何凌云，楊曉蕾，鐘章奇，祝婧然

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我國可再生能源投資的就業(yè)效應研究：整體和行業(yè)視角

何凌云1，楊曉蕾1，鐘章奇2，祝婧然3

(1. 中國礦業(yè)大學管理學院，江蘇徐州，221116；2. 浙江財經(jīng)大學經(jīng)濟學院，浙江杭州，310018；3. 中南財經(jīng)政法大學金融學院，湖北武漢，430073)

基于2005—2016年我國141家可再生能源上市企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建固定效應變截距模型、隨機效應變截距模型，測算了可再生能源投資對全國就業(yè)量、可再生能源行業(yè)及傳統(tǒng)能源行業(yè)就業(yè)量的直接影響以及通過經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與技術進步路徑對就業(yè)量產(chǎn)生的中介作用，探究了太陽能、地熱能、生物質(zhì)能、水能、風能等不同行業(yè)投資行為對可再生能源行業(yè)就業(yè)量的貢獻大小，并進一步利用斷點回歸模型兼顧分析了可再生能源政策的作用效果。結(jié)果表明：第一，可再生能源投資增加能促進全國就業(yè)量與可再生能源行業(yè)就業(yè)量，但對傳統(tǒng)能源行業(yè)就業(yè)量具有抑制作用。第二，可再生能源投資通過技術進步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)路徑對全國就業(yè)量分別產(chǎn)生了系數(shù)為0.011、0.020的促進作用，但卻通過經(jīng)濟增長路徑對全國就業(yè)量產(chǎn)生了系數(shù)為0.032的抑制作用；此外，可再生能源投資通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟增長路徑促進了可再生能源行業(yè)與傳統(tǒng)能源行業(yè)就業(yè)量，但通過技術進步路徑抑制了該兩大行業(yè)就業(yè)量。第三，樣本期間內(nèi)可再生能源發(fā)展基金征收使用管理政策在一定程度上放大了可再生能源投資對可再生能源行業(yè)就業(yè)量的促進作用，凸顯了政策的有效性。

可再生能源投資；就業(yè)；經(jīng)濟增長；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

一、引言

經(jīng)濟高速發(fā)展的代價是對非可再生能源的極度依賴和消耗，未來巨大的能源需求主要依靠可再生能源來填補[1]。在這個過程中，可再生能源發(fā)展凸顯重要。從我國的實際看，我國一直鼓勵并支持可再生能源產(chǎn)業(yè)的發(fā)展并給予了大力的政策支持。2015年出臺的《可再生能源發(fā)展專項資金管理暫行辦法》對于提高財政資金的使用效益、發(fā)揮財政資金對可再生能源產(chǎn)業(yè)的引導作用具有重要意義；2017年出臺的《關于深化能源行業(yè)投融資體制改革的實施意見》的首要任務是充分激發(fā)社會資本參與能源投資的動力和活力，尤其是以光伏、風電等可再生能源項目為主試點，依托多層次資本市場體系，鼓勵符合條件的能源企業(yè)上市融資。根據(jù)《可再生能源發(fā)展“十三五”規(guī)劃》，“十三五”期間我國可再生能源領域新增投資額預計將達到2.5萬億元，比“十二五”規(guī)劃增長近39%。一方面，可再生能源投資能減少碳排放，促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展，具有經(jīng)濟與環(huán)境效益[2]；另一方面，可再生能源投資可以帶動高新技術開發(fā)和經(jīng)濟的持續(xù)增長，而技術創(chuàng)新、經(jīng)濟增長會帶動就業(yè)[3-5]，尤其是，投資增加也會帶動社會勞動力的大量就業(yè)[6-7]。從實踐來看，根據(jù)《2017年可再生能源和就業(yè)報告》，2016年全球可再生能源領域創(chuàng)造就業(yè)崗位980萬個，其中我國創(chuàng)造350萬個；全球風電領域創(chuàng)造就業(yè)崗位120萬個，其中我國創(chuàng)造50.9萬個?？梢钥闯?，可再生能源產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對促進就業(yè)起到了重要的作用。那么，可再生能源投資是否會影響就業(yè)？這種影響是直接影響還是經(jīng)由相關路徑產(chǎn)生的間接影響？該影響的方向和大小是否會因行業(yè)的不同而存在差異？這些問題的回答可以為我國更好地發(fā)展可再生能源、推動實現(xiàn)更高質(zhì)量和更充分就業(yè)提供科學的政策依據(jù)。

進一步地，由于可再生能源投資具有良好的經(jīng)濟和環(huán)境效益，因而政府政策多以扶持、激勵為主，政策的出臺在推動可再生能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展的同時又可能對其行業(yè)就業(yè)產(chǎn)生不確定性的影響。因此，現(xiàn)行經(jīng)濟環(huán)境下可再生能源政策的作用效果也值得探討。從研究層面來看，學者們對投資與就業(yè)之間的關系早有深入的研究。研究多從人力資本投資、對外直接投資、創(chuàng)業(yè)投資等方面分析，認為投資對就業(yè)存在促進作 用[8-12]。但龔玉泉、袁志剛[13]研究發(fā)現(xiàn)，增加投資并沒有產(chǎn)生積極的就業(yè)效應，反而很有可能會擠出就業(yè)，產(chǎn)生消極影響。此外，部分學者關注能源投資對就業(yè)的作用。比如：張躍軍、魏一鳴[14]，黃生權、趙金 燦[15]分別從能源投資與環(huán)保投資視角分析發(fā)現(xiàn)，能源投資對于就業(yè)水平、環(huán)境保護、技術創(chuàng)新等均有促進作用，而環(huán)保投資僅對省域內(nèi)的就業(yè)規(guī)模具有正向影響。進一步地，有學者關注可再生能源發(fā)展與就業(yè)的關系，研究發(fā)現(xiàn)，可再生能源產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展不僅增加了能源供應，推動了經(jīng)濟增長，同時也帶來了就業(yè)增長[16-20]。而王琦[21]等認為可再生能源領域就業(yè)情況會因城鄉(xiāng)差別而不同；林寶[22]則進一步指出這種差異性會因可再生能源發(fā)電技術的不同而尤為明顯。此外，也有學者認為可再生能源發(fā)展會產(chǎn)生就業(yè)創(chuàng)造性破壞效應，并基于經(jīng)濟增長、技術進步等角度研究發(fā)現(xiàn)，可再生能源發(fā)展創(chuàng)造了新的就業(yè)崗位，但也使得傳統(tǒng)能源部門的勞動者面臨較為嚴峻的就業(yè)形勢，即同時存在著就業(yè)創(chuàng)造與就業(yè)破壞效應的博弈[1,23]。Wei et al[24]則從可再生能源投資的視角進行分析發(fā)現(xiàn)，可再生能源投資能產(chǎn)生直接創(chuàng)造就業(yè)的直接效應、來自上下游廠商的間接效應和就業(yè)者經(jīng)濟活動對整個國民經(jīng)濟的引致性效應。從政策層面來看，現(xiàn)有研究肯定了環(huán)境規(guī)制與就業(yè)之間的關聯(lián)，認為環(huán)境規(guī)制對就業(yè)的影響在空間和行業(yè)間存在較強的異質(zhì)性，而且，環(huán)境規(guī)制在不同污染物控制區(qū)對就業(yè)的作用呈現(xiàn)不同 趨勢[25]。

