

（三）指標設計

1.關鍵變量

（1）環境規制強度。目前，對于如何準確度量環境規制強度仍然莫衷一是。一般來說，治理污染投資、治理污染設施、污染減排成本和排污費等是國內外研究人員通常采用的指標。雖然在環境規制的度量上存在分歧，但是當前的學者通常用企業總成本或產值中治理污染投資所占的比率（張成等，2011；Greenstoneet al.，2012）及治理污染設施和運行費用（聶普焱等，2013；Lanoieet al.，2008）來度量環境規制強度。這是因為更嚴格的環境規制需要更大的環保投資或污染減排成本支出更多，因此，本文予以采納。具體地，參照張成等，（2011）選取各省治理工業污染項目總投資額與工業增加值的比值作為度量環境規制強度的第一個指標（ER1）；同時，用各省廢水減排成本與廢氣減排成本的總和占工業總產值的比率，得到每萬元產值的治污投入，把該比率乘以100作為度量環境規制的第二個指標（ER2），即每百元產出的治污投入（聶普焱等，2013）。

同時，由于省級層面的環境規制度量指標存在不足，在環境規制度量的過程中我們還采用了2004年國家統計局全國經濟普查工業企業排污數據。工業企業的排污數據很少公布，但是在2004年，全國經濟普查第一次發布了工業企業被征收排污費的數據，之后再也沒有公布此類數據。因而在本文的實證研究過程中不能采用更新的工業企業排污費數據。盡管如此，鑒于中國環保部門仍然按照2003年頒布實施的《排污費征收標準管理辦法》進行環境執法，并且也可以彌補省級層面環境規制度量指標的缺陷②目前，征收排污費的依據還是2003年1月國務院頒布的《排污費征收使用管理條例》，由于沒有法律標準，各個地方根據本地情況酌情決定征收率，形成了實際上的排污費費率，恰好提供了衡量環境規制強度的測度指標。，因此，在進行穩健性檢驗時，本文采用了2004年的截面數據，把工業企業被征收排污費占制造業增加值的比率作為微觀環境規制強度指標（ER3）來度量環境規制強度。

（2）就業。為了考察環境規制對就業的影響，我們選取了就業數量和就業質量的指標。衡量就業數量的指標有水平指標（以企業每年職工人數取對數來衡量）和相對指標（就業增長率）。同時，為了考察企業員工質量如何受環境規制的影響，我們選取了工業數據庫中企業的人力資本（人均培訓費）來考察。并且，選取了2004年經濟普查里面的企業員工中大中專人數水平值（取對數）和相對值（大中專人數占企業員工人數之比）來度量企業的就業結構（就業質量）。

2.企業或所在行業特征變量

根據前面的作用機制分析和王勇等（2013）的實證模型，我們選取了影響企業就業的主要變量，其中包括：企業年齡的自然對數（Age）、企業所有制類型（Soe）、物質資本投資（固定資產凈額）、企業利潤率、企業人均工資和員工工資占企業的比重等變量（各變量定義見表1）。考慮到各地區物價波動的差異，為了計算出實際的物質資本，我們以1998年為基期，把資本除以對應省份的固定資產投資價格指數，價格指數均來自各個年份的《中國統計年鑒》。市場競爭程度或市場勢力度用赫芬達爾指數（HHI）來衡量。

（四）描述性統計

表1提供了主要變量的說明和描述性統計。在1999－2007年間，從就業水平值來看，企業平均就業人數約290人，最小值是9人，最大值是188 151人；從就業（環比）增長率來看，就業平均增長了約1%，就業增長不均衡。就省級層面環境規制指標ER1來看，每百元治理污染投資均值是0.53元，標準差為0.29，能夠刻畫地區環境規制強度的差異。

