环境规制、环境规制竞争与就业——基于省际空间杜宾模型的分析-蒋勇.pdf

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1、贵州财经大学学报2017年第5期 总第190期产业经济79 环境规制、环境规制竞争与就业 基于省际空间杜宾模型的分析蒋 勇(中南财经政法大学,湖北武汉 430073)摘 要:利用2000 2014年中国省际面板数据,采用空间面板杜宾模型考察我国环境规制、环境规制竞争对就业的影响。研究结果表明:(1)总体而言,加强环境规制抑制了就业增长。而分区域来看,环境规制的就业效应存在差异,东部地区加强环境规制对就业存在显著的正向影响,而中西部地区加强环境规制对就业存在负向影响。 (2)地方政府间环境规制存在策略性竞争行为,从全国层面来看,地方政府间环境规制以逐底竞争策略为主,而分区域来看则存在差异,东部地

2、区环境规制体现为差异化竞争,而中西部地区则以逐底竞争为特征。 (3)地方政府间环境规制竞争具有显著的空间溢出效应,某一地区放松环境规制将会对邻近地区的就业水平产生正向溢出效应。关键词:环境规制;环境规制竞争;就业文章编号:2095 -5960(2017)05 -0079 -11;中图分类号:F427;文献标识码:A一、引言与文献综述改革开放以来,中国取得了举世瞩目的经济成就。不仅经济总量跃居世界第二,而且就业规模和水平不断扩大。在中国经济奇迹的背后,“财政分权、政治集权”的中国式分权体制无疑是一个非常重要的驱动因素。在中国式分权体制下,地方政府为增长而竞争,“重经济增长、轻环境保护”的治理理念

3、使得地方政府一方面过分偏向易拉动GDP的基础设施投入,另一方面倾向于放松环境规制,通过牺牲环境质量降低辖区内企业的环境成本以及吸引辖区外各类资源和生产要素的流入,从而形成所谓的地方政府环境规制“逐底竞争”现象。由此,中国经济长期高速增长的代价之一便是环境的急剧恶化。日益恶化的环境引发了社会公众、学术界和政府部门的高度关注,我国也在逐步提高环境规制强度。党的十六届三中全会明确提出要树立科学发展观,2006年公布的中华人民共和国国民经济和社会发展第十一个五年规划纲要提出了“十一五”期间主要污染物排放总量减少10%的约束性目标,并强调实行严格的环保绩效考核、环境执法责任制和责任追究制,释放了环境保护

4、将纳入政绩考核体系之中的信号。党的十七大提出了生态文明理念,十八大对其进行了进一步深化,将生态文明提升到“五位一体”的战略高度。在包括经济、政治、文化、社会和生态五大建设的“五位一体”中,就业增长是社会建设的题中应有之义,环境保护与治理是生态文明建设的重要内容。加强环境规制除了可以改善环境质量以及影响经济增长外,涉及的就业问题同样不可忽视。纵观既有的研究文献,环境规制的经济增长效应受到了学界的广泛关注,也取得了一大批有价值的研究成果,而与之形成鲜明对比的是,环境规制的就业效应受到的关注少之又少。那么加强环境规制会对我国就业带来怎样的影响?加强环境规制和促进就业这两项目标究竟是“鱼和熊掌不可兼得

5、”,还是“鱼和熊掌兼而有之”?收稿日期:2017 -04 -10基金项目:湖北省教育厅科研计划项目“环境规制、产业结构升级与区域经济增长”(B2016477)。作者简介:蒋 勇(1981 ),男,中南财经政法大学,博士,研究方向为公共经济、环境财政。万方数据80 产业经济贵州财经大学学报2017年第5期 总第190期从当前的相关文献来看,学者们对环境规制与就业关系的认识经历了一个逐步深入的过程。起初,学术界普遍认为环境规制难免会对就业产生一些负面影响,因为环境规制会增加企业的生产成本,削弱企业的竞争优势,企业会因此缩减生产规模,导致吸纳的就业人数减少(Greenstone,2001)。1随着研

