前端污染治理與我國企業(yè)的就業(yè)吸納—基于擬斷點回歸方法的考察

張慧玲，盛 丹

（南開大學 經(jīng)濟學院，天津 300071）

一、引 言

就業(yè)作為經(jīng)濟調(diào)控的重要目標之一，不僅關(guān)系著國家的經(jīng)濟發(fā)展，還關(guān)系著社會的安定團結(jié)。據(jù)國家統(tǒng)計局的統(tǒng)計，2013-2016年城鎮(zhèn)新增就業(yè)連續(xù)四年保持在1 300萬人以上，全國城鎮(zhèn)登記失業(yè)率均在4%以上，31個大城市的城鎮(zhèn)調(diào)查失業(yè)率更是保持在5%左右。這意味著在我國經(jīng)濟高速發(fā)展的同時，就業(yè)情況并不樂觀。據(jù)本文統(tǒng)計，2007-2015年我國污染密集型行業(yè)與非污染密集型行業(yè)的平均就業(yè)量均由增長轉(zhuǎn)為下降趨勢。①本文的污染密集型行業(yè)劃分參照國務(wù)院2007年《第一次全國污染源普查方案》，明確我國11個重污染行業(yè)分別是：造紙及紙制品業(yè)，農(nóng)副食品加工業(yè)，化學原料及化學制品制造業(yè)，紡織業(yè)，黑色金屬冶煉及壓延工業(yè)，食品制造業(yè)，電力、熱力的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，皮革、毛皮、羽毛（絨）及其制品業(yè)，石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)，非金屬礦物制品業(yè)，有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)。限于篇幅，本文未報告我國污染密集型行業(yè)與非污染密集型行業(yè)的就業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)（備索）。

在我國就業(yè)增長面臨很大挑戰(zhàn)的同時，我國的環(huán)境污染問題也日趨嚴重。據(jù)《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒2015》顯示，2015年工業(yè)廢氣排放總量為685 190億m3，二氧化硫排放總量為1 859.1萬噸，煙塵排放總量為1 538萬噸。據(jù)《2015年中國氣候公報》披露，2015年我國共出現(xiàn)11次大范圍、持續(xù)性霾過程。如此范圍廣、污染程度重的霧霾天氣嚴重危及人民的身體健康。治理污染、保護環(huán)境已成為制約我國經(jīng)濟和社會發(fā)展的關(guān)鍵問題。十九大報告明確指出，必須加大環(huán)境治理力度，著力解決突出環(huán)境問題，實行最嚴格的生態(tài)環(huán)境保護制度，形成綠色發(fā)展方式和生活方式。那么，如何協(xié)調(diào)生態(tài)環(huán)境保護與就業(yè)增長就成為政策制定者和學者們關(guān)注的熱點問題。對該問題的解答，對于我們有效地協(xié)調(diào)環(huán)境管制和經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系，促進人與自然的和諧發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。根據(jù)本文統(tǒng)計，2007-2015年污染密集型行業(yè)的年平均行業(yè)就業(yè)人數(shù)遠高于非污染密集型行業(yè)的就業(yè)人數(shù)。由此可知，我國環(huán)境管制對就業(yè)的影響至關(guān)重要。

目前，關(guān)于環(huán)境管制與就業(yè)關(guān)系的討論，部分文獻以某一污染行業(yè)為例，研究環(huán)境管制與就業(yè)的關(guān)系。Gray等（2014）和Liu等（2017）分別以美國造紙業(yè)和中國江蘇地區(qū)紡織印染企業(yè)為例，研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境管制使得就業(yè)量有小幅下降。Ferris等（2014）以電力行業(yè)為例，但是研究結(jié)果與上述文獻并不一致，發(fā)現(xiàn)公共事業(yè)可以利用法規(guī)的靈活性最大限度地減少其對就業(yè)的總體影響。然而，在環(huán)境規(guī)制的作用下，污染行業(yè)的勞動力可能轉(zhuǎn)移到其他行業(yè)。因此，針對于某一具體行業(yè)的研究可能忽略了勞動力在部門間的轉(zhuǎn)移再分配問題，會夸大或低估環(huán)境管制對就業(yè)的影響。例如，Tsuyuhara（2015）擴大了研究行業(yè)范圍，發(fā)現(xiàn)能源稅并沒有對就業(yè)造成不利影響，而且使勞動力從污染重的能源密集型行業(yè)轉(zhuǎn)移到勞動效率更高的清潔生產(chǎn)行業(yè)。Walker（2013）以美國清潔空氣法案為例，研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制產(chǎn)生了明顯的勞動力部門間再分配成本。Greenstone（2002）也針對美國清潔空氣法案，研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境管制潛在地提高了企業(yè)的生產(chǎn)成本，損失了就業(yè)。但是，Berman和Bui（2001）針對洛杉磯地區(qū)的空氣質(zhì)量監(jiān)管，研究發(fā)現(xiàn)成本的提高并沒有減少勞動力的需求，可能還有微弱的促進作用。

具體到中國，現(xiàn)有文獻大多集中于行業(yè)層面的分析，探討產(chǎn)業(yè)層面宏觀因素對就業(yè)的影響。陳詩一（2010）基于方向性距離函數(shù)的動態(tài)行為分析模型，對中國工業(yè)38個兩分位行業(yè)未來40年的節(jié)能減排雙贏情景進行預(yù)測，發(fā)現(xiàn)節(jié)能減排一開始會造成較大的潛在生產(chǎn)損失，但這種損失會逐年降低，最終會低于潛在產(chǎn)出增長，從而實現(xiàn)雙贏。陸旸（2011）在VAR模型的基礎(chǔ)上，采用行業(yè)數(shù)據(jù)模擬了中國的減排與就業(yè)“雙重紅利”問題，認為通過稅收體系改革還難以在短期內(nèi)獲得減排和就業(yè)的“雙重紅利”，但是改革稅收體系以發(fā)展中國低碳經(jīng)濟不失為一種次優(yōu)選擇。

