環境規制的就業效應研究

鐘明春，劉婧族

(福建江夏學院經濟貿易學院，福建福州 350108)

改革開放以來，我國國民經濟一直保持著持續快速的增長。時至今日，我國已成為世界第二大經濟體，經濟綜合實力也在不斷增強，但同時，我國粗放型的經濟增長方式似乎仍然沒有得到根本改變，伴隨著經濟增長過程中所帶來的環境污染及生態破壞問題依然異常嚴重。環保部專家的研究報告表明，目前，幾乎所有污染物的排放量均位居世界前列。我國政府對此非常重視，尤其自黨的十八大以來，作出了“促進生態文明建設”的戰略決策，并制定出臺了一系列生態與環境保護的政策措施，各地也紛紛對生態環境問題加大了整治力度。那么，環境規制的加強，對就業是否會產生不利影響呢?環境規制與就業是否一定不可兼顧？環境規制與就業究竟存在什么樣的關系?對此，筆者擬以工業領域為例就環境規制與就業的關系問題進行實證分析，以期為相關部門制定環境政策提供參考。

一、文獻綜述

(一) 國外文獻綜述

20世紀70年代以來，許多發達國家面臨著因經濟發展引發的一系列嚴重的環境污染問題，并為了緩解這一問題而大大加強了環境規制的強度。對由此引發的關于環境規制對就業影響的擔憂，引起了學術界的關注，學者們從不同的角度對此展開了研究，并取得了豐碩的成果。

早期學者們普遍認為，環境規制會通過兩種效應對就業產生兩種相反的影響：一是環境規制會通過規模效應減少就業；二是環境規制會通過替代效應增加就業。其中Kahn等(2013)[1]研究發現，由于環境規制的就業效應同時會受地區間勞動力流動的空間效應的影響，因此碳稅的征收導致了不同地區不同程度就業崗位的減少。1990年，美國商業圓桌會議發布的研究報告稱，《預測清潔空氣法案》的修正案將使得至少20萬的就業崗位消失。然而，與上述研究結果相反的是，Bezdek等(2005)[2]通過模擬研究發現，公司平均燃料經濟性(CAFE)的實施可能創造30萬的就業崗位。隨著研究的深入，許多學者也逐漸發現，環境規制對就業的影響不是簡單的增加或減少，由于同時受多種差異性的影響，環境規制對就業的影響結果也不盡相同。上世紀有學者借用庫茲涅茨界定的人均收入與收入不均等之間的倒U型曲線，提出了環境庫茲涅茨曲線學說(EKC)。2009年《世界勞工報告》也提出了“雙重紅利假說”，該假說認為適度的環境規制可以增加勞動者的就業機會，由此實現環境規制和就業的雙重紅利。

此外，國外學者還注意到，環境規制的就業效應與各區域經濟發展所處的階段以及行業密切相關。Eli Berman與Linda T.M Bui(2001)[3]研究發現，并沒有證據表明南海岸航空盆地的環境規制政策導致了大量的就業減少，并指出，這也許是由于該環境規制的對象都是資本密集型產業而非勞動力密集型產業。而Mengdi Liu與Ronald Shadbegian及Bing Zhang(2017)[4]等人通過對環境規制在中國印染業就業效應問題的研究發現，嚴格的排放標準大大減少了國內私人企業所提供的就業機會，但是對于國有企業或外資企業影響幾乎為零。

(二) 國內文獻綜述

相對國外而言，國內對于環境規制就業效應的研究稍晚些，并且學者們的相關研究大多圍繞著工業領域展開。其中李夢潔等(2014)[5]基于2003-2011年工業行業面板數據的定證研究發現，環境規制與就業呈U型關系，并且不同污染程度行業的U性曲線位置不同，不同技術水平行業的U型曲線的位置也不同，而技術升級會促進環境規制與就業實現雙贏。王勇(2013)[6]等針對工業行業環境規制與就業的關系研究發現，環境規制與就業存在U形關系：當環境規制加強時，會對工業行業的就業產生促進作用；但隨著勞動力成本上升，環境規制對就業的影響會隨之減弱。孫文元、程秀英(2017)[7]則基于工業行業技術進步的視角就環境規制對就業的影響進行了研究，并得出了與王勇等人不同的觀點。他們的研究發現，環境規制與就業呈倒U型關系，增加環境規制的強度可以促進就業，同時，環境規制也會對就業效應產生積極影響。而李珊珊(2015)[8]則以工業行業省級動態面板數據為樣本，就環境規制對就業技能結構的直接影響與間接影響做了分析，發現環境規制對異質性勞動力的就業影響呈U型的動態關系。

