中國環(huán)保投資的就業(yè)效應(yīng)：擠出還是帶動？

張平淡

（北京師范大學(xué) 經(jīng)濟與工商管理學(xué)院，北京100875）

一、引言

由于中國環(huán)境問題的結(jié)構(gòu)型、復(fù)合型、壓縮型特點，近些年來，中國不斷加大環(huán)保投入，環(huán)保投資從2003年的1 544．1億元猛增至2010年的6 654．2億元，環(huán)保投資占GDP的比重也從2003年的1．39%增至2010年的1．66%。環(huán)保投資逐年遞增，投資比重連續(xù)攀升，帶來了污染排放的降低和環(huán)境質(zhì)量的改善，當(dāng)然，也有經(jīng)濟的增長。大多數(shù)研究認為環(huán)保投資不僅能夠改善環(huán)境質(zhì)量，而且還能幫助企業(yè)獲得競爭優(yōu)勢，實現(xiàn)環(huán)境改善與經(jīng)濟增長的雙贏［1］［2］。然而，環(huán)保投資與就業(yè)的關(guān)系卻引發(fā)了眾多爭論。

環(huán)保與就業(yè)關(guān)系的研究興起于20世紀90年代。之前的相關(guān)研究側(cè)重于環(huán)保對經(jīng)濟發(fā)展的作用，忽略了環(huán)保對就業(yè)等民生問題的影響。早期研究認為，環(huán)保會對就業(yè)產(chǎn)生負面影響［3］。不過，隨著環(huán)保產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，環(huán)保產(chǎn)業(yè)創(chuàng)造就業(yè)的作用日益顯著，相應(yīng)地，對環(huán)保與就業(yè)關(guān)系的判斷也發(fā)生了變化。一些研究認為，環(huán)保和就業(yè)并不是權(quán)衡（trade－off）關(guān)系，環(huán)保在改善環(huán)境的同時，還能創(chuàng)造就業(yè)［4］。然而，基于中國數(shù)據(jù)的實證研究并不多。2012年中國政府工作報告把“就業(yè)優(yōu)先”列為經(jīng)濟工作首要目標之一，而《國家環(huán)境保護“十二五”規(guī)劃》中計劃的各項環(huán)境保護工程預(yù)計需要全社會投資3．4萬億。那么，環(huán)保和就業(yè)，到底是魚與熊掌的關(guān)系，還是二者兼得呢？

直觀來看，環(huán)保投資會對企業(yè)生產(chǎn)性投資形成一定的擠出，結(jié)果導(dǎo)致“由治污活動帶來的就業(yè)”和“由生產(chǎn)活動帶來的就業(yè)”之間出現(xiàn)替代關(guān)系［3］。事實上，環(huán)保投資除了擠出生產(chǎn)性投資外，還有兩個作用是不容忽視的。第一，部分環(huán)保投資被用于環(huán)保產(chǎn)業(yè)化，這部分投資同樣是“生產(chǎn)性”的，與普通投資對就業(yè)的帶動效應(yīng)并無差別。因此，作用于環(huán)保產(chǎn)業(yè)化的環(huán)保投資會帶動就業(yè)數(shù)量的增加。例如，有些環(huán)保投資被應(yīng)用于末端治理，如建造污水處理廠或購買污染處理設(shè)備，這會促進環(huán)保產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，推動環(huán)保產(chǎn)業(yè)化，此時，環(huán)保投資會帶動相應(yīng)的就業(yè)。第二，部分環(huán)保投資被用于產(chǎn)業(yè)環(huán)?；?，旨在提升非環(huán)保產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)清潔程度。例如，有些環(huán)保投資被應(yīng)用于過程控制或源頭防治，如改進生產(chǎn)技術(shù)以降低污染排放強度，此時，環(huán)保投資會提高技術(shù)水平，對技術(shù)進步產(chǎn)生溢出效應(yīng)［5］［6］，相應(yīng)地，這部分環(huán)保投資與就業(yè)的關(guān)系就變?yōu)榧夹g(shù)進步與就業(yè)的關(guān)系。而技術(shù)進步與就業(yè)的關(guān)系錯綜復(fù)雜，一些研究認為，技術(shù)進步在短期內(nèi)會促進就業(yè)，而在長期內(nèi)則會減少就業(yè)［7］；另外一些研究則認為，技術(shù)進步會擠出就業(yè)［8］?？傮w而言，環(huán)保投資對就業(yè)規(guī)模的影響取決于就業(yè)帶動與就業(yè)擠出的比較。如果帶動大于擠出，那么，環(huán)保投資對就業(yè)規(guī)模的影響就是正向的。

