環境規制、經濟結構與資源型城市就業

摘要：文章抓住資源型城市最突出的經濟特征，從經濟結構的視角考察了環境規制對資源型城市勞動力就業的影響，認為單一的產業結構和偏國有的所有制結構抑制了環境規制就業創造效應的發揮。利用中國2005—2016年282個城市（包括112個資源型城市和170個非資源型城市）的面板數據進行實證檢驗，結果發現：對于資源型城市和非資源型城市，環境規制就業效應均存在明顯的門檻特征;當產業結構越過門檻值時，環境規制對資源型城市就業由促進轉變為抑制作用，相反對于非資源型城市則由抑制轉變為促進;當越過所有制結構門檻值時，無論是資源型還是非資源型城市，環境規制都會對就業率產生不利的影響。在加快資源型城市轉型發展背景下，做優做強第二產業，降低國有企業投資比重，是解決當前資源型城市再就業問題的重要途徑。

關鍵詞：環境規制;經濟結構;資源型城市;就業;門檻特征

中圖分類號：F061.2; F260;F127;X322 " 文獻標志碼：A " 文章編號：1008-5831（2021）03-0191-12

以自然資源為核心的傳統資源型城市發展正在逐步陷入困境，長期以來對資源的過度依賴導致地區經濟結構失衡、環境污染加劇、失業和貧困人口增多、替代產業發展乏力等問題制約了經濟的可持續發展。作為我國民生問題突出、社會矛盾集中的地區，資源型城市一直受到各界的關注。而就業是首要的民生問題，因此首當其沖成為關注的焦點。中國政府在促進資源型城市就業過程中扮演著至關重要的作用，政府的行政干預導致了就業市場調整缺乏內在的激勵。而對于環境規制，一方面環境規制會導致企業環保支出及相關費用增加，提高了企業的生產成本，降低了用工需求（規模效應）;另一方面企業為了追求利潤最大化，必然會增加環保投入和技術創新，在一定程度上增加了就業（替代效應）[1]。因此環境規制通過節能減排約束企業動態調整自身生產行為，為地區就業結構調整提供相應的激勵。同時，經濟結構作為資源型城市最典型經濟特征指標，其水平差異會對環境規制政策的制定和實施效果產生影響，進而通過環境規制對地區就業產生間接影響。因此對環境規制、經濟結構與資源型城市就業進行研究具有重要的現實意義。

一、文獻綜述

現有關于環境規制對就業影響所得出的結論可以歸結為以下兩種：一種觀點認為環境規制減少了就業。Greenstone采用美國工廠調查數據研究《美國清潔空氣法案》實施后對不同地區就業的影響，發現清潔空氣法案生效后的前15年中，非達標縣相對損失了約59萬個工作崗位[2]。胡宗義和劉亦文采用CGE模型證實發展低碳經濟會削減就業崗位[3]。陸旸采用VAR模型證實了征收碳稅會造成中國就業損失[4]。Walker采用美國人口普查局數據同樣證實了1990年清潔空氣法案修正后，環境規制對各地區就業同樣會產生負面的影響[5]。另一種觀點認為環境規制能促進就業的提高。Mishra和Smyth從勞動需求彈性的角度證實了較高的環境規制會帶動環保及相關服務業就業量的增加[6]。Bezdek等從生產要素價格角度探討了環境規制會使企業選擇增加相對低廉的勞動力要素來替代被環保支出所占用的資本要素來進行生產[7]。Belova等[8]、陳媛媛[9]、Hanna和Oliva[10]基于“波特假說”證實了環境規制力度的增加會刺激企業技術創新，從而降低企業成本，提高勞動生產率，增加就業。閆文娟和郭樹龍從產業結構、技術進步和FDI 的角度，采用中介效應模型實證檢驗了環境規制對就業的影響，總體看環境規制提高了總就業水平[11]。邵帥和楊振兵采用工業行業數據證實了環境規制對勞動力需求存在二重紅利，即促進勞動力就業[12]。

