環境規制對異質性勞動力就業的影響

摘要 近年來隨著我國環境規制力度的不斷強化，如何兼顧環境規制與就業穩步增長已成為理論研究者與決策者共同關注的問題。本文借鑒了AK模型中引入環境污染強度的方法，將環境污染強度作為環境要素引入C-D函數，通過生產者均衡條件推導出就業的影響因素模型，并運用我國1995-2012年省級動態面板數據實證檢驗了加強環境規制對勞動力就業的影響，最后基于勞動力收入、受教育程度異質性視角考察了環境規制影響勞動力就業的差異性。研究發現：環境規制與我國就業之間的關系并不沖突?？傮w來看，環境規制與我國就業之間存在U型曲線的動態關系，即呈現先抑制后促進的作用；從不同勞動力收入水平地區來看，高收入地區環境規制對就業的影響表現為先抑制后促進的作用，中等收入地區環境規制的就業效應不顯著，低收入地區環境規制會明顯促進就業增長，造成這一現象的原因與不同收入水平地區的產業結構差異有關；從不同勞動力受教育程度地區來看，高教育和中等教育程度地區環境規制的就業效應呈現先抑制后增長的作用，低教育程度地區環境規制對就業產生顯著的正面效應，造成這一差異的原因與受規制企業和不同受教育程度勞動力的匹配程度有關。本文認為，我國政府應切實提高環境規制力度，避免出現財政分權下地方政府競爭導致的環境規制軟化現象，同時，地方政府在制定環境政策時應體現差異性：高收入水平地區和高教育程度地區可實施較高水平的環境規制力度，充分發揮環境規制高成本對該地區就業增長的積極效應；中低收入水平地區關鍵應促進產業結構的調整與升級，適度提高第三產業產值占GDP的比重；中低教育程度地區應擴大環境領域教育投入，并通過構建產學研用平臺以避免環境技術成果與市場需求的脫節，有效促進環境技術成果的市場轉化率。

關鍵詞 環境規制；異質性勞動力；動態面板數據

中圖分類號 F427 文獻標識碼 A 文章編號 1002-2104（2015）08-0135-09 doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2015.08.017

“十二五”《規劃綱要》提出“生態環境質量明顯改善”與“就業持續增長”的目標：我國要“堅持把建設資源節約型、環境友好型社會作為加快轉變經濟發展方式的重要著力點”，同時，“把促進就業放在經濟社會發展優先位置”，旨在“促進經濟社會發展與人口、資源、環境相協調，走可持續發展之路”。那么，如何兼顧節能減排目標與就業增長目標？盡管環境規制與就業關系的探討至今已積累了較為豐富的國外研究成果，但大多以發達國家為背景的環境規制對就業影響的研究，是否同樣符合發展中國家的現實？本文以此為切入點，探討開放經濟條件下基于異質性勞動力就業視角的環境規制政策的轉型方向、目標與內容。

1 文獻綜述及傳導機制

關于環境規制對就業影響的理論分析，從影響的傳導機制來看，環境規制的實施會通過成本效應、要素替代效應、外商直接投資流動、貿易比較優勢等直接或間接渠道對就業產生影響。具體來看：一是環境規制會通過提高企業生產成本直接影響就業。MiShra and Smyth[1]指出，投入環境治理的企業可能會通過降低工資的方式轉嫁治污成本；二是環境規制會通過要素替代效應直接影響就業。環境規制對能源價格的沖擊可能帶來兩種相反的就業效應：一方面，環境規制對能源價格的正向沖擊可能導致企業家雇傭更多的勞動力而投入較少的資本[2]，另一方面，提高能源價格所產生的需求也可能會創造出旨在供應高能效設備與服務的就業機會[3]；三是環境規制會通過改變FDI選址，進而間接影響FDI的就業效應。“污染天堂假說”依據比較優勢原理，認為重度污染企業將從環境嚴格規制的發達國家遷至環境規制相對松散的不發達國家[4]，而也有持相反的觀點認為環境規制帶來的成本增長對FDI企業選址決策并不存在明顯影響[5]；四是環境規制會弱化對污染密集型產品的貿易比較優勢，從而間接影響對外貿易的就業效應。依據“污染天堂假說”，環境規制水平較低的發展中國家在生產與出口污染密集型產品方面具有比較優勢，環境規制的強化會削弱發展中國家污染密集型產品的出口競爭力與盈利能力，國際市場份額降低，進而導致產量下降和就業擠出。

