技术创新是实现环境保护与就业增长“双重红利”的有效途径吗？
——基于中国34个工业细分行业中介效应模型的实证检验
朱金生，李 蝶
(武汉理工大学 经济学院，湖北 武汉 430070)
摘 要： 随着环保问题的突出和环境规制的加强，大批实体企业限产、关停，可能引起的失业问题十分严峻，使得如何兼顾二者关系，实现环境保护和就业增长“双重红利”成为理论与现实中的重要课题。本文通过将环境要素引入道格拉斯生产函数，从理论层面刻画了环境规制、技术创新和劳动就业之间的影响机制。选取2007-2015年中国34个工业细分行业的数据进行面板估计，发现整体上环境规制与技术创新之间呈现先下降后上升的倒U型关系。采用中介效应模型进行计量分析发现，环境规制对劳动就业的影响表现出多维性，既有直接的“环境—社会”效应，也有通过技术创新所体现出的显著中介效应，但其作用程度和方向存在行业差异。为此，进一步对不同污染程度和技术水平的行业进行检验，结果表明在清洁行业和高技术行业，技术创新的中介效应为正，能在一定程度上补偿环境规制强度增加可能带来的失业。在污染密集行业，中介效应随着环境规制的增强先负后正，中低技术行业的中介效应表现为微弱的负向影响。因此，正确处理环境规制与劳动就业的关系，关键在于提高污染密集行业和中低技术行业的创新能力，充分发挥清洁行业和高技术行业的绿色优势，科学认识技术创新在环境规制与劳动就业关系中的中介作用。
关键词： 环境规制；技术创新；就业增长；行业异质性；中介效应模型
一、引言
随着城市化和工业化的快速发展，资源短缺和环境恶化问题成为制约经济可持续发展的瓶颈。2018年，中国在全球环境绩效指数(EPI)中，得分50.74，在180个国家和地区中排名第120位，这反映出经济快速增长给环境带来的压力。面对日益严峻的环境问题，在达到环境承载力之前提高环境规制强度是实现可持续发展的必然选择。同时，中国经济处于“三期叠加”阶段，经济下行、结构调整和消化过剩产能等可能引起的失业问题十分严峻。同时面临环境规制强度较低和失业率上升的风险，如何处理环境规制和稳定就业的关系，成为我们必须解决的重要问题。发达国家环境规制与就业的双重红利是否适用于中国现阶段？环境规制的技术创新效应对实现经济长期绿色发展意义重大，同时技术创新的就业创造机制也具有改善民生的效果。可见，环境规制、技术创新和就业增长之间存在某种内在联系。技术创新是兼顾环境保护与就业增长“双重红利”的有效途径吗？
国内外关于环境规制与就业关系的研究主要存在以下三种观点：一是环境规制减少了就业数量。Dissou 和 Sun(2013)利用一般均衡框架分析了碳减排政策对劳动力需求的影响，结果表明当许可收入被转嫁给家庭时，碳减排政策对就业有负面影响[1]。二是环境规制增加了就业数量。Mishra和Smyth(2012)认为，环境规制作用于高劳动力需求产业如环保产业及相关服务业时，会增加劳动力需求，提高就业水平[2]。Gray(2014)运用DID方法对美国制浆和造纸业条例产生的就业效应进行了评估，研究发现该项政策没有显著地减少就业，反而可能轻微地促进就业增加[3]。赵连阁(2014)运用联立方程模型估计了工业污染治理投资强度对地区就业的影响，实证发现污染治理投资有效地带动了就业增长[4]。陈媛媛(2011)和张平淡(2013)也得到了类似的结论[5-6]。三是环境对就业数量的影响不确定，或者存在先抑制后促进的关系。Kahn 和 Mansur(2013)认为，环境规制标准的差异造成就业的空间转移，会对不同区域就业造成不确定影响[7]。闫文娟等(2012)利用面板门限模型验证了以产业结构和环境规制当作门限变量时，环境规制对就业影响的差异。研究表明，低水平的环境规制才能不损害就业，想要实现环境规制和就业双赢，提高第三产业比重是关键[8]。王勇等(2013)在Morgenstern理论框架的基础上，引入了行业特征参数，利用中国38个工业行业面板数据验证了环境规制对不同行业就业的影响，发现二者之间存在U型关系，当环境规制跨过门槛值时会对就业产生促进作用[9]。李珊珊(2015)基于劳动力收入和受教育程度的异质性，通过生产者均衡条件下就业的影响因素模型，检验了环境规制对就业的影响和差异性，结果发现环境规制与就业之间存在U型动态关系，高收入地区、高教育和中等教育程度地区对就业也表现出先抑制后增加的影响作用[10]。李梦洁(2016)依据污染程度和技术水平划分就业结构，发现行业的异质性导致U 型曲线的形态及位置存在显著差异[11]。
9 500个h（13月左右），而清醒时间仅为8 000h。这一阶段睡眠比例较高与儿童的神经系统发育密切相关，因为生命早期是大脑发育的关键时期，而充足的睡眠对于大脑发育有着举足轻重的作用。睡眠对儿童的影响包括对生长、发育、情绪、认知、社会能力等。一些严重的睡眠障碍甚至可以导致心血管疾病、生长迟缓、严重的情绪和行为问题，以及学业失败等。
