蒋伏心 侍金环
(南京师范大学商学院, 南京 210046)
20 世纪90 年代以来, 我国进入环境规制的深化阶段, 环境规制趋紧对社会经济发展的影响日益成为社会焦点。 为了应对环境治理压力的增大对社会经济发展的冲击, 妥善应对经济增长过程中环境规制问题所引发的各种潜在危机, 学术界加强对环境规制的社会经济效应的深入研究, 以提高环境规制政策实施的科学性。 在经济增长过程中, 劳动生产率是反映经济发展的重要指标, 这一变量显著受到劳动力有效产出、 就业结构和技术水平变动的影响。 已有研究表明, 环境规制通过占用原生产资料减少劳动力有效产出[1], 也会倒逼企业研发创新以获得新竞争优势[2], 同时改变企业内劳动力的需求结构[3]。 环境规制和劳动生产率两者间有密切的联系。 因此围绕环境规制与劳动生产率进行深入研究, 准确分析环境规制的经济效应, 对建设“资源节约型、 环境友好型”社会, 积极应对环境约束问题具有重要现实意义。
国内外对环境规制的研究主要集中在两个方面: (1) 最优环境规制强度的确定。 “波特假说”认为, 规制成本会随着环境规制力度的扩大而增加, 但环境规制政策在长期能够刺激企业进行技术创新, 产生创新补偿效应, 最大总效应为城市的最优环境规制强度[4]。 李平和慕绣如利用中国2000~2010 年29 个地区的面板数据估计了环境规制创新效应和外部成本, 指出碳排放强度在1.245~2.022之间的环境规制强度达到最优[5]。 沈能从环境效率的角度研究了最优行业环境规制水平, 指出环境规制强度和环境效率之间呈现倒“U” 型关系, 行业污染治理运行成本占工业产值的比重在3.523 ~6.752 区间为污染密集型行业最优环境规制强度,其在1.232~3.589 区间为清洁生产型行业最优环境规制强度[6]; (2) 环境规制的社会经济效应。学者们从不同视角研究了环境规制趋紧的影响。王洪庆利用2000 ~2013 年中国30 个省份的面板数据, 经研究发现环境规制对经济增长存在显著的门槛效应, 当环境规制水平比较低时, 环境规制促进经济增长, 而当环境规制达到较高水平时,环境治理的严格对经济增长会产生负面影响[7]。李梦洁和杜威剑利用中国省际面板数据, 经研究发现环境规制强度与就业需求之间呈现出U 型关系[8]。 彭文斌等利用2005~2014 年各省域面板数据, 构建了门槛回归模型, 指出环境规制与绿色创新效率间存在显著的“U” 型关系[9]。
总体看来, 国内外学者对劳动生产率的研究主要基于以下5 个视角: (1) 产业结构视角。 毛丰付和潘加顺基于中国1995 ~2010 年地级以上城市市辖区数据, 利用城市产出总量函数, 发现产业结构优化升级对中国城市劳动生产率的提升有显著作用[10]; (2) 资本视角。 吴昊利用全国286个地级市的面板数据研究发现以资金投入衡量的人均资本存量对劳动生产率具有显著提升作用;(3) 劳动力视角[11]。 马骥涛和郭文基于中国30个省份2000~2015 年的面板数据实证检验得出环境规制能显著正向调节就业结构, 推动高技能劳动力对低技能劳动力的替代, 提高劳动生产率[12]。谢凡和杨兆庆从空气质量角度研究了环境规制与劳动生产率的影响, 发现环境改善能够增加劳动力供给[13], 优化劳动生产率; (4) 集聚视角。 蔡敬梅利用2007~2011 年中国省级数据, 经研究指出我国地区劳动生产率具有空间自相关特征, 并通过空间误差模型实证发现产业集聚的城市化与区域化效应都对地区劳动生产率具有显著的正向促进作用[14]。 彭文慧则利用1985 ~2009 年中国31 个省份的数据, 经研究指出我国工业劳动生产率具有空间自相关特征, 并通过空间计量的研究方法发现社会资本和经济集聚都对工业劳动生产率具有显著的正向促进作用[15]; (5) 外商投资视角。 张前荣利用内资工业部门数据研究指出, FDI会对内资工业部门产生正向溢出效应, 推动内资工业部门劳动生产率的提高及产出的增加[16]。
