環(huán)境污染效應(yīng)對(duì)異質(zhì)性勞動(dòng)力流動(dòng)的影響
——基于離散選擇模型的空間計(jì)量分析

楚永生 劉 楊 劉 夢

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環(huán)境污染效應(yīng)對(duì)異質(zhì)性勞動(dòng)力流動(dòng)的影響
——基于離散選擇模型的空間計(jì)量分析

楚永生 劉 楊 劉 夢

伴隨粗放式經(jīng)濟(jì)高速增長而來的環(huán)境污染惡化問題正給我國新時(shí)期國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來一系列負(fù)面影響。環(huán)境污染不僅影響經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，而且會(huì)影響勞動(dòng)力供給和跨區(qū)域流動(dòng)?；?003-2012年中國31個(gè)省(市、自治區(qū))的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間計(jì)量方法實(shí)證分析了環(huán)境污染對(duì)異質(zhì)性勞動(dòng)力流動(dòng)產(chǎn)生的影響，結(jié)果顯示：環(huán)境污染對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)具有顯著影響；在環(huán)境污染的空間效應(yīng)影響下，我國勞動(dòng)力流動(dòng)使得受教育程度低的勞動(dòng)力呈現(xiàn)空間分散特征，受教育程度高的勞動(dòng)力呈現(xiàn)空間集聚特征；環(huán)境污染效應(yīng)使得異質(zhì)性勞動(dòng)力流動(dòng)呈現(xiàn)“U”型規(guī)律。據(jù)此，提出控制環(huán)境污染、引導(dǎo)勞動(dòng)力合理流動(dòng)的政策建議。

勞動(dòng)力異質(zhì)性； 勞動(dòng)力流動(dòng)； 環(huán)境污染； 空間效應(yīng)

一 引 言

傳統(tǒng)的粗放式經(jīng)濟(jì)高速增長，同時(shí)使煤炭、石油等化石能源消費(fèi)劇增，帶來環(huán)境污染問題日趨嚴(yán)重。張慶豐等(2013)[1]指出，“在中國最大的500個(gè)城市中，只有不到1%的城市達(dá)到了世界衛(wèi)生組織推薦的空氣質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)。”美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家Grossman和Krueger(1991)[2]首次實(shí)證研究了經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染的關(guān)系，提出了環(huán)境庫茨涅茨曲線(the Environmental Kuznets Curve)，簡稱“EKC曲線”*“EKC曲線”經(jīng)驗(yàn)研究最初出現(xiàn)在NBER的工作論文(Grossman和Krueger，1991)[2]、世界銀行發(fā)展報(bào)告(Shafik和Bandyopadhyay，1992)[3]以及國際勞工組織的發(fā)展研討會(huì)論文(Panayoutou，1993)[4]中。其中，Grossman和Krueger(1991)[2]首次指出了污染物(二氧化硫、粉塵)和人均收入水平之間的“倒U”型關(guān)系，而Panayoutou(1993)[4]首次將這一關(guān)系命名為環(huán)境庫茲涅茨曲線。此后，Grossman和Krueger(1995)[5]、Selden和Song(1994)[6]等人也都在經(jīng)驗(yàn)分析中驗(yàn)證了“EKC曲線”的存在。。該研究表明：經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大，對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響越不利；技術(shù)水平越高，對(duì)環(huán)境的改善越有利。就具有“二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)”特征的發(fā)展中國家而言，經(jīng)濟(jì)規(guī)模擴(kuò)張或高速經(jīng)濟(jì)增長，一方面意味著大量勞動(dòng)力跨區(qū)域流入工業(yè)部門，另一方面工業(yè)部門生產(chǎn)的擴(kuò)張也勢必造成區(qū)域污染物的大量排放。環(huán)境污染不僅會(huì)影響勞動(dòng)者的健康水平和生活質(zhì)量，也會(huì)對(duì)勞動(dòng)力的跨區(qū)域流動(dòng)和供給產(chǎn)生重要影響。