除了針對工業行業進行研究外，許多學者還從不同角度采用不同的方法針對環境規制的就業效應問題進行了廣泛而深入的探討。其中陳媛媛(2011)[9]等研究了我國環境規制的交叉價格彈性，發現環境規制對于就業有正向的作用。閆文娟等(2012)[10]使用門限回歸方法進行研究發現，環境規制對就業的影響絕不是非正即負的，不同門限值的環境規制的就業效應不同。以環境規制本身作為門限值時，當環境規制的強度不超過最小門限值時，環境規制的就業效應為正；當環境規制的強度超過最小門限值時，環境規制的就業效應為負。張俊(2017)[11]的研究則發現，環境規制會通過勞動力供給這一供給側要素影響FDI的流入，進而影響FDI的就業效應。婁昌龍(2016)[12]則研究了環境規制對不同行業的就業影響。他發現，環境規制的就業效應存在著行業差異，從而呈現出“U 型”“倒 U 型”和“不相關”三種情況。李夢潔、杜劍威(2014)[13]基于省際面板數據的經驗分析，研究了環境規制與就業的雙重紅利效應對中國現階段的適用問題。結果發現，現階段中國總體的環境規制強度仍處于U型曲線拐點的左側，不能實現環境規制與就業的雙重紅利。

(三) 國內外研究述評

綜上所述，國內外關于環境規制就業效應方面的研究成果頗豐，并提出了許多頗有價值的理論假說，如環境庫茲涅茨曲線學說以及雙重紅利假說，為我國學者的研究提供了許多可資借鑒的經驗。相對而言，國內學者就環境規制的就業效應的研究成果似乎更多地集中于工業領域。當然，也有不少學者套用環境庫茲涅茨曲線學說以及雙重紅利假說對我國環境規制的就業效應進行研究，并采用了各種不同的方法。但總的來說，環境規制與就業的關系仍然存在諸多爭議，亟待進一步研究，并且從現有文獻來看，基于時間序列數據的研究成果尚不多見。

二、環境規制就業效應的理論分析

環境規制對就業的影響因其產生的效應不同而結果不同。根據Morgenstern 等(2002)的研究思路[14]，我們可以分別從效應角度來分析，一是規模效應，二是要素替代效應。從規模效應角度出發，環境規制政策的推行將不可避免地導致企業的成本增加，削弱了企業的競爭優勢，促使企業縮小生產規模，從而減少了就業，環境規制政策對就業產生了負的外部效應。從要素替代效應角度出發，一方面，在環境規制政策推行伊始，企業的生產技術在短期內難以提高，為了達到政策標準，企業將增加生產末端的環境治理活動，從而增加了勞動力的投入，勞動力的需求增加，環境規制政策對就業產生了正的外部效應。另一方面，從長期來看，企業為了降低成本，實現利潤最大化，將進行綠色技術投資，在生產過程中引進或自主研發清潔技術，這將會對就業產生兩種截然不同的外部性影響：其一，由于企業技術水平提高，自動化機械的引進將減少企業對勞動力的需求數量，從而對就業產生負的外部性；其二，企業在引進或自主研發清潔技術時，將增加投入與之相匹配的技術勞動力，從而對就業產生正的外部性。

為了更好地解釋這兩個機制對環境規制就業效應影響，在此引入了Beman&Bui(2001)[15]的靜態理論模型。將治污減排成本作為準固定要素，其水平大小不隨市場變化而變化，由外源性約束決定，而不是單純由成本最小化條件決定其投入量的大小。同時將可優化配置的勞動、生產材料和資本作為可變生產要素。其成本函數如下：

CV=F(Y，X1，…，X1，Z1，…，ZJ)

(1)

其中Y代表產出，Xi代表可變要素投入量，Zj代表準固定要素投入量，為使企業利潤最大化，在一階條件下，可將三者的近似方程表示為：

(2)

假設產出Y、可變要素Xi以及準固定要素Zj分別為環境規制R的一次函數，則勞動力需求(L) 與環境規制(R)的一次函數關系可以表示為：

L=λ+ηR

(3)

對勞動力函數求一階導數，得到環境規制對就業的影響機制函數如下：

(4)

圖1 環境規制對就業的影響機制

三、模型的構建與指標的選擇

(一) 指標選取

下面通過建立實證模型來探究環境規制政策與就業的關系，模型以第二產業就業人員作為被解釋變量，以環境規制作為核心解釋變量，并將城鎮單位就業人員工資總額、總人口以及普通高等學校畢(結)業生數作為控制變量引入模型。以下變量的數據均來自于中華人民共和國國家統計局年度數據或1998-2016歷年中國統計年鑒。

