環境規制、環境規制競爭與就業

蔣勇

摘 要：

利用2000—2014年中國省際面板數據，采用空間面板杜賓模型考察我國環境規制、環境規制競爭對就業的影響。研究結果表明：（1）總體而言，加強環境規制抑制了就業增長。而分區域來看，環境規制的就業效應存在差異，東部地區加強環境規制對就業存在顯著的正向影響，而中西部地區加強環境規制對就業存在負向影響。（2）地方政府間環境規制存在策略性競爭行為，從全國層面來看，地方政府間環境規制以逐底競爭策略為主，而分區域來看則存在差異，東部地區環境規制體現為差異化競爭，而中西部地區則以逐底競爭為特征。（3）地方政府間環境規制競爭具有顯著的空間溢出效應，某一地區放松環境規制將會對鄰近地區的就業水平產生正向溢出效應。

關鍵詞：環境規制；環境規制競爭；就業

文章編號：2095-5960（2017）05-0079-11；中圖分類號：F427；文獻標識碼：A

一 、引言與文獻綜述

改革開放以來，中國取得了舉世矚目的經濟成就。不僅經濟總量躍居世界第二，而且就業規模和水平不斷擴大。在中國經濟奇跡的背后，“財政分權、政治集權”的中國式分權體制無疑是一個非常重要的驅動因素。在中國式分權體制下，地方政府為增長而競爭，“重經濟增長、輕環境保護”的治理理念使得地方政府一方面過分偏向易拉動GDP的基礎設施投入，另一方面傾向于放松環境規制，通過犧牲環境質量降低轄區內企業的環境成本以及吸引轄區外各類資源和生產要素的流入，從而形成所謂的地方政府環境規制“逐底競爭”現象。由此，中國經濟長期高速增長的代價之一便是環境的急劇惡化。日益惡化的環境引發了社會公眾、學術界和政府部門的高度關注，我國也在逐步提高環境規制強度。黨的十六屆三中全會明確提出要樹立科學發展觀，2006年公布的《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十一個五年規劃綱要》提出了“十一五”期間主要污染物排放總量減少10%的約束性目標，并強調實行嚴格的環?？冃Э己?、環境執法責任制和責任追究制，釋放了環境保護將納入政績考核體系之中的信號。黨的十七大提出了生態文明理念，十八大對其進行了進一步深化，將生態文明提升到“五位一體”的戰略高度。

在包括經濟、政治、文化、社會和生態五大建設的“五位一體”中，就業增長是社會建設的題中應有之義，環境保護與治理是生態文明建設的重要內容。加強環境規制除了可以改善環境質量以及影響經濟增長外，涉及的就業問題同樣不可忽視。縱觀既有的研究文獻，環境規制的經濟增長效應受到了學界的廣泛關注，也取得了一大批有價值的研究成果，而與之形成鮮明對比的是，環境規制的就業效應受到的關注少之又少。那么加強環境規制會對我國就業帶來怎樣的影響？加強環境規制和促進就業這兩項目標究竟是“魚和熊掌不可兼得”，還是“魚和熊掌兼而有之”？

從當前的相關文獻來看，學者們對環境規制與就業關系的認識經歷了一個逐步深入的過程。起初，學術界普遍認為環境規制難免會對就業產生一些負面影響，因為環境規制會增加企業的生產成本，削弱企業的競爭優勢，企業會因此縮減生產規模，導致吸納的就業人數減少（Greenstone，2001）。[1]隨著研究的深入，學者們發現環境規制對就業存在負向影響的同時也會創造就業機會（Schneider，1997；Morgenstern et al.，1999）。[2][3]Bezdek et al.（2008）對美國環保行業的規模和與環保產業相關的就業關系進行了全面分析，發現增加環境保護行業的投資有利于促進就業增長。[4]這是因為環境資源可被視為一種特殊的生產要素，環境規制的實施會提高環境污染的機會成本，迫使企業轉向利用勞動力尤其是廉價勞動力等其他生產要素來替代環境資源，從而有利于就業的增加。然而，一些學者進一步研究后發現環境規制對就業的影響比較復雜，并不是一個簡單的正負向關系，環境規制對受規制行業的就業到底會產生什么樣的影響，通常沒有一個明確的結果。Rolf et al.（1997）認為環境規制對就業帶來的影響包括一個不確定的替代效應和一個負的規模效應，總的就業效應不確定。[5]實際上，環境規制對于就業的影響很大程度上表現為行業間的就業分布變化，而不是整個經濟范圍內的就業水平（Walker，2011） [6]，并且這種影響在不同行業間存在很大差異。