可以看出，學者們對投資與就業(yè)、可再生能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展與就業(yè)的關系進行了廣泛而深入的研究?？傮w來看，研究還存在以下不足：第一，直接針對可再生能源投資對就業(yè)影響的研究很少，且較多關注對就業(yè)總量的影響，對就業(yè)結(jié)構(gòu)影響的研究缺乏。第二，從研究視角看，多從宏觀視角出發(fā)，缺乏以微觀企業(yè)為主體的研究。第三，多從全國總體層面出發(fā)進行研究，對行業(yè)就業(yè)的研究有待深入。第四，鮮見對可再生能源政策有效性的研究。鑒于此，本文嘗試從以上幾個方面做一些推進。本文擬從微觀視角出發(fā)，以可再生能源企業(yè)為研究對象，從整體和行業(yè)兩方面全面考察可再生能源投資對就業(yè)的作用，并兼顧分析相關政策對可再生能源投資就業(yè)效應的影響，以期為政策制定提供一定的參考。

二、可再生能源投資與就業(yè)的理論關聯(lián)

(一) 可再生能源投資的界定

現(xiàn)有研究中尚缺乏對“可再生能源投資”的一致性界定。從能源的視角出發(fā)，滿向昱[26]等指出，能源投資是指“為了實現(xiàn)未來的收益，投資主體在能源的生產(chǎn)、流通和消費領域進行的固定資產(chǎn)投資活動”?？紤]到企業(yè)在社會生產(chǎn)與經(jīng)濟增長中的主體作用，研究大都以企業(yè)為主體，具體包括兩種方式：其一，針對投資對象進行界定，將企業(yè)可再生能源投資界定為“公司當年對可再生能源的投資額”[27]；其二，針對投資主體進行界定，將企業(yè)可再生能源投資界定為“可再生能源企業(yè)用于構(gòu)建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)以及其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金”[28]。這些界定均強調(diào)了投資的主體、對象、目的與結(jié)果。依照本文的研究框架，同時考慮到企業(yè)在經(jīng)濟活動中的主體地位，本文主要從投資主體角度出發(fā)，采取第二種界定方式，將“可再生能源投資”界定為“可再生能源企業(yè)的投資”，而非企業(yè)投入到可再生能源領域的投資額。

(二) 可再生能源投資對就業(yè)的影響路徑

投資作為一種為獲取利益的經(jīng)濟行為，對經(jīng)濟增長和技術進步具有促進作用[29-30]?？稍偕茉雌髽I(yè)作為市場經(jīng)濟活動的主體，其一般性投資行為也同樣具有“經(jīng)濟”和“技術”效應[31-32]。此外，鑒于能源稟賦能決定能源生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，可再生能源的投資會引導能源生產(chǎn)，進而對生產(chǎn)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響[33]，而生產(chǎn)結(jié)構(gòu)又決定了消費結(jié)構(gòu)[34]。閆笑非、杜秀芳[35]的研究表明：能源消費結(jié)構(gòu)的變化對產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與產(chǎn)值存在影響。因而新能源的開發(fā)利用會擴大能源供給量，形成新的產(chǎn)業(yè)，進而形成新的就業(yè)需求[36]?？梢?，可再生能源投資通過作用于經(jīng)濟增長、技術進步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生一系列的中介效應，這些效應或促進或抑制就業(yè)，通過正負效應博弈，最終對就業(yè)量與就業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。具體而言，從技術進步路徑出發(fā)，主要包括拉動效應和破壞效應：第一，拉動效應。包括直接補償和間接補償效應。直接補償效應指可再生能源發(fā)展帶動技術進步，技術進步創(chuàng)造新的生產(chǎn)機器、產(chǎn)品，繼而創(chuàng)造新的產(chǎn)業(yè)部門，從而可吸納更多的勞動力就業(yè)[37]；間接補償效應指可再生能源發(fā)展帶動技術進步，技術進步改善其他要素的生產(chǎn)效率，從而能提高社會整體的工作效益，促進社會整體的就業(yè)[38]。第二，破壞效應。包括直接和間接破壞效應。直接破壞效應是指新型生產(chǎn)方式所造成的破壞。可再生能源技術創(chuàng)新所帶來的生產(chǎn)方式的革新，使得技術相對落后的部門勞動力因無法適應新生產(chǎn)關系而失業(yè)，表現(xiàn)為可再生能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展雖然創(chuàng)造崗位，但勞動力因為技能和知識結(jié)構(gòu)的限制，不能勝任職務的要求而導致失業(yè)[39]；間接破壞效應是指高生產(chǎn)效率所造成的破壞，即技術性失業(yè)?？稍偕茉葱录夹g的應用提高了生產(chǎn)效率，使得同樣的工作量需要的勞動力減少，即技術替代了勞動，從而抑制了就業(yè)[40]。從經(jīng)濟增長路徑出發(fā)，主要包括創(chuàng)業(yè)效應。創(chuàng)業(yè)效應指的是可再生能源投資通過對經(jīng)濟增長的促進，鼓勵和增多了創(chuàng)業(yè)人數(shù)，并推動了創(chuàng)業(yè)積極帶動的就業(yè)人數(shù)[41]，但經(jīng)濟增長所帶來的如實際租房價格、實際職工工資和實際貸款利率等要素價格上升卻逆向影響創(chuàng)業(yè)人數(shù)，進而對創(chuàng)業(yè)所帶動的就業(yè)人數(shù)產(chǎn)生負向影響。從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)路徑出發(fā)，主要包括調(diào)整效應。調(diào)整效應指的是可再生能源的開發(fā)利用會擴大能源供給，形成新的產(chǎn)業(yè)，引發(fā)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，進而引發(fā)就業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整[42]。但改革開放以來，我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對就業(yè)變動的決定機理非常復雜，已有的文獻中國內(nèi)外學者對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級就業(yè)效應的認識并不一致[43]。