1.被解釋變量

根據研究的需要，筆者將就業人數設定為模型的被解釋變量，同時由于本研究是基于工業行業時間序列數據所展開的，因此將第二產業就業人員人數指代被解釋變量。

2.環境規制指標

環境規制為論文的核心解釋變量，然而學界內針對環境規制沒有可直接度量的指標，因此學者們對于這一指標的選取各不相同。在國外學者中，安特維勒(1998)[16]選取了人均收入水平作為衡量環境規制的內生變量；拉諾伊(2008)[17]采用了治理污染總投資與企業總成本的比值作為環境規制指標；戴利和格瑞(1991)[18]選用了廠商受到環境污染稽查的嚴厲程度作為衡量指標；萊文森(1996)[19]擇取了某種污染的治污水平作為代理變量。國內學者中，婁昌龍(2016)[12]等以各省市污染治理投資完成額為治理污染所花費成本，然后設定環境規制強度的計算公式為：環境規制ERI=(治理污染所花費成本÷工業產值)×10000；李夢潔等(2016)[13]則選用污染自理設施本年運行費用與工業廢水的壁紙作為代理指標；閆文娟(2013)[10]等采用了“污染治理投資與工業廢水排放量之比”來衡量環境規制；孫文遠和程秀英(2017)[7]將人均收入水平和單位工業產值污染進行物價指數平減后作為該衡量指標。考慮到數據的準確性以及可得性等問題，模型選取了工業污染治理完成投資來作為環境規制的指標。

3.其他控制變量

(1)城鎮單位就業人員工資總額。根據環境庫茲涅茨曲線假說，在經濟發展水平較低的國家，環境污染的程度較輕，隨著人均收入的增加，環境污染程度由低趨高；當該國經濟發展達到一定水平后，即到達某個臨界點或稱“拐點”以后，隨著人均收入的進一步增加，環境污染又由高趨低，環境質量逐漸得到改善[20]。同時，考慮到數據的可觀測性，模型中采用了城鎮單位就業人員工資總額作為控制變量之一。

(2)總人口。人口數量對于一個國家來說至關重要，是影響國民經濟發展的重要因素。人口數量的增加不僅會大大提高一個國家的產出水平，而且還會對一國的消費產生重要影響。此外，還關系到一國的勞動力供給問題。

(3)普通高等學校畢(結)業生數。一個國家整體的教育水平關系到本國的科技水平和就業結構，并進而對企業面臨環境規制時的決策傾向產生重大影響，繼而又通過要素替代效應和規模效應對就業產生不同的影響。因此模型中納入普通高等學校畢(結)業生數作為控制變量之一。

(二) 模型構建

根據研究需要，現構建計量模型如下：

Y=β1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+Ui

(5)

其中Y代表第二產業就業人員人數，X2代表環境規制，X3代表城鎮單位就業人員工資總額，X4代表總人口，X5代表普通高等學校畢(結)業生數。

四、模型估計與檢驗

(一) 模型估計

根據上述回歸模型的設定，利用Eviews軟件，經數據處理得到結果如圖2所示：

圖2 Eviews計算結果

(二) 模型檢驗

1.擬合優度檢驗

2.t檢驗

3.F檢驗

假設H0∶β1=β2=β3=β4=β5=0，H1∶β1，β2，β3，β4，β5不全為零，在給定顯著性水平α=0.05的情況下，查F分布表可得Fα(k-1，n-k)=F0.05(4,14)=3.11，因為F=76.51949﹥F0.05(4,14)，所以拒絕原假設H0∶β1=β2=β3=β4=β5=0，而不拒絕備擇假設H1∶β1，β2，β3，β4，β5不全為零，說明回歸方程顯著，即列入模型的各個解釋變量環境規制、城鎮單位就業人員工資總額、總人口與普通高等學校畢(結)業生數聯合起來對被解釋變量就業有顯著影響。

(三) 模型調整

1.參數估計與解釋變量問題的處理——檢驗多重共線性

由圖2可以看出，環境規制政策對就業產生的影響途徑主要有兩種效應——規模效應和要素替代效應，并隨經濟發展狀況不同而不同，因此在一國不同經濟發展階段，符號的正負取決于兩種效應相抵的結果。X3代表城鎮單位就業人員工資總額，一方面，就業工資越高，有就業意向的人也就越多，就業人數也就越多。另一方面，工資越高，部分企業會減少就業需求，從而減少成本，進而就業人數減少。兩種效應相比較，符號正負取決于哪一種效應更強。該回歸結果X3符號為正，說明第一效應作用較強，該符號不存在異常。X4是總人口，人口基數越大，就業人數越多。根據回歸結果，該系數符號為正，不存在異常。X5代表普通高等學校畢(結)業生數，畢業生數越多，符合就業要求的人口基數也就越多。根據回歸結果，該系數符號為正，符合經濟常識，不存在異常。