环境规制的技术创新效应是实现绿色发展的关键驱动力，不少学者对环境规制可能激励创新的波特假说进行了验证。Jaffe 和 Palmer( 1997)采用美国工业行业数据，检验了污染治理费用对R&D支出和专利申请量的影响，研究发现环境规制对研发支出具有显著的促进作用，但对专利申请的影响不显著[12]。部分学者通过仅对环境有关的专利申请量进行实证研究，发现了环境规制与专利申请的正向关系[13-14]。沈能等( 2012)利用非线性门槛面板模型研究了中国环境规制和技术创新的门槛效应，研究表明，环境规制强度和技术创新之间呈现U型关系，只有环境规制强度跨越特定门槛值时，波特假说才能实现[15]。蒋伏心等(2013)运用江苏省制造业行业数据，采用两步GMM方法检验了环境规制强度对技术创新的影响，结果表明环境规制与企业R&D之间呈现先下降后提升的U型关系[16]。Milani( 2016)通过 28 个 OECD 国家的研发数据发现，不易进行转移的产业在面对更强的环境规制时，将会开展更多的研发活动，作为对产业重新选址的替代[17]。
技术创新对就业的补偿机制和替代机制是学者们百年论争的课题。技术创新对就业的创造效应和破坏效应，哪一种效应占主导地位是决定技术创新对就业影响结果的重要因素。国内外有大量学者对技术创新与就业增长的关系进行了实证分析，选择的分析水平不同，技术创新对就业影响的研究结果也不同。从企业层面上，技术创新对企业具有正向的就业效应；从行业层面上，技术创新对就业的最终影响结果体现为创新型企业的正向表现和竞争对手的间接影响。
通过梳理已有文献可以发现，国内外关于环境规制与就业关系的研究结论各不相同，影响环境规制和就业不确定的因素可能有行业类型的差异、污染程度的差异、技术水平的差异等等。环境规制和技术创新关系的相关研究大部分表明环境规制与技术创新之间呈现U型关系。部分技术创新和劳动就业的文献表明技术创新对劳动就业的创造效应要大于破坏效应。这些既有研究给本文以启发，即环境规制可能通过技术创新间接影响就业水平，在分析环境规制对劳动就业直接影响的同时，作为一个新视角，将技术创新作为中介变量，分析环境规制对劳动就业的间接影响，将使环境规制与劳动就业关系的研究更加精确和全面。本文研究主要包括两部分创新性工作：一是将环境要素引入生产函数，推导就业的影响因素模型，并将技术创新作为中介变量分析环境规制对劳动就业影响的传导机制；二是采用2007-2015年的工业细分行业面板数据进行计量分析，按照不同污染程度和技术水平行业对技术创新的中介效应进行检验。本研究的主要目的是，区分不同污染程度和不同技术水平行业环境规制对企业技术创新的影响，识别和验证环境规制对劳动就业的传导路径，以期为政府部门针对不同行业实际特征制定差异化的环境规制和绿色创新政策提供借鉴和参考。
二、理论分析与传导机制
(一)理论推导
Y it =A it f (L it ,K it ,EP it )=A it (L it )α (K it )β (EP it )γ
在完成对技术创新影响因素的计量模型设定后，为进一步研究环境规制对就业增长的直接影响，以及环境规制通过技术创新对就业增长的间接影响，本文拟借助中介效应模型来进行检验。中介效应模型表明，如果将解释变量X 对被解释变量Y 的影响进行分解，不仅含有X 对Y 的直接影响，还包含通过中间变量M 对Y 产生的间接影响，那么M 就是中介变量，即中介变量是解释变量对被解释变量发生间接作用的内部传导媒介。根据上述分析，构建如下计量检验模型：
作业成本法下，关键在于资源、成本的再分配，可见资源动因和成本动因的重要性。这些数据的准确性和完整性至关重要，影响了成本核算的准确性，进而影响企业的决策性。对于物流企业来说这些数据更加难以统计，更加需要专门的数据采集系统。在信息制度中，要保障数据的准确性和保密性，有监督机制。
(3)假设行业代表性企业的生产函数为C-D函数形式。
(4)假设p it 代表i 行业第t 年代表性企业产出品价格，类似地，w it 、r it 分别代表劳动力工资和资本利息，θ it 代表环境成本。
依据上述假设，行业代表性企业的生产函数为：
综上可知，整个矿山室外给排水管道系统较为复杂，因此设计时首先要根据工艺等对水质不同要求，制定室外给排水系统方案。
(1)假设国民经济有I 个行业，每个行业设定为i ,Y it 代表t 年份行业i 的产出，借鉴Stokey(1998)[18]在AK模型中引入环境污染强度的处理方法，将环境污染强度作为环境要素引入生产函数，则Y it 生产函数中投入要素包括劳动L it 、资本K it 、技术A it 、环境EP it 。
(1)
π it =p it A it f (L it ,K it ,EP it )-w it L it -r it K it -θ it EP it
利润函数为：
(2)
代表性企业利润最大化需要满足如下条件：
即
(3)
对方程等式两边求关于L it 的偏微分如下：
服务器端也将动态加密因子，通过相同的规则运算后，得到一个伪密钥FB，将伪密钥FB进行HASH-SHA1运算，得到HASH值hash_B，并将该值传递到客户端。客户端和服务器端各自将hash_B与hash_A值做比较，如果两个值相等，则通过双方的身份验证。
(4)
将上述方程的结果带入
并且对等式两边取对数：
(5)
方程(5)表明，可能影响就业的因素包括物价、技术、资本、环境规制以及工资等，该方程符合环境规制、技术创新与就业增长中介效应模型基本形式。因此本文试图采用中介效应模型来揭示三者的作用机制。