基于以上分析，圖1歸納了可再生能源投資對就業(yè)量和就業(yè)結(jié)構(gòu)的作用路徑。

三、模型、變量與數(shù)據(jù)

(一) 基本模型構(gòu)建

一般而言，就業(yè)既包括宏觀層面上的全國就業(yè)量，又包括微觀層面上各企業(yè)就業(yè)量，因此會受到多種因素的影響。除本文的研究主體可再生能源企業(yè)的投資會對就業(yè)產(chǎn)生影響外，還應考慮到宏觀層面上的其他因素。具體而言，劉青海[44]認為，人口密度是決定就業(yè)水平的重要因素，增加人口密度可以以最小的代價將城市居民與城市就業(yè)機會連接起來；溫杰[43]、盛紅升[45]的研究均表明，出口帶動就業(yè)增長的作用日益明顯；周啟良、湛柏明[46]和鄭海燕[47]則認為，我國各地區(qū)的就業(yè)人員數(shù)量及質(zhì)量分別受到外商直接投資的正面和負面影響。綜上，本文選取人口密度、出口及外商直接投資作為控制變量，構(gòu)建模型如(1)—(3)所示。

式(1)—(3)中，為企業(yè)；為年份；,t、,t、,t均為截距項；、、分別為全國就業(yè)量、可再生能源行業(yè)就業(yè)量、傳統(tǒng)能源行業(yè)就業(yè)量；為可再生能源投資；、、分別表示人口密度、出口及外商直接投資；1—4、1—4、1—4分別為可再生能源投資、人口密度、出口及外商直接投資對全國就業(yè)量、可再生能源行業(yè)就業(yè)量及傳統(tǒng)能源行業(yè)就業(yè)量的作用系數(shù)；,t、v,t及,t均為隨機誤差項。

前文的理論分析指出，除了直接影響外，可再生能源投資還會通過技術進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟增長路徑對全國就業(yè)量、可再生能源行業(yè)就業(yè)量、傳統(tǒng)能源行業(yè)就業(yè)量產(chǎn)生間接影響。其中，由于經(jīng)濟增長主要考慮的是經(jīng)濟總量的增長，所以該路徑簡稱為總量路徑，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與技術進步路徑簡稱為結(jié)構(gòu)、技術路徑?；诖?，進一步考慮這種中介效應。需要考慮的是：第一，本文從總量、結(jié)構(gòu)、技術三個路徑考察可再生能源投資對就業(yè)的作用；第二，各路徑之間存在復雜的博弈關系，可再生能源投資對就業(yè)的影響是多種效應博弈的結(jié)果；第三，考慮到叉乘項一方面可以準確找到中介效應中可再生能源投資影響的中介變量，另一方面可以在一定程度上反映可再生能源投資通過三個路徑對就業(yè)產(chǎn)生的綜合作用[48-49]?；诖耍疚膶⒖偭?、結(jié)構(gòu)、技術路徑作為中介變量，將可再生能源投資與相關路徑的叉乘項納入模型之中，以考察可再生能源投資通過相關路徑對全國總就業(yè)量、可再生能源行業(yè)就業(yè)量以及傳統(tǒng)能源行業(yè)就業(yè)量產(chǎn)生的中介效應，如(4)—(6)所示。

式(4)—(6)中，,t、,t、,t為截距項；為技術進步；為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；為經(jīng)濟增長；×、×、×分別表示可再生能源投資與技術進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及經(jīng)濟增長的交互項；1—6、1—6、1—6分別表示各變量對全國就業(yè)量、可再生能源行業(yè)就業(yè)量及傳統(tǒng) 能源行業(yè)就業(yè)量的作用系數(shù)；,t、,t、,t均為隨機誤 差項。

引言部分指出，可再生能源投資對政策的敏感度很高，政策在促進可再生能源發(fā)展的同時可能對我國的可再生能源行業(yè)就業(yè)產(chǎn)生不確定性的影響。為了明確這種作用，論文試圖進一步分析相關政策對二者關系的影響，從而在一定程度上兼顧分析可再生能源政策的有效性。一般而言，學者們對于政策作用的研究方法主要集中在斷點回歸和DID方法上。DID方法存在未考慮個體所處的環(huán)境對個體的不同影響、個體時點效應未得到控制、數(shù)據(jù)要求十分嚴苛等一系列的局限性。根據(jù)Lee[50]的研究，斷點回歸可以很好地解決模型的內(nèi)生性以及變量遺漏等問題，同時在政策評估及因果關系推斷等方面優(yōu)勢顯著。而且，由于政策實施的間斷性和易受影響等特點，政策實施主體并不能嚴格按要求完成所規(guī)定的內(nèi)容，針對這些問題，模糊斷點回歸方法的適用性很強[51]。因此，本文采用模糊斷點回歸法考察可再生能源政策的作用效果,并使用兩階段最小二乘法(TSLS)來估計處置效應?；诖?，本文在模型(2)的基礎上，加入政策變量，進一步建立斷點回歸模型，如(7)所示。

模型(7)中，P,t為政策；,t為隨機擾動項。1反映了時間斷點附近政策的局部平均處理效應，代表政策對行業(yè)就業(yè)量的影響效果，實施某政策前，P,t=1；否則，P,t=0。2代表包含了可再生能源政策影響的可再生能源投資的行業(yè)就業(yè)作用效果。,t為截距項；3—5分別表示人口密度、出口及外商直接投資對可再生能源行業(yè)就業(yè)量的作用系數(shù)。

(二) 變量選擇與數(shù)據(jù)來源

1. 全國就業(yè)量()

我國工業(yè)化發(fā)展已經(jīng)步入中后期，第二和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占到全部就業(yè)人數(shù)的大多數(shù)?；诖?，借鑒趙連閣[52]等的研究，采用第二和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員總數(shù)衡量全國就業(yè)量，并取自然對數(shù)。