上述研究主要針對發達國家，由于經濟發展階段和國際分工不同，環境規制對中國就業的影響是否與發達國家一樣是值得懷疑的。國內對于環境規制與就業之間關系的研究還比較少。陳媛媛（2011）采用2001—2007年中國25個工業行業的面板數據驗證了環境管制的交叉價格彈性為正，也就是說勞動與污染品是總的替代品，環境管制加強會促進就業上升；污染排放強度也確實會提高交叉價格彈性，這意味著污染密集型的重化工行業，環境管制加強所引致的就業創造相對較大。[7]但該研究沒有從行業的角度對環境規制影響就業的機制進行分析。王勇、施美程等（2013）在Morgenstern理論框架的基礎上，基于中國2003—2010年38個工業行業的面板數據，從生產效應和需求效應兩個角度對環境規制與工業行業就業的關系進行實證檢驗，結果發現環境規制與工業行業就業存在著U形關系，即當環境規制強度提高到某一“門檻”值時，環境規制會對工業行業就業產生促進作用；隨著工業行業勞動力成本份額的上升，環境規制對就業的影響會減弱。[8]李夢潔等（2014）的研究也驗證了王勇、施美程（2013）的結論，同樣得出了環境規制與就業之間呈U型關系的結論，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。另外，李夢潔等還研究發現：現階段，中國平均環境規制強度仍處于U型曲線的下降階段，東、中、西地區則分別處于拐點的右側、附近、左側。[9]陳超等（2014），李珊珊（2015）也研究得出類似的結論。[10][11]

總體來看，目前國內外學術界在環境規制對就業的影響效應研究中取得了一些有啟發性的研究成果，然而，即有研究也至少存在著以下兩點不足：一是研究視角的局限。即有的研究普遍將各個地區視為獨立的個體進行分析，忽視了各地區間環境規制競爭這一重要的特征事實，進而沒能考慮到互為競爭對手的對方策略性行為的影響與制約。二是研究方法的局限。即有的實證研究普遍采用非空間計量模型與方法，忽視了空間事物具有的空間依賴性或空間自相關性，因而存在著模型設定偏差，研究結論不夠嚴謹與科學等問題。有鑒于此，本文立足于地方政府環境規制競爭這一視角，利用我國2000—2014年的省際面板數據，通過空間面板杜賓模型實證分析我國區域環境規制對就業的影響效應，識別出地方政府所采取的環境規制競爭策略，探索不同環境規制競爭策略下的地區就業效應，以期得到更具有解釋力的研究結果。

二、研究方法設計

（一）理論模型

本文借鑒Bhringer（2012）的方法，將環境規制視為一種環境投入，并將其納入生產函數框架中。[12]假設生產函數為柯布—道格拉斯函數，地區i（i=1，2，......N）在第t期（t=1，2......T）的產量水平Yit由直接參與生產過程的生產投入要素和非直接參與生產過程的非生產投入要素來決定，其中技術水平、資本與勞動為生產投入要素，而環境投入為非生產投入要素。令Ait為地區i在第t期的技術水平；KDit為地區i在第t期的內資資本存量；KFit為地區i在第t期的外資資本，即FDI存量；Lit為地區i在第t期的勞動投入量；ENit為地區i在第t期的環境投入，即環境規制強度。因此，地區i在第t期的柯布—道格拉斯生產函數表示如下：

由于α1，α2，α3，α4，α5均為大于0，小于1的參數，因此可以判斷模型（6）中各變量的參數符號，其中β1，β2，β3，γ取值大于0，而β4取值小于0。

根據“污染避難所假說”的觀點，FDI的進入可能帶來東道國環境惡化，東道國提高環境規制強度將影響FDI進入的數量及結構，進而影響就業水平。因此，本文在模型（6）的基礎上加入FDI和環境規制的交互項。此外，考慮到各地區就業規?；蛩脚c該地區經濟增長水平、產業結構變遷等息息相關，因此，在模型（6）的基礎上再加入地區經濟增長水平（GDP）、產業結構（IS）等控制變量，得到本文最終的基本計量模型（7）。