通过梳理已有文献可以发现, 虽然目前有较多环境规制的相关研究成果, 但鲜有具体到劳动生产率层面的研究。 基于此, 相比现有文献, 本文可能的改进之处在于: (1) 率先从宏观层面探讨了环境规制对社会劳动生产率的影响, 填充了现有研究在此类研究方向上的空白; (2) 通过构建中介模型进一步探讨了环境规制如何通过影响技术创新来影响社会劳动力生产率, 检验了环境规制对社会劳动力生产率可能的影响路径, 加深了对环境约束收紧与地区劳动产出率之间关系的认识; (3) 基于所在区域, 本文甄别了环境规制对社会劳动生产率的异质性影响。 本文研究结论对科学制定合理环境规制, 实现环境保护和社会劳动生产率提高双赢具有重要的启示意义。
环境规制会挤占企业原计划用于生产的资料[17], 如污染税缴纳挤占企业生产资本, 治污设备运行挤占企业劳动力和能源等, 减少原劳动力投入下的单位实际产出, 降低社会劳动生产率。然而, 严格的环境规制也可以通过淘汰无力承担更高环境污染税的高污染、 低效益企业[18], 保留污染较低、 产能领先的企业, 实现社会劳动生产率提升。 并且, 原本束缚低效益企业的生产要素尤其是劳动力必须进行技能更新和再就业, 由产能高、 技术强的企业充分利用, 社会劳动生产率得到进一步提高。
环境规制还通过创新效应影响社会劳动生产率。 持续过高的环境污染成本将迫使企业引进或研发清洁生产的新型技术[19,20]。 环境规制的创新效应具体表现在两方面: (1) 由于新生产技术低能耗、 低污染和高产出, 它的应用将降低单位产出的能源损耗和增加单位劳动力的有效产出, 在降低环境污染的同时提高社会劳动生产率。 换言之, 新技术创造竞争优势, 改善经济效益, 弥补了创新投入成本和过往的环境污染成本; (2) 劳动力的需求也伴随着新技术的应用更新, Wagner和Timmins 研究表明, 企业采用先进清洁生产技术将促进高技能劳动力取代低技能劳动力[21]。 劳动力队伍整体素质的提高将对社会劳动生产率产生积极影响。
此外, 在不同环境规制强度阶段, 环境规制的减产、 淘汰和创新效应的强弱有所不同[22]。 在环境规制的初始阶段, 由于改进生产技术的耗费高于污染税等环境污染成本, 企业宁愿承担污染罚单[17], 此时环境规制的成本效应大于创新效应, 环境规制表现为降低社会劳动生产率; 随着环境规制政策的持续推行和日渐严苛, 长期来看,只有改进生产技术才能够实现最大经济效益, 在清洁生产技术落实过程中, 劳动生产率逐渐回升。与此同时, 环境规制的高门槛也淘汰了一批污染重、 产能落后的企业, 进一步改善了社会劳动生产率。 环境规制对社会劳动生产率的影响取决于上述总效应, 因此, 我们得出以下假设:
H: 环境规制与社会劳动生产率之间存在着U 型曲线关系。
基于理论部分的分析和假设, 本文构建如下计量模型:
式(1) 中, 因变量labproit是i 省市第t 年的社会劳动生产率, 第1 个自变量envregit是i 省市第t 年的环境规制, 第2 个自变量是i 省市第t 年的环境规制的二次项, X 是控制变量, εit为随机扰动项。 β1和β2是本文主要关心的系数,根据前文的理论假说, 本文预期β1的系数为负,β2的系数为正。