(二)传导机制分析
在面临环境规制时，为了控制污染排放，企业通常采取两种方式：一是通过污染治理支出来控制污染水平，这将导致企业创新资金的挤出，称为抵消效应。因为企业进行技术创新需要大量的资金投入，环境规制使企业污染治理成本提高，企业将有限的资金投入到生产领域，会对研发投入的资金产生挤出效应。同时，严格的环境规制会导致企业选择环境规制相对宽松的行业进行生产投资，而不是开展更多的研发活动，挤出企业的研发投入。二是通过技术创新改进生产工艺，提高企业的生产水平或治污能力，抵消企业遵循环境规制的成本，称为补偿效应。即在利润最大化的框架下，企业可能开展创新活动，使其在新的约束下降低成本。企业可以通过技术创新改良生产工艺或提高治污能力，提高企业的生产率水平，减缓或抵消政府环境规制给企业增加的环境成本。环境规制激励企业技术创新的波特假说是否存在，取决于抵消效应和补偿效应共同作用的结果。
假设1：环境规制激励了企业的技术创新，支持了波特假说。
在环境规制实施的初期，人们担心环境规制会增加生产成本，削弱企业的竞争优势和生产规模，并且减少企业吸纳工人的数量，直觉是环境规制会产生潜在的负效应。环保部长李干杰指出，环境保护并没有影响经济发展，因环保关厂停产不会造成失业率提高。不少经验研究发现，一方面环境规制引起的成本增加导致就业减少，另一方面环境规制能够推动环保技术研发、环保行业快速发展，二者相互抵消，最终环境规制的就业效应为正值。从作用机理来说，学术界一致认为环境规制对就业的影响存在两种机制，即负向的成本效应和正向的替代效应。早期的学者主要集中于研究成本效应，认为环境规制会导致企业生产成本和治理成本增加，削弱企业的竞争优势，进而引起企业规模缩小，降低劳动需求。但是，环境保护需要增加与环境治理活动匹配的劳动力投入，环保产业也能创造大量就业岗位，同时，环境规制在提高资源类生产要素价格时，企业生产性投入会倾向于劳动密集型，导致劳动力投入要素增加，进而产生替代效应。因此，环境规制的就业效应取决于规模效应和替代效应的大小。
环境规制不仅具有以上直接的“环境—社会”效应，还会通过技术创新产生间接的就业效应，即中介效应。为了达到清洁生产的标准，企业会选择污染治理支出或者生产工艺改进两种方式。前者由于污染治理需要购买末端治污设备，在企业资金一定的情况下，导致技术创新投入资金的减少；后者通过技术创新改进企业生产工艺或者提高治污能力，最终减缓或抵消企业遵循环境规制的成本。假设环境规制对企业技术创新的正向补偿效应大于负向的抵消效应，即波特假说成立，环境规制促进了企业技术创新，技术创新对劳动就业的存在两种相反的作用，一是破坏就业的替代机制，二是创造就业的补偿机制，最终的结果取决于替代效应和补偿效应的综合影响。因此，环境规制通过技术创新影响劳动就业的机制存在两种情况：第一，在环境规制强度提高时，企业为了达到清洁生产的标准，可能会改进治污技术，包括终端减排技术和生产工艺技术。生产技术的进步，一方面将使厂商单位生产成本和产品价格下降，产品需求增加，生产规模扩大，导致对劳动力需求增加。第二，在环境规制强度增加时，企业加大对技术创新的投资力度，技术创新虽得到了提高，也可能因此带来生产效率提高，单位产量劳动力需求降低，导致社会就业的下降。环境规制通过技术创新中介作用影响就业增长的传导机制见图1所示。
图1 环境规制影响劳动就业的传导机制
假设2：环境规制不仅通过“环境—社会”效应直接影响行业就业，而且通过技术创新产生中介效应影响行业就业。
三、计量模型与变量界定
(一)计量模型设定
结合上文的理论分析，根据环境规制对技术创新的影响因素，本文设定如下技术创新的分析方程：
由表4可知，从中部烟叶化验结果看，3个参试品系糖碱比除GZ90中肥外均偏高，GZ90中肥的整体内在化学成分及糖碱比和氮碱比相对其他施氮水平和照组K326均较适宜、协调。从上部烟叶化验结果看，除K326低肥糖碱比偏高外，其他品种(系)不同施肥标准的内在化学成分及糖碱比和氮碱比均较适宜、协调。综合来看，3个参试品种(系)整体内在化学成分及糖碱比和氮碱比等均在中等施氮水平较适宜、协调。
lnr &d it =φ 0+φ 1lnregu it +φ 2(lnregu it )2+φ 3lnwage it +φ 4lnscale it +φ 5lnfixed it +φ 6ownship it+ε it
(6)
上式中，i 和t 分别表示行业和年份，
0为截距项，ε it 随机扰动项。被解释变量r &d it 为行业的技术创新水平，regu it 为行业受到的环境规制强度，是主要的解释变量，模型中引入环境规制强度的二次项来考察环境规制可能对技术创新产生的非线性影响。
(2)假设环境规制力度越强，所投入的环境治理成本越高，单位污染排放量的治理成本越高。
由表2可见，在D7，各用药组AGP效价明显高于疫苗对照组，但差异不显著(P>0.05)；在D14，中药复方多糖AGP效价显著高于疫苗对照组(P<0.05)；在D 21和D28，中药复方多糖组AGP抗体效价显著高于黄芪多糖组和疫苗对照组(P<0.05)；在D35中药复方多糖组AGP效价显著高于疫苗对照组(P<0.05).
