空間溢出效應(yīng)視角下環(huán)境規(guī)制的就業(yè)效應(yīng)研究

周五七 陶靚

摘 要：我國勞動力就業(yè)和環(huán)境規(guī)制存在顯著的空間相關(guān)性，運(yùn)用空間杜賓模型檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制對勞動力就業(yè)的空間溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對勞動力就業(yè)存在顯著的負(fù)向空間外溢效應(yīng)，相對于地理距離空間權(quán)重矩陣而言，經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣下環(huán)境規(guī)制對勞動力就業(yè)的負(fù)向空間溢出效應(yīng)要小一些。研究結(jié)果顯示，我國地方政府在環(huán)境規(guī)制上存在逐底競爭傾向，環(huán)境規(guī)制的就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)仍顯不足，要加強(qiáng)對地方政府的環(huán)境績效考核，相鄰地方政府要形成環(huán)境規(guī)制協(xié)同機(jī)制，探索不同地區(qū)環(huán)境規(guī)制的創(chuàng)新觸發(fā)機(jī)制，倒逼企業(yè)進(jìn)行綠色創(chuàng)新，使環(huán)境規(guī)制驅(qū)動創(chuàng)新帶來的就業(yè)創(chuàng)造能彌補(bǔ)因污染產(chǎn)業(yè)減少帶來的就業(yè)損失。

關(guān)鍵詞：環(huán)境規(guī)制;空間溢出效應(yīng);空間杜賓模型;就業(yè)效應(yīng)

中圖分類號：F241.4 ?文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1000-4149（2021）02-0103-14

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2021.00.015

收稿日期：2020-07-15;修訂日期：2021-01-23

基金項(xiàng)目：江蘇高校哲學(xué)社會科學(xué)研究重大項(xiàng)目 “長三角一體化對地區(qū)環(huán)境治理效率的影響研究”（2020SJZDA044）。

作者簡介：周五七，管理學(xué)博士，江南大學(xué)商學(xué)院副教授;陶靚，江南大學(xué)商學(xué)院碩士研究生。

Effect of Environmental Regulation on Employment from the Perspective

of Spatial Spillover Effect

ZHOU? Wuqi， TAO? Liang

（Business School， Jiangnan University， Wuxi 214122， China）

Abstract： There is a significant spatial

correlation between labor force employment and environmental regulations in China. Using spatial Durbin model， this paper empirically tests the spatial spillover effect of environmental regulation on labor employment. The research results show that environmental regulation has a significant negative spillover effect on employment， but the negative spatial spillover effect of environmental regulation on employment under the economic distance spatial weight matrix is smaller than that under the geographic distance spatial weight matrix. Local governments have a tendency to compete for the bottom in environmental regulations， and the employment creation effect of environmental regulations is still insufficient. It is necessary to strengthen the environmental performance assessment of local governments， build a coordination mechanism for environmental regulation among neighboring local governments， explore innovation trigger mechanisms of environmental regulation in different regions， encourage companies to carry out green innovation， and make the employment creation from innovation driven by environmental regulation compensate for the loss of employment caused by the reduction of polluting industries.

Keywords：environmental regulation;space spillover effect;space Durbin model;employment effect

20世紀(jì)70年代以來，大多數(shù)國家加強(qiáng)了環(huán)境規(guī)制，環(huán)境規(guī)制的加強(qiáng)對一國生態(tài)環(huán)境、外商投資、技術(shù)創(chuàng)新和社會就業(yè)等諸多問題產(chǎn)生深刻影響，但相對于環(huán)境規(guī)制的其他社會經(jīng)濟(jì)效應(yīng)而言，環(huán)境規(guī)制的就業(yè)效應(yīng)在早期引起學(xué)界的關(guān)注較少 [1-2]。近些年來，受全球金融危機(jī)的影響，主要發(fā)達(dá)國家經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇緩慢，加上環(huán)境保護(hù)主義盛行，環(huán)境規(guī)制對就業(yè)的影響日益引起政府和社會的關(guān)注。為應(yīng)對環(huán)境污染特別是空氣污染問題，中國政府加強(qiáng)了生態(tài)文明建設(shè)和環(huán)保管理體制改革，在短期內(nèi)解決了一些人民群眾反映強(qiáng)烈的環(huán)境問題，但在局部地區(qū)和部分行業(yè)也出現(xiàn)了新的就業(yè)問題。中國是一個(gè)人口大國，就業(yè)是民生之本，近年來受外部不確定性、經(jīng)濟(jì)下行和結(jié)構(gòu)調(diào)整等影響，制造業(yè)企業(yè)面臨成本上升尤其是勞動力成本的壓力較大，環(huán)境規(guī)制加強(qiáng)可能會進(jìn)一步縮減企業(yè)利潤，進(jìn)而可能影響我國的勞動力需求和勞動力就業(yè)調(diào)整，如何實(shí)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制在環(huán)境保護(hù)和充分就業(yè)方面的“雙重紅利”引發(fā)社會高度關(guān)注。國外的相關(guān)研究比國內(nèi)要早得多，但大多以發(fā)達(dá)國家為樣本，基于發(fā)達(dá)國家得出的研究結(jié)論未必能完全適用于中國，因此，需要結(jié)合中國的具體國情，對環(huán)境規(guī)制的就業(yè)效應(yīng)進(jìn)行理論和實(shí)證研究。