6、究的深入,学者们发现环境规制对就业存在负向影响的同时也会创造就业机会(Schneider,1997;Morgenstern etal. ,1999)。23Bezdek et al. (2008)对美国环保行业的规模和与环保产业相关的就业关系进行了全面分析,发现增加环境保护行业的投资有利于促进就业增长。4这是因为环境资源可被视为一种特殊的生产要素,环境规制的实施会提高环境污染的机会成本,迫使企业转向利用劳动力尤其是廉价劳动力等其他生产要素来替代环境资源,从而有利于就业的增加。然而,一些学者进一步研究后发现环境规制对就业的影响比较复杂,并不是一个简单的正负向关系,环境规制对受规制行业的就业到底会产

7、生什么样的影响,通常没有一个明确的结果。 Rolf et al. (1997)认为环境规制对就业带来的影响包括一个不确定的替代效应和一个负的规模效应,总的就业效应不确定。5实际上,环境规制对于就业的影响很大程度上表现为行业间的就业分布变化,而不是整个经济范围内的就业水平(Walker,2011)6,并且这种影响在不同行业间存在很大差异。上述研究主要针对发达国家,由于经济发展阶段和国际分工不同,环境规制对中国就业的影响是否与发达国家一样是值得怀疑的。国内对于环境规制与就业之间关系的研究还比较少。陈媛媛(2011)采用2001 2007年中国25个工业行业的面板数据验证了环境管制的交叉价格弹性为正

8、,也就是说劳动与污染品是总的替代品,环境管制加强会促进就业上升;污染排放强度也确实会提高交叉价格弹性,这意味着污染密集型的重化工行业,环境管制加强所引致的就业创造相对较大。7但该研究没有从行业的角度对环境规制影响就业的机制进行分析。王勇、施美程等(2013)在Morgenstern理论框架的基础上,基于中国2003 2010年38个工业行业的面板数据,从生产效应和需求效应两个角度对环境规制与工业行业就业的关系进行实证检验,结果发现环境规制与工业行业就业存在着U形关系,即当环境规制强度提高到某一“门槛”值时,环境规制会对工业行业就业产生促进作用;随着工业行业劳动力成本份额的上升,环境规制对就业的

9、影响会减弱。8李梦洁等(2014)的研究也验证了王勇、施美程(2013)的结论,同样得出了环境规制与就业之间呈U型关系的结论,即跨过了U型曲线的拐点就可以实现环境规制与就业的双重红利。另外,李梦洁等还研究发现:现阶段,中国平均环境规制强度仍处于U型曲线的下降阶段,东、中、西地区则分别处于拐点的右侧、附近、左侧。9陈超等(2014),李珊珊(2015)也研究得出类似的结论。1011总体来看,目前国内外学术界在环境规制对就业的影响效应研究中取得了一些有启发性的研究成果,然而,即有研究也至少存在着以下两点不足:一是研究视角的局限。即有的研究普遍将各个地区视为独立的个体进行分析,忽视了各地区间环境规制

10、竞争这一重要的特征事实,进而没能考虑到互为竞争对手的对方策略性行为的影响与制约。二是研究方法的局限。即有的实证研究普遍采用非空间计量模型与方法,忽视了空间事物具有的空间依赖性或空间自相关性,因而存在着模型设定偏差,研究结论不够严谨与科学等问题。有鉴于此,本文立足于地方政府环境规制竞争这一视角,利用我国2000 2014年的省际面板数据,通过空间面板杜宾模型实证分析我国区域环境规制对就业的影响效应,识别出地方政府所采取的环境规制竞争策略,探索不同环境规制竞争策略下的地区就业效应,以期得到更具有解释力的研究结果。二、研究方法设计(一)理论模型本文借鉴Bhringer(2012)的方法,将环境规制视

11、为一种环境投入,并将其纳入生产函数框架中。12假设生产函数为柯布道格拉斯函数,地区i(i =1,2,. . . . . . N)在第t期(t =1,2. . . . . . T)的产量水平Yit由直接参与生产过程的生产投入要素和非直接参与生产过程的非生产投入要素来决定,其中技术水平、资本与劳动为生产投入要素,而环境投入为非生产投入要素。令Ait为地区i在第t期的技术水平;KDit为万方数据贵州财经大学学报2017年第5期 总第190期产业经济81 地区i在第t期的内资资本存量;KFit为地区i在第t期的外资资本,即FDI存量;Lit为地区i在第t期的劳动投入量;ENit为地区i在第t期的环境投