2. 可再生能源行業(yè)就業(yè)量()

本文采用141家可再生能源上市企業(yè)的就業(yè)人數(shù)來衡量可再生能源行業(yè)就業(yè)量，并取自然對數(shù)。

3. 傳統(tǒng)能源行業(yè)就業(yè)量()

本文根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》中的城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員行業(yè)劃分標準，采用采礦業(yè)、制造業(yè)以及電力燃氣三大行業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員來衡量傳統(tǒng)能源行業(yè)就業(yè)量，并取自然對數(shù)。

4. 可再生能源投資()

基于投資形式的差異，可再生能源企業(yè)的投資可劃分為對內(nèi)投資與對外投資。對外投資形式為各類有價證券，并不涉及可再生能源領域；對內(nèi)投資即把資金投放在企業(yè)內(nèi)部，購置各種生產(chǎn)經(jīng)營所用資產(chǎn)的投資，主要包括對固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)及其他長期資產(chǎn)的投資，該指標可以極大程度地衡量可再生能源企業(yè)的投資水平。借鑒李鳳羽、楊墨竹[53]的研究，以可再生能源企業(yè)用于購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金表示可再生能源投資水平，并取自然對數(shù)。

5.技術進步()

度量技術進步的指標較多,比較普遍使用的指標是全要素生產(chǎn)率，但考慮到其包括的內(nèi)容太多，不能準確地定位技術進步關系。因此,本文借鑒李麗輝[54]的研究，采用勞動生產(chǎn)率的變動率來衡量技術進步。

6. 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)()

柯軍[55]的研究表明，以往產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標的選取都無法全面考慮到三次產(chǎn)業(yè)之間相對結(jié)構(gòu)的變化，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)能全面反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化程度等信息，因此本文借鑒其研究，采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，計算公式如式(8)：

式(8)中，為產(chǎn)業(yè)數(shù)，將這些產(chǎn)業(yè)由高層次到低層次加以排列，所得的比重分別記為()。該式是對三次產(chǎn)業(yè)的比重進行加權求和，并按三次產(chǎn)業(yè)的層次高低依次賦權。式中，越大，表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)越大，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平越高。

7. 經(jīng)濟增長()

為更加明確地表示經(jīng)濟增長這一概念，本文借鑒Shane[56]和李長安、謝遠濤[41]的研究，采用GDP增長率衡量經(jīng)濟增長。

8. 控制變量

控制變量包括人口密度()、出口()、外商直接投資()。人口密度以常住戶人口與面積比值表示；出口以出口總額表示；外商直接投資以外商投資企業(yè)進出口總額衡量。相關變量均取自然對數(shù)。

考慮到企業(yè)的代表性與數(shù)據(jù)的可得性，本文以中國A股市場可再生能源企業(yè)為樣本，時間從2005年到2016年。由于上市公司類別中沒有對可再生能源業(yè)的界定，因此選取主營業(yè)務與可再生能源開發(fā)利用有關的企業(yè)為樣本。根據(jù)2012年版證監(jiān)會發(fā)布的行業(yè)分類指引，選定行業(yè)類型為電力、熱力、燃氣及水生產(chǎn)和供應業(yè)(行業(yè)代碼分別為D44、D45、D46)、生態(tài)保護和環(huán)境治理業(yè)(行業(yè)代碼為N77)，并根據(jù)以下原則進行篩選：①選擇2009年12月31日以前在中國A股市場上市的企業(yè)；②剔除樣本中含有ST、PT類的企業(yè)；③剔除部分樣本數(shù)據(jù)不全的企業(yè)。基于以上原則，共選取企業(yè)141家。其中，太陽能企業(yè)49家，水能企業(yè)14家，風能企業(yè)52家，生物質(zhì)能企業(yè)13家，地熱能企業(yè)5家，其他與可再生能源開發(fā)利用有關的企業(yè)8家?？稍偕茉赐顿Y、可再生能源企業(yè)就業(yè)量數(shù)據(jù)來源于CCER數(shù)據(jù)庫。其余數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》(2005—2016年)。

四、模型估計及結(jié)果分析

(一) 變量關系的初步判斷

在對模型(1)進行估計前，首先對變量的性質(zhì)進行判斷，面板數(shù)據(jù)的ADF檢驗結(jié)果表明，所有變量均為I(1)序列。基于此，進一步利用協(xié)整檢驗判斷可再生能源投資與就業(yè)量之間的長期均衡關系。檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 相關變量與就業(yè)量間的協(xié)整關系檢驗結(jié)果

注：括號內(nèi)數(shù)字為各統(tǒng)計量對應的P值；***、**和*分別表示1%、5%和10%水平下拒絕原假設

可以看出：1%的顯著性水平下，四種檢驗方法均表明，解釋變量與被解釋變量之間以及他們與其他控制變量之間均存在長期均衡關系。為進一步驗證變量間的關系，采用格蘭杰檢驗考量變量間的因果關系，結(jié)果如表2所示。

表2反映出，可再生能源投資與就業(yè)量之間、路徑變量間存在因果關聯(lián)，從而可能通過相關路徑變量對就業(yè)產(chǎn)生作用。以上僅是基于統(tǒng)計學意義上的分析。當然，實際經(jīng)濟運行中還存在相關變量之間的交互影響，甚至反饋作用，因果檢驗的數(shù)據(jù)支持了就業(yè)量對可再生能源投資的反饋作用，但從研究層面上來看，大量研究顯示學者們更多傾向于研究投資對就業(yè)的作用，而非就業(yè)對投資的作用[57-59]，這在某種程度上說明就業(yè)對投資的影響是十分微弱的。鑒于此，本文僅分析可再生能源投資對就業(yè)量的直接影響與通過三個路徑對就業(yè)量產(chǎn)生的單向中介作用。

表2 相關變量的格蘭杰因果檢驗結(jié)果

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的置信水平下拒絕原假設

(二) 可再生能源投資對就業(yè)量作用——整體視角

基于模型(1)—(3)考察可再生能源投資對全國就業(yè)量、可再生能源行業(yè)及傳統(tǒng)能源行業(yè)就業(yè)量的直接作用。Hausman檢驗結(jié)果(Chi-Sq統(tǒng)計量分別為3.260、43.496、6.018；P值分別為0.515、0.000、0.197)表明，分別建立隨機效應模型、固定效應模型及隨機效應模型具有合理性?；诖?，采用廣義最小二乘法進行估計，結(jié)果如表3所示。