關于環境規制對就業影響的實證分析，分別運用投入產出模型、結構模型以及可計算的一般均衡模型等，表現在三個方面：一是環境規制的強化不利于就業增長，近三年代表性研究為，Deschenes[6]對美國1976-2007年間電價與勞動力市場活動的關系、Kahn and Mansur[7]對美國各州碳稅與制造業就業的關系以及Dissou and Sun[8]對碳減排政策與勞動力市場剛性關系的考察；二是環境規制的強化有利于就業增長，近三年代表性研究為，Hanna and Oliva[9]對墨西哥環境污染與勞動力供給之間的關系、陳媛媛[10]對我國環境規制的交叉價格彈性以及Kondoh and Yabuuchi[11]對排放稅與失業率的關系的考察；三是環境規制對就業的影響不確定。不確定的因素之一：行業類型的差異，比如行業能源密度差異[12]、產業結構[13-14]等，不確定因素之二：生態創新類型差異，比如產品與服務生態創新、一體化工藝與物流生態創新[15]、原材料與能源節約型生態創新[16]，不確定因素之三：勞動力的差異，比如勞動力熟練程度[17]、勞動力成本份額[18]。

由國內外文獻的梳理可知，國外文獻運用發達國家數據，揭示了環境規制對就業影響的動態效應與內在傳導機制，而國內學者的研究才剛剛起步，陸旸[13]、陳媛媛[10]、王勇等[18]分別從工業行業的視角展開了經驗研究。然而，環境庫茲涅茨曲線理論顯示，環境規制的經濟效應與各區域經濟發展階段密切相關，從省級層面考察能更好地揭示不同階段兩者之間的關系，國內僅有閆文娟等[14]運用省級面板數據進行分析，但只對環境規制與產業結構影響因素進行了測度，缺乏基于異質性勞動力視角的環境規制就業效應的系統考察。

進一步從環境規制對異質性勞動力就業的影響機制來看，參考Morgenstern et al.[21]的思路，環境規制對異質性勞動力就業的影響包括“成本效應”和“要素替代效應”：其一，“成本效應”。環境庫茲涅茨曲線展示了勞動力收入與環境質量之間倒U型變化關系，即當勞動力收入較低時，相應環境規制力度較弱，受規制企業直接將環境規制成本轉嫁至生產成本，進而通過壓縮生產規模導致就業規模的減少，當勞動力收入較高時，相應環境規制力度較強，環境規制高成本將倒逼受規制企業實施環境技術的研發創新活動，而環境技術的改進有利于就業機會的增長；其二，“要素替代效應”。受規制企業無論是選擇生產末端的清潔化操作，還是實施生產過程的清潔改進，均需要增加與清潔治理活動相匹配的技術勞動力投入，包括環境的監督治理、污染處理設備或者高能效設備的操作等，這些清潔治理活動有利于技術勞動力就業增長，而勞動力的技術含量與勞動力受教育程度密切相關。為此，本文擬從以下兩個方面進行完善：其一，以中國各省級數據為樣本，系統考察環境規制影響中國就業的動態效應及其內在機制；其二，基于勞動力收入、受教育程度異質性視角進行考察，區分收入水平、受教育程度因素對環境規制就業效應的影響。