表1 主要變量的說明和描述性統計

三、回歸結果分析

（一）基本回歸結果分析

在進行回歸分析之前，通過觀察各變量之間的相關系數來考察模型的多重共線性問題。結果表明，除個別變量③環境規制及其平方項相關系數是0.5。，大多變量之間的相關系數均在0.4 以下，說明模型不存在嚴重共線性問題。表2給出的是以污染治理投資（ER1）衡量的環境規制強度對就業影響的基本回歸結果。在Hausman檢驗的結果中，其 P值很顯著，表明參數估計是一致的，因而固定效應模型比隨機效應模型更優。在第1列中，只控制了環境規制強度。在第2列中，對雙向固定效應進行檢查，LR檢驗結果表明應該考慮時間固定效應。因此，之后的模型中都包含了個體、時間雙向固定效應。列1-6的因變量為就業的水平值（對數），列7-8為就業增長率。列5、6分別是規制變量和企業層面的控制變量（不包括所有制類型變量）滯后一期的回歸結果。列8是滯后一期的回歸結果。從回歸結果看，初始微弱的環境規制強度都會顯著減少就業數量或就業增長速度，但到一定程度后，環境規制強度會逐漸增加就業。根據列3的回歸結果計算出的環境規制“門檻值”為2.079，2007年環境規制強度為0.445 3，位于U型曲線的左側，表明該時期的環境規制強度較弱，較弱的環境規制會抑制工業企業的就業。但是，當環境規制強度超過“門檻值”之后，較強的環境規制反而可能增加就業，實現環境質量和民生改善的雙贏。究其原因在于：（1）當環境規制較弱的時候，企業通過減少勞動力要素的投入來降低生產成本（Walker，2011）比較容易，也就沒有進行治污活動的驅動力，因而較弱的環境規制會抑制就業。然而隨著環境規制強度的不斷提高，通過減少勞動力投入已經無法達到降低總成本的目的時，就會倒逼企業從事減排和治污活動，進而增加對勞動力的需求。（2）當環境規制較弱時，為了保持較高的利潤率，企業通常會抽出部分生產資金用于治理污染，企業的規模就會縮小，造成就業的減少。在環境規制初期其對就業的抑制作用非常顯著，但是當環境規制強度達到一定程度之后，企業就會通過生產技術和治污技術的創新來應對規制壓力，在創新的過程中會增加對勞動力的需求，從而出現正的就業效應。得出“環境規制與就業之間存在U型關系”的結論。在考察的時期，中國平均環境規制強度仍處于U型曲線的下降階段，從而佐證了王勇等（2013）使用中國工業行業的面板數據和李夢潔、杜威劍（2014）以及李珊珊（2015）使用省級層面的面板數據所得出的結論。但是，我們使用的微觀層面的數據更有優勢，一方面，可以克服同一行業內部企業的異質性問題；另一方面，相對于工業行業數據所使用的規模以上工業企業而言，我們的樣本中還包含了全部國有企業的數據，包括規模較小的國有企業的數據。由于環境規制對規模較小的企業影響更大（Eriket al., 1998) ，如果樣本只是規模以上的工業企業，往往會低估環境規制帶來的就業損失。考慮到這一因素，這無疑會加強 “環境規制與就業（數量）之間存在U型曲線的關系”這一結論。

就表2中其他控制變量回歸結果來看，企業年齡、資本、利潤、工資占總成本的比重等變量與企業就業水平值和就業增長率存在顯著的正相關，滯后一期的就業水平對當期就業水平顯著正相關，而對當期就業增長率顯著負相關，這些與經濟學直覺一致。就不同所有制類型的企業來看，國有企業的就業增長（無論是水平值還是增長率）都要高于非國有企業，也就是說，由于國有企業除了追求利潤目標之外，還可能肩負著就業和穩定等社會目標，因此，相對于非國有企業，其環境規制的就業創造效應更大。回歸結果還表明，企業勞動生產率與就業水平值和就業增長率之間存在顯著的負向關系；作為勞動力價格的工資與就業量之間存在著顯著的負向關系；企業所在行業的市場勢力（HHI）越大，就業創造效應就越小。

表2 環境規制對就業的影響（基本回歸結果）

（續表）

（二） 穩健性檢驗

為了檢驗我們的結果是否具有穩健性，我們做了一系列穩健性檢驗：

1.考慮到環境規制對就業的影響可能存在滯后性，采用了企業層面除所有制和年齡之外的控制變量。由表3列1、2的回歸結果可知，環境規制強度對就業水平值或增長率的影響呈現先抑制后促進的“U”型關系，即環境規制最終會拉動企業的就業。

2.用微觀的環境規制強度變量。考慮到省級層面的環境規制數據可能存在由于加總而引起的問題，我們采用了微觀環境規制變量（排污費占工業增加值之比），表3列3、4回歸結果表明，環境規制強度與企業就業之間U型關系依然存在。