從表3可以看出：1%的顯著性水平下，可再生能源投資對可再生能源行業(yè)與傳統(tǒng)能源行業(yè)就業(yè)量分別產(chǎn)生了0.130和0.001的促進和抑制作用。結(jié)合實際來看，可再生能源投資能推動可再生能源開發(fā)利用，進而有利于促進可再生能源行業(yè)就業(yè)，但同時也會對傳統(tǒng)能源行業(yè)發(fā)展造成一定的沖擊，對其就業(yè)量產(chǎn)生負面影響?？傮w來看，可再生能源投資對可再生能源行業(yè)就業(yè)量的促進作用大于其對傳統(tǒng)能源行業(yè)就業(yè)量的抑制作用，這主要是因為可再生能源投資對可再生能源行業(yè)就業(yè)產(chǎn)生的影響是直接的，但對傳統(tǒng)能源行業(yè)就業(yè)產(chǎn)生的影響是間接的。5%的顯著性水平下，可再生能源投資對全國就業(yè)量的促進作用僅為0.000 7。其原因在于，盡管可再生能源投資對主營業(yè)務與能源相關的可再生能源行業(yè)和傳統(tǒng)能源行業(yè)就業(yè)量有比較顯著的影響，但第二、三產(chǎn)業(yè)包括的行業(yè)類型較多，對其他行業(yè)就業(yè)量影響甚微，從而可能造成對全國就業(yè)量的促進效果不明顯。

表3 可再生能源投資對就業(yè)量直接作用的估計結(jié)果

注：括號內(nèi)數(shù)字為統(tǒng)計量；***、**和*分別表示1%、5%和10%水平下拒絕原假設

考慮控制變量的作用時，第一，人口密度提高能顯著促進我國就業(yè)量，且對可再生能源行業(yè)就業(yè)促進作用更強。這是由于人口密度越大的地方就業(yè)機會越多。而盡管可再生能源行業(yè)具有良好的發(fā)展前景，但我國可再生能源的開發(fā)利用技術尚處于起步階段，企業(yè)發(fā)展面臨諸多不確定因素，必然面臨人才缺失等問題，即存在大量就業(yè)機會。因此在高人口密度的情況下，就業(yè)量顯著增加在可再生能源行業(yè)中表現(xiàn)得更為明顯。第二，5%的顯著性水平下，出口額對就業(yè)量的促進作用僅在傳統(tǒng)能源行業(yè)中顯著，作用為0.537。從實際來看，外貿(mào)出口企業(yè)會吸納大量的社會勞動力，促進就業(yè)，而根據(jù)《2016年中國對外貿(mào)易500強企業(yè)研究報告》，我國對外貿(mào)易500強企業(yè)絕大多數(shù)是傳統(tǒng)能源企業(yè)，因此，增加出口額對傳統(tǒng)能源行業(yè)就業(yè)的促進作用尤為明顯。第三，10%的顯著性水平下，外商直接投資僅對全國就業(yè)量存在0.050的促進作用，對可再生能源行業(yè)和傳統(tǒng)能源行業(yè)就業(yè)量的影響均未通過檢驗。這說明外商直接投資會產(chǎn)生國內(nèi)就業(yè)的創(chuàng)造效應，拉動國內(nèi)就業(yè)，而對可再生能源行業(yè)和傳統(tǒng)能源行業(yè)就業(yè)量的影響十分有限。

進一步對模型(4)—(6)進行估計以考察可再生能源投資經(jīng)由多路徑對就業(yè)產(chǎn)生的中介作用，估計結(jié)果見表4。

表4 可再生能源投資對就業(yè)量中介作用的估計結(jié)果

注：括號內(nèi)為統(tǒng)計量；***、**和*分別表示1%、5%和10%水平下拒絕原假設

從表4可以看出：考慮單一路徑的作用時，第一，在5%的顯著性水平下，可再生能源投資經(jīng)由技術路徑對全國就業(yè)量產(chǎn)生了0.011的促進作用。事實上，技術進步對就業(yè)的影響是復雜的，同時存在就業(yè)促進與抑制兩種效應。從實際來看，我國近幾年針對技術性失業(yè)問題采取的失業(yè)保險舉措對提高就業(yè)再就業(yè)水平具有積極意義，沖銷了技術進步對就業(yè)率的抑制作用,而技術進步也可以通過促進產(chǎn)業(yè)革新、經(jīng)濟增長創(chuàng)造出大量新增就業(yè)崗位；因此，可再生能源投資通過技術路徑對全國就業(yè)量產(chǎn)生的促進作用強于抑制作用。1%的顯著性水平下，可再生能源投資經(jīng)由技術路徑對可再生能源行業(yè)與傳統(tǒng)能源行業(yè)就業(yè)量分別產(chǎn)生了1.411和1.115的抑制作用。其原因在于，傳統(tǒng)能源行業(yè)因其高耗能、高污染的生產(chǎn)技術不符合可持續(xù)發(fā)展的要求，因而市場需求下降并導致勞動力就業(yè)量的減少。而可再生能源行業(yè)還處于發(fā)展階段，市場份額占有量較低且技術水平仍需提高，因此行業(yè)就業(yè)情況仍不樂觀。第二，1%的顯著性水平下，可再生能源投資經(jīng)由結(jié)構(gòu)路徑對全國就業(yè)量、可再生能源行業(yè)與傳統(tǒng)能源行業(yè)就業(yè)量分別產(chǎn)生了0.020、0.186和0.367的促進作用。這說明可再生能源投資所帶動的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級無論是對行業(yè)還是全國就業(yè)都具有拉動作用。第三，1%的顯著性水平下，可再生能源投資經(jīng)由總量路徑對可再生能源行業(yè)與傳統(tǒng)能源行業(yè)就業(yè)量均產(chǎn)生了促進作用，分別為1.333、0.747。實際上，經(jīng)濟增長對就業(yè)也同時存在促進和抑制效應。具體而言，可再生能源投資所帶來的經(jīng)濟增長通過引導更多人創(chuàng)業(yè)進而引起就業(yè)量的增加，但同時，經(jīng)濟增長所帶來的創(chuàng)業(yè)效應又受到實際貸款利率、實際職工薪酬等因素的影響，進而對就業(yè)量產(chǎn)生抑制作用。目前，我國傳統(tǒng)能源行業(yè)仍占據(jù)大量市場份額，可再生能源行業(yè)發(fā)展迅速，因此可再生能源投資通過總量路徑對可再生能源行業(yè)與傳統(tǒng)能源行業(yè)就業(yè)量產(chǎn)生的抑制作用不大。進一步地，由于可再生能源具有環(huán)境友好、符合時代發(fā)展要求等特點，再加上政策支持，因此，可再生能源投資所帶來的經(jīng)濟增長的創(chuàng)業(yè)效應對該行業(yè)就業(yè)的促進作用尤為明顯。1%的顯著性水平下，可再生能源投資經(jīng)由總量路徑對全國就業(yè)量產(chǎn)生了0.032的抑制作用。其原因在于，當范圍擴大到全國時，諸多行業(yè)，如房地產(chǎn)等對實際貸款利率等抑制因素敏感性很強。因此，可再生能源投資通過總量路徑對全國就業(yè)量產(chǎn)生的抑制作用強于促進作用。值得注意的是，可再生能源投資通過相關路徑對全國就業(yè)量的作用系數(shù)仍然均小于對可再生能源行業(yè)就業(yè)量與傳統(tǒng)能源行業(yè)就業(yè)量的作用系數(shù)。這同樣是由于，可再生能源投資對第二、三產(chǎn)業(yè)包括的其他行業(yè)類型的就業(yè)量影響甚微，從而造成了可再生能源投資通過相關路徑對全國就業(yè)量的作用效果不明顯。