（二）指標選取和數據來源說明

被解釋變量是我國各地區就業規模或水平（L），用各地區就業總人數來衡量。

本文的核心解釋變量為環境規制（EN）。目前尚沒有權威的直接測量環境規制的指標，傅京燕（2009）使用地區污染投訴率、失業率、人口密度等指標代表環境規制；[13]陳媛媛（2011）采用環保相關的行政處罰案件和污染治理項目本年完成投資來表示環境規制；[7]原毅軍（2013）等眾多學者普遍采用污染治理投資來代表環境規制強度。[14]受研究目的和數據可得性的影響，本文借鑒學術界的普遍做法，采用環境污染治理投資額來衡量環境規制強度。

其他解釋變量包括：（1）技術水平（A）。使用各地區專利申請授權量來表示。（2）內資資本存量（KD）。首先借鑒張軍（2004）的方法測算各地區資本存量，然后用測算出的資本存量減去已推算出的外資資本存量從而計算得出內資資本存量水平。（3）外資資本FDI存量（KF）。已有的文獻普遍采用各地區FDI流量指標來代表外資資本投入水平，根據上文的理論模型，我們認為使用FDI存量指標更能準確表達FDI對就業的影響，這是因為除了當前的FDI流量對就業有影響外，既有的FDI存量水平也在很大程度上影響就業水平，并且這種影響是不可忽視的。現有的統計資料僅僅公布了FDI流量數據，并沒有公布FDI存量水平，在此我們采取永續盤存法進行估算。由于改革開放之前與開放初期FDI流量金額很小，可以忽略不計，因此我們利用歷年各省統計年鑒，以1978年為起點估算歷年各省外資資本存量，并利用價格指數折算為以2000年為基期的存量數據，外資資本折舊率參考陳國亮和陳建軍（2012）等的做法，設置為6%。[15]（4）工資水平（W/P）。工資水平是以2000年為基期進行調整后的實際工資水平。（5）地區經濟增長水平（GDP）。用以2000年為基期進行調整后的各地區實際GDP表示。（6）產業結構（IS）。用各地區歷年第三產業產值占GDP比重表示該地區的產業結構狀況。

本文選取2000—2014年中國30個?。òㄗ灾螀^和直轄市）的面板數據，其中，由于西藏數據嚴重缺失，沒有包括在內。本文數據全部來源于歷年《中國統計年鑒》、《新中國六十年統計資料匯編》、歷年《中國環境統計年鑒》、歷年各省份統計年鑒以及中經網統計數據庫。此外，為了減少計量模型可能存在的異方差問題，除取值為比率外的各變量全部進行對數處理。表1是對相關變量的具體描述性說明：

（三）空間相關性檢驗與計量模型設定

首先，計量模型的設定需要考慮是采用非空間面板模型或者空間面板模型，這需要通過構造合適的空間權重矩陣并利用Moran指數檢驗變量是否存在空間自相關性。大量的空間計量實證研究通常采用0—1相鄰空間權重矩陣、地理距離權重矩陣或經濟權重矩陣。但是0—1空間權重矩陣認為只有彼此相鄰的區域才可能存在空間相關性，不相鄰的區域不存在相關性，這明顯不符合事實。而地理距離權重矩陣或經濟權重矩陣承認了不相鄰地區可能存在的空間相關性，但是它們將兩個不同地區之間的相互影響強度同等看待也不完全吻合實際。事實上，考慮到區域之間的相互影響并非對稱，如相對發達的地區對落后地區的空間輻射與影響作用更大，因此我們借鑒李婧等（2010）的做法，建立經濟距離嵌套矩陣[16]，具體形式如下：

W=Wd·diag1/，2/，···，n/

式中，Wd為地理距離權重矩陣，i為考察期內地區i的GDP的均值，為考察期內所有地區GDP的均值。通過構建的經濟距離權重矩陣可以發現，如果一個地區經濟相對更發達，其對周邊相對落后地區的空間影響強度也相應更大，因此這種權重矩陣更符合實際。

在建立經濟距離權重矩陣的基礎上，根據Moran指數的計算公式，我們測算了2000—2014年中國省際就業水平的空間Moran指數值，如表2所示。

表2結果顯示，2000—2014年間中國省際就業水平的Moran指數值在所有年份均顯著為正且變動幅度較小，表明歷年省際就業水平存在較為穩定的顯著空間正自相關性，即我國歷年省際就業水平并不是呈現完全的隨機分布，而是存在著顯著的空間集聚性（依賴性）。進一步繪制考察期內2000年和2014年省際就業水平的Moran散點圖（圖1），通過對兩幅Moran散點圖進行對比可以清晰地看到：約三分之二以上省份的觀測值位于第一象限和第三象限，具有明顯的高—高集聚和低—低集聚特征，表現出“物以類聚”的類似特征值集聚態勢，并且這種集聚態勢從時間上看具有較強的穩定性。