自20世紀(jì)90年代初以來，國內(nèi)外學(xué)術(shù)界開始關(guān)注環(huán)境污染與勞動(dòng)力流動(dòng)關(guān)系的研究，其中影響較大的是以二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)為框架的哈里斯—托達(dá)羅模式*美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家哈里斯和托達(dá)羅(1970)[7]在《美國經(jīng)濟(jì)評(píng)論》發(fā)表“遷移、失業(yè)與發(fā)展：一個(gè)兩部門分析”的論文，在對(duì)托達(dá)羅模型修正的基礎(chǔ)上，建立了農(nóng)村與城市部門分開的勞動(dòng)力遷移與失業(yè)關(guān)系分析模型，后被稱為“哈里斯-托達(dá)羅模式”。其基本思想是農(nóng)村勞動(dòng)力向城市轉(zhuǎn)移的決定因素是城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)差異以及遷移者對(duì)遷移成本和收益的權(quán)衡，其遷移動(dòng)力取決于城鄉(xiāng)預(yù)期收入水平的差異。(Harris和Todaro，1970)[7]，該模式探討了勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、環(huán)境污染、失業(yè)、國民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)值及其收入分配的關(guān)系。Beladi和Rapp(1993)[8]以“H—T模式”下封閉經(jīng)濟(jì)為前提，假設(shè)農(nóng)業(yè)部門不產(chǎn)生污染和工業(yè)部門產(chǎn)生污染，在政府嚴(yán)格控制工業(yè)部門污染要素使用的情況下，研究結(jié)果表明：城市工業(yè)部門產(chǎn)量將下降，雇用勞動(dòng)力人數(shù)增加，城市地區(qū)失業(yè)人數(shù)下降，農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)出和工資上升，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移減少，而這一研究結(jié)論隱含的假設(shè)是污染要素與勞動(dòng)要素具有替代關(guān)系；Beladi和Frasca(1999)[9]在“H—T模式”下構(gòu)建了三部門模型，由農(nóng)業(yè)部門、產(chǎn)生污染的工業(yè)部門和不產(chǎn)生污染的工業(yè)部門組成，研究結(jié)果表明：嚴(yán)格管制工業(yè)生產(chǎn)的污染排放，將導(dǎo)致資本從產(chǎn)生污染的工業(yè)部門向不產(chǎn)生污染的工業(yè)部門流動(dòng)，會(huì)帶來城市失業(yè)人數(shù)減少，國民收入增加，農(nóng)村勞動(dòng)力向城市工業(yè)部門流動(dòng)增加。Raghbendra和John(2001)[10]以“H—T模式”為框架分析了資本在工業(yè)部門和農(nóng)業(yè)部門間不流通的前提下，工業(yè)部門的污染將影響勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的邊際收益，并進(jìn)而影響勞動(dòng)力城鄉(xiāng)之間的流動(dòng)規(guī)模。國內(nèi)學(xué)者李曉春(2005)[11]在“H—T模式”框架下建立城鄉(xiāng)戶籍分離制度下勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與工業(yè)污染相關(guān)性模型進(jìn)行研究后，主張根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的規(guī)律采用相適宜的政策引導(dǎo)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，盡可能減少因勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移引起的工業(yè)污染等負(fù)面影響。彭水軍(2008)[12]分析了在污染外部性約束條件下家庭內(nèi)生化勞動(dòng)休閑決策和人力資本投資對(duì)長期經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染影響的動(dòng)力機(jī)制，結(jié)果表明：較高的人力資本投資效率和污染減排支出彈性是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)的最優(yōu)發(fā)展戰(zhàn)略的必要性條件；人力資本投資效率與污染的減排支出彈性越高，環(huán)保意識(shí)越強(qiáng)，穩(wěn)態(tài)增長率越高。反之，穩(wěn)態(tài)增長率越低；政府環(huán)境政策具有長期的增長效應(yīng)與環(huán)境效應(yīng)。李佳(2014)[13]運(yùn)用局部均衡模型分析了空氣污染對(duì)勞動(dòng)力供給產(chǎn)生的“替代效應(yīng)”和“收入效應(yīng)”，模型與實(shí)證分析表明，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，空氣污染對(duì)勞動(dòng)力供給逐漸由正影響演變?yōu)樨?fù)影響，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高地區(qū)的空氣污染增加會(huì)導(dǎo)致勞動(dòng)力供給減少。

從國內(nèi)外相關(guān)研究文獻(xiàn)來看，環(huán)境污染對(duì)城鄉(xiāng)勞動(dòng)力流動(dòng)、勞動(dòng)力供給以及就業(yè)的影響正受到越來越廣泛的關(guān)注與重視。一般認(rèn)為城市和農(nóng)村部門勞動(dòng)力同質(zhì)或沒有差異，但實(shí)際上，由于勞動(dòng)者受教育程度、個(gè)人經(jīng)驗(yàn)和社會(huì)資本等不同，勞動(dòng)力具有明顯的差異性，即存在勞動(dòng)力異質(zhì)性*勞動(dòng)力異質(zhì)性最早由美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家Scully(1996)[14]提出，它表現(xiàn)為勞動(dòng)者人力資本含量的差異，主要反映在勞動(dòng)者受教育程度、職業(yè)培訓(xùn)以及工作經(jīng)歷。由于人力資本的專用性，一般來說擁有較多人力資本的勞動(dòng)者流動(dòng)成本較高，不同的外部沖擊對(duì)其流動(dòng)性影響更為復(fù)雜。(Scully，1996)[14]。具有異質(zhì)性的勞動(dòng)力流動(dòng)特征也不盡相同，環(huán)境污染對(duì)異質(zhì)性勞動(dòng)力流動(dòng)的影響也會(huì)存在差異。因此，在前人研究的基礎(chǔ)上，本文構(gòu)建區(qū)域勞動(dòng)力規(guī)模變動(dòng)方程，將勞動(dòng)力異質(zhì)性引入離散選擇模型，并結(jié)合我國勞動(dòng)力流動(dòng)所呈現(xiàn)的空間特征，運(yùn)用空間計(jì)量分析來驗(yàn)證：環(huán)境污染是否對(duì)跨區(qū)域勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模產(chǎn)生影響；環(huán)境污染對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模影響是否存在空間效應(yīng)；環(huán)境污染對(duì)異質(zhì)性勞動(dòng)力流動(dòng)影響的差異性。

