会员登录
会员注册表4 环境规制对就业双门限回归估计结果
|
解释变量 |
线性回归个体固定效应模型 |
非线性双门限模型 | |
|
fdi |
-0.3276(0.3269) |
-0.3116(0.3222) | |
|
jck |
-0.0303(0.0610) |
-0.0026(0.0614) | |
|
ldscl |
-0.0049***(0.0009) |
-0.0050***(0.0009) | |
|
lgdzc |
0.4233***(0.0564) |
0.4474***(0.0564) | |
|
lgdp |
0.1915***(0.0767) |
0.1705***(0.0760) | |
|
Scgdp |
-1.0021***(0.2038) |
-0.9620***(0.2014) | |
|
lfszl(非门限变量) |
-0.0067(0.0097) |
| |
|
lfszl(门限变量) |
区间1 |
|
0.0803*(0.0482) |
|
区间2 |
|
-0.1197***(0.0456) | |
|
区间3 |
|
-0.0126(0.0099) | |
注：括号内为标准误，*代表10%显著性水平，***代表1%显著性水平。P值和临界值均采用Bootstrap 反复抽样300次得到的结果。
表4列出了环境规制对就业的双门限回归结果和线性回归个体固定效应结果的对比。重点关注门限变量在不同区间时回归系数符号的变化。当废水投资强度取对数的值大于-0.2979时，废水治理投资强度对就业的影响为负，但不显著，当废水治理投资强度介于-0.6571和-0.2979之间时，环境规制对就业的影响在1%显著性水平下为负，当废水治理投资强度小于-0.6571时，环境规制对就业的影响在10%显著性水平下为正，这与现实是相符的，也验证了中国目前不存在环境保护和就业的“双重红利”，这与陆旸(2011)的研究结论相同，中国与发达国家的经验事实不同，中国目前还未获得就业和环境保护的“双重红利”。从回归结果可以看出，在中国只有环境规制的强度小于一个门限值时，环境规制对就业才有正向的促进作用，一旦高于这个门限值但未达到另一个门限值时，环境规制是损害就业的，当环境规制大于两个门限值中较大的那个门限值时，环境规制对就业的影响就不那么大了，其实一般来说，根据发达国家的经验，环境规制达到高水平时，环境规制可能会发挥对就业稳定的促进作用，因为一开始废水治理投资减少了企业进行生产的其他投资，因此可能会影响到产量及利润，但是随着废水治理投资的增加，环境保护进入到更高级的阶段，使得环保产业的不断兴起及发展带来了新的就业机会，而且在环境保护的高级阶段，居民的生活水平有了很大的改善，居民更加偏好环保绿色产品，使得承担环境保护责任的企业在竞争中具有更大优势，获得更多利润，因而提供更多的就业岗位。
(二)以产业结构作为门限变量的分析
上文对环境规制的门限效应进行了分析，通过进一步分析发现，大部分省、自治区、直辖市的环境规制的值取对数均小于-0.6571，即目前大部分省份的环境规制是削弱就业的，而环境规制水平的提高是一个漫长的过程，要适应经济发展阶段，为了保证就业只能选择低水平的环境规制吗？答案是否定的，我们找到了第三个变量，下文为我们展示了不同地区的产业结构不同，则环境规制对就业的影响方向不同。
在既定的经济总量下，产业结构是决定就业规模的重要参数，不同的产业结构能吸纳的就业人数有较大的差异(夏杰长，2000)。经济和社会的发展经验表明，第三产业对吸纳就业有着巨大潜力，于是可以推测，当第三产业占GDP的比值高于某个值后，第三产业吸纳就业的作用以及环境规制对就业的影响才能体现出来，这一推测到底成立不成立呢？首先来看门限效应的检验，表5列出了门限效应的检验结果。
表5 门限效应检验
|
门限变量：产业结构 | ||
|
单门限检验 |
F1 P值 10%，5%，1%临界值 |
11.2458 0.006 2.8360 4.1471 7.8382 |
|
双门限检验 |
F2 P值 10%，5%，1%临界值 |
7.2930 0.007 2.8677 3.7474 6.0036 |
|
三门限检验 |
F3 P值 10%，5%，1%临界值 |
1.8035 0.1633 2.8072 3.7804 6.7075 |
同理，为了确定环境规制对就业是否存在非线性的影响，我们进行了原假设为没有门限、单个门限、双门限以及三门限的实证检验。表5列出了在各假设检验中P值以及相应的10%、5%、1%显著性水平下对应的临界值，可以知道模型有显著的两个门限，判断方法同前。表6给出了在双门限模型中估计的门限值，具体的门限值见表6.
