環境規制對我國建筑業就業效應的區域影響研究

張仕廉，熊維娜

（重慶大學建設管理與房地產學院，重慶 400045）

0 引言

建筑業作為高排放、高能耗、高投入的產業，我國逐步強化的環境規制必然會影響建筑企業的行為與決策，因此環境規制與建筑業就業是存在聯系的。“2015年，山東臨沂57家企業因環保關停，造成6萬人暫時性失業”的新聞因環保造成的失業事件就是環境規制影響就業的較典型佐證，也引起了不少就業人員對環境規制的抵觸情緒[1]。

目前國內外關于環境規制對就業影響的相關研究主要包括：KAHN M E等[2]通過數據研究表明，美國實行15美元每t的碳稅會導致失業人口增加；王勇等[3]發現工業行業環境規制與就業呈“U形”關系，跨過門檻值后，環境規制的就業效應由負轉正；秦楠等[4]通過進一步研究環境規制對工業就業的影響發現，在中、輕度污染行業里存在“倒U形”關系；陸旸[5]則認為我國利用征收碳稅實現綠色發展的方式與就業的雙重紅利難以實現。這些研究結論大致可分為環境規制對就業影響效應為線性型和非線性型2類，其中線性型包括積極型和抑制型，非線性型包括U形、倒U形、N形、不相關等。針對不同行業，研究結論存在差異。

基于上述討論，隨著近年來環境規制的不斷變化，其對建筑業就業是如何產生影響，并產生了怎樣的影響，以及是否能實現環境保護與建筑業就業問題的“雙贏”局面值得深入探討。由于發展水平不同，我國東、中、西部地區的環境規制對就業的影響是否存在差異性？本文將針對這些問題進行研究，以期為政府及建筑業有關部門制定有針對性的政策提供重要理論支撐，為建筑業從業人員提供一定的信息支持。

1 環境規制對建筑業就業的影響機制

建筑企業通過污染控制活動達到政府的管制和約束目標，實行污染控制活動會不可避免地影響企業生產成本，從而影響行業的勞動成本份額。本文借鑒MORGENSTER N R D等[6]的分析框架，分別從生產效應和需求效應2個方面進行分析。

1.1 環境規制對建筑業就業的生產效應

在建筑企業生產活動中受環境規制的影響，主要反映在2個方面：①在生產過程中對建筑原材料質量的提升或對機器設備、生產技術的更新升級，以提高生產效率減少生產過程中污染物的排放；②在生產末端引入綠色處理設備，以降低污染物排放量。

為此，建筑企業為達到政府對污染排放的要求，不得不在固有勞動力和資本投入的基礎上增加額外成本，如精益生產、加強生產過程控制等，會加大勞動力需求，即增加就業。另一方面，建筑企業為了盈利，或許會選擇新技術、新設備的投入以降低對環境的影響，提高生產效率，進而減少勞動要素的投入以節減開支[7]，如通過裁員等方式減少就業，否則企業將會選擇退出市場或轉移到低環境規制地區。勞動力需求函數如下所示：

式中，Li表示建筑企業i的勞動力需求數量，Pl，i表示建筑企業i的勞動力價格，Sl，i表示建筑企業i勞動力成本占總成本的比率，TCi表示建筑企業i的總成本。等式兩邊對建筑企業所承受的環境規制成本（RCi）求偏導，并對勞動力加總，結果如下：

式中，La表示勞動力需求的加總，RCa表示整個建筑行業所承受的環境規制成本，?S1，i/?RCi表示建筑企業 i勞動力成本受環境規制成本的影響程度，?TCa/?RCa表示建筑行業總成本受環境規制總成本的影響程度。假設建筑企業總成本由環境規制成本和其他成本（OCi）組成，即TCi=RCi+OCi。其中RCi=PlLr+PkKr，OCi=PlL+PkK，Pl、Pk分別表示勞動和資本要素價格，Lr、Kr分別表示控污活動的勞動力、資本投入，L、K分別表示其他的勞動力、資本投入，用v=Pl，iLr/RCi表示勞動成本占控污活動支出的比重。則上式最終化簡為：

1.2 環境規制對建筑業就業的需求效應

環境規制強度增加，會伴隨著建筑企業成本的增加，進而影響建筑市場。建筑市場需求受人們是否有獲得建筑產品的愿望和獲得建筑產品支付能力的制約。影響建筑市場需求量的因素很多，當主要考察需求與需求價格之間的關系時，其他因素可視作既定。此時建筑市場的特點是需求曲線向下傾斜，這種形式的需求曲線伴隨著2個特點：①建筑企業轉移部分上漲的價格給業主以減少利益損失；②隨著價格上漲，業主對產品的需求會下降。當業主的需要量減少后，企業會縮減生產規模，從而導致對勞動力的需求減少。需求效應的大小主要取決于產品的需求價格彈性和產品勞動投入比重。需求價格彈性越大，建筑企業對業主的成本轉嫁就越難，環境規制對企業生產規模的影響越大，就業減少效應也就不那么強；而產品的勞動投入比重越大，說明行業屬于勞動密集型，勞動密集型行業對生產規模縮減的反應會更強烈。