12、入,即环境规制强度。因此,地区i在第t期的柯布道格拉斯生产函数表示如下:Yit = f(Ait,KDit,KFit,Lit,ENit) = Ait1KDit2KFit3Lit4ENit5 (1)其中, 1,2,3,4,5均为大于0,小于1的参数。劳动边际产出MPLit = YitLit= 4Ait1KDit2KFit3Lit4 -1ENit5 (2)假设地区i在第t期的社会平均名义工资水平为Wit,物价水平为Pit,则有:WitPit = MPLit = 4Ait1KDit2KFit3Lit4 -1ENit5 (3)等式两边取对数,得到:ln WitPit = ln4 + 1lnAit + 2

13、lnKDit + 3lnKFit + (4 -1)lnLit + 5lnENit (4)上述等式变形,得:lnLit = ln41 - 4+ 11 - 4lnAit + 21 - 4lnKDit + 31 - 4lnKFit - 11 - 4ln WitPit +51 - 4lnENit (5)令0 = ln41 - 4,1 = 11 - 4,2 = 21 - 4,3 = 31 - 4,4 = - 11 - 4, = 51 - 4,则有:lnLit = 0 + 1lnAit + 2lnKDit + 3lnKFit + 4ln WitPit+ lnENit (6)由于1,2,3,4,5均为大于0

14、,小于1的参数,因此可以判断模型(6)中各变量的参数符号,其中1,2,3,取值大于0,而4取值小于0。根据“污染避难所假说”的观点,FDI的进入可能带来东道国环境恶化,东道国提高环境规制强度将影响FDI进入的数量及结构,进而影响就业水平。因此,本文在模型(6)的基础上加入FDI和环境规制的交互项。此外,考虑到各地区就业规模或水平与该地区经济增长水平、产业结构变迁等息息相关,因此,在模型(6)的基础上再加入地区经济增长水平(GDP)、产业结构(IS)等控制变量,得到本文最终的基本计量模型(7)。lnLit = 0 + lnENit + 1lnAit + 2lnKDit + 3lnKFit + 4

15、lnKFit lnENit + 5ln WitPit+ 6lnGDPit+ 7ISit + i + t + it (7)(二)指标选取和数据来源说明被解释变量是我国各地区就业规模或水平(L),用各地区就业总人数来衡量。本文的核心解释变量为环境规制(EN)。目前尚没有权威的直接测量环境规制的指标,傅京燕(2009)使用地区污染投诉率、失业率、人口密度等指标代表环境规制;13陈媛媛(2011)采用环保相关的行政处罚案件和污染治理项目本年完成投资来表示环境规制;7原毅军(2013)等众多学者普遍采用污染治理投资来代表环境规制强度。14受研究目的和数据可得性的影响,本文借鉴学术界的普遍做法,采用环境污

16、染治理投资额来衡量环境规制强度。其他解释变量包括:(1)技术水平(A)。使用各地区专利申请授权量来表示。 (2)内资资本存量(KD)。首先借鉴张军(2004)的方法测算各地区资本存量,然后用测算出的资本存量减去已推算出的外资资本存量从而计算得出内资资本存量水平。 (3)外资资本FDI存量(KF)。已有的文献普遍采用各地区FDI流量指标来代表外资资本投入水平,根据上文的理论模型,我们认为使用FDI存量指标更能准确表达FDI对就业的影响,这是因为除了当前的FDI流量对就业有影响外,既有的FDI存量水平也在很大万方数据82 产业经济贵州财经大学学报2017年第5期 总第190期程度上影响就业水平,并

17、且这种影响是不可忽视的。现有的统计资料仅仅公布了FDI流量数据,并没有公布FDI存量水平,在此我们采取永续盘存法进行估算。由于改革开放之前与开放初期FDI流量金额很小,可以忽略不计,因此我们利用历年各省统计年鉴,以1978年为起点估算历年各省外资资本存量,并利用价格指数折算为以2000年为基期的存量数据,外资资本折旧率参考陈国亮和陈建军(2012)等的做法,设置为6%。15(4)工资水平(W/ P)。工资水平是以2000年为基期进行调整后的实际工资水平。 (5)地区经济增长水平(GDP)。用以2000年为基期进行调整后的各地区实际GDP表示。 (6)产业结构(IS)。用各地区历年第三产业产值占

