环境规制对我国建筑业就业效应的区域影响研究

张仕廉，熊维娜

（重庆大学建设管理与房地产学院，重庆 400045）

0 引言

建筑业作为高排放、高能耗、高投入的产业，我国逐步强化的环境规制必然会影响建筑企业的行为与决策，因此环境规制与建筑业就业是存在联系的。“2015年，山东临沂57家企业因环保关停，造成6万人暂时性失业”的新闻因环保造成的失业事件就是环境规制影响就业的较典型佐证，也引起了不少就业人员对环境规制的抵触情绪[1]。

目前国内外关于环境规制对就业影响的相关研究主要包括：KAHN M E等[2]通过数据研究表明，美国实行15美元每t的碳税会导致失业人口增加；王勇等[3]发现工业行业环境规制与就业呈“U形”关系，跨过门槛值后，环境规制的就业效应由负转正；秦楠等[4]通过进一步研究环境规制对工业就业的影响发现，在中、轻度污染行业里存在“倒U形”关系；陆旸[5]则认为我国利用征收碳税实现绿色发展的方式与就业的双重红利难以实现。这些研究结论大致可分为环境规制对就业影响效应为线性型和非线性型2类，其中线性型包括积极型和抑制型，非线性型包括U形、倒U形、N形、不相关等。针对不同行业，研究结论存在差异。

基于上述讨论，随着近年来环境规制的不断变化，其对建筑业就业是如何产生影响，并产生了怎样的影响，以及是否能实现环境保护与建筑业就业问题的“双赢”局面值得深入探讨。由于发展水平不同，我国东、中、西部地区的环境规制对就业的影响是否存在差异性？本文将针对这些问题进行研究，以期为政府及建筑业有关部门制定有针对性的政策提供重要理论支撑，为建筑业从业人员提供一定的信息支持。

1 环境规制对建筑业就业的影响机制

建筑企业通过污染控制活动达到政府的管制和约束目标，实行污染控制活动会不可避免地影响企业生产成本，从而影响行业的劳动成本份额。本文借鉴MORGENSTER N R D等[6]的分析框架，分别从生产效应和需求效应2个方面进行分析。

1.1 环境规制对建筑业就业的生产效应

在建筑企业生产活动中受环境规制的影响，主要反映在2个方面：①在生产过程中对建筑原材料质量的提升或对机器设备、生产技术的更新升级，以提高生产效率减少生产过程中污染物的排放；②在生产末端引入绿色处理设备，以降低污染物排放量。

为此，建筑企业为达到政府对污染排放的要求，不得不在固有劳动力和资本投入的基础上增加额外成本，如精益生产、加强生产过程控制等，会加大劳动力需求，即增加就业。另一方面，建筑企业为了盈利，或许会选择新技术、新设备的投入以降低对环境的影响，提高生产效率，进而减少劳动要素的投入以节减开支[7]，如通过裁员等方式减少就业，否则企业将会选择退出市场或转移到低环境规制地区。劳动力需求函数如下所示：

式中，Li表示建筑企业i的劳动力需求数量，Pl，i表示建筑企业i的劳动力价格，Sl，i表示建筑企业i劳动力成本占总成本的比率，TCi表示建筑企业i的总成本。等式两边对建筑企业所承受的环境规制成本（RCi）求偏导，并对劳动力加总，结果如下：

式中，La表示劳动力需求的加总，RCa表示整个建筑行业所承受的环境规制成本，∂S1，i/∂RCi表示建筑企业 i劳动力成本受环境规制成本的影响程度，∂TCa/∂RCa表示建筑行业总成本受环境规制总成本的影响程度。假设建筑企业总成本由环境规制成本和其他成本（OCi）组成，即TCi=RCi+OCi。其中RCi=PlLr+PkKr，OCi=PlL+PkK，Pl、Pk分别表示劳动和资本要素价格，Lr、Kr分别表示控污活动的劳动力、资本投入，L、K分别表示其他的劳动力、资本投入，用v=Pl，iLr/RCi表示劳动成本占控污活动支出的比重。则上式最终化简为：

1.2 环境规制对建筑业就业的需求效应

环境规制强度增加，会伴随着建筑企业成本的增加，进而影响建筑市场。建筑市场需求受人们是否有获得建筑产品的愿望和获得建筑产品支付能力的制约。影响建筑市场需求量的因素很多，当主要考察需求与需求价格之间的关系时，其他因素可视作既定。此时建筑市场的特点是需求曲线向下倾斜，这种形式的需求曲线伴随着2个特点：①建筑企业转移部分上涨的价格给业主以减少利益损失；②随着价格上涨，业主对产品的需求会下降。当业主的需要量减少后，企业会缩减生产规模，从而导致对劳动力的需求减少。需求效应的大小主要取决于产品的需求价格弹性和产品劳动投入比重。需求价格弹性越大，建筑企业对业主的成本转嫁就越难，环境规制对企业生产规模的影响越大，就业减少效应也就不那么强；而产品的劳动投入比重越大，说明行业属于劳动密集型，劳动密集型行业对生产规模缩减的反应会更强烈。