但是，上述研究大多忽略了環(huán)境管制類型之間的經(jīng)濟效應(yīng)差異，集中于研究末端環(huán)境管制對就業(yè)的影響。事實上，不同類型的環(huán)境管制政策，其作用機制和效果存在較大的差異（Jaffe和Stavins，1995；Milliman和Prince，1989）。一般而言，環(huán)境管制政策可以劃分為末端環(huán)境治理和前端污染治理兩種類型。末端環(huán)境治理是以“先污染、后治理”為基本思想，通過對污染物的稀釋、掩埋等處理方式，以達到污染物排放標準。末端環(huán)境治理的方式不僅導致治污成本的快速攀升（劉偉明，2014），而且不能從根本上消除污染，為未來的環(huán)境保護和經(jīng)濟發(fā)展留下隱患。而前端污染治理將“末端治理”為主的環(huán)保戰(zhàn)略調(diào)整為以“前端預(yù)防”和“全程預(yù)防”為主的環(huán)保戰(zhàn)略（殷杉，2003），將污染處理轉(zhuǎn)變?yōu)閷ιa(chǎn)全過程的控制，從源頭上削減污染物的產(chǎn)生。從直觀上看，兩種政策都將環(huán)境成本內(nèi)部化，在一定程度上增加了企業(yè)的生產(chǎn)成本，可能會降低企業(yè)的產(chǎn)出數(shù)量，從而進一步加劇一國范圍內(nèi)的失業(yè)問題。但事實上，相比于末端環(huán)境管制，前端污染治理要求淘汰技術(shù)落后、資源消耗高、環(huán)境污染重的生產(chǎn)工藝設(shè)備，優(yōu)先采用能源利用效率高、污染排放量少的生產(chǎn)工藝，更多地涉及企業(yè)資本投入的增加，從而對就業(yè)產(chǎn)生多渠道影響。

前端污染治理政策中最具代表性的是清潔生產(chǎn)政策，其包含三個要求：采用清潔的能源、生產(chǎn)過程清潔化和生產(chǎn)清潔的產(chǎn)品。這不僅有利于減少污染物的產(chǎn)生，而且能夠激勵企業(yè)積極進行開發(fā)、研制和更新清潔的生產(chǎn)技術(shù)，從而有利于提高能源、原材料的利用率，提升企業(yè)的生產(chǎn)率，實現(xiàn)經(jīng)濟與環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展。鑒于此，本文采用2000-2006年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，以省份層面的清潔生產(chǎn)政策為例，基于擬斷點回歸方法研究前端污染治理對就業(yè)的影響，并探討其作用的微觀機制。研究發(fā)現(xiàn)，前端污染治理對我國就業(yè)有顯著的提升作用，進一步對內(nèi)在機制分解顯示：（1）前端污染治理引導企業(yè)更新先進清潔的生產(chǎn)設(shè)備，加大研發(fā)投入，通過企業(yè)生產(chǎn)效率的提升，擴大了企業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模，最終吸納了更多的勞動力。（2）技術(shù)的進步并沒有形成資本對勞動的替代，即替代效應(yīng)并沒有起作用。（3）從市場動態(tài)角度來看，前端污染治理使得具有一定規(guī)模的高效率企業(yè)得以進入和存活，從而提高了整個市場的就業(yè)量。此外，前端污染治理對就業(yè)的影響具有異質(zhì)性，主要提升了污染密集型行業(yè)、大規(guī)模企業(yè)和國有企業(yè)的就業(yè)水平。

與已有文獻相比，本文的貢獻主要體現(xiàn)在以下兩個方面：首先，在研究視角上，本文以清潔生產(chǎn)政策為例，考察前端污染治理對我國微觀企業(yè)就業(yè)的影響。①此處的企業(yè)就業(yè)是指企業(yè)吸納就業(yè)的能力；為了表達方便，以下都簡稱為企業(yè)就業(yè)。現(xiàn)有關(guān)于環(huán)境管制的文獻雖然探討了其對就業(yè)的影響，但大多集中于考察末端環(huán)境管制對就業(yè)的影響（Berman和Bui，2001；Greenstone，2002；陳媛媛，2011；王勇等，2013；Ferris等，2014；趙連閣等，2014；Liu 等，2017）。與本文研究最為密切的文獻為張彩云等（2017），其雖然采用了企業(yè)級數(shù)據(jù)，考察了全國范圍內(nèi)的清潔生產(chǎn)政策對就業(yè)的影響；但該文獻主要是針對重點污染行業(yè)的就業(yè)考察，沒有將就業(yè)在行業(yè)內(nèi)的再分配效應(yīng)納入分析框架。為此，本文一方面將研究視角轉(zhuǎn)向前端污染治理，探究其作用的微觀傳導機制；另一方面從微觀企業(yè)角度進行分析，不僅涵蓋了行業(yè)間的就業(yè)再分配效應(yīng)，而且能更有效地反映企業(yè)微觀主體的就業(yè)調(diào)整和變動。這對我們正確地認識和判斷前端污染治理政策的作用，有效調(diào)整就業(yè)方向、制定合理的環(huán)境政策具有重要現(xiàn)實指導意義。其次，在研究方法上，本文采用擬斷點回歸方法的原因在于：一方面，由于各省實施清潔生產(chǎn)政策的年份并不一致，因此我們可以根據(jù)政策時間的差異，界定相應(yīng)的對照組和處理組；另一方面，實施清潔政策的省份與鄰近省份，在經(jīng)濟和自然條件等方面都是基本一致的，只是由于行政區(qū)域分界線兩邊清潔政策的實施存在差異，從而造成了就業(yè)差異。因此，本文采用擬斷點回歸方法，既能利用斷點回歸更接近于準自然實驗的優(yōu)勢，以此來界定處理組和對照組，又能利用倍差法將可能存在的省份間不可觀測的因素差分掉，更好地控制內(nèi)生性的問題，從而更加有效地識別前端污染治理對就業(yè)的影響。

本文的其余部分安排如下：第二部分為理論分析和清潔生產(chǎn)政策介紹；第三部分為計量模型；第四部分對數(shù)據(jù)、指標構(gòu)建和特征化事實進行說明；第五部分為計量結(jié)果分析，包括基本回歸結(jié)果、內(nèi)在機制分解、有效性檢驗以及異質(zhì)性分析；最后部分為本文的結(jié)論與啟示。