一、文獻(xiàn)綜述

相關(guān)文獻(xiàn)就環(huán)境規(guī)制對勞動力就業(yè)的影響研究主要集中在兩個(gè)方面：一是環(huán)境規(guī)制對勞動力就業(yè)規(guī)模的影響，二是環(huán)境規(guī)制對勞動力就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。環(huán)境規(guī)制對勞動力就業(yè)規(guī)模的影響來自成本效應(yīng)、替代效應(yīng)和創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)。首先，環(huán)境規(guī)制使企業(yè)生產(chǎn)的環(huán)境成本內(nèi)部化，增加企業(yè)生產(chǎn)成本，侵蝕企業(yè)生產(chǎn)性投入，導(dǎo)致生產(chǎn)規(guī)模減小，減少企業(yè)對勞動的需求，從而對勞動力就業(yè)產(chǎn)生負(fù)向影響[3]。其次，環(huán)境規(guī)制有可能誘使企業(yè)進(jìn)行要素替代，減少資本、能源和環(huán)境要素的相關(guān)投入，增加勞動力投入，導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)的勞動密集度提高，從而有利于勞動力就業(yè)水平的提高[4]。另外，根據(jù)波特（Porter）和林德（Linder）提出的“創(chuàng)新補(bǔ)償說”，環(huán)境規(guī)制會激勵企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，新技術(shù)、新產(chǎn)品和新業(yè)態(tài)的出現(xiàn)，會增加企業(yè)對勞動力的需求[5]。在上述因素的綜合作用下，環(huán)境規(guī)制對勞動力就業(yè)規(guī)模的影響效應(yīng)未必一定是負(fù)的，環(huán)境規(guī)制的就業(yè)效應(yīng)是一個(gè)有待實(shí)證研究的經(jīng)驗(yàn)問題。

在實(shí)證研究中，由于樣本對象選擇、指標(biāo)測度方法和研究方法等方面差異，研究者關(guān)于環(huán)境規(guī)制對勞動力就業(yè)規(guī)模的影響效應(yīng)所得結(jié)論并不相同。一是認(rèn)為環(huán)境規(guī)制不利于就業(yè)規(guī)模增加，此類文獻(xiàn)多是基于行業(yè)數(shù)據(jù)的實(shí)證研究，認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對污染密集型行業(yè)就業(yè)有不利影響。如沃克（Walker）基于三重差分法研究發(fā)現(xiàn)美國《清潔空氣法案》實(shí)施導(dǎo)致污染密集行業(yè)就業(yè)持續(xù)下降[6];

有學(xué)者運(yùn)用倍差法研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對中國紡織印染行業(yè)就業(yè)有不利影響[7];孫文遠(yuǎn)和楊琴基于雙重差分法研究發(fā)現(xiàn)我國“兩控區(qū)”政策總體上不利于就業(yè)提高[8]。二是認(rèn)為環(huán)境規(guī)制有利于就業(yè)規(guī)模的提高，

如

格雷（Gray）等使用1992—2007年美國數(shù)據(jù)，用DID方法研究紙漿和造紙業(yè)CR條例（Cluster Rule）對就業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)CR條例對就業(yè)具有微小的促進(jìn)作用[9];邵帥和楊振兵研究證實(shí)環(huán)境規(guī)制對工業(yè)減排和勞動就業(yè)有“雙重紅利”效應(yīng)[10];閆文娟和郭樹龍研究認(rèn)為環(huán)境規(guī)制通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整促進(jìn)了就業(yè)增加[11]。三是研究認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對就業(yè)有非線性影響，

如王勇、李珊珊、李夢潔和杜威劍等相關(guān)研究均認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制對中國勞動力就業(yè)存在先抑制后促進(jìn)的“U”型影響效應(yīng)[12-14]。

環(huán)境規(guī)制對勞動力就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響包括勞動力就業(yè)的行業(yè)結(jié)構(gòu)、空間結(jié)構(gòu)、城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)和技能結(jié)構(gòu)等方面的影響。在地方政府競爭和官員晉升考核下，不同地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度存在異質(zhì)性，環(huán)境規(guī)制通過影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，形成勞動力在不同行業(yè)和地區(qū)的空間流動，引起勞動力就業(yè)的行業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)和空間結(jié)構(gòu)效應(yīng)。在開放經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，環(huán)境規(guī)制還可以通過貿(mào)易比較優(yōu)勢、外商直接投資等渠道影響勞動力的空間再配置和行業(yè)再配置。周五七和陶靚研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對勞動力就業(yè)的影響存在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)雙門檻效應(yīng)，當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)低于第一個(gè)門檻值時(shí)，環(huán)境規(guī)制對勞動力就業(yè)有顯著的負(fù)效應(yīng)，當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)跨過第二個(gè)門檻值后，環(huán)境規(guī)制對勞動力就業(yè)有顯著的正效應(yīng)[15]。范洪敏和穆懷中研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對農(nóng)民工城鎮(zhèn)就業(yè)的影響要大于對城鎮(zhèn)當(dāng)?shù)貏趧恿蜆I(yè)的影響[16]。王群勇和陸鳳芝研究認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對農(nóng)民工城鎮(zhèn)就業(yè)的影響存在地區(qū)異質(zhì)性[17]。沈宏亮和金達(dá)認(rèn)為環(huán)境規(guī)制促進(jìn)了工業(yè)就業(yè)技能結(jié)構(gòu)優(yōu)化，這種優(yōu)化作用在東部和中部地區(qū)存在，而在西部地區(qū)不成立[18]。孫文遠(yuǎn)和周寒認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對就業(yè)結(jié)構(gòu)升級有正向促進(jìn)作用和溢出效應(yīng)[19]。江永紅和申慧玲的研究結(jié)果認(rèn)為，隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，命令型與自愿型環(huán)境規(guī)制對就業(yè)技能結(jié)構(gòu)有“U”型影響，市場型環(huán)境規(guī)制有遞增的促進(jìn)作用[20]。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)術(shù)界在環(huán)境規(guī)制對勞動力就業(yè)影響方面的研究取得了豐碩成果，然而，既有研究也存在著一些不足，本文擬從以下兩個(gè)方面進(jìn)行拓展研究：一是在環(huán)境規(guī)制的指標(biāo)測度上，本文借鑒區(qū)位熵的測算思路，構(gòu)建一個(gè)無量綱化的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)，