基于此，本文依據(jù)CES生產(chǎn)函數(shù)對環(huán)保投資的就業(yè)效應(yīng)進行理論推導(dǎo)，然后構(gòu)造生產(chǎn)性環(huán)保投資和技術(shù)性環(huán)保投資的面板數(shù)據(jù)，并通過兩階段GMM估計方法檢驗近些年中國環(huán)保投資的就業(yè)效應(yīng)。本文結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是理論分析，將環(huán)保投資劃分為生產(chǎn)性環(huán)保投資和技術(shù)性環(huán)保投資兩類，從理論上推導(dǎo)環(huán)保投資的就業(yè)效應(yīng)；第三部分為研究設(shè)計，設(shè)定經(jīng)驗?zāi)Ｐ?，定義變量，說明數(shù)據(jù)來源；第四部分為經(jīng)驗檢驗，利用2003～2010年中國各地區(qū)環(huán)保投資和就業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過兩階段GMM估計方法，檢驗環(huán)保投資的就業(yè)效應(yīng)；第五部分是結(jié)論與啟示。

二、理論分析

借鑒公共投資就業(yè)效應(yīng)的處理方法［9］，本研究同樣采用CES生產(chǎn)函數(shù)分析環(huán)保投資與就業(yè)的關(guān)系。CES生產(chǎn)函數(shù)的基本形式為Y＝A［αKρ＋（1－α）Lρ］λ／ρ。其中，K為資本投入，K＞0；L為人力投入，L＞0；A為希克斯中性技術(shù)進步參數(shù)，A＞0；λ為規(guī)模報酬參數(shù)，λ＞0；α為資本產(chǎn)出彈性參數(shù)，0＜α＜1；ρ為要素替代彈性參數(shù)，ρ≤1。

首先，將環(huán)保投資（EI）引入CES生產(chǎn)函數(shù)。環(huán)保投資等于生產(chǎn)性環(huán)保投資（E）和技術(shù)性環(huán)保投資（P）之和，即EI＝E＋P。其中，E與K的作用路徑相同，而P則主要作用于A。

環(huán)保投資對就業(yè)的影響要區(qū)分環(huán)保投資的作用途徑。當(dāng)環(huán)保投資用于末端治理或環(huán)保產(chǎn)業(yè)發(fā)展時，是具有生產(chǎn)性的，這部分環(huán)保投資可以稱為“生產(chǎn)性環(huán)保投資”（E），在中國，這通常是以政府為主的環(huán)保投資。生產(chǎn)性環(huán)保投資對就業(yè)的影響途徑與普通投資是一致的，它會帶動就業(yè)的增長。當(dāng)環(huán)保投資用于過程控制或源頭防治時，是不具生產(chǎn)性的，這部分環(huán)保投資可以稱為“技術(shù)性環(huán)保投資”（P），在中國，這通常是以企業(yè)為主的環(huán)保投資。技術(shù)性環(huán)保投資對就業(yè)的影響應(yīng)該與技術(shù)進步是一致的，它可能在短期內(nèi)由于研發(fā)支出而帶動就業(yè)，但在長期內(nèi)可能對就業(yè)產(chǎn)生擠出效應(yīng)。

假設(shè)在一定時期內(nèi)企業(yè)可使用的資本總量是有限的，則環(huán)保投資（EI）與一般性投資（K）之和不能超過某個上限，假設(shè)這個上限為I，即K＋E＋P≤I。據(jù)此，將環(huán)保投資引入CES生產(chǎn)函數(shù)，同時假設(shè)λ＝1，即規(guī)模報酬不變，則：