二、理論分析和清潔生產(chǎn)政策

（一）理論分析

本文在Berman和Bui（2001）關(guān)于環(huán)境管制與就業(yè)的局部靜態(tài)均衡模型（Brown和Christensen，1981）基礎(chǔ)上，考察前端污染治理對就業(yè)的影響及其微觀機制。Brown和Christensen（1981）的局部靜態(tài)均衡模型可以將不變要素設(shè)置為外生約束，如環(huán)境管制，而不僅是求解成本最小化。因此，依據(jù)Berman和Bui（2001）的理論分析框架，減排成本為不變要素投入，包括減排的資本投入和用于減排的勞動力、原材料等投入。生產(chǎn)經(jīng)營用的勞動力、中間品和資本投入為可變要素。

在市場完全競爭的假設(shè)下，企業(yè)的可變成本函數(shù)為：

由此，環(huán)境管制（ER）對就業(yè)需求的影響可表示為：

式（3）右邊第一項表示環(huán)境管制通過產(chǎn)出渠道影響就業(yè)。傳統(tǒng)觀點認為環(huán)境管制會提高企業(yè)的生產(chǎn)成本，降低產(chǎn)出。但是，如果環(huán)境管制能夠刺激企業(yè)進行投資，降低企業(yè)的邊際成本，那么產(chǎn)出反而會隨著環(huán)境管制的實施而提升，最終增加企業(yè)的就業(yè)（Berman和Bui，2001；Morgenstern等，2002）。就末端治理而言，其處理污染的方式大多為轉(zhuǎn)移和掩埋，污染治理成本的增加，往往會對產(chǎn)出產(chǎn)生負向作用。不同于末端治理，前端污染治理將污染治理與生產(chǎn)過程相結(jié)合，通過強制和激勵相結(jié)合的手段，引導和激勵企業(yè)淘汰污染嚴重的生產(chǎn)設(shè)備，采用更加清潔先進的生產(chǎn)工藝。伴隨著一系列技術(shù)的改進，前端污染治理反而會提升企業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模，刺激就業(yè)。因此，本文提出如下研究假說：

假說1：前端污染治理提升了企業(yè)的技術(shù)和生產(chǎn)效率，從而對就業(yè)產(chǎn)生正向的生產(chǎn)規(guī)模效應(yīng)。

同時，式（3）右邊第一項還存在一種極端情況，即部分已存在企業(yè)退出了市場，產(chǎn)出Y為0，而新進入的企業(yè)均具有較高的產(chǎn)出Y。因此，從市場動態(tài)角度看，環(huán)境管制通過增加企業(yè)的成本，提高了市場的進入門檻，使得高效率的企業(yè)得以進入和存活，而這些高效率企業(yè)通常更具有規(guī)模優(yōu)勢，能夠吸納更多的就業(yè)。因此，本文提出如下研究假說：

假說2：前端污染治理通過企業(yè)的進入退出機制，使得更具規(guī)模優(yōu)勢的高效率企業(yè)進入和存活，從而吸納更多的就業(yè)，形成市場選擇效應(yīng)。

在要素市場完全競爭的情形下，受環(huán)境管制的廠商對市場價格的作用微乎其微。因此，式（3）右邊第二項約等于0。式（3）右邊第三項反映了環(huán)境管制所采取的治污措施以及治污措施與勞動力之間的邊際技術(shù)替代率對就業(yè)的影響。顯然，治污成本會隨著環(huán)境管制程度的加深而提高，即dz/dER為正值，但是系數(shù)的正負符號取決于勞動力與治污措施之間的關(guān)系（替代或互補）。對于前端污染治理，勞動力與治污措施之間的關(guān)系依然無法從理論上判斷，需要進行經(jīng)驗研究。因此，本文提出如下研究假說：

假說3：在前端污染治理下，勞動力與資本的替代效應(yīng)取決于勞動力與治污措施之間的替代性，且有待進一步的經(jīng)驗檢驗。

（二）清潔生產(chǎn)政策

根據(jù)工業(yè)和信息化部的《工業(yè)清潔生產(chǎn)政策匯編》，2001-2005年我國部分省份相繼頒布了清潔生產(chǎn)政策，但是各省頒布的政策存在一定的差異。研究證據(jù)表明，嚴格的環(huán)境管制和執(zhí)法依然是企業(yè)改善環(huán)境的首要驅(qū)動力（Greenstone和Hanna，2014）。為此，本文依據(jù)強制進行清潔生產(chǎn)審核的時間來調(diào)整政策的實施時間。此外，在擬斷點回歸框架下，控制組選取的范圍限定為與實驗組相鄰的未實施該政策的省份。因此，本文依據(jù)是否存在未實施清潔生產(chǎn)政策的相鄰控制組省份來選取實驗組省份。最終，以強制進行生產(chǎn)審核和存在相應(yīng)的控制組為標準，發(fā)現(xiàn)2001-2005年共有15個省份實施了清潔生產(chǎn)政策。①限于篇幅，本文未報告2001-2005年實施清潔生產(chǎn)政策的省份清單（備索）。

同時，擬斷點回歸模型涉及樣本“帶寬”范圍的選取。②帶寬是指用于回歸的觀測值距離斷點處的“窗”的寬度。這一寬度限定了斷點兩側(cè)觀測值的選取范圍。如本文選取50km帶寬，即指只選取距離斷點50km內(nèi)的觀測值作為樣本。根據(jù)我國的地理特征，部分省份邊界處地勢險要，兩側(cè)的企業(yè)可能處于隔絕狀態(tài)，可比性差。有必要選擇一個較小的帶寬以保證實驗組企業(yè)和對照組企業(yè)的特征相似性，同時盡可能多地保留樣本量，因此本文選取50 km帶寬作為基本帶寬。在這一帶寬范圍內(nèi)，恰好剔除了處于復(fù)雜地勢的新疆邊界線，從而保證了邊界線內(nèi)外企業(yè)特征的相似性。最終，在50 km帶寬范圍內(nèi)，本文共得到10個實施清潔生產(chǎn)政策的省份。

三、計量模型

擬斷點回歸方法（Pseudo-regression Discontinuity Model）將斷點回歸方法與雙重差分方法相結(jié)合，不僅可以利用斷點兩邊分組的隨機性，而且可以利用雙重差分排除不可觀測因素的影響。在擬斷點回歸框架下，核心變量包括指派變量（assignment variable或forcing variable）、處理變量（treatment variable）和結(jié)果變量（outcome variable）。其中，處理變量由指派變量是否超過某斷點決定。本文將實驗組企業(yè)與省份邊界線的距離設(shè)為正值，將對照組企業(yè)與省份邊界線的距離設(shè)為負值，處于邊界線上的企業(yè)距離則為0，即為斷點。我們根據(jù)該距離組建了指派變量x。處理變量D完全由指派變量x是否超過斷點值來決定：