隨著研究的深入，越來越多的人開始認為環境規制對就業的影響并非簡單的線性關系，可能不顯著或是呈非線性的關系。柳劍平和鄭光鳳從生態文明建設的視角發現環境規制對就業的促進作用并不顯著[13]。李夢潔和杜威劍[14]、李珊珊[15]采用省級面板數據證實了環境規制與就業之間呈“U”型關系。王勇等[16]、李夢潔[17]、李珊珊[18]采用工業行業面板數據進行實證檢驗，同樣發現環境規制與就業之間呈“U”型關系。閆文娟等采用省級面板數據證實了環境規制與就業之間存在以環境規制和產業結構為門限變量的門限效應[19]。張娟和惠寧采用33個資源型城市面板數據，以工業利潤率和第三產業結構為門限變量證實了：只有高于門限值時，環境規制才會促進就業[20]。

出現這種現象，原因較為復雜。首先，從影響機理上說是受規模效應和替代效應綜合作用，其結果由兩者作用方向和大小決定。其次，環境規制導致產業結構升級和產業轉移效應也會對就業產生影響[21]。最后，環境規制對就業的影響還存在異質性問題，主要體現在：地區差異[22]、人力資本水平（勞動力）差異[23-24]、行業差異[25]、企業差異[26]、勞動力市場分割[27]和對規制的敏感性差異[9]。

綜上所述，現有關于環境規制對就業影響的研究取得了豐富的成果，但還存在以下不足：第一，從研究對象看，大都是以中國31個省份或工業行業，而鮮有以環境和就業等民生問題尤為突出的資源型城市作為分析對象展開研究。第二，從研究內容看，大都從產業變動以及異質性視角展開探討，而專門從資源型城市典型特征的經濟結構視角展開研究的相對較少。第三，較少有文獻從資源型城市和非資源型城市對比角度來探討環境規制對就業的影響。那么，環境規制能否對資源型城市產業結構調整產生倒逼作用，從而促進就業？經濟結構作為資源型城市典型經濟特征變量是否會對環境規制的就業創造效應產生影響？資源型城市和非資源型城市在研究結論上是否存在差異？

因此，本文根據《全國資源型城市可持續發展規劃（2013—2020年）》劃分標準，考慮到數據的完整性和可得性，最終選擇112個資源型城市作為研究對象，并引入170個非資源型城市作為對比，同時采用工具變量法和門檻模型克服了環境規制與就業之間可能存在的內生性問題及非線性特征，力求實證結果準確可靠?？紤]到資源型城市發展過程中受計劃經濟體制影響深重、產業結構不合理的特點，根據劉瑞明[28]、干春暉等[29]對經濟結構的定義，以產業結構升級和所有制結構為重要內容，探討環境規制對就業的影響。

之所以選擇從經濟結構視角對比分析環境規制對資源型和非資源型城市就業差異化影響，主要是考慮到以下幾點。

第一，環境規制影響就業是基于環境規制力度提高污染型生產要素價格迫使企業改變生產要素投入，倒逼企業調整產業結構。而與非資源型城市相比，資源型城市“三高”工業比重較高，多元化產業體系不健全，且集聚著不少資源采掘業勞動力人口，環境治理和促進就業問題突出，因此短期內加強環境規制會對資源型城市就業影響更大。

第二，環境規制力度的提高能放大新興產業和現代服務業的綠色發展優勢，吸引更多民營經濟的參與，降低國有企業的比重。與非資源型城市相比，受發展路徑和體制粘性的影響，資源型城市國有企業占比較高，且主要集中在資本和能源密集型等重工業行業。而國有企業除了追求利潤最大化外，還承擔著就業和社會穩定等職責，因此環境規制對資源型城市就業的影響更為復雜。

第三，環境規制對資源型和非資源型城市就業的影響，可能會因經濟結構的累積程度而產生非線性效應。波特假說認為適度的環境規制會刺激工業企業技術創新，提高工業部門的競爭力，促進工業行業的發展，進而改變地區就業結構。與非資源型城市相比，資源型城市對資源行業依賴程度較高，污染排放強度大，第二產業就業所占比重較高，工業企業對環境規制的承受能力相對較弱。因此，隨著環境規制力度的改變，資源型城市就業的非線性效果更為明顯。