3.考慮到內生性情況。考慮到在長期可能存在環境規制對就業的反向因果關系，即就業創造效應越高的地區可能更加注重地區環境質量，其環境規制強度越大，外加遺漏變量存在的可能性，這些都會引起內生性問題。為此，我們首次使用了各省環境系統人數作為工具變量，克服可能存在的內生性問題。選擇各省環保系統人數作為工具變量的合理性在于：環境規制強度肯定會受到各省環保系統人數的影響，而微觀層面（每個企業）的就業數量應該不會受到省級層面的環保系統人數的影響，因此，可以選擇各省環保系統人數作為環境規制強度的工具變量。Hausman檢驗的結果也不能排除內生性問題的存在。表3列5-7是考慮到內生性問題時用各省環境系統人數為工具變量的固定效應模型回歸的結果。回歸結果表明，即使考慮到內生性情形，我們的結論也是穩健的。環境規制與就業仍表現出U 型關系，表明研究結論十分穩健。

表3 穩健性檢驗

四、作用機制分析

為了進一步深入考察環境規制對就業的可能作用機制，基于前面回歸分析的公式（2），我們分別構造了環境規制與勞動力成本份額的交互項（Erw）、與高污染行業的交互項（Er1p）和與人力資本投資的交互項(er1tsp)，旨在考察環境規制會否通過勞動力成本份額影響勞動需求、會否通過對不同（高與低）污染水平的企業的治污投入和人力資本投資（就業質量）影響就業 。表4列1、2中環境規制與勞動力成本份額的交互項的回歸結果顯著為負，說明勞動力的需求會隨著勞動力成本占總成本比重的上升而減少，環境規制的就業效應被減弱。表4列5中環境規制與人力資本投資的交互項的回歸結果為負，但在10%水平上是不顯著的，表4列3中顯示，環境規制與人力資本投資（人均培訓支出）之間存在著一種U型關系，也就是說，初始微弱的環境規制會抑制人力資本投資，但是當環境規制強度達到一定程度之后，環境規制就會逐漸使人力資本投資增加。這是由于在環境規制較弱時，企業通過解聘一部分工人或減少員工培訓支出來縮減成本。但是，當環境規制強度超過某個臨界點以后，企業迫于壓力就不得不進行技術創新，增加人力資本投資來獲得與技術創新相匹配的勞動力，因此，隨著環境規制力度的增強，企業的人力資本投資會逐漸增加。表4列4中環境規制與高污染行業的交互項也顯著為負，也就是說，隨著企業污染密集程度的上升，環境規制對就業的影響會減弱。這可能是因為：（1）在其他條件不變的情況下，高污染行業中的企業相對于低污染行業的企業治污支出更多，因而排擠了包括用工成本在內的生產性支出，使就業減少。（2）高污染行業中的企業面臨更大的環境規制壓力，更容易通過增加解聘率來降低生產成本，從而減少了就業。（3）高污染行業中的企業可能采取主動環保戰略，如技術創新或清潔型生產而非末端治理的方式，技術創新提高了就業質量，相應地減少了就業數量。因此，高污染行業中的企業就業效應更弱。這一發現與陳媛媛（2011）的研究結論相反。④他們的研究發現企業的污染密集程度越高，環境規制的就業拉動效應越大。盡管我們的考察時段相同（2001-2007年），但是我們的結論相反。這可能是因為他們使用的是工業行業數據而與我們基于工業企業微觀數據的結論存在差別。

表4 環境規制對就業的影響機制檢驗（1）（省級層面環境規制指標）

既然環境規制會影響企業人力資本投資（就業質量），我們使用了2004年經濟普查數據，想進一步對此進行研究。因為2004年數據擁有企業員工培訓和學歷結構的信息，而在其他年份中則闕如。表5的回歸結果表明，無論是環境規制強度的相對值（列1-4）還是虛擬變量（列5），環境規制與勞動力質量［大專以上員工人數水平值或相對值（員工中大專人數的比例）］之間存在著一種U型關系，也就是說，初始微弱的環境規制顯著減少了高質量勞動力的需求，只是環境規制到一定程度后，才會促進企業增加對高素質勞動力的需求，這可能是企業應對日益增強的規制強度所采取的主動應對方式，即提高勞動者素質、促進技術創新使然。換言之，現有諸多研究證實了波特假設在中國的適用性，也就是說，隨著環境規制強度增加會促進企業的技術創新⑤我們借助于規制指標相同、數據相同的另一個研究（2016）證實，環境規制可以促進企業技術創新，即波特假設成立。（劉和旺、鄭世林等，2016），也會提高對與研發或創新相匹配的高素質人才的需求。