lnemploy it =φ 0+φ 1lnregu it +φ 2(lnregu it )2+φ 3lnwage it +φ 4lnscale it +φ 5lnfixed it +φ 6profit it+δ it
(7)
lnr &d it =φ 0+φ 1lnregu it +φ 2(lnregu it )2+φ 3lnwage it +φ 4lnscale it +φ 5lnfixed it +φ 6ownship it+ε it
(8)
从方程(1)可以看出，环境规制的一次项和二次项系数分别为正值和负值，整体上环境规制对技术创新表现为先促进后抑制的倒U型关系，目前我国环境规制强度平均水平处于拐点左侧，适当地提高环境规制强度有利于促进技术创新。方程(2)的回归结果显示，清洁行业环境规制对技术创新也呈现为先促进后抑制的倒U型关系，环境规制平均水平处于拐点左侧，环境规制对研发投入具有促进作用。方程(3)的回归结果显示，污染密集行业环境规制对技术创新表现为先抑制后促进的U型关系，目前环境规制处于拐点右侧，已经越过了U型曲线的最低点，这说明在环境规制在初期对研发投入具有一定的挤出作用，由于污染密集行业本身污染排放强度较高，企业减排的边际成本较大，企业倾向于投资减少污染的项目，导致挤出部分创新活动。随着环境规制强度的增加，企业必须对生产过程中产生的污染物进行减排处理，不论是生产工艺的升级改进还是末端污染治理，都需要对相应的技术进行改进，倒逼企业技术创新。方程(4)和方程(5)的回归结果表明，高技术行业和中低技术行业环境规制强度平均值位于倒U型曲线的拐点左侧，适当提高环境规制强度有利于提升创新水平。
(9)
上式中介效应模型中，方程(7)表示环境规制对就业的总效应(一次项系数φ1和二次项系数φ2)，方程(8)表示环境规制对技术创新的影响(一次项系数1和二次项系数2)，方程(9)将环境规制对就业总效应分解为环境规制对就业的直接效应(一次项系数η 1和二次项系数η 2)和环境规制通过技术创新传导的中介效应(η 3)。其中，wage it 表示行业工资水平。行业工资上升会导致企业的劳动力需求下降，另一方面，行业的平均工资越高，对劳动者的吸引力越大，劳动力供给增加，最终影响取决于劳动力市场的供给均衡。scale it 表示行业规模。行业规模越大，规模效应就越显著，行业内企业可以创造的就业机会就越多，可以吸纳的就业量也越大，预期行业规模对就业的影响为正。fixed it 表示资本深化程度。资本深化提高了劳动生产率，使得同样多的劳动投入可以获得更多的产出，同时，资本深化还会通过增加劳动者收入，促进消费结构的升级和相关产业的发展，增加对劳动力的需求。profit it 表示成本费用利用率。企业的获利能力越强，拓展市场规模的可能性相对较大，对就业岗位的需求也会增长。ownship it 表示所有制结构，代表影响创新活动的制度因素。
(二)变量说明与数据来源
本文的研究区间是2007-2015年，期间国民经济行业分类历经3次调整，本文使用最新版的行业名称统一表述。考虑数据的完整性，删除开采辅助活动、其他采矿业、其他制造业、废弃资源综合利用业、金属制品、机械和设备修理业水的生产和供应业等数据缺失较多的6个行业，将汽车制造业与铁路、船舶、航空航天和其他运输设备制造业合并为交通运输设备业，橡胶制品业与塑料制品业合并为橡胶和塑料制品业，经过上述处理，共计34个工业分行业。
由于不同工业行业之间的产品特征和生产过程都存在较大差异，不同污染程度、不同技术水平的行业对环境规制做出的反应的不同。因此，我们根据行业污染程度和技术水平的差异对工业行业进行分类(1) 行业污染程度的划分结果：清洁行业(17)：石油和天然气开采业，烟草制品业，纺织服装、服饰业，皮革、毛皮、羽毛及其制品和制鞋业，木材加工和木、竹、藤、棕、草制品业，家具制造业，印刷和记录媒介复制业，文教、工美、体育和娱乐用品制造业，医药制造业，橡胶和塑料制品业，金属制品业，通用设备制造业，专用设备制造业，交通运输设备制造业，电气机械和器材制造业，计算机、通信和其他电子设备制造业，仪器仪表制造业。污染行业(17)：煤炭开采和洗选业，黑色金属矿采选业，有色金属矿采选业，非金属矿采选业，农副食品加工业，食品制造业，酒、饮料和精制茶制造业，纺织业，造纸及纸制品业，石油加工、炼焦及核燃料加工业，化学原料及化学制品制造业，化学纤维制造业，非金属矿物制品业，黑色金属冶炼和压延加工业，有色金属冶炼和压延加工业，电力、热力生产和供应业，燃气生产和供应业。 (2) 行业技术水平的划分结果：高技术行业(10)：化学原料及化学制品制造业，医药制造业，化学纤维制造业，金属制品业，通用设备制造业，专用设备制造业，交通运输设备制造业，电气机械和器材制造业，计算机、通信和其他电子设备制造业，仪器仪表制造业。中低技术行业(24)：煤炭开采和洗选业，石油和天然气开采业，黑色金属矿采选业，有色金属矿采选业，非金属矿采选业，农副食品加工业，食品制造业，酒、饮料和精制茶制造业，烟草制品业，纺织业，纺织服装、服饰业，皮革、毛皮、羽毛及其制品和制鞋业，木材加工和木、竹、藤、棕、草制品业，家具制造业，造纸及纸制品业，印刷和记录媒介复制业，文教、工美、体育和娱乐用品制造业，石油加工、炼焦及核燃料加工业，橡胶和塑料制品业，非金属矿物制品业，黑色金属冶炼和压延加工业，有色金属冶炼和压延加工业，电力、热力生产和供应业，燃气生产和供应业。 ，并在分类的基础上进一步考察三者的关系。
(1)环境规制强度。采用李小平(2017)[19]和秦楠(2018)[20]的做法，利用熵值法构建一个工业行业环境规制强度综合指标。选取工业行业废气治理设施运行费用与废气排放量的比值、废水治理设施运行费用与废水排放量的比值、固体废弃综合利用率三项指标来对各行业的环境规制强度进行计算。其中，各工业细分行业废气排放量、废气治理设施运行费用、废水排放量、废水治理设施运行费用以及固体废弃物综合利用率等数据均来源于《中国环境统计年鉴》。