本文采用擬斷點回歸模型估計前端污染治理對企業(yè)就業(yè)的影響?；貧w函數(shù)形式如下：

此外，根據(jù)數(shù)據(jù)特征，本文運用邊界斷點回歸模型檢驗前端污染治理的市場選擇效應(yīng)。Hahn等（2001）提出使用局部線性回歸（local linear regression）估計斷點回歸模型，這樣能夠使估計值更加接近真實處理效應(yīng)，減少了估計的偏誤。因此，本文的邊界斷點回歸模型采用局部線性回歸方法，即將下列函數(shù)最小化：

四、數(shù)據(jù)、指標構(gòu)建和特征化事實

（一）數(shù)據(jù)說明

本文數(shù)據(jù)分為三個部分：第一部分數(shù)據(jù)是來自工業(yè)與信息化部的《工業(yè)清潔生產(chǎn)政策匯編》。該文件包括了2010年前實施清潔生產(chǎn)政策的省份信息，并且各省份實施清潔生產(chǎn)政策的時間各不相同。為保證本文的樣本量，我們選取了2001-2005年實施地方清潔生產(chǎn)政策的省份作為實驗對象。第二部分數(shù)據(jù)是關(guān)于行業(yè)層面的變量，主要來自相關(guān)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》，包括行業(yè)煤炭消費量（萬噸標準煤）、行業(yè)固定資產(chǎn)（億元）、行業(yè)全部從業(yè)人員（萬人）和行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值（億元）。①第三部分數(shù)據(jù)是來自2000-2006年工業(yè)企業(yè)庫的數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)涵蓋了全部國有企業(yè)及銷售額在500萬元以上的非國有工業(yè)企業(yè)信息，包括企業(yè)所有制、企業(yè)所在地、行業(yè)類別和企業(yè)就業(yè)人數(shù)等方面的信息。我們參考Brandt等（2012）的做法，對數(shù)據(jù)庫進行了如下處理：（1）構(gòu)建面板數(shù)據(jù)；（2）采用永續(xù)盤存法估算企業(yè)的實際資本存量；（3）刪除企業(yè)員工少于8人、流動資產(chǎn)大于總資產(chǎn)、總固定資產(chǎn)大于總資產(chǎn)的樣本；（4）根據(jù)企業(yè)的注冊類型和注冊資本調(diào)整企業(yè)的所有制屬性；（5）統(tǒng)一將行業(yè)代碼調(diào)整為國民經(jīng)濟行業(yè)分類標準（GB/T4754-2002）；（6）采用2004年經(jīng)濟普查數(shù)據(jù)庫中的工業(yè)總產(chǎn)值填補了該數(shù)據(jù)庫2004年缺失的工業(yè)總產(chǎn)值。需要說明的是，各個省份從2001年開始相繼實施清潔生產(chǎn)的相關(guān)政策。在擬斷點回歸框架下，處理組與其相應(yīng)的對照組是相鄰的兩個省份；而隨著時間的推移，越來越多的對照組變?yōu)樘幚斫M，尤其是到了2006年，可選用的對照組急劇減少，這嚴重影響了本文的樣本量。為了保證樣本量，本文將實驗對象限定為2006年前實施清潔生產(chǎn)政策的省份，并且將2006年實施清潔生產(chǎn)政策的省份從樣本中剔除，從而將數(shù)據(jù)時間跨度限定為2000-2006年。

（二）指標構(gòu)建

1. 指派變量構(gòu)建

在擬斷點回歸中，本文的指派變量為企業(yè)與省份邊界線之間的距離。本文依據(jù)企業(yè)地址信息，通過百度地圖計算距離變量（x）。首先，依據(jù)百度地圖將企業(yè)的地址轉(zhuǎn)換為企業(yè)的經(jīng)緯度；其次，通過百度地圖獲取省份邊界的經(jīng)緯度，這些省份包括實施清潔生產(chǎn)政策的省份以及與其相鄰的未實施清潔生產(chǎn)政策的省份；最后，測算企業(yè)的經(jīng)緯度與省份邊界不同經(jīng)緯度之間的距離，取其中的最小值作為企業(yè)與省份邊界線之間的距離。本文將實施清潔生產(chǎn)政策省份內(nèi)的企業(yè)距離設(shè)置為正數(shù)，將未實施清潔生產(chǎn)政策省份內(nèi)的企業(yè)距離設(shè)置為負數(shù)，則省份邊界上的距離值為0，即為斷點。

2. 企業(yè)層面變量

本文以企業(yè)特征變量作為經(jīng)營活動的考察指標，具體包括企業(yè)流動資產(chǎn)比率（liq_ratio）、固定資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（fixed_turnover）、負債率（lia_asset）和企業(yè)利潤率（profit_ratio）。其中，企業(yè)流動資產(chǎn)比率為流動資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值；固定資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率為銷售產(chǎn)值與固定資產(chǎn)凈值年平均余額的比值，反應(yīng)了企業(yè)的固定資產(chǎn)利用效率；負債率為企業(yè)總負債與總資產(chǎn)之比，衡量公司利用債權(quán)人資金進行經(jīng)營活動的能力；利潤率為銷售利潤與銷售收入的比值，反映了企業(yè)的利潤完成情況和經(jīng)營管理水平。

（三）特征化事實

在進行計量分析之前，我們首先通過圖1來對比分析在斷點左右兩邊50 km區(qū)域內(nèi)企業(yè)就業(yè)水平的差異。圖1中的散點代表在箱體范圍內(nèi)企業(yè)就業(yè)的平均值，使用平均值能更好地避免

① 為了保持行業(yè)代碼的一致性，本文所用的《中國統(tǒng)計年鑒》時間跨度為2003-2006年，其中2004年的行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值為缺失值。原始數(shù)據(jù)的噪音。圖中的曲線代表對斷點前后的所有散點進行非線性回歸所得到的因變量的擬合值。從圖中可以看出，在斷點處，實驗組企業(yè)的就業(yè)水平有明顯向上跳躍的傾向。這意味著企業(yè)可能因外生政策沖擊而增加了就業(yè)吸納量，或者因企業(yè)自身的經(jīng)營活動需要而擴大了就業(yè)規(guī)模。