李珊珊：環境規制對異質性勞動力就業的影響

中國人口·資源與環境 2015年 第8期

2 模型構建、變量與數據處理說明

2.1 理論模型構建

（1）假設一國或地區工業有I個省市區，每個省市區設定為i，且i∈I，Yit代表t時刻省市區i的產出，借鑒Stokey（1998）[19]在AK模型中引入環境污染強度的處理方法，將環境污染強度作為環境要素引入生產函數，則Yit的生產函數中投入要素包括勞動Lit、資本Kit、技術Ait、環境EPit。

（2）假設國外資本通過“FDI資本投入”、“FDI示范與模仿”、“人員流動”、“FDI競爭”等渠道影響東道國產出，國外資本Kfit與國內資本Khit共同構成總資本Kit。

（3）假設環境規制力度越強，所投入的環境治理成本占生產成本的比重越高，單位產出的污染排放量越少。1995年以來，隨著我國環境規制力度的不斷強化，單位產出的三廢排放量呈現不斷減少的趨勢，這一假設與本文所取樣本的實際相符合。

（4）假設代表性企業的具體函數設為柯布-道格拉斯函數形式：

f（Lit，Khit，Kfit，EPit）=（Lit）α（Khit）β（Kfit）γ（EPit）θ（1）

其中，對環境污染強度進行標準化處理使EPit∈[0，1]，以反映生產活動對環境的污染程度。其中，參數α、β的取值滿足：0<α<1，0<β<1，參數γ、θ取值有可能大于0，也有可能小于0，原因在于：第一，FDI既可能通過“FDI資本投入”直接促進東道國國內產出規模的擴大，或通過“FDI示范與模仿”和“人員流動”等渠道的技術溢出促進東道國生產率提升以間接促進國內產出的增長，也可能通過“FDI競爭”渠道擠出國內資本投入進而對國內產出產生負面影響；第二，在不考慮環境因素的情況下，EP=1，表明實際產出與潛在產出相等，而在考慮環境因素的情況下，EP<1，其中，當環境成本占生產成本的比重較小，企業可能選擇生產末端的污染治理方式，治污投入擠占生產成本投入，此時θ>0，但隨著環境成本占生產成本的比重達到一定程度，環境高成本會倒逼企業致力于生產過程清潔技術的研發與應用，能在減污的同時促進實際產出的增長，此時θ<0，由此可知，θ取值會隨環境成本比重的變化而動態變化。

（5）假設pit代表i地區第t期代表性企業產出品價格，類似地，wit、rhit、rfit分別代表勞動力工資、國內資本利息以及國外資本FDI利息。

依據上述假設，東道國代表性企業的生產函數為：

Yit=Aitf（Lit，Khit，Kfit，EPit）

=Ait（Lit）α（Khit）β（Kfit）γ（EPit）θ （2）

其利潤函數為：

πit=pitAitf（Lit，Khit，Kfit，EPit）-witLit-rhitKhit-rfitKfit-θitEPit （3）

則代表性企業利潤最大化需要滿足的條件如下：

πitLit=0即pitAitf（Lit，Khit，Kfit，EPit）Lit=wit（4）

對方程（1）等式兩邊求關于Lit的偏微分如下：

f（Lit，Khit，Kfit，EPit）Lit=α（Lit）α-1（Khit）β（Kfit）γ（EPit）θ（5）

將方程（5）的結果代入方程（4），并對等式兩邊取對數：

lnLit=11-αlnα+11-αlnpit+11-αlnAit+β1-αlnKhit

+γ1-αlnKfit+θ1-αlnEPit-11-αlnwit（6）

從方程（6）推知，可能影響東道國國內就業的因素包括物價、技術、國內資本、國外資本FDI、環境規制以及工資等，其中，物價、技術、國內資本因素的系數為正，工資因素的系數為負，表明前者有利于促進國內就業增長，后者對國內就業存在負面影響，而國外資本FDI、環境規制的系數取值與參數γ、θ的取值有關。關于各因素影響方向的判斷是在滿足新古典經濟學個人理性、市場均衡、完全競爭等一系列核心假設的條件下得到的，然而，上述假設條件并不符合中國經濟的現實背景，為此，本文運用中國省級動態面板數據對各影響因素的就業效應進行驗證。