在通過測算Moran指數及描繪其散點圖發現被解釋變量省際就業水平存在顯著的空間自相關性之后，本文需要建立空間面板計量模型而非普通面板計量模型進行省際就業效應的實證檢驗，以期得到更符合實際的解釋結果。常見的空間面板計量模型包括空間面板自回歸模型、空間面板誤差模型以及空間面板杜賓模型。由于事實上因變量空間自相關和誤差項空間自相關可能同時存在，因此，與大量的研究做法一致，本文在計量模型（7）構建更為普遍的空間面板杜賓模型（8）進行分析。其形式如下：

其中，ρ為空間自回歸（滯后）系數，γ用來捕捉環境規制對就業水平的直接影響效應，而θ用來捕捉環境規制對就業水平的空間溢出效應。

（四）環境規制競爭策略的識別

本文的主要研究目的是考察省際環境規制競爭對就業的影響。這里的關鍵點在于如何識別各地方政府之間所采取的環境規制競爭策略。幸運的是，在本文構建的空間面板杜賓模型的基礎上，我們可以通過γ和θ符號的方向識別出不同類型的環境規制競爭策略（見表3）。

這里以γ>0為例來說明地方政府間的環境規制競爭策略。γ>0，表明本地環境規制強度與本地就業水平正向相關。假設地方政府間的環境規制競爭采取標尺競爭策略（θ>0），本地提高環境規制強度將會引起鄰近地區也提高環境規制強度，進而帶動鄰近地區就業水平的提高，意味著環境規制的就業效應存在正向的空間溢出；若地方政府間的環境規制競爭采取差異化競爭策略（θ<0），本地提高環境規制強度將會引起鄰近地區降低環境規制強度，從而降低鄰近地區就業水平，意味著環境規制的就業效應存在負向的空間溢出。

三、實證結果及分析

（一）全國整體分析

在對面板數據模型進行估計時，首先需要確定是采用固定效應模型形式還是隨機效應模型形式。經驗做法通常根據面板數據樣本空間的經濟關系，將模型設定為固定效應模型比較合理。由于本文研究省際環境規制競爭對就業的影響，且樣本涵蓋了30個省（包括自治區和直轄市），因此建立固定效應模型更為合理。Hausman檢驗結果（卡方統計量為51.36，伴隨概率為0.0000）也支持固定效應模型優于隨機效應模型。為了考察空間面板杜賓模型回歸結果的穩健性，本文在基于經濟距離嵌套矩陣估計的基礎上，同時還給出了基于0—1相鄰矩陣和地理距離矩陣的估計結果。相關估計結果見表4。

從表4的估計結果來看，基于三種空間權重矩陣進行空間面板杜賓模型估計中各解釋變量除系數值和顯著性略有差異外，回歸系數的方向性完全一致，這反映了本文實證結果具有較強的穩健性。此外，還需要考察空間面板杜賓模型是否能簡化成空間面板自相關模型或空間面板誤差模型，為此構建Wald和LR統計量進行檢驗。結果發現，在三種空間權重矩陣的設定下，關于空間面板杜賓模型是否能簡化成空間面板自相關模型或空間面板誤差模型的Wald統計量、LR統計量均在1%的顯著性水平下拒絕了空間面板杜賓模型可以簡化成空間面板自相關模型或空間面板誤差模型的原假設，因此，本文構建的空間面板杜賓模型是合適的?？臻g面板杜賓模型的具體回歸結果分析如下：

第一，加強環境規制對就業水平的直接影響為負，且在1%的顯著性水平下顯著，這說明從全國整體范圍來看，加強環境規制將會降低區域就業水平，或者說放松環境規制將會提高區域就業水平。從理論上講，加強環境規制會迫使企業增加治污控污支出，采用更為先進的環保技術進行生產，從而導致生產經營成本提高，作為理性的企業，其必然的選擇將是壓縮生產規模，一方面減少勞動雇傭數量，另一方面利用高技能勞動力對低技能勞動力進行替代，從而影響就業結構。從我國實際來看，加強環境規制導致就業水平下降可能是因為當前我國環境規制平均強度較低以及低技能勞動力占比較高，企業更容易通過解雇低技能勞動力來降低生產成本（Walker，2011），而非實施污染治理活動，所以低強度的環境規制下，加強環境規制會導致就業水平的下降。