社会劳动生产率。 社会劳动生产率是指某地区一定时间内单位劳动力创造的商品价值。 主要有两种衡量社会劳动生产率的方法: (1) 使用地区生产总值与地区总就业人数的比值; (2) 采用地区生产总值与地区总劳动力薪酬的比值。 鉴于学术界普遍采用第一种衡量方法, 本文也将使用地区生产总值与地区总就业人数比值衡量社会劳动生产率。
环境规制。 环境规制的代理变量有很多, 如污染治理设施运行费用、 征收缴纳的污染费、 环境污染许可证发放量, 以及使用自定义的综合指数[2,21]。 本文使用应用率最高的污染治理投资金额对地区生产总值的比重代理环境规制进行基准回归, 同时使用征收缴纳的污染费代理环境规制进行稳健性检验。
第1 个控制变量是人力资本, 劳动力队伍整体素质越高, 个体单位时间内有效产出越多[23]。本文用大专及以上学历就业人数占总就业人数比重衡量劳动力的人力资本; 第2 个控制变量是技术创新, 它是实现劳动生产率提高的重要因素[24],本文使用各省市研究经费内部支出占地区生产总值的比重来衡量; 第3 个控制变量是资本存量,资本存量的多寡直接影响到社会劳动生产率[25],本文用资本存量除以就业人数来衡量; 第4 个控制变量是政府扶持, 政府通过举办高层次人才引进和再就业技能培训等活动, 有助于提高当地社会劳动生产率, 本文采用政府社会保障和就业支出占地区生产总值的比重来衡量; 第5 个控制变量是城镇化率, 城镇化率越高, 越多的劳动力可以享受到城市辖区内更高的生活质量, 获得健康强健的体魄[10], 增加劳动力单位时间内的有效产出, 本文使用城镇人口占地区人口比重来衡量。
本文使用的是2001 ~2017 年中国31 个省市的面板数据, 数据主要来自于《中国环境年鉴》、《中国区域统计年鉴》 和EPS 数据平台。 表1 给出了使用原始数据核算得到的各变量的描述性统计结果。
在进行基准回归的过程中, 先使用Hausman检验判定模型属于随机效应还是固定效应模型,检验发现可以在1%的显著性水平下拒绝随机效应模型的假设, 认为用固定效应模型更合理。
表2 列出了社会劳动生产率和环境规制模型的固定效应基准回归结果, 同时还列出了模型的混合回归、 随机效应和双向固定效应的回归结果以作比较。 基准回归结果显示: 环境规制的系数β1在5%的显著性水平下显著为负, 环境规制的二次项系数β2在1%的显著性水平下显著为正, 与本文的预期一致。 所以, 环境规制和社会劳动生产率之间存在U 型关系, 并不是简单的线性关系。 这意味着, 社会劳动生产率会由于环境规制日渐严苛呈现出先降低后升高的趋势。
表1 变量的描述性统计结果
表2 基本回归结果
另外, 控制变量的回归系数表明, 改善人力资本能够提高社会劳动生产率, 具体表现为在其它经济变量保持不变时, 人力资本每增加1%,劳动生产率会相应地提高0.2442%。 区域内技术进步也可以提高社会劳动生产率, 其回归系数在5%的显著性水平下显著为正。 城镇化率与人力资本、 技术进步一样, 能够对社会劳动生产率产生积极影响。 然而, 政府扶持对社会劳动生产率的影响为负但不显著, 这可能是因为政府参与带来了就业市场配置扭曲[26]。
基准回归后, 使用工具变量法缓解模型中的内生性问题, 解决测量偏误和遗漏变量等导致的回归结果偏误。 环境规制的滞后一期恰好符合工具变量的要求, 同时弱工具变量检验和识别不足检验证明了其有效; 采用工具变量的两阶段最小二乘法的估计结果显示, 与基准回归结果相比,β1和β2的符号和显著性不变, 数值变大, 环境规制仍然与社会劳动生产率之间存在显著的“U 型”关系。