它能更準(zhǔn)確識別不同地區(qū)環(huán)境規(guī)制的相對差異;二是在實(shí)證研究方法上，現(xiàn)有研究大多假設(shè)各個(gè)地區(qū)環(huán)境規(guī)制對勞動力就業(yè)的影響是相互獨(dú)立的，忽略了環(huán)境規(guī)制對勞動力就業(yè)影響的空間相關(guān)性和空間溢出效應(yīng)，在地方政府競爭和區(qū)域環(huán)境規(guī)制協(xié)同機(jī)制不健全的現(xiàn)實(shí)背景下，運(yùn)用空間計(jì)量模型和方法研究環(huán)境規(guī)制的就業(yè)溢出效應(yīng)更有現(xiàn)實(shí)意義。有鑒于此，本文在考慮空間相關(guān)和空間效應(yīng)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建空間面板杜賓模型，實(shí)證研究環(huán)境規(guī)制影響中國勞動力就業(yè)的空間溢出效應(yīng)。

二、理論分析

社會經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象不僅會在時(shí)間上表現(xiàn)出相關(guān)性，也會在空間上表現(xiàn)某種程度的相關(guān)。當(dāng)實(shí)證研究樣本數(shù)據(jù)涉及多個(gè)樣本空間單元時(shí)，不能忽略各空間單元間的相關(guān)性，環(huán)境規(guī)制對勞動力就業(yè)的影響具有空間相關(guān)性。本地勞動力就業(yè)不僅受本地環(huán)境規(guī)制的影響，還會受到相鄰地方或其他地方環(huán)境規(guī)制的影響，同樣，本地環(huán)境規(guī)制也會對相鄰地方或其他地方勞動力就業(yè)產(chǎn)生影響。

我國不同地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、資源稟賦特征、人力資本水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等方面存在較大差異，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同地區(qū)的公眾環(huán)境偏好也不相同，一般而言，隨著區(qū)域經(jīng)濟(jì)收入水平的提高，公眾的環(huán)境偏好會隨之提高。同時(shí)，地方政府官員存在錦標(biāo)賽式晉升博弈[21]，官員晉升需要良好的政績表現(xiàn)，因此，地方政府之間在環(huán)境規(guī)制上存在策略式競爭和博弈。如圖1所示，地方政府環(huán)境規(guī)制競爭性策略包括一致性府際競爭策略和差異性府際競爭策略，官員晉升考核和公眾環(huán)境偏好會影響地方政府環(huán)境規(guī)制競爭性策略的選擇。地方政府環(huán)境規(guī)制競爭性策略影響各地環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)弱，只要存在地區(qū)異質(zhì)性環(huán)境規(guī)制，就會導(dǎo)致污染密集型產(chǎn)業(yè)的空間轉(zhuǎn)移和勞動力流動，最后形成環(huán)境規(guī)制影響勞動力就業(yè)的空間溢出效應(yīng)。

相鄰地方政府之間環(huán)境規(guī)制博弈下的勞動力就業(yè)空間溢出效應(yīng)如表1所示。相鄰地方政府之間采取一致性環(huán)境規(guī)制競爭策略有兩種情形：一種是本地環(huán)境規(guī)制加強(qiáng)了，相鄰的地方環(huán)境規(guī)制也隨之加強(qiáng)，可能是因?yàn)閮傻亟?jīng)濟(jì)都比較發(fā)達(dá)，公眾的環(huán)境偏好或意愿比較強(qiáng)，當(dāng)本地加強(qiáng)了環(huán)境規(guī)制以促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級和環(huán)境改善，鄰地為防止污染產(chǎn)業(yè)遷入也加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制，雙方競相抬高環(huán)保門檻，防止污染密集型產(chǎn)業(yè)重新進(jìn)入本地，從而出現(xiàn)“逐頂式”環(huán)境規(guī)制博弈，短期內(nèi)都會出現(xiàn)勞動力就業(yè)損失，本地環(huán)境規(guī)制策略對鄰地勞動力就業(yè)形成負(fù)的空間溢出效應(yīng);另一種是本地降低了環(huán)境規(guī)制，鄰地環(huán)境規(guī)制隨之減弱，以吸引企業(yè)進(jìn)入，形成“逐底式”環(huán)境規(guī)制博弈，如果不考慮不相鄰地方的企業(yè)進(jìn)入或者不相鄰地方的企業(yè)空間遷移成本太高，這種“逐底式”環(huán)境規(guī)制競爭對鄰地勞動力就業(yè)可能產(chǎn)生正的空間溢出效應(yīng)。當(dāng)相鄰的兩個(gè)地方政府之間采取差異性環(huán)境規(guī)制競爭策略時(shí)，如果本地環(huán)境規(guī)制減弱以吸引企業(yè)遷入，鄰地環(huán)境規(guī)制加強(qiáng)以促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級，本地作為“污染避難所”[22]可以吸收更多的勞動力就業(yè)，對鄰地勞動力就業(yè)形成負(fù)的空間溢出效應(yīng);如果本地環(huán)境規(guī)制加強(qiáng)，鄰地環(huán)境規(guī)制減弱，本地污染密集型產(chǎn)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移至鄰地，對鄰地勞動力就業(yè)形成正的空間溢出效應(yīng)，但本地通過產(chǎn)業(yè)升級帶來的就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)若能抵消勞動力流出造成的就業(yè)損失，本地總的就業(yè)效應(yīng)可能仍然是正的。

三、方法與數(shù)據(jù)

1. 空間自相關(guān)檢驗(yàn)

在估計(jì)空間計(jì)量模型前，先要檢驗(yàn)因變量是否存在空間自相關(guān)?？臻g自相關(guān)是指樣本觀測值與其空間滯后之間的相關(guān)系數(shù)，包括全局空間自相關(guān)和局域空間自相關(guān)，全局空間自相關(guān)檢驗(yàn)通常使用全局Morans I指數(shù)來度量，其計(jì)算公式為：

是樣本方差，=∑ni=1yin

為勞動力就業(yè)的算術(shù)平均值，n為地區(qū)總數(shù)，yi和yj分別代表i和j地區(qū)的勞動力就業(yè)，Wij是空間權(quán)重，如果對空間權(quán)重矩陣進(jìn)行行標(biāo)準(zhǔn)化，則