2.2 計量模型構建

基于方程（6），考慮到θ值可能存在的動態變化，本文構建計量模型如下：

lnLit=λ0+λ1lnpit+λ2lnAit+λ3lnKhit+λ4lnKfit+λ5lnEPit+λ6（lnEPit）2+λ7lnwit+δi+εit（7）

其中，參數δi反映各省市區差異的非觀測效應，參數εit為隨機擾動項。

由于存在就業剛性現象，當期就業規?？赡軙艿缴弦黄诰蜆I規模的影響，因此，在方程（8）中引入被解釋變量的滯后一期，將靜態面板模型擴展為動態面板模型如下：

lnLit=λ0+λ1lnLi，t-1+λ2lnpit+λ3lnAit+λ4lnKhit+λ5lnKfit+λ6lnEPit+λ7（lnEPit）2+λ8lnwit

+δi+εit（8）

為進一步考察勞動力收入水平、受教育程度異質性對環境規制就業效應影響的差異，本文進一步根據勞動力收入水平、受教育程度的特征進行了分組檢驗。由于方程（8）中引入了被解釋變量滯后一期而導致嚴重的內生性問題，運用固定效應方法的參數估計是非一致的。因此，本文分別運用差分廣義矩（DIF-GMM）方法和系統廣義矩（SYS-GMM）方法進行估計。

2.3 變量與數據處理說明

2.3.1 變量說明

本文測度的變量包括勞動力就業、物價、國內資本、國外資本、環境規制、工資以及技術進步。具體來看：勞動力就業水平。運用各省市區年末總就業人數來表示；物價水平。運用各省市區居民消費物價指數（CPI）來表示；國內資本。運用永續盤存法測算的各省市區資本存量來表示，參考張軍等 [20]的方法進行數據補充；國外資本。運用各省市區實際外商直接投資額表示；環境規制。運用各省市區單位產出的廢水、廢氣以及固體廢棄物的污染排放量標準化值的倒數表示；工資水平。由于存在“工資粘性”現象，本文運用各省市區城鎮職工的名義平均工資表示；技術進步。運用各省市區環境全要素生產率進行衡量，并選用基于數據包絡分析法（DEA）的非徑向非角度的SBM指數測度環境全要素生產率，模型的投入變量包括國內資本、勞動力和能源消費量，產出變量包括國內產出和三廢污染物排放量。

2.3.2 數據處理說明

由于1995年后才開始公布分類型能源消費條目，且海南、西藏地區數據缺失，基于數據的可得性與統計口徑的一致性，本文將重慶并入四川，并選擇以1995-2012年中國28個省市區為研究樣本。各變量數據來自《中國統計年鑒》、《中國勞動統計年鑒》、《中國人口和就業統計年鑒》、《中國環境統計年鑒》、《中國能源統計年鑒》各期，并以1995年為基期換算成不變價。

3 實證結果分析

本文分別運用DIF-GMM與SYS-GMM估計方法對全國、不同勞動力收入以及受教育程度地區的環境規制就業效應進行實證分析，對應方程（8）。由于SYS-GMM方法的估計效率更高，為此，本文以此方法的估計結果為主，并選用Stata 12.0 軟件進行分析。