18、GDP比重表示该地区的产业结构状况。本文选取2000 2014年中国30个省(包括自治区和直辖市)的面板数据,其中,由于西藏数据严重缺失,没有包括在内。本文数据全部来源于历年中国统计年鉴、新中国六十年统计资料汇编、历年中国环境统计年鉴、历年各省份统计年鉴以及中经网统计数据库。此外,为了减少计量模型可能存在的异方差问题,除取值为比率外的各变量全部进行对数处理。表1是对相关变量的具体描述性说明:表1变量的描述统计量变量名lnL lnEN lnA lnKD lnKF lnW/ P lnGDP IS平均值7.530 11.243 8.444 9.330 6.476 9.918 8.568 39.807

19、最大值8.796 13.794 12.506 11.597 9.493 11.248 10.814 77.950最小值5.619 6.929 4.248 6.586 2.492 8.842 5.575 28.600标准差0.826 1.078 1.592 1.006 1.626 0.524 1.021 7.589观察数450 450 450 450 450 450 450 450(三)空间相关性检验与计量模型设定首先,计量模型的设定需要考虑是采用非空间面板模型或者空间面板模型,这需要通过构造合适的空间权重矩阵并利用Moran指数检验变量是否存在空间自相关性。大量的空间计量实证研究通常采用0 1

20、相邻空间权重矩阵、地理距离权重矩阵或经济权重矩阵。但是0 1空间权重矩阵认为只有彼此相邻的区域才可能存在空间相关性,不相邻的区域不存在相关性,这明显不符合事实。而地理距离权重矩阵或经济权重矩阵承认了不相邻地区可能存在的空间相关性,但是它们将两个不同地区之间的相互影响强度同等看待也不完全吻合实际。事实上,考虑到区域之间的相互影响并非对称,如相对发达的地区对落后地区的空间辐射与影响作用更大,因此我们借鉴李婧等(2010)的做法,建立经济距离嵌套矩阵16,具体形式如下:W = Wd diag -Y1 / -Y,-Y2 / -Y, ,-Yn / -Y( )式中, Wd为地理距离权重矩阵, -Yi为考察

21、期内地区i的GDP的均值, -Y为考察期内所有地区GDP的均值。通过构建的经济距离权重矩阵可以发现,如果一个地区经济相对更发达,其对周边相对落后地区的空间影响强度也相应更大,因此这种权重矩阵更符合实际。在建立经济距离权重矩阵的基础上,根据Moran指数的计算公式,我们测算了2000 2014年中国省际就业水平的空间Moran指数值,如表2所示。表2 2000 2014年省际就业水平的空间自相关指数及检验年份2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007Moran指数值0.167 0.165 0.164 0.164 0.160 0.157 0.157 0.156年

22、份2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014平均Moran指数值0.155 0.154 0.152 0.153 0.152 0.146 0.155 0.157注: 、分别表示空间自相关检验通过5%和10%的显著性水平。表2结果显示,2000 2014年间中国省际就业水平的Moran指数值在所有年份均显著为正且变动幅度较小,表明历年省际就业水平存在较为稳定的显著空间正自相关性,即我国历年省际就业水平并不是万方数据贵州财经大学学报2017年第5期 总第190期产业经济83 呈现完全的随机分布,而是存在着显著的空间集聚性(依赖性)。进一步绘制考察期内2000年和2014年省

23、际就业水平的Moran散点图(图1),通过对两幅Moran散点图进行对比可以清晰地看到:约三分之二以上省份的观测值位于第一象限和第三象限,具有明显的高高集聚和低低集聚特征,表现出“物以类聚”的类似特征值集聚态势,并且这种集聚态势从时间上看具有较强的稳定性。图1 省际就业水平的Moran散点图在通过测算Moran指数及描绘其散点图发现被解释变量省际就业水平存在显著的空间自相关性之后,本文需要建立空间面板计量模型而非普通面板计量模型进行省际就业效应的实证检验,以期得到更符合实际的解释结果。常见的空间面板计量模型包括空间面板自回归模型、空间面板误差模型以及空间面板杜宾模型。由于事实上因变量空间自相关

24、和误差项空间自相关可能同时存在,因此,与大量的研究做法一致,本文在计量模型(7)构建更为普遍的空间面板杜宾模型(8)进行分析。其形式如下:lnLit = 0 + Nj = 1WijlnLjt + lnENit + 1lnAit + 2lnKDit + 3lnKFit + 4lnKFit lnENit + 5ln WitPit+6lnGDPit + 7ISit + Nj = 1WijlnENjt + i + t + it (8)其中,为空间自回归(滞后)系数,用来捕捉环境规制对就业水平的直接影响效应,而用来捕捉环境规制对就业水平的空间溢出效应。(四)环境规制竞争策略的识别本文的主要研究目的是考察