鑒于此，本文通過考察企業(yè)特征變量在斷點處的變化來判斷企業(yè)的經(jīng)營活動在斷點處的變

化情況，并以此來初步推斷引發(fā)企業(yè)就業(yè)規(guī)模變化的原因。圖2是企業(yè)特征變量在斷點左右50 km區(qū)域內(nèi)的變化圖，散點代表在箱體內(nèi)變量的均值，曲線代表對斷點前后的所有散點進行回歸所得到的變量擬合值。從圖中可以看出，這些變量在斷點處并沒有明顯的跳躍。這說明在斷點處，企業(yè)的經(jīng)營活動并沒有發(fā)生明顯改變，這很有可能是因為清潔生產(chǎn)政策的實施引發(fā)了就業(yè)規(guī)模的擴大。

圖1 企業(yè)就業(yè)水平在斷點處的變化

圖2 企業(yè)特征變量在斷點處的變化

五、計量結(jié)果

（一）基本結(jié)果

本部分通過經(jīng)驗研究驗證前端污染治理對就業(yè)的影響。表1為其相應(yīng)的回歸結(jié)果。首先，模型（1）中D×post的系數(shù)在統(tǒng)計水平上顯著為正，并保持在0.139的水平上。這說明前端污染治理政策的實施擴大了企業(yè)的就業(yè)規(guī)模。其次，模型（2）將能夠代表企業(yè)特征的變量和企業(yè)所有制的類別變量（ownership）作為協(xié)變量加入其中。這主要是因為在擬斷點回歸模型中加入?yún)f(xié)變量，不僅可以控制企業(yè)特征變量對估計結(jié)果的干擾，而且還可以降低回歸結(jié)果的抽樣變異性，令估計值更接近真實值。此外，模型（3）進一步加入了行業(yè)的虛擬變量，以考察在控制了行業(yè)差異后，前端污染治理對就業(yè)的影響。模型（4）在模型（3）的基礎(chǔ)上，加入了省份時間趨勢，以控制各省的時間趨勢，從而排除實驗組與對照組省份的發(fā)展不一致對回歸結(jié)果的干擾。模型（1）-模型（4）均采用 50 km 作為基本帶寬，模型（5）將帶寬更改為 25 km。模型（1）-模型（5）的回歸系數(shù)均在統(tǒng)計水平上顯著為正，說明前端污染治理對就業(yè)的提升作用是穩(wěn)健的。

表1 基本回歸結(jié)果

（二）影響機制分解

前端污染治理可以通過多種渠道影響企業(yè)的就業(yè)水平。根據(jù)本文的理論分析，本部分就前端污染治理政策對就業(yè)的規(guī)模效應(yīng)、市場選擇效應(yīng)和替代效應(yīng)進行一一驗證。

1. 規(guī)模效應(yīng)

首先，本文采用擬斷點回歸方法驗證前端污染治理的規(guī)模效應(yīng)。根據(jù)本文的理論分析，如果前端污染治理是通過正向的規(guī)模效應(yīng)提升了企業(yè)的就業(yè)水平，那么企業(yè)的生產(chǎn)率水平也會得到相應(yīng)提升。本部分就企業(yè)生產(chǎn)率水平和生產(chǎn)規(guī)模進行一一驗證。此外，為排除市場選擇效應(yīng)這一影響渠道，本部分將樣本限定為政策實施前一年存在且在政策實施后一年一直存在的企業(yè)，采用平衡面板數(shù)據(jù)。其中，企業(yè)全要素生產(chǎn)率（tfp）依據(jù)Olley和Pakes（1996）方法計算得到。對生產(chǎn)率的考察結(jié)果參見表 2 中的模型（1）-模型（3）。模型（1）與模型（2）選用 50 km 帶寬，模型（3）更換為25 km帶寬。從回歸結(jié)果來看，模型（1）-模型（3）的回歸系數(shù)均在統(tǒng)計水平上顯著為正。這說明前端污染治理政策通過技術(shù)升級提高了企業(yè)的生產(chǎn)效率。

但是，企業(yè)效率的提升并不意味著企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模的擴大。只有效率提升效應(yīng)大于成本增加效應(yīng)時，前端污染治理才會對就業(yè)形成正向規(guī)模效應(yīng)。為此，我們進一步將被解釋變量更換為企業(yè)產(chǎn)出的對數(shù)值（lnoutput），以檢驗企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模的變化。結(jié)果參見表2中的模型（4）-模型（6）。模型（6）在模型（5）的基礎(chǔ)上將帶寬從50 km更換為25 km。從回歸結(jié)果來看，D×post的系數(shù)均在統(tǒng)計水平上顯著為正。這說明前端污染治理不僅有利于企業(yè)生產(chǎn)效率的提升，而且生產(chǎn)效率的提升效應(yīng)大于成本增加效應(yīng)，從而擴大了企業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模，增加了就業(yè)量。

表2 前端污染治理的規(guī)模效應(yīng)檢驗

2. 市場選擇效應(yīng)

其次，本文通過進入退出機制來驗證前端污染治理的市場選擇效應(yīng)。對于企業(yè)進入退出市場的界定，本文采用“三年判斷準則”。①三年判斷準則是指通過對企業(yè)進行三年的觀察來判斷企業(yè)的狀態(tài)：新進入企業(yè)是指前一期不存在，而當期和后一期均存在的企業(yè)；在位企業(yè)是指三期均存在的企業(yè)；退出企業(yè)是指前一期和當期存在，而后一期不存在的企業(yè)；僅存在一年的企業(yè)是指僅在當期存在的企業(yè)。根據(jù)數(shù)據(jù)特征，存在間斷存在企業(yè)，如果將這些企業(yè)納入新進入企業(yè)可能導致分析偏誤，本文將其劃分為持續(xù)存在企業(yè)。此外，該部分樣本無法運用擬斷點回歸模型，均采用斷點回歸模型，并用企業(yè)生產(chǎn)率衡量新進入企業(yè)和退出企業(yè)的市場表現(xiàn)。表3中的模型（1）-模型（4）為新進入企業(yè)和退出企業(yè)的生產(chǎn)率回歸結(jié)果。從回歸結(jié)果來看，雖然退出企業(yè)的生產(chǎn)效率沒有顯著變化，但控制實驗組中新進入企業(yè)明顯具有更高的生產(chǎn)效率。這意味著前端污染治理使得效率高的企業(yè)得以進入和存活，從而提高了市場的整體生產(chǎn)效率。