二 理論模型建構(gòu)

勞動(dòng)力流動(dòng)是人力資本投資的重要形式之一。由于勞動(dòng)力流動(dòng)具有一定的穩(wěn)定性，故選擇確定時(shí)點(diǎn)比較靜態(tài)分析適用于勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模變動(dòng)研究。勞動(dòng)力流動(dòng)的收益與成本決定了勞動(dòng)者的理性選擇，勞動(dòng)力流動(dòng)的凈收益增加主要包括收入、閑暇以及享受健康生活環(huán)境的增多，而成本的增加包括環(huán)境改變的不適、人力資本流動(dòng)貶值風(fēng)險(xiǎn)以及生活環(huán)境質(zhì)量下降。據(jù)此，理論模型建構(gòu)的基本假設(shè)如下：其一，勞動(dòng)者是完全理性的，且追求個(gè)人效用最大化；其二，勞動(dòng)者效用獲得是多元化的，且效用具有可加性，即來源不同的效用可加減求和；其三，不同區(qū)域之間環(huán)境污染程度具有明顯的差異性，勞動(dòng)者能做出準(zhǔn)確預(yù)測和判斷；其四，模型主要研究兩個(gè)區(qū)域間勞動(dòng)力流動(dòng)過程，分別以r和c代表兩個(gè)區(qū)域；其五，區(qū)域之間勞動(dòng)者的人力資本存在差異，即勞動(dòng)力異質(zhì)性客觀存在。

采用C—D效用函數(shù)形式，借鑒羅默模型(Romer，1990)[15]引入人力資本變量，以勞動(dòng)力異質(zhì)性衡量環(huán)境污染對(duì)勞動(dòng)者效用的沖擊，得到區(qū)域勞動(dòng)者選擇流動(dòng)和不流動(dòng)的效用函數(shù)方程如下所示：

Uc=CθR1-θhγ-(β-ε2)φt-1+(μc+ε2)IE

(1)

Ur=CθR1-θhδ-αφt-1+μrIE

(2)

式(1)表示勞動(dòng)者選擇跨區(qū)域流動(dòng)的效用函數(shù)，式(2)表示勞動(dòng)者不流動(dòng)的效用函數(shù)。其中，C表示勞動(dòng)者對(duì)消費(fèi)品的需求數(shù)量，R表示勞動(dòng)者對(duì)閑暇的需求數(shù)量，θ表示消費(fèi)品或者閑暇的效用彈性。h表示勞動(dòng)者所擁有的人力資本價(jià)值，且人力資本價(jià)值擁有者在不同區(qū)域?qū)崿F(xiàn)程度的差異分別體現(xiàn)在參數(shù)γ與δ上。式(1)中，-(β-ε2)φt-1表示勞動(dòng)者選擇跨區(qū)域流動(dòng)時(shí)環(huán)境污染產(chǎn)生的負(fù)效用，(μc+ε2)IE表示政府用于降低環(huán)境污染的投資政策給勞動(dòng)者帶來環(huán)境改善的效用，β和μc表示勞動(dòng)者對(duì)環(huán)境污染效應(yīng)和政府環(huán)保投資效應(yīng)的折算系數(shù)，ε則表示不同區(qū)域勞動(dòng)者人力資本的差異化程度。式(2)中，-αφt-1表示勞動(dòng)者選擇不流動(dòng)時(shí)環(huán)境污染產(chǎn)生的負(fù)效用，α表示勞動(dòng)者不流動(dòng)時(shí)環(huán)境污染對(duì)其帶來效用損失轉(zhuǎn)化指數(shù)，該系數(shù)衡量了一種主觀上的比較判斷，φt-1表示勞動(dòng)者所能觀察到的環(huán)境污染程度，μrIE表示政府環(huán)境保護(hù)投資政策帶來的環(huán)境質(zhì)量改善效用，并通過參數(shù)μr來反映消費(fèi)者能獲得效用大小的程度，同理，μr也反映了勞動(dòng)者的主觀比較判斷。

如上所述，區(qū)域勞動(dòng)力異質(zhì)程度為ε，且ε∝h，假設(shè)h服從正態(tài)分布。當(dāng)勞動(dòng)力人力資本越高時(shí)，ε值越大，它反映了勞動(dòng)者所擁有的人力資本與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的匹配程度，并間接影響勞動(dòng)者的效用。人力資本積累量越高，對(duì)于接收到的環(huán)境信息的沖擊具有更準(zhǔn)確的判斷，因此在上述效用函數(shù)假設(shè)中，采取與轉(zhuǎn)化系數(shù)相同的量綱，分別以加法和減法形式引入環(huán)境污染效應(yīng)的正效用和負(fù)效用函數(shù)中，以衡量不同人力資本勞動(dòng)力對(duì)環(huán)境污染的反應(yīng)。