3.1 基于全國層面的環境規制就業效應

表1顯示對全國動態面板數據的估計結果。Sargan檢驗表明不存在工具變量的過度識別問題，同時，AR（1）、AR（2）檢驗均顯示工具變量的選擇是有效的。從全國層面的估計結果來看，環境規制變量的一次項估計系數為負，二次項估計系數為正，均通過1%的顯著性水平，說明環境規制與就業之間存在U型曲線的動態關系，即隨環境規制力度的不斷增強，環境規制對就業規模產生先抑制后促進的作用。借鑒Morgenstern et al.[21]的思路，可能存在雙重“門檻效應”：當環境規制力度尚未達到門檻值時，企業不會選擇實施環境治理活動，而是通過“成本效應”將環境規制成本直接內化于企業生產成本，形成環境規制成本對生產資本的擠出，或者導致企業將環境規制成本轉嫁至產出品價格，市場份額降低，進而企業生產規模與就業規模隨之減少；當環境規制力度跨越第一門檻值時，環境規制成本占企業生產成本的比重較高，較高的污染治理成本會使企業優先選擇實施生產末端污染治理的環境治理活動，由于我國現階段勞動力成本較低，企業在生產末端污染治理活動中傾向于投入更多的勞動力，進而形成勞動力對資本的“要素替代效應”，進而有利于就業規模的增長；當環境規制力度進一步增強并跨越第二門檻值時，環境規制高成本會倒逼企業通過研發投入實施生產過程的環境治理活動，進一步強化勞動力對資本的“要素替代效應”。正如相關研究顯示，我國沿海地區經濟發達地區已經跨越環境庫茲涅茨曲線的拐點 [22]，部分地區第三產業占GDP的比重超過0.383 3，環境規制對就業是有正的促進作用的 [14]。

從控制變量估計系數來看，技術進步變量的估計系數均為正，并通過了1%的顯著性水平檢驗，表明以環境全要素生產率測度的技術進步能促進就業增長，這是由于環境全要素生產率的提高所帶來的生產過程環境效率改進會盡可能減少對資本和自然資源的損耗，有利于提高單位產出勞動力的投入水平，這一結論與王勇等[18]的研究結論相反，可能與本文測度技術進步指標中納入了環境因素有關。國內資本變量的估計系數均為正，通過了1%的顯著性水平檢驗，表明國內資本存量能明顯促進就業規模的增長，原因在于國內資本存量增長所導致的廠房和資本設備投入的增加，需要投入更多的勞動力與之相匹配，進而對勞動力的需求隨之增長，這一結論與理論模型的預期相一致。FDI變量的估計系數均為負，達到了1%的顯著性水平，說明FDI流量對就業具有替代效應，原因是FDI流入對國內資本投入擠出和生產率提升所帶來的就業“替代效應”大于FDI流入對生產規模擴大的“創造效應”，進而抑制就業增長，理論模型中對應的參數γ應取負值。SYS-GMM估計法得出的物價水平變量估計系數為正，僅達到10%的顯著性水平，表明物價水平的上漲會降低勞動力的實際成本，企業對勞動力的需求隨之增長，與理論模型的預期相符合。名義工資水平變量的估計系數均為負，通過1%的顯著性水平檢驗，說明勞動力名義成本的上升不僅會直接減少企業對勞動力的需求，還會改變企業在實施環境治理活動中對勞動力的投入偏好，選用資本替代勞動力，從而弱化環境規制對就業的增長效應。此外，因變量滯后一期估計系數在1%的水平上顯著為正，說明前一期就業規模對當期就業規模存在明顯的正面效應，因此，本文選用動態面板數據進行考察是合理的。