表5 環境規制對就業質量的影響機制檢驗（2）

（續表）

（續表）

五、結論和政策建議

本文利用省級層面的規制數據和中國制造業企業的合并數據，借助于Morgensternet al.（2002)的分析框架，從生產效應和需求效應兩個角度檢驗了環境規制對企業就業的影響及其機制。研究結果發現：（1）環境規制強度對企業就業水平或就業增長率的影響表現出U型趨勢，即，當起初的環境規制強度較弱時會降低企業的就業水平，但是當環境規制強度跨越臨界點之后，就業會逐步增加。在所考察的時期，中國平均環境規制強度仍處于U型曲線的下降階段。一旦越過拐點，可以實現環境規制與就業的雙重紅利。（2）隨著企業污染密集程度和勞動力成本份額的提高，環境規制對就業的影響會減弱。（3）環境規制強度與就業質量［企業人力資本方面的投資或企業高素質人才的比例（員工中大專以上學歷的員工比例）］之間存在著一種U型關系，即企業為了減少環境規制的遵循成本最終會通過技術創新或勞動生產率提升而增加人力資本投資或高素質人才的需求。本文的研究結論不僅為現有研究環境規制對就業影響的文獻提供了來自微觀領域的經驗證據，而且還研究了環境規制對就業影響的機制。

從上述結論中可以得出如下的政策建議：

1.環境規制政策與就業（數量和質量）并不沖突。雖然環境規制起初可能會增加企業成本，通過規模效應減少就業，但當環境規制超過某一強度時，環境規制甚至能增加就業，提升就業質量。即，跨過了 U 型曲線的拐點就可以實現環境規制與就業的雙重紅利。在所考察的時期（1999－2007年），中國平均環境規制強度比較弱，還處于U型曲線的下降階段，也就是說環境規制在這一時期對就業產生了抑制作用。換言之，在考察期，由于勞動力成本偏低，企業往往通過勞動力投入的調整來規避環境規制所帶來的壓力，較弱的環境規制不僅不能促使企業積極治污或減排，而且會使得就業減少。這就要求環保部門必須加強環境規制的力度，推動企業積極實施治污，同時也能拉動就業，實現環境規制和就業的雙重紅利。

2.環境規制與就業的雙重紅利實現需要一定的條件。通過適度的環境規制，引導和激勵企業進行環保領域和生產領域的技術創新，加大人力資本投資，雇傭與研發和創新相匹配的高素質人才，以提高勞動生產率，實現環境保護與就業的雙重紅利。

3.實現企業治污方式的轉變需要采取綜合性措施。實現企業治污方式從末端治理到清潔生產方式的轉變，除了適度的規制之外，還必須推動產業結構優化升級，走新型工業化道路，大力扶植清潔型新興產業，在清潔型新興產業中培育新的經濟增長點。通過產業的升級效應，不僅能轉變治污方式，還能增加就業和改善勞動力質量結構。

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Abstract: Based on China's industrial database datum, this paper empirically examines whether and how environmental regulatory stringency affects the employment of enterprises from production side and demand side in the theoretical analytic framework of Morgenstem. The study fi nds that the environmental regulatory stringency has a U-shape in the employment of enterprises, namely, the employment of enterprises gradually increase with the increase of regulatory stringency, however, when environmental regulatory stringency increases to a certain extent employment of enterprises will decline. Further study fi nds that environmental regulation will weaken the impact on the employment with the more pollution-intensive industries and the rising of the labor’s costs. Moreover,the appropriate environmental regulation will promote the investment of human capitals and the employment quality more than compensates for the cost of compliance to improve the productivity of enterprises. These results show that the more stringent and properly designed environmental regulation leads to double dividend between environmental protection and employment of enterprises.

Key Words: Environmental regulation; Industrial enterprises; Employment; Double dividend

〔執行編輯：李春濤〕

How Does Environmental Regulation Affect Employment:An Empirical Research Based on Micro Data in China

LIU He-wang, PENG Shu-yi, ZHENG Shi-lin

(Business College , Hubei University, Wuhan 430062,China)

F069.9

A

2095-7572(2017)05-0005-16

2017-7-20

國家自科基金面上項目（71573272）；國家社科基金一般項目（12BJL040）。

劉和旺（1972-），男，安徽安慶，經濟學博士，教授，博導，研究方向：產業經濟學、新制度經濟學；彭舒奕（1993-），女，四川遂寧人，湖北大學在讀碩士研究生，研究方向：產業經濟學；鄭世林（1975-），男，山東日照人，中國社會科學院數量經濟與技術經濟研究所，副研究員，研究方向：產業經濟學、技術經濟學。