由于勞動(dòng)者總會(huì)受到收入約束和時(shí)間約束，不論勞動(dòng)者是否選擇流動(dòng)，其約束條件均可用下式表示：

(3)

把式(1)、式(3)和式(2)、式(3)分別聯(lián)立，使用靜態(tài)最優(yōu)化方法求解。建立拉格朗日函數(shù)，獲得勞動(dòng)者在選擇流動(dòng)和不流動(dòng)的間接效用函數(shù)分別為：

其中，參數(shù)σ衡量了區(qū)域間的綜合差異化程度*孫曉芳(2013)[16]將該參數(shù)定義為異質(zhì)性勞動(dòng)者的偏好差異。由于偏好能夠反映區(qū)域間的差異程度，因此本文以該參數(shù)表示區(qū)域間差異程度。(孫曉芳，2013)[16]，差異程度越大，則σ的值也越大。具體來說，某一區(qū)域間勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模的變化取決于兩個(gè)方面：一是該區(qū)域勞動(dòng)力流出的規(guī)模，二是其他區(qū)域勞動(dòng)力流入規(guī)模，這兩方面決定著該區(qū)域勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模的變動(dòng)大小。假設(shè)勞動(dòng)力流動(dòng)前后兩區(qū)域勞動(dòng)力總和為1，r區(qū)域內(nèi)的勞動(dòng)力所占比例為k，則流入該區(qū)域的勞動(dòng)力所占比例為1-k。因而，基于勞動(dòng)力流動(dòng)選擇的效用最大化原則，該區(qū)域勞動(dòng)力規(guī)模變化用下式表示：

(4)

將Pr(k)，Pc(k)代入上式，得到式(5)：

(5)

(6)

異質(zhì)性勞動(dòng)力流動(dòng)變化的動(dòng)態(tài)均衡等價(jià)方程：

(7)

圖1 異質(zhì)性程度不同情況下環(huán)境污染對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模的影響

圖1中縱軸表示r區(qū)域勞動(dòng)力規(guī)模指標(biāo)，橫軸表示勞動(dòng)者所能觀測到的r區(qū)域的環(huán)境污染。不同標(biāo)記的曲線代表了異質(zhì)性程度不同的勞動(dòng)力。

在其他條件相同的情況下，勞動(dòng)力異質(zhì)性程度越低，環(huán)境污染與勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模正相關(guān)關(guān)系越明顯。區(qū)域間勞動(dòng)力異質(zhì)化程度較低時(shí)，低人力資本勞動(dòng)者在環(huán)境污染的沖擊下會(huì)使得N(k;ε)>0，即該區(qū)域人力資本較低的勞動(dòng)者數(shù)量會(huì)增加。環(huán)境污染往往伴隨經(jīng)濟(jì)粗放式增長而產(chǎn)生，人力資本較低的勞動(dòng)力流動(dòng)至r區(qū)域即可以得到充分的就業(yè)機(jī)會(huì)，因此其更偏好于留在原區(qū)域工作，同時(shí)吸引了來自c區(qū)域的勞動(dòng)者。對(duì)于人力資本較低的勞動(dòng)者，環(huán)境污染會(huì)使其流動(dòng)數(shù)量下降。在圖1中，ε1,ε2兩條曲線代表勞動(dòng)力異質(zhì)性程度較低的勞動(dòng)者，這些勞動(dòng)者人力資本積累量較低，其所能掌握的環(huán)境信息量較少。因此，環(huán)境污染效應(yīng)對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)產(chǎn)生的是負(fù)影響。

在圖1中，ε3,ε4兩條曲線表示人力資本異質(zhì)化程度較高的勞動(dòng)者流動(dòng)曲線，由于人力資本較高的勞動(dòng)者受教育程度較高，對(duì)生活質(zhì)量、工作標(biāo)準(zhǔn)的要求也比較高。對(duì)這部分處在r區(qū)域的勞動(dòng)者而言，環(huán)境污染的增加會(huì)使其產(chǎn)生區(qū)域流動(dòng)的動(dòng)機(jī)，c區(qū)域?qū)τ诟呷肆Y本的吸引力更強(qiáng)，因此環(huán)境污染的邊際作用將導(dǎo)致當(dāng)?shù)?r區(qū)域)高人力資本勞動(dòng)力流入量下降，當(dāng)環(huán)境污染達(dá)到一定程度將使得N(k;ε)<0，意味著c區(qū)域的高人力資本勞動(dòng)力數(shù)量增加，即勞動(dòng)力流動(dòng)的數(shù)量增加。