3.2 基于勞動力收入水平差異的環境規制就業效應

為考察不同勞動力收入水平地區的環境規制就業效應的差異，本文按樣本期間人均GDP的平均值將我國28個省市區劃為高收入、中等收入以及低收入地區，然后對應方程（8），分別運用DIF-GMM與SYS-GMM估計方法對三個地區的動態面板數據進行分析，估計結果見表1。從估計結果來看，根據環境規制變量的一次項與二次項估計系數，高收入地區估計結果與全國面板數據的估計結果相吻合，中等收入地區估計系數不顯著，低收入地區的一次項估計系數顯著為正，造成這一現象的原因可能與不同收入水平地區的產業結構差異有關。由于不同的產業結構吸納的就業人數有較大的差異[23]，環境規制對不同產業就業規模的影響程度也會存在較大差別：高收入地區第三產業占GDP的比重較高，對就業的吸納潛力最強，中低收入地區第二產業占GDP的比重較高，對就業的吸納能力明顯不及第三產業，低收入地區雖以第二產業為主導，但其第二產業擁有最高的資本-產出比[24]，對就業的吸納能力最低，因此，理論推測是環境規制通過“成本效應”和“要素替代效應”對高收入地區就業規模的影響較為顯著，而對中低收入地區就業的影響程度隨收入減少而遞減，因此，根據理論推測應表現為高收入地區估計系數顯著，中低收入地區估計系數顯著性水平降低或不顯著。但事實上低收入地區的樣本估計結果與理論推測相反，該結果顯示低收入地區環境規制能在1%的顯著性水平上促進就業規模增長，這一估計結果與低收入地區的特殊性有關：低收入地區國有企業員工占員工總量的比例長期維持在70%以上，而國有企業即使存在隱性失業也難以及時調整，統計上仍然表現出穩定的就業，因此，影響低收入地區就業的關鍵因素更多地源于地方政府對國有經濟的控制這類“體制內”層面[24]，對以國有經濟為主體的低收入地區就業影響的考察不應忽視地方政府、國有經濟對就業的干預因素，若在模型（8）中納入這些“體制內”關鍵因素，可以初步判斷，環境規制對低收入地區就業并不一定存在穩定的正相關關系。

從控制變量估計系數來看，高收入和低收入地區技術進步變量、FDI變量的估計系數與全國面板數據估計結果相吻合，中等收入地區的估計系數不顯著，其中，對于技術進步的就業效應而言，可能原因是中等收入地區產業以傳統資源型重工業為主，而傳統資源型重工業嚴重依賴資本、自然資源的投入，因此，該地區傳統資源型重工業環境全要素生產率的改進對就業規模的促進作用是非常有限的；對于FDI流量的就業效應而言，相對于低收入地區，中等收入地區憑借勞動力、資源以及交通等優勢，成為承接來自高收入地區勞動密集型FDI企業的主導，有利于促進中等收入地區的就業“創造效應”，緩解了該地區FDI流

表1 基于全國及不同勞動力收入水平地區的估計結果

Tab.1 Estimate results from the whole country and different income areas

入對就業規模的抑制作用。三個地區的國內資本變量、名義工資水平變量的估計系數與全國面板數據估計結果基本一致。物價水平變量在三個地區的估計系數均沒有通過顯著性水平檢驗，表明由于存在“工資粘性”，顯著影響企業勞動力需求的是勞動力名義成本，而非實際成本。類似地，不同勞動力收入水平地區因變量滯后一期估計系數在1%的水平上均顯著為正，說明運用動態面板數據進一步分地區考察是必要的。

3.3 基于勞動力受教育程度差異的環境規制就業效應

為考察不同勞動力受教育程度地區的環境規制就業效應的差異，本文按樣本期間大專及以上學歷人口占總人口比重的平均值將我國28個省市區劃分為高教育、中等教育以及低教育水平地區，然后對應方程（8），分別運用DIF-GMM與SYS-GMM估計方法對三個地區的動態面板數據進行分析（見表2）。從估計結果來看，高教育和中等教育水平地區環境規制變量的一次項估計系數和二次項估計系數與全國面板數據估計結果相吻合，而低教育水平地區的一次項估計系數顯著為正。結合實際情況來看，當環境規制跨越門檻值，企業實施生產末端或生產過程的污染治理活動時，需要從事清潔操作或清潔技術研發活動的技術勞動力與之相匹配，由于低教育水平地區非技術勞動力占總人口比重較大，該地區環境治理活動對就業的正面促進作用不及高中等教育水平地區，但事實上低教育水平地區的樣本估計結果與實際情況不符。與上文類似，產生這一現象的原因與低教育水平地區的特殊性有關，由于低教育水平地區大多分布在西部地區，市場化程度不高，因此，影響就業的關鍵因素更多來自地方政府和國有經濟的干預，若在考察低教育水平地區的模型中遺漏這些關鍵因素，可能會導致環境規制系數的估計偏誤。