表6 门限估计值
|
门限 |
估计值 |
95%置信区间 |
|
|
0.3446 0.3833 |
(0.3317，0.3640) (0.3188，0.5099) |
表7列出了环境规制对就业影响的线性回归个体固定效应结果和非线性双门限结果。我们考察的重点在于环境规制对就业的影响在门限前和门限后的变化，由双门限的回归结果可以发现，当三产占GDP的比重达到0.3446之前，环境规制对就业在1%显著性水平下有显著的负影响，当三产占GDP的比重在0.3446与0.3833之间，环境规制对就业的影响为负，但不显著，当三产占GDP的比重大于0.3833，环境规制对就业的影响在10%显著性水平下为正，这与现实相符，因为三产吸纳就业的潜力最大，这一实证结果表明在考虑环境保护和民生之间的关系时，不能单纯从环境保护政策找原因，重要的是调整产业结构，大力发展第三产业，吸纳劳动力。
表7 环境规制对就业双门限回归估计结果
|
解释变量 |
线性回归个体固定效应模型 |
非线性双门限模型 | |
|
fdi |
-0.1286(0.2991) |
-0.0178(0.3237) | |
|
jck |
-0.0018(0.0652) |
-0.0269(0.0501) | |
|
ldscl |
-0.0043***(0.0008) |
-0.0039***(0.0009) | |
|
lgdzc |
0.5427***(0.0387) |
0.51578***(0.0445) | |
|
lrjgdp |
-0.0101(0.0107) |
-0.0132(0.0094) | |
|
lfszl(非门限变量) |
0.006(0.01) |
| |
|
lfszl (门限变量) |
区间1 |
|
-0.0424***(0.0144) |
|
区间2 |
|
-0.0036(0.0108) | |
|
区间3 |
|
0.0192*(0.0106) | |
注：括号内为标准误，*代表10%显著性水平，***代表1%显著性水平。P值和临界值均采用Bootstrap 反复抽样300次得到的结果。
进一步分析，29个省份中，只有北京、天津、广东、福建、浙江、上海这几个地区第三产业占GDP的比值超过0.3833，根据我们的计量结果，当第三产业占GDP比重超过0.3833时，环境规制对就业是有正的促进作用的，这个结论暗含了两点：其一，这几个发达地区的三产占GDP比重较高使得环境规制对就业形成正向促进作用，其他地区也应该加大第三产业占GDP的比重，这不仅有利于产业结构升级和优化，还有利于就业的增加。其二，这几个发达地区应该进一步加大环境污染治理投资，应该帮助落后地区治理环境污染，发达地区对环境破坏负有主要责任，不管从道义上还是出于自身利益的考虑发达地区都应该加大污染治理投资，对落后地区的污染治理投资援助可以通过专门的资金援助渠道，一定程度上缓解落后地区污染治理投资不足的现状。
四、结论
本文基于门限回归方法研究了环境规制与就业之间的关系，首先以环境规制自身作为门限值，得出结论：当环境规制没有超过最小门限值，环境规制对就业的影响是正的，当环境规制超过门限值，环境规制对就业的影响变为负向。以产业结构为门限变量，得出结论：环境规制对就业的影响在第三产业没有超过门限值时是负的，当第三产业占GDP的比值超过门限值时，环境规制对就业的影响变为正向。
本文较为深入地研究了环境规制对就业的影响，得出环境规制对就业的影响并不是非正即负的关系，综合本文的计量结果，我们发现当环境规制水平小于最小的门限值时，环境规制对就业的影响显著为正，而基本上所有省份的环境规制水平都低于这个门限值，这意味着只有保持低水平的环境规制才能保证就业，当以产业结构为门限变量发现当产业结构大于最大的那个门限值时，环境规制对就业的影响显著为正，而几个发达地区的产业结构恰好大于该门限，因此对这几个发达地区而言，环境规制程度越高越有利于就业。本文的结论有较强的现实意义，其政策启示如下：(1)继续加强环境保护的投入力度，尽快度过环境保护削弱就业的初级发展阶段，根据世界上发达国家的经验，环保投入占到GDP 的3%以上，环境质量才会改善，而中国目前中央财政对环保投入加上地方政府、企业等方面的投入，最多只能达到1.5%，离3%这个目标还很远，环境保护在短期很难促进就业。(2)加大产业结构的调整力度，处理好三大产业之间的关系。现阶段，中国的产业结构还很不合理，主要表现为第二产业所占比重过大，第二、三产业产值增长对就业拉动的长期效应是一致的，会使就业规模增加，但第三产业增加的比例相对更大，因此要大力发展第三产业，更重要的是能有效带动就业的增长(杜传忠，2010)。产业结构调整不但可以有效减轻环境污染，降低环境规制压力，同时也可增加就业机会，因此要加大产业结构的调整力度，处理好三大产业之间的关系。(3)加快经济发展的同时提高经济发展的质量。废水治理投资很大程度上依赖于一国或者地区的经济发展水平，只有经济发展水平达到一定程度，环境保护才能相对得到重视，落后国家或者地区的环境问题大多与贫困相联系，钟茂初，闫文娟(2012)通过分解发现地区发展差距可以解释地区间环境负担不均等的50%以上。因此，中国作为一个发展中国家，要想从根本上加大环境保护力度，就必须提高自身的经济实力，要想改变西部地区过多承担环境负担的现状就必须提高西部地区经济发展水平。中国的西部地区相比东中部在环境投入方面较少，但是一味地要求西部地区政府加大环保力度是不现实的，其受制于自身经济发展水平，提升地区经济发展实力才能从根本上解决环境资金紧缺的问题。(4)加大发达地区的环境污染治理投资，在治理好本地区环境污染的前提下通过资金援助等方式帮助落后地区治理环境污染。发达地区的经济发展是建立在中西部地区源源不断的资源能源援助的基础上，发达地区在经济发展阶段不仅耗费了大量的资源能源而且产生了大量的污染，在资源能源稀缺及生态承载力一定的前提下，这极大程度上剥夺了落后地区开采资源能源及污染排放的权利和机会，发达地区享受了环境收益而环境污染的治理成本却留给了落后地区，因此发达地区应帮助落后地区治理环境污染，同时这也是增加本地就业的一个途径。