據(jù)此可知，隨著勞動(dòng)力異質(zhì)性的提高，環(huán)境污染對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模的影響會(huì)從邊際負(fù)向作用逐漸過渡為正向作用。當(dāng)環(huán)境污染程度較低時(shí)，異質(zhì)性程度不同的勞動(dòng)力主要考慮兩地的非污染效用，而環(huán)境污染達(dá)到一定程度時(shí)，高人力資本勞動(dòng)力會(huì)更多地考慮生活質(zhì)量問題，其流動(dòng)數(shù)量會(huì)大幅度增加。

三 變量選取與數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

基于以上理論分析，環(huán)境污染對(duì)異質(zhì)性程度不同的勞動(dòng)力的影響大小可能會(huì)由邊際負(fù)向作用逐漸變?yōu)檫呺H正向作用。但在實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中，環(huán)境污染與勞動(dòng)力流動(dòng)會(huì)受地理空間的影響(Tabuchi和Thisse，2002)[17]。在分析勞動(dòng)者選擇流動(dòng)決策時(shí)，對(duì)可能存在的空間效應(yīng)需要加以驗(yàn)證。因此，本文擬采用空間面板模型驗(yàn)證環(huán)境污染對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)的偏效應(yīng)。

(一)變量選取與說明

根據(jù)勞動(dòng)力規(guī)模變化動(dòng)態(tài)均衡方程，勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模變化受到勞動(dòng)異質(zhì)性、環(huán)境污染程度、工資水平、消費(fèi)水平、政府環(huán)保投資等因素影響，其相關(guān)變量及說明見表1。

表1 勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模變化相關(guān)指標(biāo)及其說明

(續(xù)上表)

注：污染程度指標(biāo)計(jì)算參考了劉坤等(2007)[18]等對(duì)工業(yè)污染的數(shù)據(jù)收集方法，泰爾指數(shù)計(jì)算則通過不同產(chǎn)業(yè)占GDP比例計(jì)算而得。

(二)面板數(shù)據(jù)獲取及平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文選取2003-2012年我國31個(gè)省(市、自治區(qū)，除港、澳、臺(tái)外)面板數(shù)據(jù)，用以分析環(huán)境污染對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模的影響，如無特別說明，數(shù)據(jù)均來自《中國人口與勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。為了排除變量趨勢性影響，本文在平穩(wěn)性檢驗(yàn)中均引入趨勢項(xiàng)，并將各截面單位的數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理(標(biāo)準(zhǔn)化處理方法見文后附錄部分)，檢驗(yàn)結(jié)果*由于本文使用面板數(shù)據(jù)n=31，T=10，故屬于短面板，LLC檢驗(yàn)不具有有效性。見下表2：

表2 2003-2012年中國31個(gè)省(市、自治區(qū))面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

注：*、**、***分別表示通過10%、5%和1%水平下的顯著性檢驗(yàn)；Fisher檢驗(yàn)包括四個(gè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，表中只列舉了“修正的逆卡方統(tǒng)計(jì)量”進(jìn)行平穩(wěn)性說明，其他統(tǒng)計(jì)量同樣通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

對(duì)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果分析發(fā)現(xiàn)，表2中所有變量的對(duì)數(shù)值都是平穩(wěn)的，不會(huì)出現(xiàn)“偽回歸”問題。

四 空間相關(guān)性檢驗(yàn)和計(jì)量模型的建立

(一)空間相關(guān)性檢驗(yàn)

由于勞動(dòng)力規(guī)模變動(dòng)具有明顯的空間效應(yīng)，為了建立空間計(jì)量模型，需要對(duì)其進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)。本文采用地理鄰接矩陣作為空間權(quán)重矩陣，并進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，以更好地體現(xiàn)空間滯后項(xiàng)(spatiallag)對(duì)勞動(dòng)力規(guī)模變動(dòng)的影響。選取莫蘭指數(shù)(Moran’sI)作為該模型的空間相關(guān)檢驗(yàn)方法，對(duì)受教育程度不同勞動(dòng)力規(guī)模的對(duì)數(shù)值進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)，并將面板數(shù)據(jù)劃分為時(shí)間T=9個(gè)截面數(shù)據(jù)*出于面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的考慮，且空間計(jì)量模型要求面板的平衡性，此處忽略2003年的勞動(dòng)力規(guī)模數(shù)據(jù)。，檢驗(yàn)結(jié)果見表3、表4和表5。

表3 初等教育勞動(dòng)力空間相關(guān)性檢驗(yàn)

表4 中等教育勞動(dòng)力空間相關(guān)性檢驗(yàn)

表5 高等教育勞動(dòng)力空間相關(guān)性檢驗(yàn)

在表3、表4和表5中，都存在不同教育水平勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模未通過10%顯著性水平*莫蘭指數(shù)計(jì)算，均采用單尾檢驗(yàn)。下的檢驗(yàn)?zāi)攴荩捎诳赡艽嬖诘臅r(shí)點(diǎn)變系數(shù)或變截距的影響，對(duì)分割年份可以得出空間計(jì)量模型的設(shè)定，仍然要優(yōu)于普通計(jì)量模型的OLS估計(jì)。