(2)技术创新水平。R&D费用衡量技术创新的投入，是评估环境规制技术创新效应最直接的指标[21]，本文借鉴蒋伏心(2013)[16]和李姝(2018)[22]的观点，采用各行业的研发投入经费作为衡量技术创新能力的指标，研发投入资金越多，代表企业技术创新能力越强，研发投入经费样本数据来源于《中国统计年鉴》。需要说明的是，由于统计口径发生变化，2010年以前的样本数据为大中型工业企业数据，2011年以后的数据为规模以上工业企业数据，与以前的大中型工业企业基本一致。为了保证本文结论的可靠性，本文利用发明专利申请数量进行了稳健性检验。
(3)行业就业水平。行业就业总人数用各工业行业全部从业人员年平均人数来衡量，由于年鉴统计口径和指标的变化，2007-2015年就业人数的统计数据来自于不同的统计年鉴。其中，2007-2011年规模以上工业企业全部从业人员平均人数数据来源于《中国统计年鉴》，2012年平均就业人员是通过Wind数据库公布的分行业每月从业人员计算得到，2013-2014年的分行业规模以上从业人员平均人数数据来源于《中国工业统计年鉴》。2015年分行业规模以上平均用工人数来源于《中国统计年鉴》。
(4)其他控制变量。①平均工资，采用分行业城镇单位就业人员的平均工资(元)来表示，数据来源于《中国劳动统计年鉴》。②资本深化程度，采用各行业的固定资产投资(亿元)来衡量，数据来源于《中国统计年鉴》。③行业规模，采用按行业分规模以上企业的工业总产值(亿元)作为衡量指标，数据来源于《中国工业统计年鉴》。④成本费用利用率，企业利润总额与成本费用总额的比值，反映企业投入的生产成本及费用的经济效益，数据来源于《中国统计年鉴》。⑤所有制结构，采用国有及国有控股企业生产总值占工业企业生产总值的比重来衡量，数据来源于《中国统计年鉴》。
(三)主要变量描述性统计
为了探究清洁行业与污染密集行业总效应与直接效应的差异，根据清洁行业和污染密集行业环境规制和就业增长关系的回归结果，勾勒出两者关系的U型曲线，如图3所示，从图a可以发现，随着环境规制的强化，清洁行业的总效应始终大于直接效应，并且差距越来越大，越过最低点以后，就业数量会由下降趋势变为上升趋势。从图b可以看出，在观测范围内，污染密集行业的总效应先小于直接效应，随着环境规制强度增大，逐渐与直接效应趋于相近，最终大于直接效应。相比清洁行业，污染密集行业在越过拐点以后，就业数量回升的速度要更快一些。污染密集行业环境规制对就业增长呈现先抑制后促进的影响，可能是技术创新的作用使得污染密集行业的就业效应发生变化。这与我们设想的污染密集行业可能不会愿意进行技术升级有所不同。
表1 变量统计特征描述
四、计量结果分析
本文以2007-2015年34个工业细分行业面板数据为样本进行计量检验，Hausman检验结果表示应选择固定效应模型，考虑异方差和截面相关，使用“xtscc,fe”命令进行回归，以减弱异方差和截面相关对回归结果的影响。
(一)环境规制对技术创新影响的回归分析
表2为环境规制对技术创新的回归结果，其中方程(1)是对工业行业整体的回归，方程(2)是对清洁行业的回归，方程(3)是对污染密集行业的回归，方程(4)是对高技术行业的回归，方程(5)是对中低技术行业的回归。
表2 环境规制对技术创新影响的回归结果
lnemploy it =η 0+η 1lnregu it +η 2(lnregu it )2+η 3r &d it+η 4lnwage it +η 5lnscale it +η 6lnfixed it +η 7profit it+μ it
(二)中介效应分析
表3中，方程(1)检验环境规制对行业就业的总体效应，可以看出环境规制强度的一次项和二次项系数分别为负值(-0.723)和正值(0.232)，表明随着环境规制强度的提升，它对工业行业就业呈现先抑制后促进的U型特征。方程(2)为环境规制对中介变量技术创新的影响，一次项和二次项系数分别为正值(3.722)和负值(-1.131)，即环境规制对技术创新的影响呈现先促进后抑制的倒U型特征。方程(3)中环境规制和技术创新回归系数均显著，说明存在部分中介效应，环境规制对就业具有直接影响，同时通过技术创新产生中介效应。环境规制对就业的直接效应一次项和二次项系数为-0.874和0.28，技术创新对就业的影响系数为0.0432，这是产生中介效应的主要原因。
表3 环境规制对就业增长的 直接影响与中介效应回归结果
从控制变量的回归结果来看，行业平均工资对就业的影响为负，系数为-0.288，行业工资如果增加，企业成本上升，用工需求也会减少，实际工资与劳动力的需求是反方向变动的。行业规模对于就业影响为正，系数为0.184，行业规模越大，市场竞争力度越高，行业的就业吸纳能力也就越强。资本深化对就业影响系数为0.107，随着资本深化程度的提高就业也会提高，投资的增长会导致相应配套的劳动力投入，投资的增长从绝对数量上会带动就业增加。成本费用利用率对就业的影响系数为0.00175，存在正向影响，企业的获利能力越强，市场规模和就业容量也会增加。
图2描绘了环境规制影响就业的总效应和直接效应的变动轨迹，其中总效应和直接效应的刻度为左侧的坐标轴，可以发现，在同样的环境规制水平下，环境规制对行业就业的总效应要小于其直接效应，总效应减去直接效应的那一部分，即是技术创新的中介效应(中介效应的刻度为右侧的坐标轴)，大小为负数，作用方向无法清晰地判别，有待进一步剖析不同行业的实际情况。
图2 环境规制影响就业的总效应与直接效应的比较
由于不同行业之间污染程度存在差异，在环境规制政策下对就业的直接影响和技术创新中介效应也可能存在不一样的结果。清洁行业(如食品、纺织等)在生产过程中的沉没成本相对较低，技术设备的更新和改造相对容易，可以根据环境规制要求调整研发和创新策略，企业的规模不会缩小，环境规制对清洁行业就业的冲击不会很大。污染密集行业(如钢铁、煤炭等)环境技术的成本较高，企业的技术水平很难随着环境规制的变动而进行迅速改变，导致企业规模缩小，环境规制对污染密集行业就业的冲击相对较大。因此，我们首先分析了按污染程度划分行业的不同情况。
村长说，牛娭毑铡猪草呢，莫铡到手了。牛爹不在，有个事跟你说下。你那个打工的崽牵扯到一桩案子里，镇里喊牛皮爹去一下。