考慮多路徑的綜合作用時，第一，5%的顯著性水平下，可再生能源投資通過技術路徑對全國就業(yè)量產(chǎn)生了0.011的促進作用；1%的顯著性水平下，可再生能源投資通過結(jié)構(gòu)和總量路徑對全國就業(yè)量分別產(chǎn)生了0.020和0.032的促進和抑制作用?？梢钥闯?，可再生能源投資通過總量路徑對全國就業(yè)量的影響效果最為明顯，強于其他兩大路徑對就業(yè)量的中介作用。這可能是由于我國長期以來經(jīng)濟增長迅速，而技術水平落后，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次較低所導致的。第二，可再生能源投資通過技術路徑對可再生能源行業(yè)與傳統(tǒng)能源行業(yè)就業(yè)量均產(chǎn)生抑制作用，通過結(jié)構(gòu)和總量路徑對兩大行業(yè)就業(yè)量均產(chǎn)生促進作用。而綜合來看，模型(2)、模型(3)的估計結(jié)果顯示，可再生能源投資對可再生能源行業(yè)與傳統(tǒng)能源行業(yè)就業(yè)量分別產(chǎn)生了顯著的促進和抑制作用。這可能是由于可再生能源行業(yè)發(fā)展歷時較短，技術水平有待提高，且經(jīng)濟增長的創(chuàng)業(yè)效應對該行業(yè)就業(yè)人數(shù)的促進作用尤為明顯，而傳統(tǒng)能源行業(yè)發(fā)展時期較長，技術較為成熟，且可再生能源投資通過結(jié)構(gòu)和總量路徑對該行業(yè)就業(yè)量的促進作用較小。因此，可再生能源投資通過技術路徑對可再生能源行業(yè)就業(yè)的抑制作用小于結(jié)構(gòu)、總量路徑共同產(chǎn)生的促進作用，而對于傳統(tǒng)能源行業(yè)就業(yè)，情況則恰好相反。

(三) 可再生能源投資對就業(yè)量作用——行業(yè)視角

考慮到我國不同可再生能源行業(yè)發(fā)展狀況存在顯著差異，本文擬進一步分析不同行業(yè)可再生能源企業(yè)投資行為對該行業(yè)就業(yè)量的直接作用。樣本企業(yè)主要由太陽能、水能、風能、生物質(zhì)能和地熱能這五大行業(yè)組成，據(jù)此對模型(2)進行估計。結(jié)果如表5所示。

表5 不同行業(yè)可再生能源投資對行業(yè)就業(yè)量直接作用的估計結(jié)果

注：括號內(nèi)數(shù)字為統(tǒng)計量；***、**和*分別表示1%、5%和10%水平下拒絕原假設

從表5可以得出：1%的顯著性水平下，太陽能、水能、風能、生物質(zhì)能、地熱能行業(yè)投資對該行業(yè)就業(yè)量分別產(chǎn)生了0.128、0.081、0.103、0.188和0.373的促進作用。其中，地熱能行業(yè)投資對其行業(yè)就業(yè)量的作用最明顯，其次為生物質(zhì)能、太陽能和風能行業(yè)，水能行業(yè)作用最小。從實際來看，雖然我國地熱資源分布廣泛、儲量豐富，但總體利用率較低，因此開發(fā)潛力巨大。增加地熱能行業(yè)投資，開發(fā)利用地熱資源，可顯著提高該行業(yè)就業(yè)水平。相對于地熱能行業(yè)，我國生物質(zhì)能在能源供應中的作用正在不斷增強，沼氣發(fā)電和燃料乙醇已經(jīng)普及，但生產(chǎn)轉(zhuǎn)化技術還不成熟，行業(yè)發(fā)展較慢，因此開發(fā)潛力也很大。所以，增加該行業(yè)的投資對其行業(yè)就業(yè)量也存在明顯的促進作用。而與前兩類行業(yè)不同，風能行業(yè)因其易獲取、資源豐富、分布廣泛和成本低等特征在我國獲得較大發(fā)展，而太陽能行業(yè)發(fā)展雖起步較晚，但發(fā)展十分迅速，因此兩者的發(fā)展規(guī)模都十分可觀，相應地，對人才的需求也較為旺盛。而我國水能行業(yè)發(fā)展較早，水能資源豐富，但由于分布受水文、氣候、地貌等自然條件的限制，容易被地形、氣候等多方面的因素所影響，因此水能行業(yè)發(fā)展出現(xiàn)停滯狀態(tài)，增加水能行業(yè)的投資對其就業(yè)量的促進作用相對有限。此外，模型(2)的估計結(jié)果顯示，可再生能源投資對其行業(yè)就業(yè)量的直接作用為0.130，與五大行業(yè)投資對其行業(yè)就業(yè)量作用的平均值近似。這說明五大行業(yè)基本涵蓋了可再生能源投資對可再生能源行業(yè)就業(yè)促進作用的所有作用效果。