(二)空間計(jì)量模型設(shè)定

選用空間杜賓模型(SpatialDurbinModel)，并采取面板個(gè)體變截距的設(shè)定方法，空間計(jì)量回歸模型如下：

(三)計(jì)量結(jié)果及分析

本文采用標(biāo)準(zhǔn)化后的空間鄰接矩陣，應(yīng)用Stata13.0軟件對(duì)中國2004-2012年三種不同受教育程度勞動(dòng)力規(guī)模對(duì)數(shù)值進(jìn)行空間動(dòng)態(tài)計(jì)量回歸，結(jié)果見表6。

由三個(gè)模型的豪斯曼檢驗(yàn)可得，結(jié)果均強(qiáng)烈拒絕固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)等同的原假設(shè)。因此，本文認(rèn)為模型使用固定效應(yīng)估計(jì)是有效的。從固定效應(yīng)的回歸結(jié)果來看：一是不同受教育程度的勞動(dòng)力空間滯后系數(shù)ρ均通過了5%顯著性水平的Z檢驗(yàn)，并與空間相關(guān)性檢驗(yàn)的結(jié)果共同說明了勞動(dòng)力流動(dòng)具有顯著的空間效應(yīng)。動(dòng)態(tài)面板勞動(dòng)力規(guī)模的滯后項(xiàng)在三個(gè)模型中均通過1%顯著性水平的檢驗(yàn)，據(jù)此獲得：在環(huán)境污染效應(yīng)的空間影響下，隨著勞動(dòng)者受教育程度的提高，勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模所占比例呈現(xiàn)先下降后上升的“U”關(guān)系；環(huán)境污染的滯后項(xiàng)在三個(gè)模型中均不顯著，說明環(huán)境污染的非空間影響是較微弱的。同時(shí)，不同區(qū)域的平均工資系數(shù)均顯著為負(fù)，說明工資增長與勞動(dòng)力流動(dòng)決策之間的傳導(dǎo)機(jī)制可能存在時(shí)滯。但擁有人力資本較高的勞動(dòng)者對(duì)于工資增長的信息掌握能力更強(qiáng)，因此平均工資增長的空間效應(yīng)對(duì)受教育程度較高的勞動(dòng)力有顯著正影響，并緩沖了非空間的負(fù)影響。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)泰爾指數(shù)旨在衡量勞動(dòng)力市場的需求條件，其系數(shù)表明只有受教育程度較低的人群容易受到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)影響，這說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)過程中，第三產(chǎn)業(yè)中對(duì)于受教育程度較低的人群的需求仍然是增加的，這將吸引受教育程度較低的人群向產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化程度較高的地區(qū)流動(dòng)。

表6 2004-2012年中國三種不同受教育程度勞動(dòng)力規(guī)模變動(dòng)空間動(dòng)態(tài)計(jì)量結(jié)果

勞動(dòng)力規(guī)模的空間分布對(duì)人力資本兩極化的勞動(dòng)力影響顯著，從lpopulation的系數(shù)可以看出，受教育程度較低的勞動(dòng)力空間分布更為分散，而受教育程度較高的勞動(dòng)力空間分布更為集中。政府環(huán)保投資的空間效應(yīng)僅僅對(duì)受教育程度較高的勞動(dòng)力影響顯著，說明這部分信息僅僅對(duì)異質(zhì)化程度高的勞動(dòng)力才具有參考價(jià)值。從三個(gè)模型的空間滯后變量檢驗(yàn)來看，環(huán)境污染熵指數(shù)均通過了顯著性水平下的檢驗(yàn)，這說明環(huán)境污染對(duì)于勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模的空間效應(yīng)是客觀存在的，且存在如下規(guī)律：

隨著勞動(dòng)者受教育程度的提高，勞動(dòng)力流動(dòng)規(guī)模總體上呈現(xiàn)先減少后增加的趨勢。如圖2所示，橫軸與縱軸共同代表我國異質(zhì)性勞動(dòng)力人力資本的正態(tài)分布。不難看出，隨著勞動(dòng)力異質(zhì)性程度的提高，環(huán)境污染效應(yīng)對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)的作用逐漸由負(fù)相關(guān)轉(zhuǎn)化為正相關(guān)，與前文理論模型的結(jié)論一致。同時(shí)受環(huán)境污染的影響，在確定的時(shí)間節(jié)點(diǎn)上，我國異質(zhì)性勞動(dòng)力的流動(dòng)比例呈現(xiàn)“U”型分布。受教育程度的提高意味著人力資本積累量的提高，而環(huán)境污染的增加往往是經(jīng)濟(jì)快速增長和高能耗產(chǎn)業(yè)鏈條造成的共同結(jié)果。這一過程會(huì)導(dǎo)致該區(qū)域內(nèi)企業(yè)對(duì)于高人力資本勞動(dòng)者的需求增加，一旦高人力資本的勞動(dòng)者選擇流動(dòng)，則其人力資本帶來的專業(yè)化效用將會(huì)貶值。然而，高人力資本對(duì)于環(huán)境的質(zhì)量要求較高，環(huán)境污染的增加會(huì)提高其流動(dòng)性?？傊?，這種雙重作用使得我國異質(zhì)性勞動(dòng)力的流動(dòng)呈現(xiàn)出圖2中的“U”型曲線。