∑ni=1∑nj=1Wij=n。

全局Morans I指數(shù)的取值范圍是[-1，1]，如果Morans I為正值，表示地區(qū)之間的勞動力就業(yè)存在空間正相關(guān)，即高就業(yè)地區(qū)聚集在一起或者低就業(yè)地區(qū)聚集在一起;如果Morans I為負(fù)值，表示地區(qū)勞動力就業(yè)存在空間負(fù)相關(guān)，即高就業(yè)地區(qū)與低就業(yè)地區(qū)相鄰。如果Morans I為零，則表示勞動力就業(yè)是隨機(jī)分布，不存在空間相關(guān)性。

通過局域Morans I指數(shù)的計(jì)算，進(jìn)行局部空間自相關(guān)檢驗(yàn)，局域Morans I指數(shù)表示單元i與其相鄰單元的空間相關(guān)性，其計(jì)算公式為：

局部空間自相關(guān)可以從局域Morans I散點(diǎn)圖中得到直觀反映，將整個(gè)空間劃分為四個(gè)象限，第一、二、三、四象限分別代表H—H（高—高）集聚、L—H（低—高）集聚、L—L（低—低）集聚、H—L（高—低）集聚四種空間相關(guān)類型。如果Morans I為正值，表示i地區(qū)與其相鄰地區(qū)之間正空間自相關(guān)，在Morans I散點(diǎn)圖中表現(xiàn)為H—H集聚或者L—L集聚;如果Morans I為負(fù)值，表示兩者之間存在負(fù)空間自相關(guān)，在Morans I散點(diǎn)圖中表現(xiàn)為L—H集聚或者H—L集聚。

2. 空間杜賓模型

空間面板數(shù)據(jù)模型主要有空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM），空間杜賓模型同時(shí)考慮了因變量的空間滯后項(xiàng)和自變量的空間滯后項(xiàng)即Wy和Wx，SDM模型如下：

yit=ρWyit+Xitβ+Wxit+εit

（3）

其中，ρ表示空間自回歸系數(shù)，y表示因變量，x表示自變量，W表示空間權(quán)重矩陣，β表示待估計(jì)的自變量參數(shù)，θ表示待估計(jì)的自變量空間滯后項(xiàng)參數(shù)，ε為滿足正態(tài)獨(dú)立同分布的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

根據(jù)安索林（Anselin）和埃爾霍斯特（Elhorst）提出的模型選擇原則[23-24]，確定是否適合使用SDM模型。先對不考慮空間效應(yīng)的傳統(tǒng)計(jì)量模型進(jìn)行普通OLS估計(jì)，利用相應(yīng)的回歸殘差進(jìn)行LM檢驗(yàn)和Robust LM檢驗(yàn)，如果檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均不顯著，說明模型中不需要引入空間因素，適合采用普通OLS估計(jì);如果在Robust LM lag顯著、Robust LM error不顯著的情況下，并且LM lag估計(jì)值比LM error估計(jì)值更加顯著，則適合選擇SAR模型，反之選擇SEM模型;如果檢驗(yàn)結(jié)果同時(shí)支持SAR和SEM模型，需要進(jìn)行參數(shù)間聯(lián)合約束的Wald檢驗(yàn)、LR檢驗(yàn)來判斷是否適合采用SDM，若“SDM 與 SAR在設(shè)定形式上并無本質(zhì)區(qū)別”、“SDM 與SEM 在設(shè)定形式上并無本質(zhì)區(qū)別”的兩個(gè)原假設(shè)均不被接受，則應(yīng)該選擇建立SDM模型。

3. 空間權(quán)重矩陣

本文構(gòu)造三種空間權(quán)重矩陣。一是空間相鄰矩陣（w1）。采用Rook鄰近原則，如兩個(gè)空間單元相鄰，賦值為1，反之則賦值為0，主要用來衡量環(huán)境規(guī)制競爭對鄰近省區(qū)之間勞動力就業(yè)的影響，其表達(dá)形式如下：

Wij=1i與j相鄰

0i與j不相鄰或i=j（4）

其中，i、j一般用非零正整數(shù)表示，分別代表第i個(gè)和第j個(gè)空間單元。

二是空間距離矩陣（w2），根據(jù)兩省之間的地理距離構(gòu)造空間距離矩陣，表示如下：

Wij=1/diji≠j且dij

0i=j且dij>dmax（5）

其中，i、j同樣用來表示兩個(gè)不同的空間單元，dij表示為空間單元i和空間單元j之間的歐式距離，經(jīng)緯度數(shù)據(jù)來源于國家基礎(chǔ)地理信息系統(tǒng);dmax表示兩個(gè)空間單元之間的最大距離，如果超過該距離則地區(qū)間相互作用可以忽略不計(jì)，即Wij=0。

三是空間經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣（w3）。選取各地區(qū)的實(shí)際人均GDP差額來衡量不同地區(qū)間的“經(jīng)濟(jì)距離”，同時(shí)考慮到地理與經(jīng)濟(jì)的空間相關(guān)性，定義如下：

其中，Yi=（1/tn-t0+1）∑titi=titYit

，Yit表示的是t年的i省份的實(shí)際人均GDP（萬元），Ji是除i省份以外其他省份的集合，

1/Yi-Yj

用來描述地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)差異，這些矩陣元素都將其標(biāo)準(zhǔn)化，使得各元素和為1?？臻g經(jīng)濟(jì)距離會隨著時(shí)間和Y值的變化而發(fā)生變化，因此是一個(gè)動態(tài)空間經(jīng)濟(jì)矩陣，可以反映出不同年份不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)往來關(guān)系的變化。如果兩地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)距離差距越小，則經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度越接近，應(yīng)該被賦予較大的權(quán)重，否則所賦權(quán)重較小。

4. 變量與數(shù)據(jù)

被解釋變量是勞動力就業(yè)人數(shù)（lnemploy），用第二、第三產(chǎn)業(yè)總就業(yè)人數(shù)（萬人）的自然對數(shù)值來衡量。核心解釋變量為環(huán)境規(guī)制（er），環(huán)境規(guī)制的測度指標(biāo)大體上有治污投入型指標(biāo)、減排績效指標(biāo)、替代指標(biāo)和綜合指標(biāo)[25]，為避免量綱的影響，本文參考王勇使用的處理方法[26]，從環(huán)境污染治理投資角度來測算我國30個(gè)省份