25、省际环境规制竞争对就业的影响。这里的关键点在于如何识别各地方政府之间所采取的环境规制竞争策略。幸运的是,在本文构建的空间面板杜宾模型的基础上,我们可以通过和符号的方向识别出不同类型的环境规制竞争策略(见表3)。表3环境规制竞争策略的描述系数 0 0环境规制加强提高本地就业水平,地方政府间环境规制竞争采取标尺竞争策略环境规制加强降低本地就业水平,地方政府间环境规制竞争采取差异化竞争策略 0为例来说明地方政府间的环境规制竞争策略。 0,表明本地环境规制强度与本地就业水平正向相关。假设地方政府间的环境规制竞争采取标尺竞争策略( 0),本地提高环境规制强度将会引起邻近地区也提高环境规制强度,进而带动邻

26、近地区就业水平的提高,意味着环境规制的就业效应存在正向的空间溢出;若地方政府间的环境规制竞争采取差异化竞争策略( 0),本地提高环境规制强度将会引起邻近地区降低环境规制强度,从而降低邻近地区就业水平,意味着环境规制的就业效应存在负向的空间溢出。万方数据84 产业经济贵州财经大学学报2017年第5期 总第190期三、实证结果及分析(一)全国整体分析在对面板数据模型进行估计时,首先需要确定是采用固定效应模型形式还是随机效应模型形式。经验做法通常根据面板数据样本空间的经济关系,将模型设定为固定效应模型比较合理。由于本文研究省际环境规制竞争对就业的影响,且样本涵盖了30个省(包括自治区和直辖市),因此

27、建立固定效应模型更为合理。 Hausman检验结果(卡方统计量为51.36,伴随概率为0. 0000)也支持固定效应模型优于随机效应模型。为了考察空间面板杜宾模型回归结果的稳健性,本文在基于经济距离嵌套矩阵估计的基础上,同时还给出了基于0 1相邻矩阵和地理距离矩阵的估计结果。相关估计结果见表4。表4全国样本估计结果变量0 1相邻矩阵地理距离矩阵经济距离嵌套矩阵lnEN -0.0557 ( -3.45)-0.0327 ( -2.02)-0.0489 ( -3.03)lnA -0.0513 ( -4.37)-0.0446 ( -3.91)-0.0403 ( -3.43)lnKD -0.0615(

28、-1.70)-0.0579( -1.65)-0.0594( -1.66)lnKF -0.0772 ( -2.54)-0.0582 ( -1.96)-0.0692 ( -2.29)lnEN lnKF 0.0083 (3.32)0.0055 (2.25)0.0075 (3.00)lnW -0.1592 ( -3.38)-0.1819 ( -3.97)-0.1743 ( -3.72)lnGDP 0.1624(1.75)0.1126(1.53)0.1213(1.59)IS 0.0038 (3.40)0.0030 (2.79)0.0037 (3.33)W lnEN -0.0179( -1.41) -0.

29、0565 ( -3.68)-0.0596 ( -2.88) 0.3387 (5.96)0.4510 (6.58)0.4885 (6.14)R2 0.52 0.56 0.55LogL 655.90 667.74 659.10Wald - lag 125.46 104.78 120.50 LR - lag 108.31 90.28 101.16 Wald - error 130.41 118.77 130.99 LR - error 108.97 98.91 110.25 观测值450 450 450注:()内为t统计量, 、 和分别表示在1%、5%和10%水平通过显著性检验。从表4的估计结果来看

30、,基于三种空间权重矩阵进行空间面板杜宾模型估计中各解释变量除系数值和显著性略有差异外,回归系数的方向性完全一致,这反映了本文实证结果具有较强的稳健性。此外,还需要考察空间面板杜宾模型是否能简化成空间面板自相关模型或空间面板误差模型,为此构建Wald和万方数据贵州财经大学学报2017年第5期 总第190期产业经济85 LR统计量进行检验。结果发现,在三种空间权重矩阵的设定下,关于空间面板杜宾模型是否能简化成空间面板自相关模型或空间面板误差模型的Wald统计量、LR统计量均在1%的显著性水平下拒绝了空间面板杜宾模型可以简化成空间面板自相关模型或空间面板误差模型的原假设,因此,本文构建的空间面板杜宾