進一步地基于模型(5)估計不同行業(yè)可再生能源投資對行業(yè)就業(yè)量的中介作用，結(jié)果如表6所示。

表6 不同行業(yè)可再生能源投資對行業(yè)就業(yè)量中介作用的估計結(jié)果

注：括號內(nèi)數(shù)字為統(tǒng)計量；***、**和*分別表示1%、5%和10%水平下拒絕原假設

從表6可以得出：1%的顯著性水平下，太陽能行業(yè)投資通過技術和總量路徑對行業(yè)就業(yè)量分別產(chǎn)生2.171和2.120的抑制和促進作用，10%的顯著性水平下，太陽能行業(yè)投資通過結(jié)構(gòu)路徑對行業(yè)就業(yè)量產(chǎn)生0.170的促進作用；1%、5%、10%的顯著性水平下，風能行業(yè)可再生能源投資通過技術、總量、結(jié)構(gòu)路徑對風能行業(yè)就業(yè)量分別產(chǎn)生2.943、2.682和0.404的抑制、促進和促進作用?？梢?，太陽能、風能行業(yè)通過三大路徑對其行業(yè)就業(yè)量的作用與整體視角下可再生能源投資通過三大路徑影響可再生能源行業(yè)就業(yè)量的結(jié)果基本一致。10%的顯著性水平下，水能行業(yè)投資通過技術路徑對行業(yè)就業(yè)量產(chǎn)生了3.651的抑制作用，其他路徑未通過顯著性檢驗。從生物質(zhì)能、地熱能行業(yè)估計結(jié)果來看，所有路徑均未通過顯著性檢驗。這可能是由于太陽能和風能行業(yè)發(fā)展較快，規(guī)模較大，更能滿足宏觀路徑對其就業(yè)產(chǎn)生中介作用的基本條件，而水能行業(yè)發(fā)展滯后，只能通過技術路徑對行業(yè)就業(yè)量產(chǎn)生影響，生物質(zhì)能和地熱能行業(yè)由于開發(fā)利用率低等原因，無法通過宏觀路徑對其行業(yè)就業(yè)量產(chǎn)生影響。因此，可再生能源投資通過技術、結(jié)構(gòu)、總量路徑對可再生能源行業(yè)就業(yè)量的中介作用主要依靠太陽能和風能行業(yè)。

(四) 相關政策對可再生能源投資與行業(yè)就業(yè)關系的影響

上述理論分析中指出，可再生能源投資對政策的敏感度很高，所以可再生能源發(fā)展多以政府扶持、引導和激勵為主，而政策在促進可再生能源發(fā)展的同時也對行業(yè)就業(yè)產(chǎn)生了不確定性的影響。為了明確這種影響，本文試圖借助斷點回歸方法，進一步分析相關政策的有效性。鑒于樣本企業(yè)數(shù)量太多，本文根據(jù)我國2010年出臺的《中國新能源企業(yè)30強》的指引，選取13家上市公司中最符合可再生能源發(fā)展特點的5家企業(yè)為代表，分別是陽光電源、華銳風電、湘電股份、正泰電器和杉杉股份進行分析。圖2是這5家企業(yè)2005—2016年的就業(yè)量變動狀況。可以看出，相關企業(yè)就業(yè)量均在2011年附近出現(xiàn)明顯的斷點，即出現(xiàn)先上升后下降的變動趨勢。

圖2 2005—2016年相關企業(yè)就業(yè)量的變動狀況

從我國的實際看，國家能源局公布的關于可再生能源和新能源的法律法規(guī)主要分布于2011年與2015年。根據(jù)政策選取的時效性原則，在樣本區(qū)間內(nèi)，政策選取年份不能過于靠前或靠后。因此本文僅根據(jù)斷點的估計結(jié)果對相關政策進行篩選。從樣本區(qū)間來看，國家發(fā)展和改革委員會于2011年7月公布了《關于完善太陽能光伏發(fā)電上網(wǎng)電價政策的通知》，規(guī)范了太陽能光伏發(fā)電價格管理并促進了光伏發(fā)電產(chǎn)業(yè)健康持續(xù)發(fā)展。2011年8月國家能源局發(fā)布的《關于進一步促進風力發(fā)電發(fā)展的若干意見》《關于加快風力發(fā)電技術裝備國產(chǎn)化的指導意見》和2011年11月財政部、國家發(fā)展和改革委員會、國家能源局共同發(fā)布的《可再生能源發(fā)展基金征收使用管理暫行辦法》一系列政策也促進了風電產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。考慮到目前中國可再生能源產(chǎn)業(yè)大多以風能和太陽能為主，并主要以電力形式加以利用，而且制約其發(fā)展的因素主要包括市場份額不足、資金匱乏等，因此本文將可再生能源發(fā)展基金征收使用管理政策作為虛擬變量納入模型，以在一定程度上揭示政策的有效性。因此，模型(7)中的虛擬變量在年份大于等于2011年時取值為1，否則取值為0。2011年以后受政策影響的為處理組，之前為控制組。斷點回歸的估計結(jié)果如表7所示。

表7 TSLS的估計結(jié)果

注: ***、**和*分別表示1%、5%和10%水平下拒絕原假設

由表7可以看出：第一，1%的顯著性水平下，可再生能源發(fā)展基金征收使用管理政策有助于提高可再生能源行業(yè)的就業(yè)量，作用系數(shù)為0.273。進一步地，當考慮政策的作用時，可再生能源投資對行業(yè)就業(yè)量產(chǎn)生了0.131的促進作用，略大于不考慮政策時的作用系數(shù)0.130。這意味著可再生能源發(fā)展基金征收使用管理政策的出臺放大了可再生能源投資對可再生能源行業(yè)就業(yè)量的促進作用，但效果相對有限。就其原因而言，一方面，政策時滯效應的存在。相關政策頒布后，很難迅速地對可再生能源企業(yè)投資行為產(chǎn)生顯著影響。另一方面，社會公眾的反應也具有滯后性。相關政策實施后，可再生能源企業(yè)會逐漸擴張投資，而社會公眾在企業(yè)擴張投資行為的開始階段并不會產(chǎn)生就業(yè)崗位擴張意識，直到企業(yè)頗具規(guī)模時，才會意識到就業(yè)崗位需求，但企業(yè)發(fā)展呈一定規(guī)模需要較長時間，因此相關政策頒布后，可再生能源企業(yè)投資行為難以迅速地對可再生能源企業(yè)就業(yè)量產(chǎn)生顯著影響。此外，政策目標具有多樣性、階段性和復雜性等特征?？稍偕茉凑叩哪繕烁嗟氖黔h(huán)境、經(jīng)濟等方面，并不直接針對就業(yè)本身。因此，實踐中，可再生能源政策需要相關就業(yè)政策的協(xié)調(diào)配合才能對就業(yè)產(chǎn)生較大的影響。第二，考慮可再生能源發(fā)展基金征收使用管理政策時，所有控制變量對可再生能源上市企業(yè)就業(yè)量的影響結(jié)果基本一致，說明斷點回歸模型具有一定的穩(wěn)健性[60]。