按污染程度分行业的回归结果显示，清洁行业和污染密集行业环境规制对劳动就业的影响均呈现U型关系(见表4)。清洁行业的总效应的一次项和二次项系数分别为-1.067和0.311，常数项为5.462，直接效应的一次项和二次项系数分别为-0.936和0.258，常数项为5.206，环境规制对技术创新影响的一次项和二次项系数分别为1.699和-0.607，技术创新对就业的影响系数为-0.0853。清洁行业总效应U型曲线位于直接效应曲线上方，环境规制通过技术创新影响就业的中介效应为正。污染密集行业的总效应的一次项和二次项系数分别为-2.607和1.08，常数项为6.685，直接效应的一次项和二次项系数分别为-2.381和0.962，常数项为6.719，环境规制对技术创新影响的一次项和二次项系数分别为-4.261和2.385，技术创新对就业的影响系数为0.0435。污染密集行业总效应U型曲线与直接效应曲线相交，环境规制通过技术创新影响就业的中介效应随着环境规制强度的增加由为负变为正，即中介效应越来越大。
表4 按污染程度分行业环境规制对 就业增长的中介效应回归结果
由表1给出了各个变量的统计性描述，34个工业细分行业劳动就业平均为5.207，最大值为6.813，最小值为2.765，环境规制强度平均值为1.376，最大值为2.055，最小值为0.901，技术创新水平平均值为13.267，最大值为16.595，最小值为7.284。可以发现，在样本研究期内，各个变量的离散程度较高，表明行业之间呈现出一定的差异性。
慢性肾衰竭是血液净化中心最常见疾病，其主要治疗方式是通过长期血液透析替代肾脏功能[1-2]。血液透析治疗时间较长，往往导致病人经济与精神双重压力，严重影响病人预后及生活质量[3-4]，探索一种适合透析病人的护理工作模式，为病人提供优质透析护理服务，有利于改善病人不良情绪，提高病人治疗依从性及透析治疗效果。全责一体化护理模式是一种全面、有效、规范、合理的护理管理模式，它依据护理人员学历、职称等进行分层管理，目的是减少护理差错，带动年轻护士的护理自觉性[5-6]。我院血液净化中心于2015年1月起开展层级全责一体化护理模式，取得了较好效果，现将结果报道如下。
为了进一步清晰地刻画清洁行业和污染密集行业中介效应的差异，将两者的中介效应提取出来放在一起进行对比，如图4所示，从中介效应的大小来看，清洁行业的中介效应大小为正，随着环境规制强度的提高而变大，污染密集行业的中介效应在环境规制较弱时大小为负，当环境规制达到一定强度后，中介效应大小变为正；从中介效应的斜率来看，清洁行业中介效应随着环境规制强化增加速度比较缓慢，效率为正，污染密集行业的中介效应随着环境规制强化增加速度较快，效率为正，这说明污染密集行业技术创新的中介效应水平虽然比清洁行业小，但是正向中介作用力度略强。
a清洁行业总效应与直接效应对比 b 污染密集行业总效应与直接效应对比
图3 清洁行业与污染密集行业U型曲线的比较
图4 清洁行业与污染密集行业中介效应的比较
接下来，我们对不同技术水平行业的情况进行了分析(如表5所示)。按技术水平分行业的回归结果显示，高技术行业和中低技术行业环境规制与就业关系的U型曲线存在显著差异。高技术行业的总效应的一次项和二次项系数分别为-6.333和2.321，常数项为7.993，直接效应的一次项和二次项系数分别为-4.438和1.615，常数项为6.343，环境规制对技术创新影响的一次项和二次项系数分别为13.81和-5.115，技术创新对就业的影响系数为-0.17。高技术行业总效应U型曲线位于直接效应曲线上方，环境规制通过技术创新影响就业的中介效应为正。中低技术行业的总效应的一次项和二次项系数分别为-0.384和0.125，常数项为5.64，直接效应的一次项和二次项系数分别为-0.585和0.188，常数项为5.975，环境规制对技术创新影响的一次项和二次项系数分别为3.321和-0.99，技术创新对就业的影响系数为0.0685。中低技术行业总效应U型曲线位于直接效应曲线下方，环境规制通过技术创新影响就业的中介效应为负。
对比高技术行业和中低技术行业总效应与直接效应的差异，根据高技术行业和中低技术行业环境规制和就业增长关系的回归结果，勾勒出两者关系的U型曲线，如图5所示，从图a可以看出，高技术行业总效应一直大于直接效应，随着环境规制强度的变大，越过最低点后，就业水平的回升速度越来越快。究其缘由，可能是高技术行业的技术水平较高，缓解了环境规制可能带来的潜在就业负效应。从图b可以发现，随着环境规制强度的增大，中低技术行业的直接效应处于总效应上方，差距变化不明显，就业水平回升比较缓慢。
表5 按技术水平分行业环境规制对 就业增长的中介效应回归结果
a高技术行业总效应与直接效应对比 b中低技术行业总效应与直接效应对比
图5 高技术行业与中低技术行业U型曲线的比较
从图6可以发现，从中介效应的大小来看，随着环境规制变强，高技术行业的中介效应先变小后变大，水平大小始终为正，中低技术行业的中介效应变化不是很明显，大小为负；从中介效应的斜率来看，整体上高技术行业技术创新的正向中介作用强度大于中低技术行业。
图6 高技术行业与中低技术行业中介效应的比较
虽然高技术行业的就业比重低于中低技术行业，政府进行环境治理时，不但提高了环境质量，而且还创造了更多的绿色就业，使得高技术行业的就业容量可能超过中低技术行业。由此说明，技术水平可能会影响环境规制与就业的动态关系，技术升级可以使得同等环境规制下就业数量达到更高的水平。
(三)稳健性检验
为了证明研究结论的稳定性，本文利用创新的产出指标发明专利申请数替代创新的投入指标研发投入经费对环境规制、技术创新和劳动就业三者关系的稳定性进行检验。总样本分析结果显示，各模型回归系数的方向和大小与上文基本一致，表明本文的研究结论比较稳定。
第一，要清醒地认识到这一现象的严重性和危害性，切实负起责任，坚决纠正这一现象。通过班会及上课时间，给学生讲清楚抄袭作业的危害以及让别人抄袭作业这种行为的恶劣。从抄袭者和被抄袭者两头做工作，指导和鼓励学生之间进行良性的学习合作。