圖2 異質(zhì)性勞動(dòng)力的流動(dòng)規(guī)模分布

五 結(jié)論與政策建議

從環(huán)境庫茨涅茨曲線來看，傳統(tǒng)的粗放式經(jīng)濟(jì)高速增長會(huì)帶來環(huán)境惡化，而環(huán)境惡化又影響經(jīng)濟(jì)增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，進(jìn)而對(duì)勞動(dòng)供給和勞動(dòng)力跨區(qū)流動(dòng)產(chǎn)生影響。本文基于2003-2012年中國31個(gè)省(市、自治區(qū))的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了環(huán)境污染對(duì)異質(zhì)性勞動(dòng)力流動(dòng)產(chǎn)生的影響。結(jié)論主要有三點(diǎn)：一是環(huán)境污染對(duì)跨區(qū)域勞動(dòng)力流動(dòng)的規(guī)模變化有顯著的影響；二是人力資本積累較多的勞動(dòng)者傾向于空間集聚，但環(huán)境污染會(huì)阻礙集聚趨勢的速度；三是受環(huán)境污染影響，異質(zhì)性勞動(dòng)力的流動(dòng)規(guī)律不是線性的，而呈“U”型分布。也就是說，在環(huán)境質(zhì)量較好的情況下，高異質(zhì)性勞動(dòng)力呈現(xiàn)出空間區(qū)域集聚趨勢。而隨著區(qū)域環(huán)境污染程度上升，尤其是環(huán)境污染超過一定值時(shí)，環(huán)境污染會(huì)導(dǎo)致高異質(zhì)性勞動(dòng)力向外擴(kuò)散，即人力資本積累較多的專業(yè)化人才流失。宏觀面上，環(huán)境污染會(huì)造成勞動(dòng)者健康水平下降、勞動(dòng)力供給減少和勞動(dòng)效率損失。

據(jù)此，本文提出如下政策建議：

第一，實(shí)施環(huán)境保護(hù)規(guī)制。環(huán)境保護(hù)規(guī)制會(huì)產(chǎn)生“倒逼效應(yīng)”*“倒逼效應(yīng)”是指當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度提高時(shí)會(huì)直接或間接增加企業(yè)的生產(chǎn)成本，促使企業(yè)采用環(huán)保先進(jìn)技術(shù)及管理模式革新以適應(yīng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高。技術(shù)與管理創(chuàng)新會(huì)提高企業(yè)資源利用效率，優(yōu)化資源與能源的消費(fèi)結(jié)構(gòu)，抑制碳排放增長。，對(duì)企業(yè)的污染排放和技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響。但現(xiàn)實(shí)生活中，一些企業(yè)會(huì)利用各種手段逃避環(huán)境規(guī)制，地方政府也會(huì)出于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)的政績考慮，降低環(huán)境保護(hù)執(zhí)法力度。因此，一方面，政府部門應(yīng)建立科學(xué)的政績觀和合理的政績考評(píng)體系，將環(huán)境質(zhì)量變化納入政績考核評(píng)價(jià)體系之中；另一方面，應(yīng)針對(duì)企業(yè)建立激勵(lì)和懲罰機(jī)制，倒逼企業(yè)采用先進(jìn)環(huán)保技術(shù)及科學(xué)管理模式，以降低由環(huán)境污染引發(fā)的勞動(dòng)力大幅度流動(dòng)所產(chǎn)生的負(fù)效應(yīng)。

第二，建立勞動(dòng)力流動(dòng)引導(dǎo)機(jī)制。勞動(dòng)力流動(dòng)的穩(wěn)定性，尤其是同質(zhì)性勞動(dòng)力流動(dòng)的空間擴(kuò)散性，異質(zhì)性勞動(dòng)力流動(dòng)的空間集聚性，有利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的相對(duì)均衡和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。因此，政府應(yīng)增加對(duì)同質(zhì)性勞動(dòng)力，尤其是農(nóng)村勞動(dòng)力的技術(shù)、技能培訓(xùn)，鼓勵(lì)農(nóng)村勞動(dòng)力就地就業(yè)和創(chuàng)業(yè)，避免農(nóng)村勞動(dòng)力過度流失導(dǎo)致城鄉(xiāng)差距進(jìn)一步擴(kuò)大。同時(shí)，應(yīng)給異質(zhì)性勞動(dòng)力提供健康良好的工作生活環(huán)境，促進(jìn)高素質(zhì)、高技能勞動(dòng)力形成空間集聚優(yōu)勢，推動(dòng)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和區(qū)域經(jīng)濟(jì)“增長極”形成。