的規(guī)制強(qiáng)度，公式如下所示：

其中，

Iit表示i省份t年環(huán)境污染治理投資額，It表示t年環(huán)境污染治理投資額的省際平均值，而

SIit=IitIt

表示的是i省份t年環(huán)境污染治理投資額的無量綱化結(jié)果值;

TEit=∑ji=1SEijt/j

則表示i省份t年j種污染物排放量加總得到的綜合污染排放程度，其中

Eijt表示i省份t年j種污染物排放量，

Ejt

表示全國t年j種污染物排放量的平均值，

SEijt=EijtEjt

表示i省份t年無量綱化后j種污染物排放值。鑒于數(shù)據(jù)可獲取性，污染物選取二氧化硫、廢水、一般工業(yè)固體廢棄物三種，污染排放數(shù)據(jù)來自2004—2018年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》;環(huán)境污染治理投資額數(shù)據(jù)來源于2004—2018年《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》。

控制變量有物價(jià)水平（cpi）、外商直接投資（fdi）、人力資本（hc）、人均地區(qū)生產(chǎn)總值（pgdp）、勞動生產(chǎn)率（lnlp）、資本深化（lnkl）、研發(fā)投入（lnrd）和工資水平（lnwage）等，cpi是以2003年為基期的消費(fèi)者價(jià)格指數(shù);fdi用外商直接投資額與地區(qū)生產(chǎn)總值之比表示;hc用6歲及以上人口平均受教育年限來表示;pgdp是指實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值（萬元/人）;lnlp用第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)之比（萬元/人）表示;lnkl用各地資本存量與該地就業(yè)人數(shù)之比（萬元/人）表示，資本存量使用永續(xù)盤存法計(jì)算，資本折舊率及初始資本等參數(shù)處理參考張軍等的研究[27];lnrd用各地經(jīng)平減之后的科技研發(fā)投入（億元）表示;lnwage用各地城鎮(zhèn)單位名義工資（萬元）表示。為減少變量存在的異方差，對變量lnemploy、lnlp、lnkl、lnrd、lnwage取其自然對數(shù)值，所涉變量對應(yīng)數(shù)據(jù)主要來自2004—2018年《中國勞動統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各地統(tǒng)計(jì)年鑒。

四、實(shí)證結(jié)果分析

1. 空間相關(guān)性檢驗(yàn)

在采用空間計(jì)量模型進(jìn)行回歸分析前，運(yùn)用全局Morans I指數(shù)對被解釋變量勞動力就業(yè)（lnemploy）與核心解釋變量環(huán)境規(guī)制（er）進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)。

表2報(bào)告了空間相鄰矩陣（w1）下2003—2017年環(huán)境規(guī)制與勞動力就業(yè)的全局Morans I 統(tǒng)計(jì)量值，2003—2017年我國30個(gè)省份lnemploy的Morans I指數(shù)值在（0，1）范圍內(nèi)，且呈現(xiàn)逐年遞增的趨勢，同時(shí)都在1%水平上顯著，充分說明我國勞動力就業(yè)存在明顯的空間正相關(guān)性。2003—2015年er的Morans I指數(shù)值均在1%水平顯著，2017年在5%水平上顯著，只有在2016年出現(xiàn)不顯著的情況，所以，總體上我國的環(huán)境規(guī)制具有一定的空間依賴性。

全局Morans I 統(tǒng)計(jì)量反映了環(huán)境規(guī)制與勞動力就業(yè)的全局相關(guān)性，下面通過局域Morans I散點(diǎn)圖反映環(huán)境規(guī)制與勞動力就業(yè)的局部空間相關(guān)性特征，橫坐標(biāo)是變量數(shù)據(jù)Z，縱坐標(biāo)是變量空間滯后數(shù)據(jù)WZ，整個(gè)空間劃分為四個(gè)象限，分別為H—H集聚、L—H集聚、L—L集聚、H—L集聚類型，其中第一象限和第三象限反映局域空間正自相關(guān)，第二象限和第四象限反映局域空間負(fù)自相關(guān)。

圖2是空間相鄰矩陣（w1）下2003年和2017年lnemploy的Morans I散點(diǎn)圖，可以看出：兩個(gè)不同年份中大部分省份落在第一象限和第三象限內(nèi)，從而拒絕了“l(fā)nemploy在空間上呈現(xiàn)隨機(jī)分布”的原假設(shè)，說明lnemploy在地理空間上存在正相關(guān)，這與前面的全局空間相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果一致。

圖3描述了空間相鄰矩陣（w1）和空間經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣（w3）下2003年er的Morans I指數(shù)散點(diǎn)圖，er大多數(shù)集中于第三象限，呈現(xiàn)出有規(guī)律的集聚分布狀態(tài)，因此，er在地理空間上也存在正相關(guān)。

2. 模型設(shè)定檢驗(yàn)

空間相關(guān)性的存在使得OLS不再適用，下面采用極大似然法對空間計(jì)量模型進(jìn)行估計(jì)。在參數(shù)估計(jì)之前，需要在SAR、SEM和SDM這三種模型中進(jìn)行擇優(yōu)選擇，下面分別進(jìn)行LR、Wald檢驗(yàn)，同時(shí)對SDM模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，模型設(shè)定檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

從表3中可以看出，LR檢驗(yàn)、Wald檢驗(yàn)結(jié)果均拒絕“SDM模型可以簡化成SEM或SAR模型”的原假設(shè)，因此，選擇SDM模型更為適合;其次Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯示固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型。埃爾霍斯特（Elhorst）指出采用時(shí)空雙固定SDM模型的回歸估計(jì)結(jié)果要優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型或個(gè)體固定效應(yīng)模型[24]，因此，以下選擇使用個(gè)體、時(shí)間雙固定的空間杜賓模型進(jìn)行回歸分析。