鑒于此，本文以經濟結構為門檻變量，探究環境規制對就業的非線性影響，為推動資源型城市的轉型發展和生態文明建設提供理論參考和量化依據。

二、計量模型與數據說明

（一）計量模型設定

為了考察環境規制對資源型城市就業的影響，首先采用動態面板模型從整體層面考察環境規制對就業活動的動態效應;然后根據動態面板的實證結果，進一步采用門檻模型從非線性的角度，檢驗在不同的經濟結構水平下，環境規制對資源型城市就業所產生的影響。

1.動態面板模型

其中：下標i表示地區，t表示時間，βi為待估參數，I（·）為門檻示性函數。er是核心解釋變量，表示環境規制;產業結構（indus）和所有制結構（soe）為門檻變量，λ為具體的門檻值。當indus（soe）≤λ時，I（·）=0;當indus（soe）>λ時，I（·）=1。ui是反映個體效應的一些不可觀測因素，εit為隨機擾動項。當經濟結構處于不同水平時，β1和β2的取值不同，則說明環境規制對資源型城市就業存在門檻特征。

（二）變量選取與數據說明

檢驗環境規制對資源型城市就業率的影響，構成了本文的研究方向。

被解釋變量：居民就業率（emp）。參照張娟和惠寧[20]的做法，采用就業人口占經濟活動總人口的比重來表示。其中，經濟活動總人口等于就業人口加上失業登記人口之和。

核心解釋變量：環境規制（er）。由于地級資源型城市數據缺乏，參照閆文娟等[19]、穆懷中和范洪敏[24]、王勇等[31]做法，采用各城市工業廢水和工業廢氣治理設備的當年運行費用之和占規模以上工業企業的工業總產值的比重來表示。

門檻變量：第一個門檻變量為產業結構（indus）。資源型城市轉型是產業從低級向高級化轉變的過程，為了反映經濟結構的服務化傾向和產業高級化程度，本文借鑒李虹和鄒慶[32]、干春暉等[29]的做法，采用第三產業產值與第二產業產值之比來表示。第二個門檻變量國有企業比重（soe），采用地區國有經濟固定資產投資額占地區固定資產投資總額比重來表示。

控制變量：考慮到資源型城市轉型發展過程中，地方政府所扮演的重要角色，本文引入政府干預（gov）控制變量，來測度政府行為對地區勞動力就業的影響，采用政府總支出占地區gdp比重來表示;此外，教育水平（edu）、外資比重（fdi）和城鎮化水平（urban）都會對地區就業水平產生影響，因此本文均加以控制。其中：教育（edu）采用地區中學生在校人數占地區總人口的比重來表示;外資比重（fdi）采用實際利用外商直接投資占地區生產總值比重來表示;城鎮化水平（urban）采用地區非農人口數占地區總人口數來表示。

以上的數據主要來源于EPS數據庫以及歷年的《中國城市統計年鑒》。部分缺失值取平均值來進行插補，所用數據均是全市數據。其中涉及價格的變量都采用以2004年為基期的價格指數進行了平減處理，外商直接投資按照當年匯率進行了換算。變量的說明和計算方法如表1所示。

三、實證結果分析

（一）動態面板實證估計

環境規制對資源型地區就業率是否有影響？影響程度和方向如何？了解這些有助于我們對資源型城市制定有針對性的環境規制政策，同時對促進下崗工人再就業也具有重要的理論借鑒和現實意義。本章在前面分析的基礎上，利用我國282個地級城市（112個資源型城市，170個非資源型城市）面板數據，采用系統GMM估計方法進行了估算。估計結果如表2所示。

表2中模型（1）—模型（4）都顯示，滯后1期的就業率通過了1%的顯著性水平。且sargan檢驗和Arellano-Bond序列自相關檢驗的二階自相關系數對應的p值均大于0.05，說明不存在工具變量過度識別和擾動項不存在二階自相關關系問題?？梢娔Ｐ瓦x擇是正確的。

從變量的估計系數看：環境規制的系數均顯著為負;對比資源型城市和非資源型城市回歸結果，資源型城市回歸系數的絕對值明顯大于非資源型城市，說明提高環境規制力度短期內會增加企業的環保支出，提高企業的生產成本，產生負的規模效應，降低就業需求，且這種降低作用在資源型城市更為明顯[20]。