其中，生產(chǎn)技術(shù)可以進一步寫成：

將式（1）和式（2）合并，得到：

假設(shè)平均工資為w，利息率為r，則廠商的最優(yōu)化行為可以描述為：

由式（7）和式（8）可知，?Lt／?Et＞0，?Lt／?Pt＞0，說明生產(chǎn)性環(huán)保投資（E）和技術(shù)性環(huán)保投資（P）均對就業(yè)有著帶動作用。于是，得到如下假設(shè)：環(huán)保投資越多，就業(yè)規(guī)模越大。

三、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)定與變量定義

為了檢驗上述假設(shè)，同時考慮到就業(yè)規(guī)模的動態(tài)調(diào)整過程，以及環(huán)保投資對就業(yè)規(guī)模影響的時滯，本文設(shè)定如下包含滯后變量的經(jīng)驗?zāi)Ｐ停?/p>

其中，因變量為就業(yè)規(guī)模（EMP），用省級城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員數(shù)表示（單位：萬人）。這里不采用城鄉(xiāng)總就業(yè)人員數(shù)，是因為中國農(nóng)村存在很大的隱性就業(yè)，城鄉(xiāng)總就業(yè)量數(shù)據(jù)的可靠性較差。自變量為當(dāng)期環(huán)保投資（EI）、滯后一期的環(huán)保投資（EIt－1）和滯后兩期的環(huán)保投資（EIt－2），為了得出環(huán)保投資的就業(yè)彈性，用省級環(huán)保投資總額表示（單位：億元）。按照環(huán)保投資的來源將環(huán)保投資劃分為兩部分：以政府為主的環(huán)保投資，即生產(chǎn)性環(huán)保投資（EI－ZF），和以企業(yè)為主的環(huán)保投資，即技術(shù)性環(huán)保投資（EI－QY）?？刂谱兞堪ǎ呵捌诘木蜆I(yè)規(guī)模（EMPt－1）（單位：萬人），用就業(yè)規(guī)模（EMP）的滯后一期表示；經(jīng)濟發(fā)展水平（GDP），用省級國內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)表示；工資水平（WAGE），用城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資表示（單位：元）；年份（YEAR）為啞變量。

（二）數(shù)據(jù)來源和處理

本文以2003～2010年中國30個省市區(qū)的數(shù)據(jù)為研究對象，由于個別數(shù)據(jù)缺失，剔除了西藏的數(shù)據(jù)。面板數(shù)據(jù)是平衡的，包括8年30個截面，共240個觀測點。各省市區(qū)就業(yè)規(guī)模（EMP）、經(jīng)濟發(fā)展水平（GDP）和工資水平（WAGE）數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》，環(huán)保投資總額（EI）數(shù)據(jù)來自《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》。

中國環(huán)保投資總額包含了城市環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資、工業(yè)污染源治理投資和建設(shè)項目“三同時”環(huán)保投資［10］，不過，《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》中并沒有完全披露全部環(huán)保投資的資金來源，只披露了工業(yè)污染源治理投資的資金來源。環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資的主體是政府，資金來源是政府支出，而建設(shè)項目“三同時”環(huán)保投資的主體是企業(yè)，資金來源是企業(yè)自籌。因此，本文將環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資和工業(yè)污染源治理投資中的政府資金來源相加，視為以政府為主的環(huán)保投資，即生產(chǎn)性環(huán)保投資（EI－ZF）；將建設(shè)項目“三同時”環(huán)保投資和工業(yè)污染源治理投資中的企業(yè)資金來源相加，視為以企業(yè)為主的環(huán)保投資，即技術(shù)性環(huán)保投資（EI－QY）。2006年以前，工業(yè)污染源治理投資的資金來源分為國家預(yù)算內(nèi)資金、環(huán)保專項資金和其他資金三個部分，前兩個部分來自政府，歸為生產(chǎn)性環(huán)保投資（EI－ZF），第三部分來自企業(yè)，歸為技術(shù)性環(huán)保投資（EI－QY）。2006年及以后，工業(yè)污染源治理投資的資金來源分為排污費補貼、政府其他補助和企業(yè)自籌三個部分，前兩個部分來自政府，同樣歸為生產(chǎn)性環(huán)保投資（EI－ZF），第三部分來自企業(yè)，同樣歸為技術(shù)性環(huán)保投資（EI－QY）。依此處理，可以得到2003～2010年全國30個省份生產(chǎn)性環(huán)保投資和技術(shù)性環(huán)保投資的面板數(shù)據(jù)。