3. 空間杜賓模型回歸結(jié)果

基于三類空間權(quán)重矩陣，采用固定時(shí)間效應(yīng)和個(gè)體效應(yīng)的空間面板杜賓模型進(jìn)行估計(jì)，參數(shù)估計(jì)結(jié)果如表4所示。首先分析解釋變量的本地效應(yīng)，環(huán)境規(guī)制（er）作為核心解釋變量，其系數(shù)均通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)為負(fù)數(shù)，說明從全國范圍上來看提高環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對勞動力就業(yè)存在抑制作用，這可能是因?yàn)楝F(xiàn)階段我國環(huán)境規(guī)制還沒有起到顯著的創(chuàng)新激勵作用，環(huán)境規(guī)制加強(qiáng)主要帶來企業(yè)污染治理費(fèi)用或環(huán)保技術(shù)投資增加，擠占生產(chǎn)投

資，導(dǎo)致企業(yè)勞動力需求下降，環(huán)境規(guī)制激發(fā)創(chuàng)新而產(chǎn)生的就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)尚不能彌補(bǔ)因成本增加而產(chǎn)生的就業(yè)損失效應(yīng)。在其他解釋變量中，對勞動力就業(yè)有顯著促進(jìn)作用的是人力資本（hc）、人均GDP（pgdp）、研發(fā)投入（lnrd）和工資（lnwage），工

資水平提高促進(jìn)了勞動力就業(yè)，這可能與中國的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)有關(guān)，隱性農(nóng)村剩余勞動力的存在使得工資保持在較低水平，隨著現(xiàn)代城市部門擴(kuò)張，隱性農(nóng)村剩余勞動力逐漸得到釋放，工資水平趨于上升;對勞動力就業(yè)有顯著抑制作用的是外商投資（fdi）、勞動生產(chǎn)率（lnlp）和資本深化（lnkl），外商投資抑制了勞動力就業(yè)，原因可能有兩個(gè)方面，一是外商投資對國內(nèi)投資存在替代和擠占效應(yīng)，從而伴隨著就業(yè)替代效應(yīng)，二是外商投資部門更多是非勞動密集型部門，從而對勞動力就業(yè)的促進(jìn)作用不顯著;勞動生產(chǎn)率（lnlp）和資本深化（lnkl）都能促進(jìn)生產(chǎn)率的提升，導(dǎo)致勞動力需求下降，從而不利于勞動力就業(yè)增加。

三類空間權(quán)重矩陣下的ρ值均顯著不為零，表明各省環(huán)境規(guī)制對勞動力就業(yè)均存在顯著的空間效應(yīng)。下面討論環(huán)境規(guī)制和其他變量的鄰地效應(yīng)。在三類空間權(quán)重矩陣下，環(huán)境規(guī)制的空間滯后項(xiàng)w*er的系數(shù)為負(fù)數(shù)，w1中在5%水平下顯著，w2中在1%水平下顯著，w3中不顯著，說明鄰地環(huán)境規(guī)制對本地勞動力就業(yè)具有顯著的負(fù)向效應(yīng)，結(jié)合空間自回歸系數(shù)ρ顯著為負(fù)來看，空間距離鄰近的地方政府更傾向于采取逐底式環(huán)境規(guī)制競爭策略，從而對本地勞動力就業(yè)產(chǎn)生負(fù)向溢出效應(yīng)，環(huán)境規(guī)制對勞動力就業(yè)的負(fù)向溢出效應(yīng)在地理距離權(quán)重矩陣下顯著存在，在經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣下本地環(huán)境規(guī)制對勞動力就業(yè)的負(fù)向溢出效應(yīng)不顯著。還有一些變量的鄰地效應(yīng)也值得關(guān)注，比如鄰地外商投資增加會導(dǎo)致本地勞動力就業(yè)減少，從而對本地勞動力就業(yè)產(chǎn)生負(fù)的溢出效應(yīng);鄰地的第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平和人均GDP提高會促進(jìn)本地勞動力就業(yè)增加，反映產(chǎn)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長具有正向空間外溢特征，鄰地產(chǎn)業(yè)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高會帶動本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展，

對本地勞動力就業(yè)產(chǎn)生正向溢出效應(yīng);鄰地工資水平提高會導(dǎo)致本地勞動力就業(yè)減少，基本反映了勞動力流動的“孔雀東南飛”現(xiàn)象。

4. 空間效應(yīng)分解

由于空間杜賓模型中既包含有被解釋變量的空間滯后項(xiàng)，同時(shí)又包含有解釋變量的空間滯后項(xiàng)，因此，模型中各解釋變量的系數(shù)估計(jì)值并不能直接反映該解釋變量對被解釋變量的影響效應(yīng)，只是顯示了該解釋變量對被解釋變量的作用方向及其顯著性。勒沙杰（Lesage）

和佩斯（Pace）采用偏微分方式對SDM模型的空間效應(yīng)進(jìn)行分解，將解釋變量影響被解釋變量的總效應(yīng)分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，通過檢驗(yàn)解釋變量間接效應(yīng)的顯著性來判斷空間溢出效應(yīng)是否顯著，總效應(yīng)在數(shù)值上等于直接效應(yīng)與間接效應(yīng)之和[28]

?？臻g效應(yīng)分解結(jié)果如表5所示。

從表5可知，在w1、w2、w3權(quán)重下，環(huán)境規(guī)制（er）對勞動力就業(yè)的直接效應(yīng)均顯著為負(fù)，說明隨著環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度提高，本地勞動力就業(yè)減少，表明本地環(huán)境規(guī)制加強(qiáng)所帶來的就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)不足，這與表4中的空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果是相一致的;環(huán)境規(guī)制（er）對勞動力就業(yè)的間接效應(yīng)也顯著為負(fù)，這表明鄰地存在降低環(huán)境規(guī)制以增加就業(yè)的策略性競爭傾向，因此，要致力于實(shí)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制驅(qū)動就業(yè)創(chuàng)造，用就業(yè)創(chuàng)造來抵消因污染密集型產(chǎn)業(yè)減少或轉(zhuǎn)移給本地帶來的就業(yè)損失。從表中也容易看出，鄰地通過提高外商直接投資（fdi）、資本深化（lnkl）等措施可以帶來就業(yè)增加，并對本地勞動力就業(yè)產(chǎn)生負(fù)的溢出效應(yīng);人均收入水平（pgdp）的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)均為正，表明隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，不僅促進(jìn)了本地勞動力就業(yè)增加，還會帶動周邊地區(qū)勞動力就業(yè)增加，顯示了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的正外部性;人力資本（hc）對勞動力就業(yè)的直接效應(yīng)和總效應(yīng)均為正，但間接效應(yīng)不顯著，表明人力資本在職位的空間選擇上已表現(xiàn)出一定的環(huán)境偏好;勞動生產(chǎn)率（lnlp）的直接效