表3 前端污染治理的市場選擇效應(yīng)檢驗② 采用50km帶寬以及更換核函數(shù)為epanechnikov的回歸結(jié)果均與表3保持一致。限于篇幅，未報告詳細結(jié)果（備索）。

為深入分析市場選擇效應(yīng)，有必要進一步考察新進入企業(yè)與退出企業(yè)的生產(chǎn)效率與其生產(chǎn)規(guī)模是否具有一致的變化趨勢，這直接關(guān)系著企業(yè)的就業(yè)量。為此，我們將被解釋變量更換為企業(yè)產(chǎn)出的對數(shù)值。具體回歸結(jié)果參見表3中的模型（5）-模型（8）。從回歸結(jié)果來看，實驗組新進入企業(yè)明顯具有更大的生產(chǎn)規(guī)模，能夠吸納更多的就業(yè)；而退出企業(yè)在生產(chǎn)規(guī)模上并沒有顯著變化，這與退出企業(yè)的生產(chǎn)率表現(xiàn)相一致。這說明前端污染治理對就業(yè)的市場選擇效應(yīng)主要表現(xiàn)為提高企業(yè)進入門檻，使新進入企業(yè)具有更高的生產(chǎn)效率和生產(chǎn)規(guī)模，從而吸納更多的就業(yè)。

3. 替代效應(yīng)

由前端污染治理引發(fā)的技術(shù)改進不僅會提升企業(yè)的生產(chǎn)效率，產(chǎn)生正向的規(guī)模效應(yīng)，從而促進就業(yè)，還會從反方向形成資本對勞動的替代效應(yīng)，造成就業(yè)損失。因此，我們采用資本與勞動之比的變化來考察要素間的替代關(guān)系，并將被解釋變量更換為企業(yè)的資本勞動比值（k/l），即固定資產(chǎn)凈值年平均余額與全部從業(yè)人員年平均人數(shù)的比值。具體估計結(jié)果參見表4。在表4中，模型（1）與模型（2）選用 50 km 帶寬，模型（3）與模型（4）將帶寬更換為 25 km。從回歸結(jié)果來看，模型（1）-模型（4）中D×post的系數(shù)均在統(tǒng)計水平上不顯著。這說明前端污染治理引致的技術(shù)改進并沒有產(chǎn)生資本對勞動的替代效應(yīng)，即沒有造成就業(yè)損失。

表4 前端污染治理的替代效應(yīng)檢驗

綜上所述，前端污染治理主要通過規(guī)模效應(yīng)和市場選擇效應(yīng)提升了企業(yè)的就業(yè)水平。前端污染治理激勵企業(yè)通過研發(fā)和技術(shù)升級以控制生產(chǎn)過程中的污染，雖然研發(fā)和設(shè)備投入增加了企業(yè)的生產(chǎn)運營成本，但是企業(yè)的生產(chǎn)效率也得到了提升，并且生產(chǎn)率提升效應(yīng)要大于成本增加效應(yīng)，最終使得企業(yè)擴大了生產(chǎn)規(guī)模，吸納了更多的勞動力，形成正向的規(guī)模效應(yīng)。而且從市場動態(tài)角度看，前端污染治理使得具有一定規(guī)模的高效率企業(yè)進入，提高了市場的生產(chǎn)效率和規(guī)模，進而使整個市場吸納了更多的就業(yè)。此外，企業(yè)技術(shù)的改進，并沒有產(chǎn)生資本對勞動的替代效應(yīng)，從而避免了就業(yè)損失。

（三）有效性檢驗

擬斷點回歸模型結(jié)合了斷點回歸與倍差法的思想，該模型的成立暗含著如下假設(shè)：斷點附近的分組是隨機的；實驗組和對照組中企業(yè)的經(jīng)營活動具有相似性；政策實施前實驗組和對照組具有相同的就業(yè)趨勢。為此，本部分對以上假設(shè)進行一一驗證，并就斷點位置、預(yù)期效應(yīng)和“兩控區(qū)”政策干擾加以檢驗。

1. 協(xié)變量的連續(xù)性檢驗

如果企業(yè)特征變量在斷點處發(fā)生了明顯的跳躍，那么就業(yè)在斷點處的跳躍就不能完全歸因于前端污染治理政策的實施，本文的因果推斷也就失去了效力。為此，我們一方面在特征化事實中已通過畫箱體內(nèi)平均值的散點圖和擬合曲線鑒定了企業(yè)特征變量在斷點處的連續(xù)性，另一方面本部分進一步運用擬斷點回歸模型，將被解釋變量更換為企業(yè)特征變量，并依次檢驗其在斷點處的連續(xù)性。表5報告了擬斷點回歸模型下企業(yè)特征變量在斷點處的D×post系數(shù)估計值。列（1）控制了年份和省份固定效應(yīng)，列（2）加入了企業(yè)所有制變量和行業(yè)固定效應(yīng)。列（3）與列（4）在列（1）與列（2）的基礎(chǔ)上將帶寬從50 km更換為25 km。結(jié)果顯示，所有回歸結(jié)果均在統(tǒng)計水平上不明顯。這說明特征變量在斷點處是連續(xù)的，即本文的估計結(jié)果有效。

表5 協(xié)變量連續(xù)性檢驗

2. 個體對指派的精確控制檢驗

在采用擬斷點回歸模型時，如果個體事先知道分組規(guī)則，并通過自身的努力控制指派變量，那么個體則可以自行選擇進入處理組或控制組，導致在斷點附近的內(nèi)生分組失去隨機性，進而引起擬斷點回歸失效。為此，我們需要檢驗個體能否精確操控指派。本文采用McCrary（2008）的方法，檢驗指派變量在斷點處的連續(xù)性。若密度函數(shù)分布不連續(xù)，則可能存在對指派的精確操控，否則可認為沒有精確操控。圖3是指派變量的密度函數(shù)圖。從圖中可以看出，企業(yè)與省份邊界之間的距離變量在斷點處并沒有顯著跳躍。這說明指派變量在斷點處的分布是連續(xù)的，個體并不能精確操控指派變量，即本文的回歸結(jié)果有效。