1.3 環境規制對就業的總效應

將環境規制對建筑業就業的生產效應式和環境規制對建筑業就業的需求效應式相加得到環境規制對建筑業就業的總效應為：

建筑行業勞動需求的環境規制彈性為：

式中，τ=?RCa/?TCa，0＜τ＜1，表示建筑行業控污活動支出占總成本比重。需求價格彈φ性取決于替代程度，所以在通常情況下0＜φ＜1。于是式中大于0，行業勞動需求的環境規制彈性的大小取決于v/Sl是否大于1。若v/Sl＞1，則δ為正；若v/Sl＜1，還需進行下一步討論。勞動成本占控污活動支出的比重v在給定的短時期內是不變的，所以進一步確定環境規制的建筑業就業效應取決于Sl，等式兩邊對Sl求導得到：?δ/?Sl=-τv/Sl2＜0，說明短期內建筑行業傾向于降低勞動需求的環境規制彈性以應對成本的上升。但勞動力需求的減少空間是有限的，并隨著時間的增長，企業以更有效的方式應對環境規制強度的增加，從而對勞動力的需求會先減少后增加。

綜上所述，提出環境規制與建筑業就業間大體成線性促進型關系或“U形”關系的假設。

2 指標選取與模型構建

2.1 指標選取

被解釋變量建筑業就業（Emloy）由建筑業規模以上企業年末從業人數表示。

目前學術界并沒有統一的環境規制（Regu）指標標準，因研究目的的不同，國內外學者對環境規制的衡量也就不同。本文借鑒陳佳佳[9]構建的環境規制指標評價體系，基于本文的研究目的及數據的相對完整性，從環境規制支撐類指標和工具類指標2個分類中選取8個具體指標，通過SPSS進行主成分分析，計算環境規制綜合指數。支撐類指標包括：環保系統實有人數、受理環境行政處罰案件數、當年頒布的地方性法律行政規章標準、環境污染治理投資額；工具類指標包括：“三同時”執行環保投資額、執行“環境影響評價制度”的建設項目數、排污費收入、環境污染信訪數。

而其他控制變量：企業數量用建筑業規模以上企業數量表示；全要素生產率采用“索洛殘差法”，產出由建筑業增加值按建筑安裝工程價格指數進行平減，資本存量由固定資產凈值按固定資產投資價格指數進行平減，勞動投入由年末從業人數表示；建筑業生產總值由規模以上企業總產值按GDP平減指數進行平減；利潤總額表示建筑業的盈利能力按GDP平減指數進行平減而得；工資水平由建筑業城鎮單位就業人員年均工資額按居民消費價格指數進行平減得出；固定資產投資額采用固定資產凈值通過固定資產投資價格指數進行平減。各指標由統計年鑒計算整理得到，部分缺失指標通過內插法補齊以得到平衡面板數據。為保證數據的可得性及連續性，本文選取2004—2016年除西藏、港澳臺以外的30個省、市、自治區的面板數據作為研究對象。

2.2 模型構建及數據來源

對變量進行對數化處理以消除異方差問題，為檢驗環境規制與就業是否存在如前文所假設的線性促進型關系或“U形”關系，引入環境規制二次項，構建基本計量模型：

式中，i代表省份，t代表年份，reguit為環境規制綜合指數，regu2it為環境規制綜合指數二次項，ηi表示不可觀測的不隨時間變化的影響因素，εit為誤差項。Xit為控制變量的集合，包含企業數量（enterprise）、全要素生產率（tfp）、經濟發展水平（GDP）、利潤總額（profit）、工資水平（wage）、固定資產凈值（fixed），即：

3 實證結果與分析

3.1 全國范圍估計結果

在進行回歸分析之前，利用Stata15.1先考察各變量之間的斯皮爾曼相關系數，得出主要變量間的相關系數均在0.8以下，表明變量間不存在高度相關。再通過F檢驗、LM檢驗和豪斯曼檢驗，確定選用固定效應模型，結果如表1所示。

首先只考慮環境規制一次項與建筑業就業的關系，如表1模型1所示。再加入企業數量、全要素生產率、建筑業生產總值、利潤總額、工資水平和固定資產凈值等控制變量，控制其對模型估計結果的影響，如模型2所示。可以看出，環境規制的一次項是正的，且大多數控制變量都是顯著的。為檢驗環境規制與建筑業就業是否存在“U形”關系，在模型1、2中引入環境規制二次項，即模型3，4。通過對比可發現，變量的符號和顯著性未發生太大變化，且在加入其他控制變量之前，環境規制對建筑業就業的回歸的r2均已大于0.5，說明環境規制確實影響建筑業就業問題。