應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)均為負(fù)，無論是本地還是鄰近地區(qū)勞動生產(chǎn)率的提高，均不利于本地勞動力就業(yè)增加，尤其是人工智能、區(qū)塊鏈、云計(jì)算和大數(shù)據(jù)帶來新技術(shù)、新產(chǎn)業(yè)和新業(yè)態(tài)快速發(fā)展，促進(jìn)了勞動生產(chǎn)率整體提升，形成了勞動力替代效應(yīng)，鄰地勞動生產(chǎn)率提高之所以會對本地形成負(fù)的就業(yè)空間溢出效應(yīng)，可能是因?yàn)楸镜貎?yōu)秀人才會被吸引到勞動生產(chǎn)率高的鄰地，從而導(dǎo)致本地經(jīng)濟(jì)增長變慢和就業(yè)下降。

五、結(jié)論與建議

本文利用30個(gè)省級行政地區(qū)2003—2017年的面板數(shù)據(jù)構(gòu)建空間杜賓模型，基于空間溢出效應(yīng)視角，實(shí)證檢驗(yàn)不同空間權(quán)重矩陣下環(huán)境規(guī)制競爭對勞動力就業(yè)的影響，主要得到如下結(jié)論：①各地勞動力就業(yè)和環(huán)境規(guī)制存在顯著的空間相關(guān)性，勞動力就業(yè)具有空間集聚特征，相鄰地方政府環(huán)境規(guī)制存在一致的空間互動。②環(huán)境規(guī)制對勞動力就業(yè)總的影響效應(yīng)為負(fù)，在三類不同的空間權(quán)重矩陣下，環(huán)境規(guī)制對勞動力就業(yè)的空間溢出效應(yīng)均顯著為負(fù)，從全國范圍來看，我國地方政府在環(huán)境規(guī)制方面存在“逐底式”競爭的傾向，

與此同時(shí)

也說明我國環(huán)境規(guī)制的就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)仍顯不足，無法彌補(bǔ)環(huán)境規(guī)制的就業(yè)損失效應(yīng)，需要關(guān)注和防范因此可能產(chǎn)生的局部就業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。③相對于地理距離空間權(quán)重矩陣下的影響效應(yīng)而言，經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣下環(huán)境規(guī)制對勞動力就業(yè)的負(fù)向空間溢出效應(yīng)要小些，因此，引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異大的地方進(jìn)行梯度轉(zhuǎn)移，可以減小環(huán)境規(guī)制對勞動力就業(yè)的負(fù)面外溢影響。

基于上述實(shí)證研究結(jié)論，提出如下政策建議：①為打破“逐底式”環(huán)境規(guī)制競爭的惡性循環(huán)，要進(jìn)一步加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制和生態(tài)文明建設(shè)力度，加大對地方政府官員的環(huán)境績效考核，在多重外部因素疊加放大就業(yè)壓力的形勢下，仍然要以發(fā)展和前瞻的眼光來看待環(huán)境規(guī)制，增強(qiáng)綠色發(fā)展的戰(zhàn)略定力，堅(jiān)定打好生態(tài)環(huán)保攻堅(jiān)戰(zhàn)。②加強(qiáng)區(qū)域環(huán)境規(guī)制協(xié)調(diào)，如果一地提高了環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，周邊地區(qū)采取環(huán)境規(guī)制逐底競爭策略，地方政府之間為增長而競爭，容易導(dǎo)致環(huán)境治理“碎片化”現(xiàn)象和投機(jī)主義傾向，環(huán)境規(guī)制就很難起到促進(jìn)創(chuàng)新和就業(yè)創(chuàng)造的作用，因此，要打破地方政府在環(huán)境治理上各自為政的“碎片化”格局，統(tǒng)籌區(qū)域產(chǎn)業(yè)布局優(yōu)化、生態(tài)利益補(bǔ)償、環(huán)境規(guī)制一體化、環(huán)境監(jiān)管一體化和環(huán)保信用體系建設(shè)，地方政府之間要形成環(huán)境規(guī)制協(xié)同機(jī)制，倒逼企業(yè)進(jìn)行綠色創(chuàng)新，避免環(huán)境逐次競爭導(dǎo)致企業(yè)“搭便車”、“逆向選擇”等機(jī)會主義行為。③要因地制宜地探索不同地區(qū)環(huán)境規(guī)制的創(chuàng)新觸發(fā)機(jī)制，建立起環(huán)境規(guī)制驅(qū)動企業(yè)創(chuàng)新的長效機(jī)制，通過環(huán)境規(guī)制驅(qū)動技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級帶來的就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)來彌補(bǔ)因環(huán)境規(guī)制導(dǎo)致污染性產(chǎn)業(yè)減少而帶來的就業(yè)損失，地方政府在對污染密集型產(chǎn)業(yè)做減法的同時(shí)，更要努力做好綠色產(chǎn)業(yè)發(fā)展的加法和乘法，創(chuàng)造高質(zhì)量就業(yè)機(jī)會。④通過高等教育、職業(yè)培訓(xùn)、再就業(yè)培訓(xùn)和相關(guān)財(cái)政支持，促進(jìn)勞動力結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整，使發(fā)達(dá)地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級能獲得高素質(zhì)勞動力支撐，欠發(fā)達(dá)地區(qū)在承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移中實(shí)現(xiàn)充分就業(yè)，實(shí)現(xiàn)勞動力資源在空間上的再配置和再平衡，努力取得生態(tài)環(huán)境保護(hù)和高質(zhì)量就業(yè)的雙重紅利。

參考文獻(xiàn)：

[1]GOLOMBEK R， RAKNERUD A. Do environmental standards harm manufacturing employment？ [J]. Scandinavian Journal of Economics， 1997， 99（1）： 29-44.