圖3 指派變量的密度函數(shù)圖

3. 平行趨勢檢驗

擬斷點回歸模型兼具斷點回歸和雙重差分法的特征。因此，我們的模型不僅要滿足斷點回歸的假設(shè)條件，也有必要檢驗企業(yè)就業(yè)的時間趨勢，以保證雙重差分法的平行趨勢假定成立。如果在實施清潔生產(chǎn)政策前，實驗組和對照組并不具有相同的就業(yè)趨勢，那么雙重差分法的回歸結(jié)果就會失效。為此，我們將年份拆分成每一年的虛擬變量，分別對實驗組和對照組進行回歸估計，根據(jù)其估計系數(shù)畫出對應(yīng)的就業(yè)時間趨勢圖。從圖4可以看出，在政策實施前，實驗組和對照組的就業(yè)趨勢基本是平行的；在政策實施當年，實驗組的就業(yè)趨勢從下降變?yōu)樯仙?，與對照組的就業(yè)趨勢呈反向變化。這說明本文的雙重差分法滿足平行趨勢假定。

圖4 就業(yè)的時間趨勢

4. 斷點位置檢驗

在擬斷點回歸中，我們將-25 km和20 km處假定為斷點進行回歸，比較真實斷點與假定斷點處的回歸結(jié)果差異。①斷點位置檢驗是采用Lu 等（2016）的方法，將斷點兩邊-100km至75km的區(qū)域劃分為長度均為25km的7個等分區(qū)域，將相鄰兩個區(qū)域的邊界假定為斷點進行回歸。由于篇幅限制，本文僅報告了假定斷點為-25km和25km處的回歸結(jié)果，其他假定斷點處的回歸結(jié)果均與其保持一致（備索）。具體回歸結(jié)果參見表6中的模型（1）和模型（2）。在表6中，斷點位置-25 km 表示將-50 km 至-25 km 的區(qū)域與-25 km 至 0 km 的區(qū)域相比較，由于在-25 km 這一假設(shè)斷點處并沒有真正實施清潔生產(chǎn)政策，因此在-25 km這一斷點處的回歸系數(shù)應(yīng)該不存在顯著變化。從回歸結(jié)果來看，-25 km和25 km處D×post的系數(shù)均在統(tǒng)計水平上不顯著。這說明在省份邊界處的確存在斷點特征，滿足擬斷點回歸的基本假設(shè)。

5. 預(yù)期效應(yīng)

在清潔生產(chǎn)政策開始正式實施前，當?shù)仄髽I(yè)可能會預(yù)期到清潔生產(chǎn)政策的實施，并在該政策實施前就開始采取措施。為此，我們將政策實施前的預(yù)期效應(yīng)加入模型，進一步檢驗本文的估計結(jié)果是否存在偏誤?；貧w結(jié)果參見表6的模型（3）和模型（4）。其中，D×pre1、D×pre2和D×pre3分別是政策實施前一年、前兩年和前三年的時間虛擬變量與實驗組虛擬變量的交互項。從回歸結(jié)果可以看出，模型（3）與模型（4）中D×post的估計結(jié)果均在統(tǒng)計水平上顯著為正，而且D×pre1、D×pre2和D×pre3的系數(shù)均在統(tǒng)計水平上不顯著。這說明前端污染治理對就業(yè)的影響并沒有受預(yù)期效應(yīng)的影響，所估計的回歸系數(shù)是可信的。

6. “兩控區(qū)”政策影響的檢驗②1998年我國實施了“兩控區(qū)”（特指酸雨控制區(qū)和二氧化硫污染控制區(qū)）的環(huán)境政策。

在本文的樣本期間內(nèi)，政府不僅頒布實施了地方清潔生產(chǎn)政策，而且早在1998年就頒布實施了“兩控區(qū)”政策，考慮到實施“兩控區(qū)”政策的城市與地方清潔生產(chǎn)政策的省份有交叉，我們有必要排除“兩控區(qū)”政策措施對前端污染治理的就業(yè)效應(yīng)的干擾。鑒于此，本文將“兩控區(qū)”城市的虛擬變量加入回歸模型，以進一步驗證前端污染治理對企業(yè)就業(yè)的影響。具體回歸結(jié)果參見表6中的模型（5）和模型（6）。其中，變量TCZ表示“兩控區(qū)”城市的虛擬變量。從回歸結(jié)果來看，D×post的系數(shù)值在統(tǒng)計水平上均顯著為正。這意味著，在控制了“兩控區(qū)”政策的影響后，前端污染治理依然有利于擴大企業(yè)的就業(yè)水平，而且這一結(jié)果是穩(wěn)健的。

表6 斷點位置、預(yù)期效應(yīng)和“兩控區(qū)”政策沖擊檢驗

續(xù)表6 斷點位置、預(yù)期效應(yīng)和“兩控區(qū)”政策沖擊檢驗

（四）異質(zhì)性分析

為了進一步拓展分析前端污染治理對就業(yè)影響的異質(zhì)性，本部分將D×post項與exposure相交乘，構(gòu)建三重差分項，通過三重差分方法考察其對不同污染密集度行業(yè)和不同規(guī)模企業(yè)的影響差異。其中，exposure為企業(yè)異質(zhì)性指標，包括行業(yè)污染密集度和企業(yè)規(guī)模。此外，我們還分樣本考察前端污染治理對不同所有制企業(yè)的影響異質(zhì)性。

1. 不同污染密集度的行業(yè)異質(zhì)性

與非污染密集型行業(yè)相比，污染密集型行業(yè)的污染程度更高，對清潔生產(chǎn)政策更加敏感。因此，有必要考察前端污染治理對不同污染程度行業(yè)的影響異質(zhì)性。其中，我們依據(jù)2003年、2005年和2006年的行業(yè)年均污染密集度刻畫行業(yè)的污染密集程度。其中，行業(yè)污染密集度用行業(yè)煤炭消費量與行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的比值表示。原因在于：一方面，根據(jù)2013年IEA Coal Information的報告，全國范圍內(nèi)約有80%的電力和70%的能源來自煤炭，煤炭的污染排放量遠高于其他化學染料的污染排放量；另一方面，這一指標得到了經(jīng)驗研究的檢驗（Hering和Poncet，2014）。具體回歸結(jié)果參見表7中的模型（1）和模型（2）。從回歸結(jié)果可以看出，D×post×exposure的系數(shù)均在統(tǒng)計水平上顯著為正。這說明隨著行業(yè)污染程度的加深，前端污染治理對就業(yè)的提升作用也越明顯。這意味著，相較于非污染密集型行業(yè)，污染密集型行業(yè)的生產(chǎn)效率和生產(chǎn)規(guī)模提升得更加明顯，就業(yè)也隨之增加。