本文用两种稳健性检验来证明基准回归结论的稳定和可靠。 第1 种稳健性检验方法是对样本数据进行缩尾或平滑处理, 优化数据质量。 数据缩尾的做法为, 使用1%和99%分位数处的数据分别取代样本中小于1%、 大于99%的数据; 平滑数据的做法为, 使用自变量3 年连续数据的平均值作自变量。 应用两类新数据的回归结果均表明, 环境规制与社会劳动生产率之间仍然是显著的U 型关系。 第2 种稳健性检验方法是替换代理变量, 使用各省市征收的排污费与生产总值的比值代理环境规制力度, 重新回归的结果表明: 环境规制与社会劳动生产率之间仍然是显著的U 型关系。 所以, 环境规制与社会劳动生产率之间存在显著的U 型关系这一结论稳健可靠。 内生性和稳健性检验的结果见表3。
表3 内生性和稳健性检验结果
理论分析表明, 环境规制主要是通过侵占生产要素、 淘汰落后企业和倒逼创新影响社会劳动生产率。 随着环境污染成本渐增, 环境规制的减产效应和淘汰效应客观存在。 环境规制以创新为中介变量影响社会劳动生产率的机制则需要检验。为了证明这一机制, 本文将技术创新作为因变量,以环境规制为自变量, 参照Edwards 和Lambert 的研究[27], 建立如下回归方程:
Techit是i 省市第t 年的技术创新, envregit是i省市第t 年的环境规制, Z 是控制变量, εit为随机扰动项。 实证估计结果如表4 所示: ϑ1的系数在5%的显著性水平下显著为正, 符合理论预期,表明环境规制对技术创新具有正向促进作用, 结合方程(1) 的估计结果, 环境规制通过技术创新路径对社会劳动生产率产生影响得到验证。
表4 机制检验结果
考虑到中国幅员辽阔, 各区域经济和制度环境存在很大的差异, 有必要将全样本划分为东部、中部和西部分地区进行环境规制对社会劳动生产率的实证回归。 如表5 所示: 模型(1) 中, 环境规制的系数在5%的显著性水平下显著为正, 环境规制二次项的系数为正但不显著, 这说明东部地区环境规制和社会劳动生产率之间一直是正向的线性关系。 这可能是由于东部地区技术创新较为领先, 在环境规制成本逐渐增加时, 环境规制的倒逼创新效应能够充分发挥, 及时补偿环境规制带来的负面后果。 模型(2) 和(3) 中, 中、 西部地区环境规制与劳动生产率之间存在显著的U型关系。
表5 我国东、 中、 西部省份环境规制面板回归结果
本文基于中国2001 ~2017 年31 个省市面板数据分析了环境规制与社会劳动生产率之间的关系, 得到了以下结论: 环境规制与社会劳动生产率之间存在“U” 型关系, 即随着环境规制的趋紧, 社会劳动生产率呈现出先下降后上升的态势。在控制内生性后, 这一结论仍然成立。 同时, 环境规制通过技术创新这一中介变量来影响社会劳动生产率。
上述结论表明, 生态环境保护与劳动生产率提高并不对立, 这对于中国阻止生态环境恶化、增加经济效益以及两者协调发展具有重要的指导意义。 基于相关分析和结论, 本文提出如下政策建议: (1) 继续推行并加强环境规制, 尽早跨过U 型曲线的拐点, 实现劳动生产率提高同步于环境质量改善。 并且, 考虑到中国行政区域间的异质性, 政府应该善加利用其在环境规制选择上的自主权, 因地制宜、 滚动调整各地区环境规制水平; (2) 重点培养环境类技术人员和持续推进环境类技术创新。 政府需要构建和完善环境类人才和技术自由流动的市场机制; 还需要专项设立环境类人才培养和技术创新奖励机制; (3) 加大对低能耗、 高效益的新型企业的扶持力度。 政府可以通过税收减免、 地租优惠和经济补贴等措施培育或引进清洁生产的企业, 逐步替代当地污染高、产能落后的企业, 从根本上实现环境保护和社会劳动生产率提高的双赢。