第二，從表4中也可以發現，環境規制（lnEN）及其空間滯后項（W×lnEN）的系數γ和θ均為負，這表明地方政府間環境規制競爭采取逐底競爭策略。在中國式分權體制下，地方政府決策者一方面面對政治晉升機制的激勵，另一方面面對發展經濟、保障民生的壓力，因此在區域環境規制策略性互動博弈中，選擇放松環境規制必然是其理性的占優策略。通過放松環境規制，一方面促進當地經濟增長，另一方面增加當地就業，以此顯示地方政府超越同級的執政水平，從而在政治晉升中獲得更好的機會。當每個理性的地方政府都選擇放松環境規制作為其占優策略時，博弈的均衡結果必然是地方政府環境規制“逐底競爭”局面的出現，致使地方政府間環境規制失靈。進一步分析環境規制競爭的就業效應，在三種空間權重矩陣設定下，環境規制空間滯后項（W×lnEN）的系數θ均為負，表明不管是地理區位上的相鄰，還是地理距離上的相近，亦或是同時考慮地理距離與經濟差異，競爭性的地方政府放松環境規制都將對鄰近地區就業水平產生正向的溢出效應。其基本邏輯是某地方政府為了降低轄區內企業的經營壓力，吸引外部資本或其他生產要素的流入，爭取大項目的入駐，進而更好地推動當地經濟增長與就業增加，具有強烈的放松環境規制的動機，臨近地區在接收到該地區政府放松環境規制的政策信號后，為了在地方競爭中更好地保障自身利益，也會實施放松環境規制策略，來促進本地經濟增長與就業水平提高。

第三，從其他解釋變量的計量結果來看，（1）技術水平與就業之間呈顯著負相關關系，這是由于技術進步帶來勞動生產效率提高，生產同一單位產品需要的勞動力較少，從而對勞動力需求下降；另一方面，技術進步導致企業對高技能勞動力的需求增加，而我國當前勞動力供給結構仍然以低技能勞動力為主，這明顯與企業的需求不匹配，致使就業水平下降。（2）工資水平、內資資本存量與就業之間呈負相關關系，這符合我們的經濟直覺。當我國勞動力工資水平不斷提高時，企業使用勞動力成本增加會導致產品價格上漲和產品需求減少，這不僅直接減少了企業對勞動力的需求，還會產生“要素替代效應”，使企業采用更多的資本替代勞動，導致就業減少。（3）FDI與就業水平之間存在顯著的負相關關系，這說明FDI對我國就業有一定的抑制作用。產生這種現象的原因可能在于FDI大多流向資本密集型行業，資本機構成較高，對就業數量的直接拉動作用比較小。（4）FDI與環境規制交互項的回歸系數為正，這說明在全國層面樣本下，雖然FDI和環境規制分別對就業都是負向影響，但在它們的共同作用下，反而對就業產生了顯著的正向影響。（5）地區經濟增長水平是就業水平提高的基礎條件。而在三次產業結構中，第三產業的勞動力吸納能力最強，第三產業的發展狀況也是決定就業的重要因素。從回歸結果來看，地區經濟增長水平和衡量產業結構的第三產業發展狀況對就業具有顯著的正向促進作用，與理論分析一致。

第四，在控制了影響就業水平（lnL）的主要因素后，用于測度就業空間溢出效應的空間自回歸系數ρ為正，并且通過了1%顯著性水平下的檢驗。這意味著省域就業水平存在空間溢出效應，鄰近地區的就業水平對本地區的就業水平具有顯著的正向影響作用。省域就業水平存在正向空間溢出效應的原因可能在于：（1）就業是民生之本，一直是我國各級政府高度關注的頭等大事，也是衡量政府政績的重要考核指標。如果鄰近地區就業增加，必將給本地區帶來示范效應，促使本地政府更加重視就業問題，制定和實施相關政策措施促進就業水平的提高。（2）我國地域遼闊，各地區在各類生產要素、產業結構及市場規模等方面存在顯著差異。近年來，我國各地區充分發揮自身的比較優勢，進一步加大區域間的經濟合作關系，各地區經濟發展聯系更加密切。那么鄰近地區產業發展以及帶來的就業增加必然會帶動本地區相關產業發展與就業率上升。