1.3 环境规制对就业的总效应

将环境规制对建筑业就业的生产效应式和环境规制对建筑业就业的需求效应式相加得到环境规制对建筑业就业的总效应为：

建筑行业劳动需求的环境规制弹性为：

式中，τ=∂RCa/∂TCa，0＜τ＜1，表示建筑行业控污活动支出占总成本比重。需求价格弹φ性取决于替代程度，所以在通常情况下0＜φ＜1。于是式中大于0，行业劳动需求的环境规制弹性的大小取决于v/Sl是否大于1。若v/Sl＞1，则δ为正；若v/Sl＜1，还需进行下一步讨论。劳动成本占控污活动支出的比重v在给定的短时期内是不变的，所以进一步确定环境规制的建筑业就业效应取决于Sl，等式两边对Sl求导得到：∂δ/∂Sl=-τv/Sl2＜0，说明短期内建筑行业倾向于降低劳动需求的环境规制弹性以应对成本的上升。但劳动力需求的减少空间是有限的，并随着时间的增长，企业以更有效的方式应对环境规制强度的增加，从而对劳动力的需求会先减少后增加。

综上所述，提出环境规制与建筑业就业间大体成线性促进型关系或“U形”关系的假设。

2 指标选取与模型构建

2.1 指标选取

被解释变量建筑业就业（Emloy）由建筑业规模以上企业年末从业人数表示。

目前学术界并没有统一的环境规制（Regu）指标标准，因研究目的的不同，国内外学者对环境规制的衡量也就不同。本文借鉴陈佳佳[9]构建的环境规制指标评价体系，基于本文的研究目的及数据的相对完整性，从环境规制支撑类指标和工具类指标2个分类中选取8个具体指标，通过SPSS进行主成分分析，计算环境规制综合指数。支撑类指标包括：环保系统实有人数、受理环境行政处罚案件数、当年颁布的地方性法律行政规章标准、环境污染治理投资额；工具类指标包括：“三同时”执行环保投资额、执行“环境影响评价制度”的建设项目数、排污费收入、环境污染信访数。

而其他控制变量：企业数量用建筑业规模以上企业数量表示；全要素生产率采用“索洛残差法”，产出由建筑业增加值按建筑安装工程价格指数进行平减，资本存量由固定资产净值按固定资产投资价格指数进行平减，劳动投入由年末从业人数表示；建筑业生产总值由规模以上企业总产值按GDP平减指数进行平减；利润总额表示建筑业的盈利能力按GDP平减指数进行平减而得；工资水平由建筑业城镇单位就业人员年均工资额按居民消费价格指数进行平减得出；固定资产投资额采用固定资产净值通过固定资产投资价格指数进行平减。各指标由统计年鉴计算整理得到，部分缺失指标通过内插法补齐以得到平衡面板数据。为保证数据的可得性及连续性，本文选取2004—2016年除西藏、港澳台以外的30个省、市、自治区的面板数据作为研究对象。

2.2 模型构建及数据来源

对变量进行对数化处理以消除异方差问题，为检验环境规制与就业是否存在如前文所假设的线性促进型关系或“U形”关系，引入环境规制二次项，构建基本计量模型：

式中，i代表省份，t代表年份，reguit为环境规制综合指数，regu2it为环境规制综合指数二次项，ηi表示不可观测的不随时间变化的影响因素，εit为误差项。Xit为控制变量的集合，包含企业数量（enterprise）、全要素生产率（tfp）、经济发展水平（GDP）、利润总额（profit）、工资水平（wage）、固定资产净值（fixed），即：

3 实证结果与分析

3.1 全国范围估计结果

在进行回归分析之前，利用Stata15.1先考察各变量之间的斯皮尔曼相关系数，得出主要变量间的相关系数均在0.8以下，表明变量间不存在高度相关。再通过F检验、LM检验和豪斯曼检验，确定选用固定效应模型，结果如表1所示。

首先只考虑环境规制一次项与建筑业就业的关系，如表1模型1所示。再加入企业数量、全要素生产率、建筑业生产总值、利润总额、工资水平和固定资产净值等控制变量，控制其对模型估计结果的影响，如模型2所示。可以看出，环境规制的一次项是正的，且大多数控制变量都是显著的。为检验环境规制与建筑业就业是否存在“U形”关系，在模型1、2中引入环境规制二次项，即模型3，4。通过对比可发现，变量的符号和显著性未发生太大变化，且在加入其他控制变量之前，环境规制对建筑业就业的回归的r2均已大于0.5，说明环境规制确实影响建筑业就业问题。