為了進一步檢驗該模型中是否存在多重共線性問題，作輔助回歸計算方差擴大因子(VIF)的值，具體參見表1：

表1 各變量解釋VIF值

由于輔助回歸的可決系數較低，經驗表明，方差擴大因子VIFj≥10時，通常說明該解釋變量與其余解釋變量之間有嚴重的多重共線性，而這里的X2、X3、X4、X5的方差擴大因子皆遠遠小于10，表明該模型不存在嚴重的多重共線性問題。

2．隨機擾動項——檢驗模型的異方差

由上述估計結果，現采用懷特(White)檢驗的方法對模型進行異方差檢驗，并運用Eviews軟件構造輔助函數，結果見圖3。

五、實證結果分析

(一) 經濟意義分析

由圖2可以看出，環境規制與就業間存在著密切的關系，但在我國目前的發展階段，當環境規制每加強1個單位，就業人數則減少0.000 468個單位。除此之外，其余解釋變量也對就業有著顯著的影響。城鎮單位就業人員工資總額每增加1個單位，就業人數則增加0.176 760個單位；總人口數量每增加1個單位，就業人數增加2.964 537個單位；普通高等學校畢(結)業生數每增加1個單位，就業人數則增加12.324 39個單位。

(二) 變量關系分析

為了進一步探討環境規制政策與就業之間的關系問題，利用Eviews軟件繪制了環境規制與就業關系的散點圖，參見圖4。

圖4 環境規制與就業關系散點圖

由圖4可以看出，環境規制政策與就業間存在著明顯的U型曲線關系，且存在“門檻”效應。當環境規制強度相對較弱時，即工業污染治理投資較少時，就業數量隨著環境規制的增加而減少。由此可見，在環境規制的初期，工業行業的企業偏向于將環境規制的成本轉嫁為生產成本，因而采取縮小企業規模的方法來降低企業成本，即縮小該企業對于勞動力的需求。此時，環境規制對就業產生了規模效應，造成就業人數的下降。當環境規制的力度達到一定程度時，即工業污染治理投資達到20億元時，就業人數達到了最低。此數據點作為“門檻”，在此之后，隨著環境規制實施力度的增強，就業數量也隨之明顯地上升。此時，環境規制政策對就業產生了要素替代效應。一方面，工業行業的部分企業傾向于采取加強治污減排力度、增加生產末端的環境治理活動等方式，進而催生了對勞動力的需求，繼而導致就業人數的增加；另一方面，部分企業則通過增加研發資本的投入來提高污染治理水平，從而催生對環?？萍疾块T及環保產業勞動力的需求。當然，隨著環境規制強度的增大，環保科技水平的提高也會在一定程度上對就業需求產生擠出效應。根據波特假說，即適當的環境規制將刺激技術的革新，從而提高企業的產品質量，使企業重新獲得競爭力。此時，工業行業內的企業已獲得先進的環境治理技術，以高效的清潔技術代替了部分的勞動力，從而減少了對勞動力的需求，使得就業人數減少。

六、結語及對策建議

結合前文的研究可知，環境規制與就業的關系并不是簡單的線性關系，而是呈U型曲線關系。一方面，在實施環境規制的初期，即當環境規制強度較低時，企業傾向于通過減少勞動力需求的方式來減少生產成本，進而轉嫁治污成本，從而使環境規制對就業起著消極作用，使企業對勞動力的需求減少。此時，環境規制與就業的關系處在U型曲線的拐點左側。而當環境規制實施強度提高到一定程度時，企業會轉而增加清潔技術研發投資，包括清潔技術在內的科技創新一方面會對勞動力發揮一定的替代作用，勢必會降低對勞動力的需求。但同時，由于環?？萍嫉膭撔拢矔龠M環保產業的發展，進而使得環保產業催生大量的勞動力需求。此時，環境規制對就業會發揮積極作用，環境規制與就業的關系處在U型曲線的拐點右側。因此，單純從就業角度出發的話，建議在不同經濟發展階段，實行相對靈活的環境規制政策：在經濟發展初級階段，通過優化產業結構，降低環境規制強度的方式來促進環境的治理與改善；而在經濟發展到一定程度時，則可以通過大力加強環境規制，促進科技研發與創新的方式來推進經濟的可持續發展。