（二）分地區分析

我國東部地區和中西部地區在經濟發展水平、產業結構以及環境規制政策等方面存在較大差異，這種事實上存在的差異對區域就業帶來的影響效應也必然是不同的?；诖?，與大多數文獻的做法一致，本文將我國劃分為東部地區和中西部地區來進行分析，實證估計結果見表5。

從分區域樣本的總體估計結果來看，基于三種空間權重矩陣進行空間面板杜賓模型估計中各解釋變量除系數值和顯著性略有差異外，回歸系數的方向性基本一致，這也反映了分區域樣本估計結果的穩健性。此外，關于空間面板杜賓模型是否能簡化成空間面板自相關模型或空間面板誤差模型的Wald和LR統計量均在1%的顯著性水平下拒絕了空間面板杜賓模型可以簡化成空間面板自相關模型或空間面板誤差模型的原假設，表明空間面板杜賓模型成立。從表5中可以看出：

第一，中國區域環境規制對就業水平的直接影響效應存在顯著差異。其中，東部地區加強環境規制對就業水平存在顯著的正向影響，而中西部地區存在負向影響，與全國層面樣本回歸結果相吻合。東部地區加強環境規制具有正向的就業效應的原因可能有以下幾點：（1）從東部地區的就業結構來看，勞動力素質與技能普遍比中西部地區要高，加強環境規制反而會增加對高技能勞動力的需求；（2）東部地區的經濟結構以第三產業為主，第三產業的就業創造能力較強，環境規制強度提高反而更有利于第三產業發展和就業增加。而中西部地區就業結構中低技能勞動力占比較高，經濟結構也普遍以資源消耗型的第二產業，尤其是工業為主，因此，中西部地區加強環境規制將會降低就業水平。

第二，從東部地區樣本的估計結果來看，環境規制（lnEN）的系數γ為正，其空間滯后項（W×lnEN）的系數θ為負，這表明東部地區地方政府間環境規制競爭主要采取差異化競爭策略。與中西部地區相比，東部地區經濟更為發達，地方政府財力更為雄厚，居民對環境質量的關注程度更高。當鄰近地區放松環境規制時，本地區傾向于投入更多的環保資金，利用更為先進的減排技術加強環境規制、提高環境質量，以此進一步提升自身的競爭優勢。而從中西部地區樣本的估計結果來看，環境規制（lnEN）的系數γ為負，其空間滯后項（W×lnEN）的系數θ也為負，這表明中西部地區地方政府間環境規制競爭主要采取逐底競爭策略，與基于全國層面樣本回歸結果保持一致。與東部地區相比，中西部地區地方政府面對發展經濟、保障民生的壓力更大。當鄰近地區放松環境規制時，在環保投入不足，居民的環境關注程度較低的情況下，基于政績與增長的考慮，本地政府可能也傾向于選擇放松環境規制策略，通過犧牲環境等非經濟職能目標以實現經濟增長和就業增加等短期的經濟社會利益。此外，從環境規制競爭的就業效應來看，在三種空間權重矩陣設定下，東部地區或中西部地區樣本的回歸結果中環境規制空間滯后項（W×lnEN）的系數θ均為負，表明不管是地理區位上的相鄰，還是地理距離上的相近，亦或是同時考慮地理距離與經濟差異，競爭性的地方政府放松環境規制都將對鄰近地區就業水平產生正向的溢出效應，與全國層面樣本回歸結果一致。

在分區域樣本的回歸結果中，其他解釋變量并非本文分析的重點，限于篇幅，在此不再贅述。

四、結論與政策建議

（一）結論

本文利用2000—2014年我國30個省（包括自治區和直轄市）的面板數據，在柯布—道格拉斯生產函數的基礎上，采用空間面板杜賓模型實證分析了環境規制、環境規制競爭對就業的影響，研究結論顯示：第一，從全國層面來看，目前我國的環境規制與就業水平呈負向變化關系，加強環境規制將會降低就業水平。總體上是因為當前我國環境規制平均強度較低，企業更容易通過解雇勞動力來降低生產成本，而非實施污染治理活動。第二，從分地區回歸結果來看，東部地區加強環境規制對就業具有顯著的正向影響，而中西部地區加強環境規制與全國層面樣本回歸結果一樣對就業產生負向影響。第三，地方政府間環境規制存在策略性競爭行為，在全國層面，地方政府間環境規制競爭總體采取逐底競爭策略，而分區域來看則存在差異，東部地區地方政府間環境規制競爭以差異化競爭策略為特征，而中西部地區地方政府間環境規制競爭以逐底競爭策略為特征，這也與全國層面的分析結果一致。第四，地方政府間環境規制競爭具有顯著的空間溢出效應，某一地區放松環境規制將會導致鄰近地區就業水平提高。