表6中，方程(1)检验环境规制对行业就业的总体效应，可以看出环境规制强度的一次项和二次项系数分别为负值(-0.723)和正值(0.232)，表明随着环境规制强度的提升，它对工业行业就业呈现先抑制后促进的U型特征，与前文结论一致。方程(2)为环境规制对中介变量技术创新的影响，一次项和二次项系数分别为正值(4.261)和负值(-1.263)，即环境规制对技术创新的影响呈现先促进后抑制的倒U型特征，假设1得到验证。方程(3)中环境规制和技术创新回归系数均显著，说明存在部分中介效应，环境规制对就业具有直接影响，同时通过技术创新产生中介效应。环境规制对就业的直接效应一次项和二次项系数为-0.766和0.246，技术创新对就业的影响系数为0.0107，这是产生中介效应的主要原因，结论保持不变，假设2 得到验证。
(2) 测试地点——一般选取一个单边供电分区及一个大双边供电分区进行测试，供电分区中宜包含本线路的最大坡度。同时，应对既有的供电分区条件进行确认，包括线路区间长度、既有的接触网(轨)的基本参数。
表6 稳健性检验
五、结论及启示
(一)研究结论
本文将环境要素引入道格拉斯生产函数，分析环境规制和技术创新对劳动就业的影响机制，选取2007-2015年中国34个工业细分行业的面板数据，采用中介效应模型考察环境规制、技术创新和劳动就业三者的关系，得到了如下结论：
(1)整体上环境规制对技术创新呈现先促进后抑制的作用，本文的结论部分支持了波特假说。其中，在清洁行业、高技术行业和中低技术行业，二者关系均呈现倒U型曲线，平均环境规制强度处于拐点左侧，适当地提高环境规制强度有利于促进技术创新。污染密集行业的情况相反，二者关系呈现U型曲线，平均环境规制强度处于拐点右侧，已经越过了U型曲线的最低点。
(2)环境规制与劳动就业的U型关系存在行业异质性。环境规制强度的一次项和二次项系数分别为负值和正值，表明随着环境规制强度的提升，它对工业行业就业呈现先抑制后促进的U型特征，并且存在显著的行业差异。从总效应来看，清洁行业的U型曲线处在污染密集行业曲线的下方，曲线斜率更大，环境规制强度越大，两者的差距越小，原因之一就是技术创新的中介效应。高技术行业的U型曲线处在中低技术行业曲线的左下方，曲线斜率比中低技术行业更大，随着环境规制的提升，高技术行业就业容量可能超过中低技术行业。
(3)技术创新的中介效应影响环境规制与劳动就业的动态关系。在观测范围内，清洁行业的中介效应大小为正，作用方向也为正，污染密集行业的中介效应大小随着环境规制的变强由负变为正，中介作用方向为正，随着环境规制强度的增加中介效应斜率变大。高技术行业的中介效应大小为正，作用方向由负向变为正向，中低技术行业的中介效应大小为负，作用方向不是很明显，其中高技术行业的中介作用更强。随着我国环境规制力度的不断强化，技术创新可能成为兼顾环境规制与就业增长的有效途径。
(二)启示
本文根据上述研究结论，提出如下政策建议：
通讯兵找到夏国忠的时候，夏国忠正在石牌后面的凤凰山组织部队操练。自上次高家岭一战后，他的连队几乎拚光了老本，伤亡大半，剩下的战士包括伤员在内还不足一个排。战斗胜利后，夏国忠带着侥幸活下来的兄弟们回到石牌。在全师召开的庆功大会上，夏国忠和他的连队受到了第六战区和最高统帅部的通令嘉奖，同时，师长还亲自给他佩戴上代表最高荣誉的青天白日勋章一枚。经过此次战斗，看到那么多兄弟流血牺牲，对于用生命换来的荣誉，夏国忠已经不太在乎，甚至说对他没有什么实际意义。他现在一门心思地想着，重上战场，多杀鬼子，为牺牲的兄弟报仇，为中华民族的胜利拚杀。
(1)提高行业环境规制强度，增强企业的绿色创新能力。我国环境规制水平处在倒U型曲线拐点的左侧，适当提高环境规制强度有利于提升创新水平。不同的是，污染密集行业环境规制与技术创新呈现先抑制后促进的关系，环境规制强度必须越过U型曲线的拐点，才能激励企业进行技术创新。
(2)针对不同行业环境规制与就业U型曲线的阈值，制定差异化的政策。通过提高环境规制的强度使其越过U型曲线的最低点，环境规制与就业关系由负向变为正向，才能实现环境规制与稳定就业的双赢。其中，清洁行业和中低技术行业的阈值较大，污染行业和高技术行业的阈值较小，清洁行业和高技术行业就业容纳潜力很大。应根据各工业行业 U型曲线和现阶段规制状况的不同，制定下一步差异性的环境规制措施，切不可实行所有行业 “一刀切”的政策。
(3)提倡绿色创新战略，促进产业结构转型升级。技术创新在环境规制与就业关系之间起着中介作用，因此，要适当提高污染密集行业和中低技术行业的技术水平，同时充分发挥清洁行业和高技术行业的绿色优势。由于中国经济发展长期依赖于高能耗、高污染行业，现阶段难以实现就业增长和环境保护的双重红利。但是，随着我国绿色创新战略的实施、产业结构的转型升级和环境规制政策的强化，相信实现就业双重红利为期不远。
1.3 调查方法 由经过培训的门诊护士对居家老年痴呆患者照顾者发放一般资料问卷及SSRS量表，采用统一指导语对研究对象进行调查表说明，由调查对象独立完成。若独立完成确有困难，由护士不加暗示的逐条读出，调查对象独立作出选择，护士代为记录。问卷当场发放，当场回收，回收率100%。
会上，农药领域专家、学者结合当前我国农药行业发展现状和国家相关政策，深度探讨并剖析了目前我国农药行业发展中存在的问题。大家纷纷表示，我国农药行业发展将朝着生态、高效、低毒、低残留的绿色新型农药方向转变，并逐步实现在传承中创新，在创新中超越。
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Is Technological Innovation the Effective Way to Achieve “Double Dividend ”of Environmental Protection and Employment Growth ?——An Empirical Research Based on the Mediating Effect Model of 34 Subdivided Industries in China
ZHU Jin-sheng, LI Die
(School of Economics ,Wuhan University of Technology ,Wuhan 430070,China )