表1 全國范圍模型回歸結果

模型4中，企業數量、建筑業生產總值和固定資產凈值對建筑業就業的影響為正，說明企業的發展規模和經濟效益越高，對勞動力的需求就越大；全要素生產率的系數為負表明企業在提高生產一單位產品效率的同時減少了對勞動力的需求，從而對就業形成負向作用；規模以上企業利潤總額系數為負表明企業存在減少勞動力投入，以減少支出提高利潤率的行為；工資水平對建筑業就業的影響為負體現出隨勞動力價格的上漲，產品價格會隨之上漲，市場需求相對減少使企業減少勞動力成本投入的經濟現象，也可解釋為其他生產要素的投入對勞動力要素投入的替代作用。而核心的解釋變量在1%顯著水平下一次項為負，二次項為正，表明環境規制對建筑業的影響呈現出先抑后揚的“U形”特征，這種動態可調控的關系使得在越過“U形”曲線的拐點之后，環境規制與建筑業就業的雙重紅利能夠實現。環境規制強度的建筑業就業彈性為：?lnemployit/?lnreguit=β1+β2lnreguit=-1.009 2+2.276 8lnreguit。

考慮到環境規制執行及監督過程需經歷一定的時間維度才能體現出來，本文參考李夢潔等[10]的做法，將模型4中的各個解釋變量均滯后一期進行回歸，結果如模型5所示。可以看出，在考慮環境規制對建筑業就業的實施效果存在滯后性的情況下，“U形”關系仍然成立，變量的符號與顯著性也未發生較大變化。

為檢驗利用主成分分析法測算出的環境規制綜合指數可靠性以及對于面板數據研究結論的穩健性，本文采用目前研究環境規制對建筑業領域的影響的眾多文獻中，最常見用于衡量環境規制的指標——各省、市、自治區當年環境污染治理投資額占當年GDP比重（ln goin），替代環境規制綜合指數，考察其與建筑業就業的關系。結果如模型6所示，環境規制對建筑業就業的回歸曲線仍然是“U形”。

3.2 劃分區域估計結果

前文已驗證了從全國整體來看，環境規制與建筑業就業的“U形”關系。但考慮到我國建筑業地區間發展不平衡，環境規制水平和就業效應可能存在差異，將我國劃分為東、中、西地區，以考察各個地區環境規制對就業的影響。分別對3組面板數據進行回歸分析，結果如表2所示。表2中通過模型7與8，9與10，11與12中有無環境規制二次項進行對比，根據回歸結果判斷東、中、西部的影響情形。

表2表明環境規制對建筑業就業的影響存在地區間差異性，主要為二次和線性關系。

模型7，8表明在東部地區，環境規制對建筑業就業有“U形”影響。我國東部地區具有經濟發展迅速、資源投入力度大、勞動人口流動性大、環保政策力度大、建筑業發展迅速及產能嚴重過剩的特點。東部地區迅速的經濟發展在過去造成了嚴重的環境污染，使得政府加大了環境控制力度。在短期內，作為帶動經濟發展同時也帶來環境污染的建筑業企業為了達到環保要求，不得不將勞動資本投入轉移到污染治理中去；但在長期來看，企業將越過“U形”曲線的拐點，最終使東部地區環境規制對建筑業就業呈正向作用。模型8，9表明在中部地區，環境規制對建筑業就業有較為顯著的線性影響，但比西部地區的線性影響小。中部地區作為較發達的東部地區和欠發達的西部地區的過渡帶，其環境規制與建筑業就業的矛盾凸顯，建筑業企業有較大的空間權衡環境控污活動投入與勞動力投入的比重。因此，中部地區加大環境規制強度難以明顯提升建筑業就業水平。模型11，12表明在西部地區，環境規制對建筑業就業有顯著的線性關系，我國西部地區建筑業人力資源和其他資源相較其他地區較為匱乏，環境規制的監督力度和執行力度的加強，使建筑業不得不投入大量的勞動力，以達到環保標準，才能不阻礙企業快速發展。因此加大環境規制強度會給西部地區帶來顯著就業水平提升。

表2 地區間差異特征回歸結果

4 結論與啟示

本文對環境規制對建筑業就業的影響問題進行相關研究并得出以下結論：從全國范圍來看，環境規制對建筑業就業有穩健的“U形”影響，越過拐點后環境規制與建筑業就業的雙重紅利能夠實現。分地區來看，環境規制對建筑業就業的影響存在東、中、西部地區間的差異性，東部地區為“U形”影響，中、西部地區為線性影響。

基于研究認為：各項環境政策的制定都需綜合考慮其民生效應，政策制定者應摒棄環境規制對就業的影響非正即負的傳統觀念。整體來看，環境規制與建筑業就業呈現“U形”曲線，意味著短期內環境規制給建筑企業帶來了一定的成本壓力，企業更容易選擇調整勞動投入的方式規避成本負擔，但從長遠來看，環境規制通過影響建筑企業生產模式和控污支出等增加就業。在加強環境規制的同時，政府應加大對建筑企業提供清潔生產技術支持的力度，弱化企業創新在知識、信息、資本和市場需求等方面面臨的制約。當然，由于現階段我國各地區發展差異較大，政府需實行地區間差異化的環境規制，動態調控環境規制與建筑業就業的關系，以求更好的平衡生態與民生問題。另外，建筑業從業人員應用發展的眼光看待環境規制與建筑業就業的關系，保持環保政策挑戰下對建筑行業就業的信心，努力掌握新知識新本領，從體力勞動者向技能型、創新型勞動者轉變，適應新形勢、新任務、新要求。