從交互項系數看：（1）環境規制與產業結構交互項系數在非資源型城市顯著為正，而在資源型城市顯著為負，這說明隨著產業結構的優化，提高資源型城市環境規制力度并不會減輕對就業的抑制作用，反而有加重的趨勢。這和張先鋒等[21]的研究結論一致。出現這種情況，一方面跟資源型城市畸形的產業結構有關，傳統單一的產業結構無法支撐第三產業的快速發展;另一方面是礦業職工再就業技能缺乏，且以“4050”人員較多，“等靠要”思想嚴重，無法匹配新的本地產業的就業需要[33]。（2）環境規制與所有制結構的交互項系數在非資源型城市顯著為負，而在資源型城市并不顯著。說明對于非資源型城市而言，國有經濟比重愈高，反而降低了環境規制的就業創造效應，這跟大多數學者的研究結論一致。而對于資源型城市，較高的國有經濟比重，并不會對環境規制就業效應產生明顯的影響，這可能是因為資源型城市經濟結構中占主導地位的國有經濟，不僅經濟實力較為雄厚，而且承擔著穩定就業的使命，因此隨著環境規制的提高，短期內并不會明顯降低地區就業水平。此外，政府環境規制政策的制定和實施也會考慮到地區就業對資源行業的依賴程度。

從其他控制變量看，資源型城市與非資源型城市不同點在于：產業結構（indus）對資源型城市就業影響并不顯著，而對非資源型城市產生促進的作用，說明對于資源型城市而言，簡單追求第三產業快速發展，并不會明顯帶動地區就業水平提高。所有制結構（soe）系數在資源型城市顯著為正，而在非資源型城市顯著為負，說明國有企業投資對資源型城市就業具有較小的正效應，這可能是由于資源型城市國有企業除了追求地區經濟發展，還承擔了較高的民生使命。其相同點在于：政府干預（gov）系數顯著為正，可見在資源型城市轉型發展過程中，政府部門起到至關重要的作用，尤其是在解決就業問題上，需要有為政府的存在。教育水平（edu）系數顯著為正，這和大部分學者的結論一致，即資源型城市需要加大人力資本的投入，提高勞動者的就業素質。外資比重（fdi）的系數顯著為正，這可能是因為當前資源型城市引進的外資多集中在勞動力密集型資源產業，對提高地區就業水平有促進作用。城鎮化水平（urban）系數顯著為正，說明大力推進資源型城市新型城鎮化建設是克服城市發展鎖定效應，提高經濟發展質量，吸納就業的有效途徑。

（二）面板門檻估計

系統GMM估計結果表明：環境規制和經濟結構對地區就業產生了顯著的線性影響，引入交叉項后，環境規制對就業的影響系數發生了明顯的改變。由于環境規制、經濟結構對資源型城市就業的影響是多維度的，其影響可能會隨著經濟結構水平不同而呈現出非線性的關系。因此我們不禁要問，各地區經濟結構不同，環境規制對地區就業的影響是否呈現出非線性的關系？隨著產業結構和所有制結構的累積程度不同，環境規制對就業的影響是否會呈現出不同的特點？因此接下來將對環境規制對地區就業率的非線性影響進行檢驗。

在使用面板門檻模型之前，首先需要進行門檻效應檢驗，以便確定是否存在門檻及存在門檻的個數，最終選擇相應的模型形式。利用“bootstrap”（自舉法），分別對資源型城市和非資源型城市經濟結構存在單門檻、雙門檻和三門檻進行了檢驗，其中bootstrap的次數為500次，最終結果如表3所示。

由表3檢驗結果可知，對于資源型城市：產業結構（indus）門檻變量對應的F值僅在1%的顯著性水平下通過了單門檻檢驗;所有制結構（soe）門檻變量F值在單門檻和雙門檻檢驗中，分別在1%和10%的水平上顯著，而三重門檻效果并不顯著，自抽樣值為0.218。因此本文將采用單一門檻模型進行檢驗。進一步估計門檻值，發現產業結構（indus）對應的門檻值是indus=0.663，相應的所有制結構比重（soe）對應的門檻值是soe=0.275。同樣的方法，可以發現非資源型城市存在產業結構的雙重門檻，且對應的門檻值分別為0.523、0.691;而所有制結構存在單一門檻，對應的門檻值為soe=0.249。