31、模型是合适的。空间面板杜宾模型的具体回归结果分析如下:第一,加强环境规制对就业水平的直接影响为负,且在1%的显著性水平下显著,这说明从全国整体范围来看,加强环境规制将会降低区域就业水平,或者说放松环境规制将会提高区域就业水平。从理论上讲,加强环境规制会迫使企业增加治污控污支出,采用更为先进的环保技术进行生产,从而导致生产经营成本提高,作为理性的企业,其必然的选择将是压缩生产规模,一方面减少劳动雇佣数量,另一方面利用高技能劳动力对低技能劳动力进行替代,从而影响就业结构。从我国实际来看,加强环境规制导致就业水平下降可能是因为当前我国环境规制平均强度较低以及低技能劳动力占比较高,企业更容易通过解雇低

32、技能劳动力来降低生产成本(Walker,2011),而非实施污染治理活动,所以低强度的环境规制下,加强环境规制会导致就业水平的下降。第二,从表4中也可以发现,环境规制(lnEN)及其空间滞后项(W lnEN)的系数和均为负,这表明地方政府间环境规制竞争采取逐底竞争策略。在中国式分权体制下,地方政府决策者一方面面对政治晋升机制的激励,另一方面面对发展经济、保障民生的压力,因此在区域环境规制策略性互动博弈中,选择放松环境规制必然是其理性的占优策略。通过放松环境规制,一方面促进当地经济增长,另一方面增加当地就业,以此显示地方政府超越同级的执政水平,从而在政治晋升中获得更好的机会。当每个理性的地方政府

33、都选择放松环境规制作为其占优策略时,博弈的均衡结果必然是地方政府环境规制“逐底竞争”局面的出现,致使地方政府间环境规制失灵。进一步分析环境规制竞争的就业效应,在三种空间权重矩阵设定下,环境规制空间滞后项(W lnEN)的系数均为负,表明不管是地理区位上的相邻,还是地理距离上的相近,亦或是同时考虑地理距离与经济差异,竞争性的地方政府放松环境规制都将对邻近地区就业水平产生正向的溢出效应。其基本逻辑是某地方政府为了降低辖区内企业的经营压力,吸引外部资本或其他生产要素的流入,争取大项目的入驻,进而更好地推动当地经济增长与就业增加,具有强烈的放松环境规制的动机,临近地区在接收到该地区政府放松环境规制的政

34、策信号后,为了在地方竞争中更好地保障自身利益,也会实施放松环境规制策略,来促进本地经济增长与就业水平提高。第三,从其他解释变量的计量结果来看,(1)技术水平与就业之间呈显著负相关关系,这是由于技术进步带来劳动生产效率提高,生产同一单位产品需要的劳动力较少,从而对劳动力需求下降;另一方面,技术进步导致企业对高技能劳动力的需求增加,而我国当前劳动力供给结构仍然以低技能劳动力为主,这明显与企业的需求不匹配,致使就业水平下降。 (2)工资水平、内资资本存量与就业之间呈负相关关系,这符合我们的经济直觉。当我国劳动力工资水平不断提高时,企业使用劳动力成本增加会导致产品价格上涨和产品需求减少,这不仅直接减少

35、了企业对劳动力的需求,还会产生“要素替代效应”,使企业采用更多的资本替代劳动,导致就业减少。 (3)FDI与就业水平之间存在显著的负相关关系,这说明FDI对我国就业有一定的抑制作用。产生这种现象的原因可能在于FDI大多流向资本密集型行业,资本机构成较高,对就业数量的直接拉动作用比较小。 (4)FDI与环境规制交互项的回归系数为正,这说明在全国层面样本下,虽然FDI和环境规制分别对就业都是负向影响,但在它们的共同作用下,反而对就业产生了显著的正向影响。 (5)地区经济增长水平是就业水平提高的基础条件。而在三次产业结构中,第三产业的劳动力吸纳能力最强,第三产业的发展状况也是决定就业的重要因素。从回