2. 企業(yè)規(guī)模的異質(zhì)性

企業(yè)規(guī)模不同，其技術(shù)改進所產(chǎn)生的效益也有較大的差異。規(guī)模越大，企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新和技術(shù)改進的分攤成本越小，而技術(shù)改進所帶的規(guī)模效益卻越大，由此獲利更多。鑒于此，我們利用企業(yè)規(guī)模與D×post的交互項，考察前端污染治理對不同規(guī)模企業(yè)就業(yè)量的影響。企業(yè)規(guī)模采用企業(yè)的固定資產(chǎn)凈值年平均余額的對數(shù)值表示。具體回歸結(jié)果參見表7中的模型（3）和模型（4）。從回歸結(jié)果來看，D×post×exposure的系數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正。這說明隨著企業(yè)規(guī)模的上升，前端污染治理對就業(yè)的提升作用越大，即大企業(yè)的就業(yè)增長要快于小企業(yè)的就業(yè)增長。

3. 不同企業(yè)所有制的影響差異

對于不同所有制的企業(yè)，環(huán)境管制對就業(yè)的影響也存在差異。相比于外商企業(yè)和民營企業(yè)，國有企業(yè)不僅與政府之間有著密切的聯(lián)系，還會承擔部分的社會職能。而就業(yè)問題不僅關(guān)系著民生，而且也是政府宏觀調(diào)控的目標之一。前端污染治理對不同所有制企業(yè)就業(yè)的影響也可能有差異，可能對國有企業(yè)的影響會更加明顯。基于此，本文依據(jù)企業(yè)所有制的差異，將樣本劃分為國有企業(yè)、外商企業(yè)和民營企業(yè)，分別考察前端污染治理對企業(yè)就業(yè)的影響差異。具體回歸結(jié)果見表7。模型（5）和模型（7）分別采用國有企業(yè)和民營企業(yè)樣本，D×post系數(shù)在統(tǒng)計水平上顯著為正，而模型（6）中外資企業(yè)的就業(yè)沒有發(fā)生變化。這進一步驗證了在前端污染治理中，國有企業(yè)的就業(yè)顯著增加，而民營企業(yè)次之。

表7 行業(yè)異質(zhì)性的影響差異

六、結(jié)論與啟示

隨著環(huán)境質(zhì)量的不斷惡化，我國相繼實施了不同的環(huán)境管制政策，進而也引發(fā)了關(guān)于環(huán)境保護與經(jīng)濟發(fā)展的一系列爭論。其中的一個焦點問題是：環(huán)境管制會增加企業(yè)的生產(chǎn)和運營成本，追求利潤最大化的企業(yè)是否會因此削減生產(chǎn)規(guī)模，從而造成就業(yè)損失？ 現(xiàn)有文獻大多關(guān)注末端環(huán)境管制的經(jīng)濟效應(yīng)，而忽略了前端污染治理的經(jīng)濟效應(yīng)差異。本文將研究視角從末端環(huán)境管制轉(zhuǎn)向前端污染治理，以清潔生產(chǎn)政策為例，運用擬斷點回歸方法考察前端污染治理在改善環(huán)境問題的同時，是否也會引起我國的失業(yè)問題，并詳盡地探討了其背后的影響機制和影響的異質(zhì)性。

本文的研究結(jié)果表明：（1）總體而言，前端污染治理對企業(yè)就業(yè)起到了正向提升作用，說明前端污染治理并沒有造成就業(yè)損失，反而對就業(yè)有促進作用。此外，經(jīng)過一系列的有效性檢驗，我們還證明了本文的結(jié)果是有效的和穩(wěn)健的。（2）從影響機制來看，前端污染治理主要通過正向的規(guī)模效應(yīng)和市場選擇效應(yīng)提升了企業(yè)就業(yè)。該政策激勵企業(yè)更新生產(chǎn)設(shè)備，雖然增加了企業(yè)的生產(chǎn)運營成本，但是企業(yè)的生產(chǎn)效率也得到提升，并且生產(chǎn)率提升效應(yīng)要大于成本增加效應(yīng)，最終導致企業(yè)擴大生產(chǎn)規(guī)模，吸納了更多的勞動力，從而形成正向的規(guī)模效應(yīng)。同時，前端污染治理使得具有一定規(guī)模的高效率企業(yè)得以進入和存活，整個市場吸納了更多的就業(yè)量，從而形成正向的市場選擇效應(yīng)。此外，企業(yè)的技術(shù)改進，并沒有產(chǎn)生資本對勞動的替代效應(yīng)，從而避免了就業(yè)損失。（3）前端污染治理對企業(yè)就業(yè)的影響具有顯著的異質(zhì)性，其主要作用于污染密集型行業(yè)、大規(guī)模企業(yè)和國有企業(yè)。

本文的結(jié)論對于制定合理的環(huán)境政策，有效調(diào)整就業(yè)方向，實現(xiàn)環(huán)境改善、經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展和緩解就業(yè)壓力具有重要的政策涵義。前端污染治理著重于對企業(yè)生產(chǎn)過程的全控制，激勵企業(yè)改進生產(chǎn)技術(shù)，加大研發(fā)投入，從而有利于增強企業(yè)的創(chuàng)新能力和核心競爭力。因此，繼續(xù)深化和推行前端污染治理政策不僅可以緩解就業(yè)壓力，而且是實現(xiàn)環(huán)境和經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的一項重要舉措。本文研究還顯示，前端污染治理對就業(yè)的影響具有異質(zhì)性。這就要求政府在制定清潔生產(chǎn)政策時，要考慮行業(yè)間的差異，要通過一定的優(yōu)惠激勵政策，將非污染密集型行業(yè)納入政策影響范圍內(nèi)。此外，政府要加大對小規(guī)模企業(yè)的技術(shù)升級引導，充分發(fā)揮前端污染治理政策的規(guī)模效應(yīng)，緩解就業(yè)壓力。