本文受国家自然科学基金项目“为我国合理分担国际环境责任提供依据的理论与量化研究”，项目编号71073085。
参考文献：
1.陈媛媛：《行业环境管制对就业影响的经验研究：基于25个工业行业的实证分析》[J]，《当代经济科学》2011年第11期。
2.杜传忠、韩元军、张孝岩：《后金融危机时期的产业升级与就业规模》[J]，《财经科学》2010年第8期。
3.傅京燕：《产业特征、环境规制与大气污染排放的实证研究—以广东省制造业为例》[J]，《中国人口资源与环境》2009年第2期。
4.傅京燕、李丽莎：《FDI、环境规制与污染避难所效应一基于中国省级数据的经验分析》[J]，《公共管理学报》2010年第3期。
5.陆旸：《中国的绿色政策与就业-存在双重红利吗》[J]，《经济研究》2011年第7期。
6.刘宗明：《投资冲击与劳动就业状态》[J]，《南开经济研究》2011年第6期。
7.毛日昇：《出口、外商直接投资与中国制造业就业》[J]，《经济研究》2009年第11期。
8.夏杰长：《我国劳动就业结构与产业结构的偏差》[J]，《中国工业经济》2000年第1期。
9.张车伟、蔡昉：《就业弹性的变化趋势研究》[J]，《中国工业经济》2002年第5期。
l0.张成、陆旸、郭路、于同申：《环境规制强度和生产技术进步》[J]，《经济研究》2011年第2期。
11.钟茂初、闫文娟：《发展差距引致地区间环境负担不公平的实证分析》[J]，《经济科学》，2012年第1期。
12. Berman E., and Bui L. T. M. ,2001, “Environmental Regulation and Labor Demand: Evidence from the
13. Beaudry P., and Collard F.,2003, “The Employment Productivity Tradeoff around the 1980s: A Case for Medium Run Theory.” IDEI Working Paper No. 137.
14. Bezdek, R. H., 1993, “Environment and Economy: What's the Bottom Line?”[J], Environment, vol. 35, pp7-32.
15. Bezdek, R. H., Wendling, R. M. ,and Diperna, P., 2008, “Environmental Protection, the Economy, and Jobs: National and Regional Analyses.” [J], Journal of Environmental Management, vol. 86, pp63-79.
16. Bovenberg, A. L., and Van Der Ploeg, F.,1997, “Optimal Taxation, Public Goods and Environmental Policy with Involuntary Unemployment.” [J], Journal of Public Economics, vol. 62, pp59-83.
17. Cole ,M .A., Elliott, R., and Shanshan, W.,2008, “Industrial Activity and the Environment in
18. Deily, M.E., and Gray, W. B., 1991, “Enforcement of Pollution Regulations in a Declining Industry.” [J],Journal of Environmental Economics and Management, vol. 21, pp260-274.
19. Goodstein, E. B. ,1996, “Jobs and the Environment: An Overview.” [J], Environmental Management, vol. 20, pp313-321.
20. Gray, W. B., 1987, “The Cost of Regulation: OSHA, EPA and the Productivity Slowdown.” [J], American Economic Review, vol. 77, pp998-1006.
21. Hansen, B. E. Threshold Effects in Non-dynamic Panels: Estimation, Testing, and Inference[J], Journal of Econometrics, 1999,93( 2):345-368.
22. ILO, 2009, “Green Policies and Jobs: A Double Dividend?” in ILO (ed.), the Global Jobs Crisis and Beyond,World of Work Report,
23. Morgenstem R.D., Pizer W. A., and Shih Jhih-Shyang. 1999. “Jobs Versus the Environment: an Industry-Level Perspective” Discussion Paper, 1999.
24. Schneider, K., 1997, “Involuntary Unemployment and Environmental Policy: The Double Dividend Hypothesis.” [J], Scandinavian Journal of Economics, vol. 99, pp45-59.
25. Tietenberg, T. 1992.“ Environmental and Natural Resource Economics.”
责任编辑：夏雨