36、归结果来看,地区经济增长水平和衡量产业结构的第三产业发展状况对就业具有显著的正向促进作用,与理论分析一致。第四,在控制了影响就业水平(lnL)的主要因素后,用于测度就业空间溢出效应的空间自回归系数为正,并且通过了1%显著性水平下的检验。这意味着省域就业水平存在空间溢出效应,邻近地区的就业水平对本地区的就业水平具有显著的正向影响作用。省域就业水平存在正向空间溢出效应的原因可能在于:(1)就业是民生之本,一直是我国各级政府高度关注的头等大事,也是衡量政府政绩的重要考核指万方数据86 产业经济贵州财经大学学报2017年第5期 总第190期标。如果邻近地区就业增加,必将给本地区带来示范效应,促使本地政

37、府更加重视就业问题,制定和实施相关政策措施促进就业水平的提高。 (2)我国地域辽阔,各地区在各类生产要素、产业结构及市场规模等方面存在显著差异。近年来,我国各地区充分发挥自身的比较优势,进一步加大区域间的经济合作关系,各地区经济发展联系更加密切。那么邻近地区产业发展以及带来的就业增加必然会带动本地区相关产业发展与就业率上升。(二)分地区分析我国东部地区和中西部地区在经济发展水平、产业结构以及环境规制政策等方面存在较大差异,这种事实上存在的差异对区域就业带来的影响效应也必然是不同的。基于此,与大多数文献的做法一致,本文将我国划分为东部地区和中西部地区来进行分析,实证估计结果见表5。表5分区域样本

38、估计结果变量东部地区样本估计结果0 1相邻矩阵地理距离矩阵经济距离嵌套矩阵中西部地区样本估计结果0 1相邻矩阵地理距离矩阵经济距离嵌套矩阵lnEN 0.1672 (3.34)0.1941 (4.03)0.1946 (3.96)-0.1533 ( -2.16)-0.1469( -1.71)-0.1485( -1.82)lnA -0.0511 ( -2.97)-0.0436 ( -2.51)-0.0439 ( -2.55)0.0807 (2.39)0.0829 (1.99)0.1269 (2.76)lnKD 0.0190(0.29)0.0390(0.58)0.0142(0.21)-0.4447 (

39、 -4.10)-0.3729 ( -2.61)-0.3108 ( -2.06)lnKF 0.2410 (2.80)0.2637 (3.08)0.2690 (3.13)-0.5753 ( -3.94)-0.4934 ( -2.77)-0.4269 ( -2.14)lnEN lnKF -0.0258 ( -3.81)-0.0296 ( -4.55)-0.0296 ( -4.44)0.0332 (2.63)0.0355 (2.32)0.0320(1.86)lnW -0.2411 ( -3.41)-0.2318 ( -3.25)-0.2220 ( -3.17)-0.5186 ( -2.58)-0.76

40、54 ( -3.20)-0.8917 ( -3.35)lnGDP 0.6047 (3.85)0.5318 (3.25)0.5747 (3.53)1.3495 (11.04)1.1381 (7.27)1.0443 (6.32)IS 0.0106 (5.72)0.0101 (5.46)0.0101 (5.47)0.0012 (3.26)0.0021 (3.38)0.0070 (3.15)W lnEN -0.0434( -2.66) -0.0443 ( -2.48) -0.0638 ( -2.53) -0.1110 ( -2.56)-0.3477 ( -5.59)-0.2629 ( -3.11) 0

41、.0594(0.72) -0.1252( -1.20) -0.1734( -1.37) 0.5115 (14.03)0.4440 (7.51)0.3000 (4.07)R2 0.84 0.82 0.82 0.12 0.40 0.35LogL 271.60 271.06 271.31 9.89 -38.8590 -64.47Wald - lag 28.25 62.51 103.68 177.06 87.27 157.62 LR - lag 26.07 42.42 64.88 121.60 75.83 119.32 Wald - error 29.24 43.16 67.32 165.73 88.