（三）估計方法

為了考察環(huán)保投資對就業(yè)效應(yīng)的動態(tài)作用，經(jīng)驗?zāi)Ｐ褪褂昧藴髢善诘慕忉屪兞?，不過這會造成內(nèi)生性問題，如果使用OLS和固定效應(yīng)模型都會產(chǎn)生嚴重偏差。根據(jù)樣本時間跨度短、截面較多的動態(tài)面板特點，本研究選擇Arelleno和Bond提出的差分GMM估計方法，這種方法可以較好地解決由于內(nèi)生性和數(shù)據(jù)異質(zhì)性造成的偏差。為了更加有效地解決異方差問題，需要采用兩階段差分GMM估計方法?？紤]到兩階段差分GMM估計方法會低估參數(shù)的標準誤，本研究采用兩階段糾偏穩(wěn)健型估計量，以進行更好地統(tǒng)計推斷。估計步驟為：首先，對經(jīng)驗?zāi)Ｐ停?）進行差分，以消除地區(qū)固定效應(yīng)；然后，以滯后兩期的內(nèi)生變量（EMPt－2）和全部外生變量作為工具變量進行GMM估計；最后，進行模型篩選。

四、經(jīng)驗檢驗

（一）描述性統(tǒng)計

表1為主要變量的描述性統(tǒng)計。由表1可知，各地區(qū)環(huán)保投資（EI）差別很大，最大值為1 416．2億元，最小值僅為0．9億元。各地區(qū)生產(chǎn)性環(huán)保投資（EI－ZF）、技術(shù)性環(huán)保投資（EI－QY）的差別也很大，而且，生產(chǎn)性環(huán)保投資（EI－ZF）的均值大于技術(shù)性環(huán)保投資（EI－QY）。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

（二）估計結(jié)果

以2003～2010年中國30個省份的就業(yè)規(guī)模（EMP）為因變量，環(huán)保投資（EI）為自變量，前期就業(yè)規(guī)模（EMPt－1）、經(jīng)濟發(fā)展水平（GDP）、工資水平（WAGE）以及年份（YEAR）為控制變量，做兩階段GMM 估計。模型（1）、（2）、（3）分別以環(huán)保投資總額（EI）、生產(chǎn)性環(huán)保投資（EI－ZF）和技術(shù)性環(huán)保投資（EI－QY）為自變量，結(jié)果見表2。

模型（1）顯示，環(huán)保投資（EI）的估計系數(shù)顯著為正，說明環(huán)保投資總額對就業(yè)規(guī)模的當(dāng)期作用是帶動，而不是擠出，假設(shè)成立。根據(jù)估計系數(shù)，可以認為，環(huán)保投資總額增加1倍，就業(yè)規(guī)模提高2個百分點。滯后一期的環(huán)保投資（EIt－1）和滯后兩期的環(huán)保投資（EIt－2）的估計系數(shù)為負，但均不顯著，這表明環(huán)保投資對就業(yè)規(guī)模的帶動效應(yīng)并不具備長期性。此外，前期就業(yè)規(guī)模（EMPt－1）的估計系數(shù)顯著為正，表明前一期就業(yè)規(guī)模較大的地區(qū)，當(dāng)期也會獲得較多的就業(yè)。當(dāng)期經(jīng)濟發(fā)展水平（GDP）的估計系數(shù)為正，當(dāng)期工資水平（WAGE）的估計系數(shù)為負，但均不顯著。AR（2）的P值等于1，表明該模型的干擾項不存在二階序列相關(guān)問題。Hansen檢驗值等于0．952，表明工具變量的選擇較為合理。

模型（2）檢驗了生產(chǎn)性環(huán)保投資（EI－ZF）的就業(yè)效應(yīng)。當(dāng)期生產(chǎn)性環(huán)保投資的估計系數(shù)為正，但并不顯著，可以認為以政府為主的環(huán)保投資在一定程度上能夠帶動當(dāng)期就業(yè)規(guī)模的擴大。滯后一期和滯后兩期的生產(chǎn)性環(huán)保投資的估計系數(shù)均為負，說明長期來看以政府為主的環(huán)保投資對就業(yè)還存在一定的擠出效應(yīng)。