[2]GREENSTONE M. The impacts of environmental regulations on industrial activity： evidence from the 1970 and 1977 clean air act amendments and the census of manufactures [J]. Journal of Political Economy， 2002， 110（6）： 1175-1219.

[3]GRAY W B. The cost of regulation： OSHA， EPA and the productivity slowdown [J]. The American Economic Review， 1987， 77（5）： 998-1006.

[4]BEZDEK R H，WENDLING R M，DIPERNA P.Environmental protection，the economy，and jobs： national and regional analyses [J]. Journal of Environmental Management，2008，86 （1）： 63-79.

[5]PORTER M E， LINDER C V D. Toward a new conception of the environment competitiveness relationship [J]. The Journal of Economic Perspectives， 1995， 9（4）： 97-118.

[6]WALKER W R. Environmental regulation and labor reallocation： evidence from the Clean Air Act [J]. The American Economic Review， 2011， 101（3）： 442-447.

[7]LIU M， SHADBEGIAN R， ZHANG B. Does environmental regulation affect labor demand in China？ evidence from the textile printing and dyeing industry [J]. Journal of Environmental Economics and Management， 2017， 86： 277-294.

[8]孫文遠(yuǎn)， 楊琴. 環(huán)境規(guī)制對就業(yè)的影響——基于我國“兩控區(qū)”政策的實(shí)證研究 [J]. 審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究， 2017（5）： 96-107.

[9]GRAY W B， SHADBEGIAN R J， WANG C， et al. Do EPA regulations affect labor demand？ evidence from the pulp and paper industry [J]. Journal of Environmental Economics & Management， 2014， 68（1）： 188-202.

[10]邵帥， 楊振兵. 環(huán)境規(guī)制與勞動需求：雙重紅利效應(yīng)存在嗎？——來自中國工業(yè)部門的經(jīng)驗(yàn)證據(jù) [J]. 環(huán)境經(jīng)濟(jì)研究， 2017（2）： 64-80.

[11]閆文娟， 郭樹龍. 中國環(huán)境規(guī)制如何影響了就業(yè)——基于中介效應(yīng)模型的實(shí)證研究 [J].財(cái)經(jīng)論叢， 2016（10）： 105-112.

[12]王勇， 施美程， 李建民. 環(huán)境規(guī)制對就業(yè)的影響——基于中國工業(yè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)的分析[J]. 中國人口科學(xué)， 2013（3）： 54-64.

[13]李珊珊. 環(huán)境規(guī)制對異質(zhì)性勞動力就業(yè)的影響——基于省級動態(tài)面板數(shù)據(jù)的分析 [J]. 中國人口·

資源與環(huán)境， 2015（8）： 135-143.

[14]李夢潔， 杜威劍. 環(huán)境規(guī)制與就業(yè)的雙重紅利適用于中國現(xiàn)階段嗎？——基于省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析 [J]. 經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2014（4）： 14-26.

[15]周五七，陶靚. 環(huán)境規(guī)制影響中國勞動力就業(yè)的區(qū)域異質(zhì)性——基于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)門檻效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn) [J]. 西部論壇， 2020（1）： 100-110.

[16]穆懷中， 范洪敏. 環(huán)境規(guī)制對農(nóng)民工就業(yè)的門檻效應(yīng)研究 [J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)， 2016（10）： 4-14.

[17]王群勇， 陸鳳芝. 環(huán)境規(guī)制影響農(nóng)民工城鎮(zhèn)就業(yè)的空間特征 [J]. 經(jīng)濟(jì)與管理研究， 2019（6）： 56-71.

[18]沈宏亮， 金達(dá). 異質(zhì)性環(huán)境規(guī)制、工業(yè)企業(yè)研發(fā)與就業(yè)技能結(jié)構(gòu)——基于空間面板杜賓模型的實(shí)證研究 [J]. 軟科學(xué)， 2019（8）： 39-43，53.

[19]孫文遠(yuǎn)， 周寒. 環(huán)境規(guī)制對就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響——基于空間計(jì)量模型的實(shí)證分析 [J]. 人口與經(jīng)濟(jì)， 2020（3）： 106-122.

[20]江永紅， 申慧玲. 環(huán)境規(guī)制模式與就業(yè)技能結(jié)構(gòu)升級：理論機(jī)理與實(shí)證檢驗(yàn) [J]. 江海學(xué)刊， 2020 （5）： 249-254.

[21]周黎安. 晉升博弈中政府官員的激勵與合作：兼論我國地方保護(hù)主義和重復(fù)建設(shè)問題長期存在的原因 [J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2004（6）： 33-40.

[22]COPELAND B R， TAYLOR M S. North-south trade and the environment [J]. The Quarterly Journal of Economies， 1994， 109（3）： 755-787.

[23]ANSELIN L， GALLO J L， JAYET H.Spatial panel econometrics [M]. Berlin Heidelberg： Springer， 2008： 625-660.

[24]ELHORST J P. Applied spatial econometrics： raising the bar [J]. Spatial Economic Annals， 2010（5）： 9-28.

[25]李鋼， 李穎. 環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度測度理論與實(shí)證進(jìn)展 [J]. 經(jīng)濟(jì)管理， 2012（12）： 154-165.

[26]王勇. 環(huán)境規(guī)制的就業(yè)效應(yīng)：勞動力需求、再配置及福利 [M]. 北京： 中國環(huán)境出版社， 2018： 46-48.

[27]張軍， 吳桂英， 張吉鵬. 中國省際物質(zhì)資本存量估算： 1952—2000 [J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2004 （10）： 35-44.

[28]LESAGE J P， PACE R K. Spatial econometric modeling of origin-destination flows [J]. Journal of Regional Science， 2008， 48（5）： 941-967.

[責(zé)任編輯 劉愛華]