第三，建立環(huán)境質(zhì)量綜合評(píng)價(jià)機(jī)制。建立科學(xué)、全面的環(huán)境質(zhì)量評(píng)價(jià)機(jī)制，可以使政府對(duì)環(huán)境污染的突發(fā)事故及時(shí)作出反應(yīng)，也可以避免環(huán)境污染信息不對(duì)稱造成的勞動(dòng)力無序或盲目流動(dòng)，避免區(qū)域勞動(dòng)力大量流失對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展穩(wěn)定性的影響。

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[責(zé)任編輯：余 英]

附錄:

熵值賦權(quán)法作為管理學(xué)中常用的綜合評(píng)價(jià)方法，已應(yīng)用于多方面。其解決了量綱不同情況下的指標(biāo)計(jì)算，并給出不同指標(biāo)的權(quán)重，使其具有橫向比較的價(jià)值。本文處理環(huán)境污染指標(biāo)的具體步驟如下：

1.構(gòu)造工業(yè)污染，包括廢水、廢氣、廢渣的面板數(shù)據(jù)，并將其寫為矩陣X的形式；

2.由于所有的指標(biāo)都為正值，根據(jù)極差標(biāo)準(zhǔn)化法則，得到新矩陣XS。矩陣XS中的每一個(gè)元素由下式計(jì)算得出：

3.計(jì)算第j項(xiàng)指標(biāo)下第i個(gè)樣本的比重，并排列成工業(yè)污染的數(shù)據(jù)的比重矩陣W；

4.分別計(jì)算廢水、廢棄、廢渣三項(xiàng)指標(biāo)的信息熵值，其計(jì)算公式如下：

5.由于指標(biāo)信息取決于該指標(biāo)信息熵ej與1之間的差值，信息熵越大，則其對(duì)評(píng)價(jià)的重要性就越小，權(quán)重也越小。因此三種污染的最終權(quán)重計(jì)算如下：

上式計(jì)算結(jié)果即為三種污染對(duì)應(yīng)的權(quán)重指標(biāo)。根據(jù)該權(quán)重，便可以求得工業(yè)環(huán)境污染的綜合指標(biāo)對(duì)應(yīng)的變量pollution。具體地，該值由MatlabR2014A計(jì)算所得。

[引用方式]楚永生,劉楊,劉夢.環(huán)境污染效應(yīng)對(duì)異質(zhì)性勞動(dòng)力流動(dòng)的影響——基于離散選擇模型的空間計(jì)量分析[J].產(chǎn)經(jīng)評(píng)論,2015,6(4):45-56.

The Research of the Mobility of Heterogeneous Labors with the Pollution Effects: Spatial Empirical Analysis Based on the Discrete Choice Model

CHU Yong-sheng LIU Yang LIU Meng

The rapid growth of China’s economy and the extensive mode of developments have brought worsening pollution. The pollution influences not only the economic growth and the improvement of industrial structure, but also the labor supply and the labor mobility between regions. Based on China’s 31 provinces’ 2003-2012 panel data, this paper uses methods of spatial econometrics and analyzes the impact of pollution on labor mobility with heterogeneity. The result shows: First, pollution has a significant effect on the labor mobility; Second, with the influence of spatial effects of pollution，the labor mobility makes the low-educated labors present the phenomenon of spatial dispersion, and makes the high-educated labors agglomerate in the specific regions; Third, with the pollution effects, heterogeneous labors mobility presents U-shaped pattern. Based on these conclusions, this paper proposes the government should improve the environment to lead reasonable labor mobility.

heterogeneity of labors; labor mobility; pollution; the spatial effects

2015-01-12

國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“農(nóng)田水利改革中農(nóng)戶參與灌溉管理行為及其對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響”(項(xiàng)目編號(hào)：71103091，主持人：孟德鋒)；教育部人文社會(huì)科學(xué)規(guī)劃基金項(xiàng)目“土地流轉(zhuǎn)視野下的農(nóng)村社會(huì)保障體系構(gòu)造發(fā)展研究”(項(xiàng)目編號(hào)：10YJCZ021，主持人：楚永生)；江蘇高校優(yōu)勢學(xué)科建設(shè)工程資助項(xiàng)目(PAPD)。

楚永生，博士，南京審計(jì)學(xué)院公共經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授，主要研究方向?yàn)閯趧?dòng)與社會(huì)保障；劉楊，南京審計(jì)學(xué)院公共經(jīng)濟(jì)學(xué)院碩士研究生，研究方向?yàn)閯趧?dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)；劉夢，南京審計(jì)學(xué)院經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院碩士研究生，研究方向?yàn)槭澜缃?jīng)濟(jì)。

F240

A

1674-8298(2015)04-0045-12

10.14007/j.cnki.cjpl.2015.04.005