表2 環(huán)保投資對就業(yè)規(guī)模的估計結(jié)果

模型（3）檢驗了技術(shù)性環(huán)保投資（EI－QY）的就業(yè)效應(yīng)。與模型（2）的檢驗結(jié)果不同，當(dāng)期和滯后一期的技術(shù)性環(huán)保投資的估計系數(shù)都為負，且均不顯著，可以認為以企業(yè)為主的環(huán)保投資在一定程度上擠出就業(yè)，有一定的擠出效應(yīng)。滯后兩期的技術(shù)性環(huán)保投資的估計系數(shù)為正，也不顯著，可以認為技術(shù)性環(huán)保投資對就業(yè)的擠出效應(yīng)在滯后兩期消失了。

結(jié)合模型（1）、（2）和（3），可以認為，環(huán)保投資總額對當(dāng)期就業(yè)有顯著的帶動效應(yīng)，生產(chǎn)性環(huán)保投資對當(dāng)期就業(yè)有帶動作用，而技術(shù)性環(huán)保投資對當(dāng)期就業(yè)卻有擠出效應(yīng)，這與依據(jù)CES生產(chǎn)函數(shù)推導(dǎo)得到的假設(shè)有所不同。此外，環(huán)保投資總額對就業(yè)的帶動效應(yīng)并不具備長期性。究其原因，這可能與環(huán)保投資不同主體的動機差異有關(guān)，以企業(yè)為主的環(huán)保投資，其動機、用途與以政府為主的環(huán)保投資大不相同。政府將環(huán)?？醋鍪蔷哂型獠空?yīng)的公共物品，以政府為主的環(huán)保投資多投向環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，這部分環(huán)保投資與普通投資相同，是生產(chǎn)性環(huán)保投資，能夠促進環(huán)保產(chǎn)業(yè)化，在當(dāng)期帶動就業(yè)。而企業(yè)將環(huán)?？醋魇且环N規(guī)制，在無法滿足環(huán)境規(guī)制時才會主動進行環(huán)保投資，除了必須購進的環(huán)保設(shè)施外，主要用于技術(shù)改進，降低污染排放強度，以使得在現(xiàn)有環(huán)境規(guī)制下能夠排放更多的污染物。這些技術(shù)性環(huán)保投資在短期內(nèi)會擠出企業(yè)的生產(chǎn)性投資，在當(dāng)期對就業(yè)產(chǎn)生擠出效應(yīng)。

此外，中國東中西部地區(qū)的發(fā)展不平衡，西部地區(qū)不僅經(jīng)濟發(fā)展水平遠遠落后于東部地區(qū)，而且還要面臨東部地區(qū)在發(fā)展之初忽視的資源環(huán)境約束問題。因此，經(jīng)濟發(fā)展的不平衡很可能影響環(huán)保投資的就業(yè)效應(yīng)，因而本文分別檢驗東中西部地區(qū)環(huán)保投資的就業(yè)效應(yīng)，結(jié)果見表3。

由表3可知，東部地區(qū)與西部地區(qū)的回歸結(jié)果比較相似，環(huán)保投資（EI）的估計系數(shù)顯著為正，表明東部地區(qū)和西部地區(qū)的環(huán)保投資對就業(yè)存在明顯的帶動效應(yīng)，不過，這種帶動效應(yīng)在長期內(nèi)會衰減。中部地區(qū)環(huán)保投資（EI）的估計系數(shù)則顯著為負，表明中部地區(qū)環(huán)保投資對就業(yè)存在擠出效應(yīng)，不過，滯后一期的環(huán)保投資（EIt－1）的估計系數(shù)顯著為正，滯后兩期的環(huán)保投資（EIt－2）的估計系數(shù)又顯著為負。這個符號頻繁變化的結(jié)果表明，中部地區(qū)的環(huán)保投資政策可能存在很大程度的非連續(xù)性和隨機性，這個狀況不利于環(huán)保投資就業(yè)效應(yīng)的有效發(fā)揮。