確定門檻值以后，對式（3）進行門檻參數估計。表4報告了資源型城市和非資源型城市產業結構和所有制結構門檻變量下的回歸結果。

資源型城市回歸結果：（1）當產業結構低于0.663時，環境規制對就業率的影響系數為0.036;當產業結構高于0.663時，環境規制對就業率的影響系數反而變為-0.493。說明當跨越了產業結構優化門檻值后，環境規制對資源型城市就業影響由正向轉變為負向，即隨著產業結構高級化程度提高到一定程度，環境規制反而會加劇資源型城市失業。這可能是由于一方面資源枯竭型城市內部產業結構不合理，第三產業發展質量不高，無法發揮第三產業對就業的帶動作用;另一方面，資源型行業從業人員所占比重較高，提高環境規制導致的結構性失業問題也需要較長周期才能調整匹配。因此對資源枯竭型城市而言，尋找接續替代產業，大力發展現代工業，改造提升傳統優勢產業，要比盲目追求第三產業發展更切實際。（2）在分析不同國有投資比重下環境規制對就業的影響發現，當國有投資比重低于0.275時，環境規制對就業率的影響系數為0.205;當國有投資比重高于0.275時，環境規制對就業率的影響系數反而變為-0.372?？梢?，國有投資比重的提高并不能有效解決資源型城市就業問題，相反當國有投資比重越過門檻值后，加強環境規制反而會加劇失業。這可能是由于資源型城市長期以來受計劃經濟體制影響，對資源型產業和國有企業過分依賴，導致市場發育不夠完善，經濟缺乏效率和活力，自身發展動力較弱，從而造成造血功能不足，因此無法發揮環境規制的就業創造效應[34]。因此，加快資源型城市國有企業改革，降低國有企業和資源型產業比重，創造良好的營商環境是提高地區就業水平的關鍵。

非資源型城市回歸結果：（1）當產業結構很低（indus≤0.523）時，環境規制系數為-0.128，且顯著;而隨著產業結構介于0.523～0.691時，環境規制系數為0.363，但并不顯著;只有當產業結構越過門檻值0.691時，環境規制的系數顯著為正。這可能是因為非資源型城市對資源產業依賴小，經濟結構較為合理，因此，產業結構高級化程度愈高，環境規制就業創造效應愈明顯。（2）當所有制結構（soe）小于0.249時，環境規制系數為0.161，且顯著;而當所有制結構系數大于0.249時，環境規制系數開始顯著為負值，對地區就業產生了不利的影響?？梢?，對于非資源型城市而言，隨著所有制結構占比的提高，環境規制對就業促進作用逐漸減弱，直至變為負向。

（三）穩健性檢驗

以第二產業占地區生產總值比重（sec）為產業結構的代理變量，以國有單位職工人數的比重（sou）作為所有制結構的代理變量，重新進行面板門檻估計。環境規制與就業率的門檻特征檢驗如表5所示。第二產業占地區生產總值比重（sec）和國有單位職工人數的比重（sou）均通過了單一門檻值特征值檢驗。由此可知本文設定的單一門檻模型是合理的。

從表6可以看出：當第二產業比重低于0.537時，環境規制對就業率的影響系數為-0.202;而當第二產業比重高于0.537時，環境規制對就業率的影響系數為0.048。這說明資源型城市只有做優做強第二產業，才能支撐實體經濟增長，緩解民生就業難題。當國有職工比重低于0.668時，環境規制對就業率的影響系數為0.515;而當國有職工比重高于0.668時，環境規制對就業率的影響系數為0.306。這可能是由于國有企業存在冗員等社會性政策負擔，隨著環境規制力度的提高，國有資源型企業效益開始下滑，最終會導致失業發生。因此，加快國有資源型企業分離辦社會職能，切實減輕國有資源型企業負擔，是促進國有資源型企業良性發展的重要方向。