從控制變量的估計系數來看，高教育水平地區技術進步變量、FDI變量的估計系數均與全國面板數據的估計結果相似，中低教育水平地區估計系數均不顯著，其中，對于技術進步的就業效應而言，環境全要素生產率的改進來自企業對生產末端或生產過程的污染治理活動，這些污染治理活動需要技術勞動力的參與，主要從事生產末端的清潔操作或清潔技術的研發活動，由于高教育水平地區技術勞動力規模相對較大，因此技術進步對高教育水平地區的就業的正面影響更顯著；對于FDI流量的就業效應而言，FDI主要集中在制造業價值鏈的低端加工環節，這些低端加工環節對勞動力的技術含量要求不高，這使FDI的就業“創造效應”主要體現在非技術勞動力的就業創造方面，由于中低教育水平地區非技術勞動力規模相對較大，因此FDI對中低教育水平地區的就業創造作用，抵消了FDI對國內資本擠出和生產率提升導致的就業替代的負面作用，弱化了FDI對就業規模的抑制效應。三個地區的國內資本變量、名義工資水平變量的估計系數與全國面板數據的估計結果基本一致。除了中等教育水平地區物價水平變量的估計系數在5%的水平上顯著為正以外，其余地區估計系數均沒有通過顯著性水平檢驗，而三個地區名義工資水平變量的估計系數均在1%的水平上顯著為負，表明存在“工資粘性”現象，即勞動力名義工資對企業勞動力需求的影響更明顯。類似地，不同受教育程度地區因變量滯后一期估計系數在1%的水平上均顯著為正，表明運用動態面板數據進一步分地區考察是合理的。4 主要結論與政策啟示

4.1 主要結論

本文運用1995-2012年我國28個省級動態面板數據，對環境規制的就業效應進行考察，結論顯示：

第一，從全國范圍來看，我國環境規制與就業之間存在U型曲線的動態關系，換言之，環境規制對就業的影響隨環境規制力度的增長，呈現先抑制后促進的作用。本文認為我國環境規制的就業效應存在雙重門檻值，其中，當環境規制力度尚未達到門檻值時，環境規制通過“成本效應”抑制就業規模的上升，而當環境規制力度跨越第一和第二門檻值時，環境規制通過勞動對資本的“要素替代效應”促進就業增長。

第二，從不同勞動力收入水平地區來看，高收入地區環境規制對就業的影響表現為先抑制后促進的作用，中等收入地區環境規制的就業效應不顯著，低收入地區環境規制會明顯促進就業增長。本文認為高收入地區第三產業比重較高，就業吸納潛力最強，中等收入地區第二產業比重較高，就業吸納能力次之，低收入地區雖以第二產業為主導，但其第二產業內部資本-產出最高，就業吸納能力最弱，從而導致環境規制對高收入地區就業的影響更顯著。其中，低收入地區的估計結果與實際情況不符，這與低收入地區估計時未納入“體制內”關鍵因素有關。

第三，從不同勞動力受教育程度地區來看，高教育和中等教育程度地區環境規制的就業效應呈現先抑制后增長的作用，低教育程度地區環境規制對就業產生顯著的正面效應。本文認為，當環境規制尚未跨越門檻值時，環境規制通過“成本效應”對三個地區就業產生負面影響，而當環境規制跨越門檻值時，企業實施污染治理活動需要技術勞動力與之相匹配，由于高中等教育程度地區技術勞動力規模相對較大，因而會明顯促進高教育和中等教育程度地區就業增長。低教育程度地區的估計結果與實際情況矛盾，類似地，這可能與低教育水平地區考察時忽略了“體制內”非市場化因素，導致低教育程度地區就業模型的估