以上對環(huán)保投資就業(yè)效應(yīng)的討論主要集中在其對就業(yè)規(guī)模的影響上，其實，除就業(yè)規(guī)模外，就業(yè)結(jié)構(gòu)也是衡量地區(qū)就業(yè)水平的重要指標。因此，本文用各省份第二產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)與第三產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)的比值表示該地區(qū)的就業(yè)結(jié)構(gòu)（EMPSTR），這個指標越小，說明第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重相對于第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重越低，就業(yè)結(jié)構(gòu)越合理。進一步檢驗東中西部地區(qū)環(huán)保投資對就業(yè)結(jié)構(gòu)的作用，結(jié)果見表4。

表3 環(huán)保投資對就業(yè)規(guī)模的估計結(jié)果

表4 環(huán)保投資對就業(yè)結(jié)構(gòu)的作用

由表4可知，當(dāng)期全國環(huán)保投資（EI）的估計系數(shù)顯著為負，且滯后一期和滯后兩期的估計系數(shù)也為負，表明環(huán)保投資能夠改善就業(yè)結(jié)構(gòu)，提高第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的相對比重，這說明環(huán)保投資對就業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用存在長期效應(yīng)。不過，東部地區(qū)的當(dāng)期環(huán)保投資增加了第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員的比重，而滯后一期的環(huán)保投資（EIt－1）的估計系數(shù)雖然仍為正，但已變得不再顯著，說明東部地區(qū)當(dāng)期環(huán)保投資對就業(yè)結(jié)構(gòu)的惡化作用在弱化。之所以出現(xiàn)這種情況，可能的原因是環(huán)保投資在當(dāng)期促進了環(huán)保產(chǎn)業(yè)在東部地區(qū)的發(fā)展，強化了東部地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)的比例，增加了第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員的比重。在中部地區(qū)，當(dāng)期和滯后一期的環(huán)保投資（EIt－1）的估計系數(shù)均為正，并且，滯后兩期的估計系數(shù)仍然顯著為正，這表明中部地區(qū)的環(huán)保投資不論在當(dāng)期，還是在滯后期都對就業(yè)結(jié)構(gòu)有惡化作用。西部地區(qū)環(huán)保投資的估計系數(shù)（滯后兩期的除外）不顯著，無統(tǒng)計意義。

五、結(jié)論與啟示

環(huán)保和就業(yè)，都是重大的民生問題。環(huán)保投資，是帶動了就業(yè)，還是擠出了就業(yè)？這個問題不僅關(guān)系到環(huán)保投資作用效果的評價，更是政府部門制定就業(yè)政策的重要參考。本文依據(jù)CES生產(chǎn)函數(shù)對環(huán)保投資的就業(yè)效應(yīng)進行理論推導(dǎo)，并利用兩階段GMM估計方法，檢驗2003～2010年全國30個地區(qū)環(huán)保投資對就業(yè)規(guī)模和就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。研究發(fā)現(xiàn)：總體而言，環(huán)保投資總額對就業(yè)規(guī)模有促進作用，環(huán)保投資總額增加1倍，就業(yè)規(guī)模提高2個百分點；從環(huán)保投資主體來看，以政府為主的環(huán)保投資即生產(chǎn)性環(huán)保投資在短期內(nèi)會帶動就業(yè)規(guī)模的擴大，而以企業(yè)為主的環(huán)保投資即技術(shù)性環(huán)保投資短期內(nèi)會擠出就業(yè)；從區(qū)域來看，東部和西部的環(huán)保投資對就業(yè)規(guī)模有顯著的帶動作用，而中部地區(qū)的環(huán)保投資對就業(yè)規(guī)模有顯著的擠出效應(yīng)。另外，環(huán)保投資還能改善就業(yè)結(jié)構(gòu)，提高第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重。

鑒于此，應(yīng)當(dāng)充分肯定環(huán)保投資對就業(yè)的帶動效應(yīng)，全面認識環(huán)保投資對經(jīng)濟發(fā)展的作用和對民生改善的影響。環(huán)保投資不僅同普通投資一樣通過乘數(shù)效應(yīng)增加產(chǎn)出，同研發(fā)投資一樣對生產(chǎn)技術(shù)產(chǎn)生溢出效應(yīng)，還能對就業(yè)產(chǎn)生帶動效應(yīng)，可謂“三重紅利”，因而增加環(huán)保投資能夠?qū)崿F(xiàn)經(jīng)濟和民生的共贏發(fā)展。

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