Abstract ： With the prominent environmental protection problem and the strengthening of environmental regulation, many enterprises have encountered difficulties in operation, resulting in employment pressure. Therefore, how to balance the relationship between the two and realize the “double dividend” of environmental protection and employment growth has become an important theoretical and practical topic. This paper describes the influence mechanism between environmental regulation, technological innovation and labor employment theoretically by introducing environmental factors into the Douglas production function. The data of 34 industrial sub-sectors in China from 2007 to 2015 are selected for panel estimation, and it is found that there is an inverted U-shaped relationship between environmental regulation and technological innovation as a whole. Econometric analysis with the mediation effect model found that the impact of environmental regulation on labor employment shows multidimensionality, both direct “environment-society” effect and significant mediating effect reflected through technological innovation, but there are industry differences in the extent and direction of its effects. Therefore, further tests are carried out on industries with different pollution levels and technical levels, and the results show that the mediating effect of technological innovation is positive in clean industries and high-tech industries, which could compensate the unemployment caused by the increase in intensity of environmental regulation to some extent. In pollution-intensive industries, the mediating effect is negative first and then positive with the strengthening of environmental regulation, while the mediating effect in low-and medium-technology industries is weak negative. Therefore, the key to correctly handle the relationship between environmental regulation and labor employment lies in improving the innovation ability of pollution-intensive industries and low-and medium-technology industries, giving full play to the green advantages of clean industries and high-tech industries, and scientific understanding of the intermediary role of technological innovation in the relationship between environmental regulation and labor employment.
Key words ：environmental regulation; technological innovation; employment growth; industry heterogeneity; mediation effect model
收稿日期： 2018-12-05
修回日期： 2019-03-21
基金项目： 国家社会科学基金一般项目“创新创业带动就业的有效性与协同性研究”(19BJY057) ； 国家自然科学基金面上项目“基于超网络的企业多主体合作创新与创新群体演化研究”(71373198)；国家自然科学基金面上项目“多维邻近性视角下创新网络的自适应演化机理与政府治理”(71774128)。
作者简介： 朱金生(1964-)，男，湖北武汉人，武汉理工大学经济学院教授，博士生导师，研究方向：产业经济与劳动经济。
通讯作者： 李蝶。
中图分类号： F062.9；F24
文献标识码： A
文章编号： 1005-0566(2019)08-0001-13
(本文责编：王延芳)