（二）政策建議

就業是民生之本，也是政府宏觀經濟政策的重要目標之一，“十三五”規劃建議指出要堅持就業優先戰略。李克強總理曾指出我們發展的目的是為了保障和改善民生，而最大的民生就是就業。隨著世界經濟一體化的發展和我國經濟發展進入新常態，各種深層次矛盾日益凸顯。政府在制定相關經濟社會政策時要從全局和“經濟—環境—民生”的三位一體出發，既要保增長，也要注重改善環境和民生。由此本文提出以下政策建議：

第一，隨著我國經濟發展水平和人們生活水平的提高，環境污染問題日益嚴重，人們對環境惡化的容忍度不斷降低，并因此呼吁政府要加大環境規制強度和環境保護的投入力度，但與此同時，也有不少人擔心加強環境規制可能會犧牲經濟增長和就業。然而從本文的分區域樣本估計結果來看，環境規制與就業之間并不矛盾或沖突。我國政府應逐步提高環境規制強度，這不僅是促進經濟發展和就業增長的需要，也是保障民生、促進人與環境和諧發展的需要。

第二，地方政府間的環境規制行為存在較強的策略互動性，尤其從整體來看，環境規制逐底競爭特征十分明顯。因此，一方面，中國環境保護與治理事務還需進一步集權，形成環境管理事權和支出責任更加匹配的格局。另一方面，應引導地方政府環境規制良性競爭，將環境規制“逐底競爭”逆轉為環境規制“標尺競爭”。此外，還要穩步推進“為和諧而競爭”的政府治理機制。在中國式分權體制下，地方政府“為增長而競爭”，在地方政府的政績考核中，需要改變以往“唯GDP論英雄”的考核模式，增加環保指標考核比重，將綠色GDP的概念落到實處，引導地方政府“為和諧而競爭”。

第三，政府要積極加大產業結構的調整力度，解決第二產業所占比重過大的問題，逐步提高第三產業比重，使產業結構向“三、二、一”的模式轉變，產業結構的優化不僅有利于吸納更多勞動力就業，而且可以緩解環境壓力。

第四，隨著我國技術水平的提高，企業（包括外資企業）對高技能勞動力的需求急劇增加，而我國的勞動力供給結構與需求結構不匹配，比較缺乏高技能勞動力，為了更好地促進就業增長，政府應該加大對教育的投入力度，包括各種學歷教育和職業技能教育，尤其是通過職業技能教育培養出更多符合社會需要的高技能勞動力。

參考文獻：

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Environmental Regulation， Environmental Regulation Competition and Employment：

An Analysis Based on Inter-provincial Spatial Durbin Model

JIANG Yong

（Zhongnan University of Economics and Law， Hubei 430073， Wuhan， China）

Abstract：

This paper examines the effects of environmental regulation and environmental regulation competition on employment based on the 2000-2014 Chinese provincial panel data by using spatial panel Durbin model. The results show that： （1） As a whole， strengthening environmental regulation can deteriorate the employment growth. In different regions， the effect of environmental regulation on employment is different. The greater strength of environmental regulation in the eastern regions has significant positive impact on employment， while the greater strength of environmental regulation in the central and western regions has negative impact on employment. （2） There exists the strategic environmental regulation competition among the local governments. From a national perspective， the environmental regulation competition among the local governments is mainly represented by “Race to Bottom” strategy. However， there exists difference among different regions. The environmental regulation competition in eastern regions is represented by the differential strategy， while the environmental regulation competition in central and western regions is characterized by “Race to Bottom” strategy. （3）Local environmental regulation competition has significant spatial spillover effects， and the relaxation of environmental regulation in a region will have a positive spillover effect on the employment of the neighboring region.

Key words：

environmental regulation；environmental regulation competition；employment