計偏誤有關。

4.2 政策啟示

依據上述主要結論，本文認為：環境規制與就業之間的關系并不沖突，盡管環境規制最初會對就業產生一定的負面影響，但在我國現階段勞動力低成本的背景下，環境規制的高成本會促使企業運用低成本技術勞動力參與生產末端的清潔操作，或倒逼企業運用低成本技術勞動力參與生產過程清潔化的研發活動，以規避環境規制高成本的壓力。由此可知，較弱的環境規制力度會導致就業損失，而環境規制的適度強化反而有利于就業增長，因此，我國政府應切實提高環境規制力度，避免出現財政分權下地方政府競爭導致的環境規制軟化現象。由于不同勞動力收入水平地區和不同勞動力受教育程度地區環境規制就業效應存在較大差異，各地方政府從就業穩定增長的視角出發制定的環境規制政策應體現政策的差異性：由于沿海經濟發達地區已經跨越環境庫茲涅茨曲線的拐點[22]，高收

表2 不同受教育程度地區的估計結果

Tab.2 Estimate results from different education level areas

入水平地區和高教育程度地區可實施較高水平的環境規制力度，充分發揮環境規制高成本對該地區就業增^長的積極效應；由于中低收入水平地區產業結構對就業的吸納能力不足，限制了環境規制對就業的影響范圍，因此這些地區的首要任務是加大對產業結構的調整力度，在合理調整三大產業之間關系的條件下，適度提高第三產業產值占GDP的比重；中低教育程度地區除了應擴大對環境技術專業領域的教育投入以外，各地方政府應嘗試通過構建環境技術的產學研用平臺，避免環境技術研發成果與市場需求脫節所導致的人力資源浪費，提高環境技術的市場轉化率，并運用公共財政環保投入對具有良好市場潛力的研發項目予以有效補貼。

（編輯：王愛萍）

參考文獻（References）

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Effects of Environmental Regulation on Heterogeneous Labors Employment：

An Analysis Based on Provincial Dynamic Panel Data

LI Shanshan

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

Abstract In recent years， as the environmental regulation intensity is increasing in China， how to reconcile environmental regulation and sustainable employment growth has become the common focus of theoretical researchers and policymakers. According to the method of introducing environmental pollution intensity into the AK model， this paper introduces environmental pollution intensity as environmental factor into C-D function， then seeks the factors that determine the labors employment and deduces the equation modeling from producer equilibrium condition for data analysis， and uses 1995-2012 provincial dynamic panel date to conduct an empirical research about the effects of environmental regulation intensity on labors employment， and at last this paper tests the disparity of environmental regulation intensity on labors employment based on the perspective of labor revenue and educational background heterogeneity. The findings are： the relationship between environmental regulation and employment is not in conflict in China. As a whole， the employment follows a U-shaped pattern related to environmental regulation in our country， which means the employment with the increase of environmental pollution intensity will be improved after the deterioration in the initial stage. As far as different labor income areas are concerned， the employment of high income areas with the increase of environmental pollution intensity will be improved after the deterioration in the initial stage， and the effect of environmental regulation on employment is not significant in middle income areas， and environmental regulation could evidently improve the employment growth in low income areas. The reason for this phenomenon is related to the industrial structure specialization in different income areas. As far as different education level areas are concerned， the employment of high and middle education level areas with the increase of environmental pollution intensity will be improved after the deterioration in the initial stage， and environmental regulation has obvious positive effects on employment in low education level areas. The reason for the difference is relevant to the fitting degree of the enterprises under regulatory constraint to the labor with different educational background. This paper points out that our government should practically increase environmental regulation intensity， and avoid the phenomenon of soft environmental regulation caused by local government competition under the fiscal decentralization system， meanwhile， our local government should make different environmental policy in different areas. Governments in areas at high income and high education level could make relatively higher environmental regulation intensity in order to give full play to the active effect of the high cost of environmental regulation on employment growth. Governments in areas with middle and low income should make efforts to enhance the industrial structures adjustment and upgrade， and increase the ratio of tertiary industry in GDP appropriately. Governments at middle and low education level should enlarge the educational expenditure， and avoid the discrepancy of environmental technology achievement and market demand through constructing “industryeducationresearchapplication” platform， and effectively improve the market conversion rate of environmental technology achievement.

Key words environmental regulation； heterogeneous labor； industrial sector； dynamic panel data