四、結論與政策建議

本文抓住資源型城市最突出的經濟特征，將中國282個資源型和非資源型城市作為研究對象，從經濟結構的視角分析了環境規制對地區就業的影響。研究發現：（1）無論是資源型城市還是非資源型城市，環境規制對地區就業的影響均存在基于產業結構和所有制結構為門檻值的門檻效應，偏傳統的產業結構和偏國有的所有制結構抑制了資源型城市就業率提高。（2）當產業結構為門檻變量時，隨著產業結構的優化，環境規制會降低資源型城市就業率;相反對于非資源型城市，隨著產業結構的優化，環境規制會促進就業率的提高。（3）當所有制結構為門檻變量時，無論是資源型還是非資源型城市，隨著所有制結構的提高，環境規制會對就業率產生不利的影響。（4）政府干預、受教育程度、外資比重和城鎮化水平對資源型和非資源型城市就業均產生正向促進作用。根據研究結論本文提出如下建議。

第一，加快產業結構調整，構建多元化的產業體系。資源型城市第三產業占比的提高并不會改善環境規制的就業效應，相反會起到抑制的作用。而第二產業占比越過門檻值后，環境規制對就業的負效應變為正效應。應當改變不合理的城市產業結構，優化接續替代產業，鼓勵發展第二產業中除資源型產業之外的其他產業，調整優化工業結構，做優做強第二產業;同時加快發展現代農業、大力發展現代服務業、加快產業間的協同和產城互動，避免資源型城市人員大規模失業問題的發生。

第二，靈活運用多種環境規制手段，制定有差異化的環境規制政策。鑒于環境規制對資源型城市就業存在門檻效應，因此，針對產業結構和所有制結構水平較高的城市，做到不一刀切，且適度降低環境規制力度，同時靈活運用多種環境規制手段，實現環境規制類別和力度的互補，緩解這些地區產業發展和轉型過程中的陣痛。

第三，深化國有企業改革，降低國有企業比重。國有投資比重越過門檻值后，環境規制對就業的正效應會變為較大的負效應，因此發展非國有經濟，壯大私營企業，推進混合所有制改革，降低國有投資比重;深化新一輪國有企業改革，剝離商業類國有企業的政策性負擔，妥善處理國有職工冗員問題，有利于實現環境規制的就業創造效應。

第四，改革政府評價機制，積極發揮政府主導作用。實證結果表明政府干預會對資源型城市就業產生正向的促進作用。因此，未來應該建立一套以提供民生服務質量效果評價為標準的激勵機制，充分發揮地方政府在組織勞動者就業技能培訓、開發就業崗位、提供就業中介服務、規范就業市場秩序方面所起的主導作用。同時對那些不顧地方民生發展，偏離地方實際情況，不作為、亂作為，盲目干預造成惡劣后果的官員，實行終生責任追究制度。

第五，擴大對外開放水平，擇優吸納外資進入。本文結果表明外商直接投資比重的提高整體上有利于提高資源型城市的就業率，因此，一方面要創造良好的投資條件和稅收環境，吸引外資流入;另一方面也需要提高對外貿易的“綠色門檻”，避免本國外資“污染天堂”現象的發生。

第六，加快新型城鎮化建設，提高城鎮化質量。實證結果表明城鎮化水平的提高能夠促進資源型城市的整體就業率。因此，破解資源型城市轉型就業難題重點在于大力推進新型城鎮化建設，堅持以人的城鎮化為核心，根據資源環境承載力調節城市規模，實行綠色城市規劃設計，為產業轉型升級創造良好的外部生態環境。

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Abstract： In view of the most prominent economic characteristics of the resource-based cities， this paper analyzes the impact of environmental regulation on the employment of resource-based cities from the perspective of economic structure. This paper finds that the single industrial structure and the ownership structure of more state ownership are difficult to play the employment creation effect of environmental regulation. The results show that there are obvious threshold characteristics in the employment effect of environmental regulation in resource-based cities by using the panel data of 282 cities in China from 2005 to 2016， including 112 resource-based cities and 170 non-resource-based cities. When the industrial structure surpasses the threshold， environmental regulation changes from promoting to restraining the employment of resource-based cities， on the contrary， it changes from restraining to promoting for non-resource-based cities. When crossing the threshold value of ownership structure， environmental regulation will have a negative impact on employment rate in both resource-based and non-resource-based cities. In the background of speeding up the transformation and development of resource-based cities， it is an important way to solve the problem of reemployment of resources-based cities by optimizing the replacement industry， making the second industry strong and reducing the investment proportion of the state-owned enterprises.

Key words： environmental regulation; economic structure; resource-based city; employment; threshold characteristics

（責任編輯 傅旭東）