表1 全国范围模型回归结果

模型4中，企业数量、建筑业生产总值和固定资产净值对建筑业就业的影响为正，说明企业的发展规模和经济效益越高，对劳动力的需求就越大；全要素生产率的系数为负表明企业在提高生产一单位产品效率的同时减少了对劳动力的需求，从而对就业形成负向作用；规模以上企业利润总额系数为负表明企业存在减少劳动力投入，以减少支出提高利润率的行为；工资水平对建筑业就业的影响为负体现出随劳动力价格的上涨，产品价格会随之上涨，市场需求相对减少使企业减少劳动力成本投入的经济现象，也可解释为其他生产要素的投入对劳动力要素投入的替代作用。而核心的解释变量在1%显著水平下一次项为负，二次项为正，表明环境规制对建筑业的影响呈现出先抑后扬的“U形”特征，这种动态可调控的关系使得在越过“U形”曲线的拐点之后，环境规制与建筑业就业的双重红利能够实现。环境规制强度的建筑业就业弹性为：∂lnemployit/∂lnreguit=β1+β2lnreguit=-1.009 2+2.276 8lnreguit。

考虑到环境规制执行及监督过程需经历一定的时间维度才能体现出来，本文参考李梦洁等[10]的做法，将模型4中的各个解释变量均滞后一期进行回归，结果如模型5所示。可以看出，在考虑环境规制对建筑业就业的实施效果存在滞后性的情况下，“U形”关系仍然成立，变量的符号与显著性也未发生较大变化。

为检验利用主成分分析法测算出的环境规制综合指数可靠性以及对于面板数据研究结论的稳健性，本文采用目前研究环境规制对建筑业领域的影响的众多文献中，最常见用于衡量环境规制的指标——各省、市、自治区当年环境污染治理投资额占当年GDP比重（ln goin），替代环境规制综合指数，考察其与建筑业就业的关系。结果如模型6所示，环境规制对建筑业就业的回归曲线仍然是“U形”。

3.2 划分区域估计结果

前文已验证了从全国整体来看，环境规制与建筑业就业的“U形”关系。但考虑到我国建筑业地区间发展不平衡，环境规制水平和就业效应可能存在差异，将我国划分为东、中、西地区，以考察各个地区环境规制对就业的影响。分别对3组面板数据进行回归分析，结果如表2所示。表2中通过模型7与8，9与10，11与12中有无环境规制二次项进行对比，根据回归结果判断东、中、西部的影响情形。

表2表明环境规制对建筑业就业的影响存在地区间差异性，主要为二次和线性关系。

模型7，8表明在东部地区，环境规制对建筑业就业有“U形”影响。我国东部地区具有经济发展迅速、资源投入力度大、劳动人口流动性大、环保政策力度大、建筑业发展迅速及产能严重过剩的特点。东部地区迅速的经济发展在过去造成了严重的环境污染，使得政府加大了环境控制力度。在短期内，作为带动经济发展同时也带来环境污染的建筑业企业为了达到环保要求，不得不将劳动资本投入转移到污染治理中去；但在长期来看，企业将越过“U形”曲线的拐点，最终使东部地区环境规制对建筑业就业呈正向作用。模型8，9表明在中部地区，环境规制对建筑业就业有较为显著的线性影响，但比西部地区的线性影响小。中部地区作为较发达的东部地区和欠发达的西部地区的过渡带，其环境规制与建筑业就业的矛盾凸显，建筑业企业有较大的空间权衡环境控污活动投入与劳动力投入的比重。因此，中部地区加大环境规制强度难以明显提升建筑业就业水平。模型11，12表明在西部地区，环境规制对建筑业就业有显著的线性关系，我国西部地区建筑业人力资源和其他资源相较其他地区较为匮乏，环境规制的监督力度和执行力度的加强，使建筑业不得不投入大量的劳动力，以达到环保标准，才能不阻碍企业快速发展。因此加大环境规制强度会给西部地区带来显著就业水平提升。

表2 地区间差异特征回归结果

4 结论与启示

本文对环境规制对建筑业就业的影响问题进行相关研究并得出以下结论：从全国范围来看，环境规制对建筑业就业有稳健的“U形”影响，越过拐点后环境规制与建筑业就业的双重红利能够实现。分地区来看，环境规制对建筑业就业的影响存在东、中、西部地区间的差异性，东部地区为“U形”影响，中、西部地区为线性影响。

基于研究认为：各项环境政策的制定都需综合考虑其民生效应，政策制定者应摒弃环境规制对就业的影响非正即负的传统观念。整体来看，环境规制与建筑业就业呈现“U形”曲线，意味着短期内环境规制给建筑企业带来了一定的成本压力，企业更容易选择调整劳动投入的方式规避成本负担，但从长远来看，环境规制通过影响建筑企业生产模式和控污支出等增加就业。在加强环境规制的同时，政府应加大对建筑企业提供清洁生产技术支持的力度，弱化企业创新在知识、信息、资本和市场需求等方面面临的制约。当然，由于现阶段我国各地区发展差异较大，政府需实行地区间差异化的环境规制，动态调控环境规制与建筑业就业的关系，以求更好的平衡生态与民生问题。另外，建筑业从业人员应用发展的眼光看待环境规制与建筑业就业的关系，保持环保政策挑战下对建筑行业就业的信心，努力掌握新知识新本领，从体力劳动者向技能型、创新型劳动者转变，适应新形势、新任务、新要求。