42、40 149.35 LR - error 26.95 35.77 54.49 121.43 77.66 121.84 观测值165 165 165 285 285 285注:()内为t统计量, 、 和分别表示在1%、5%和10%水平通过显著性检验。万方数据贵州财经大学学报2017年第5期 总第190期产业经济87 从分区域样本的总体估计结果来看,基于三种空间权重矩阵进行空间面板杜宾模型估计中各解释变量除系数值和显著性略有差异外,回归系数的方向性基本一致,这也反映了分区域样本估计结果的稳健性。此外,关于空间面板杜宾模型是否能简化成空间面板自相关模型或空间面板误差模型的Wald和LR统计量均在1%

43、的显著性水平下拒绝了空间面板杜宾模型可以简化成空间面板自相关模型或空间面板误差模型的原假设,表明空间面板杜宾模型成立。从表5中可以看出:第一,中国区域环境规制对就业水平的直接影响效应存在显著差异。其中,东部地区加强环境规制对就业水平存在显著的正向影响,而中西部地区存在负向影响,与全国层面样本回归结果相吻合。东部地区加强环境规制具有正向的就业效应的原因可能有以下几点:(1)从东部地区的就业结构来看,劳动力素质与技能普遍比中西部地区要高,加强环境规制反而会增加对高技能劳动力的需求;(2)东部地区的经济结构以第三产业为主,第三产业的就业创造能力较强,环境规制强度提高反而更有利于第三产业发展和就业增加

44、。而中西部地区就业结构中低技能劳动力占比较高,经济结构也普遍以资源消耗型的第二产业,尤其是工业为主,因此,中西部地区加强环境规制将会降低就业水平。第二,从东部地区样本的估计结果来看,环境规制(lnEN)的系数为正,其空间滞后项(W lnEN)的系数为负,这表明东部地区地方政府间环境规制竞争主要采取差异化竞争策略。与中西部地区相比,东部地区经济更为发达,地方政府财力更为雄厚,居民对环境质量的关注程度更高。当邻近地区放松环境规制时,本地区倾向于投入更多的环保资金,利用更为先进的减排技术加强环境规制、提高环境质量,以此进一步提升自身的竞争优势。而从中西部地区样本的估计结果来看,环境规制(lnEN)的

45、系数为负,其空间滞后项(W lnEN)的系数也为负,这表明中西部地区地方政府间环境规制竞争主要采取逐底竞争策略,与基于全国层面样本回归结果保持一致。与东部地区相比,中西部地区地方政府面对发展经济、保障民生的压力更大。当邻近地区放松环境规制时,在环保投入不足,居民的环境关注程度较低的情况下,基于政绩与增长的考虑,本地政府可能也倾向于选择放松环境规制策略,通过牺牲环境等非经济职能目标以实现经济增长和就业增加等短期的经济社会利益。此外,从环境规制竞争的就业效应来看,在三种空间权重矩阵设定下,东部地区或中西部地区样本的回归结果中环境规制空间滞后项(W lnEN)的系数均为负,表明不管是地理区位上的相邻

46、,还是地理距离上的相近,亦或是同时考虑地理距离与经济差异,竞争性的地方政府放松环境规制都将对邻近地区就业水平产生正向的溢出效应,与全国层面样本回归结果一致。在分区域样本的回归结果中,其他解释变量并非本文分析的重点,限于篇幅,在此不再赘述。四、结论与政策建议(一)结论本文利用2000 2014年我国30个省(包括自治区和直辖市)的面板数据,在柯布道格拉斯生产函数的基础上,采用空间面板杜宾模型实证分析了环境规制、环境规制竞争对就业的影响,研究结论显示:第一,从全国层面来看,目前我国的环境规制与就业水平呈负向变化关系,加强环境规制将会降低就业水平。总体上是因为当前我国环境规制平均强度较低,企业更容易

47、通过解雇劳动力来降低生产成本,而非实施污染治理活动。第二,从分地区回归结果来看,东部地区加强环境规制对就业具有显著的正向影响,而中西部地区加强环境规制与全国层面样本回归结果一样对就业产生负向影响。第三,地方政府间环境规制存在策略性竞争行为,在全国层面,地方政府间环境规制竞争总体采取逐底竞争策略,而分区域来看则存在差异,东部地区地方政府间环境规制竞争以差异化竞争策略为特征,而中西部地区地方政府间环境规制竞争以逐底竞争策略为特征,这也与全国层面的分析结果一致。第四,地方政府间环境规制竞争万方数据88 产业经济贵州财经大学学报2017年第5期 总第190期具有显著的空间溢出效应,某一地区放松环境规制将会导致邻近地区就业水平提高。(二)政策建议就业是民生之本,也是政府宏观经济政策的重要目标之一,“十三五”规划建议指出要坚持就业优先战略。李克强总理曾指出我们发展的目的是为了保障和改善民生,而最大的民生就是就