五、穩(wěn)健性檢驗

為考察技術進步測度指標的穩(wěn)健性，本文采取全要素生產(chǎn)率替代勞動生產(chǎn)率的變動率，針對全國就業(yè)這一總樣本，對模型(4)進行再次估計，結(jié)果如表8所示。

表8 技術進步指標的穩(wěn)健性檢驗

注：括號內(nèi)數(shù)字為統(tǒng)計量；***、**和*分別表示1%、5%和10%水平下拒絕原假設

從表8估計結(jié)果可以看出，可再生能源投資通過技術、結(jié)構(gòu)與總量路徑對就業(yè)量的影響與前文的研究結(jié)論基本一致，說明本文技術進步的測度指標具有較強的穩(wěn)定性和可靠性。

進一步地，為探究可再生能源投資與就業(yè)之間線性關系的穩(wěn)健性，并考慮到半?yún)?shù)方法對于檢驗兩者間是否存在非線性關系具有適用性，本文利用半?yún)?shù)回歸模型替換固定效應、隨機效應模型對模型(1)進行再次估計，結(jié)果如圖3所示。圖3中實線表示可再生能源投資與全國就業(yè)的關系，虛線為置信區(qū)間。由圖3可知，可再生能源投資與就業(yè)之間確實存在線性關系，本文的研究結(jié)果具有穩(wěn)健性。

圖3 兩者間線性關系的穩(wěn)健性檢驗

六、結(jié)論與建議

本文通過研究得出，第一，可再生能源投資增加會促進全國與可再生能源行業(yè)就業(yè)量，但對傳統(tǒng)能源行業(yè)就業(yè)量產(chǎn)生了抑制作用。第二，可再生能源投資通過技術、結(jié)構(gòu)路徑均能對全國就業(yè)量產(chǎn)生促進作用，但通過總量路徑產(chǎn)生了顯著的抑制作用；此外，可再生能源投資通過結(jié)構(gòu)、總量路徑能對可再生能源行業(yè)與傳統(tǒng)能源行業(yè)就業(yè)量產(chǎn)生促進作用，但通過技術路徑對該兩大行業(yè)就業(yè)量產(chǎn)生了抑制作用。進一步地，可再生能源投資通過技術路徑對可再生能源行業(yè)就業(yè)的抑制作用小于結(jié)構(gòu)、總量路徑共同產(chǎn)生的促進作用，而對于傳統(tǒng)能源行業(yè)就業(yè)，情況則恰好相反。第三，不同可再生能源行業(yè)的投資行為對可再生能源行業(yè)就業(yè)的直接推動作用具有差異性，其中，地熱能行業(yè)投資行為對可再生能源行業(yè)就業(yè)推動力最大，水能行業(yè)推動力最?。磺也煌稍偕茉葱袠I(yè)的投資行為通過相關路徑對可再生能源行業(yè)就業(yè)的中介作用也不同，其中太陽能和風能行業(yè)中介作用最為顯著。第四，可再生能源發(fā)展基金征收使用管理政策的出臺放大了可再生能源投資對可再生能源行業(yè)就業(yè)量的促進作用，但作用幅度有限?；谏鲜鼋Y(jié)論，提出如下建議：

從實踐層面看，第一，可再生能源企業(yè)為追求經(jīng)濟利益，在合理評估投資風險的條件下，適度的增加投資會產(chǎn)生就業(yè)促進效應。第二，供給側(cè)改革背景下，為保持經(jīng)濟中低速發(fā)展狀態(tài)，政府應該進一步推動生產(chǎn)技術水平的提高、加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級速度，而強有力的結(jié)構(gòu)調(diào)整政策和技術促進政策會放大可再生能源投資的就業(yè)提升效果。第三，注重地熱能、生物質(zhì)能等行業(yè)的發(fā)展。關鍵在于，政府應通過政策扶持手段以引導和激勵更多社會資本投入地熱能、生物質(zhì)能等發(fā)展?jié)摿薮蟮男袠I(yè)，這在促進其發(fā)展的同時也會帶動可再生能源行業(yè)就業(yè)，與此同時，政府也應注重保持太陽能和風能行業(yè)的發(fā)展優(yōu)勢。第四，可再生能源發(fā)展基金征收使用管理政策的實施在一定程度上有助于提高可再生能源企業(yè)的就業(yè)水平，但還需要與其他相關就業(yè)政策進行協(xié)調(diào)配合。

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On employment effect of renewable energy investment in China: From the overall and industrial perspective

HE Lingyun1, YANG Xiaolei1, ZHONG Zhangqi2, ZHU Jingran3

(1. School of Management, China University of Mining and Technology, Xuzhou 221116, China; 2. School of Economics, Zhejiang University of Finance & Economics, Hangzhou 310018, China; 3. School of Finance, Zhongnan University of Economics and Law, Wuhan 430064, China)

Based on panel data for 141 renewable energy listed companies in China from 2005 to 2016, the study constructs the variable intercept models with fixed and random effects to measure how renewable energy investment affects national employment, renewable energy and traditional energy industry employment, and how renewable energy investment influences employment through amount, structure and technology paths, explores the contribution of investment behaviors in different industries such as solar energy, geothermal energy, biomass energy, hydro energy and wind energy to renewable energy industry employment, and further uses regression discontinuity model to estimate the effect of renewable energy policy. The results are shown as follows. Firstly, renewable energy investment can promote national employment and renewable energy industry employment, but inhibit traditional energy industry employment. Secondly, renewable energy investment promotes national employment through technology and structure paths by coefficients of 0.011 and 0.020 respectively, but inhibits national employment through amount path by a coefficient of ?0.032; in addition, renewable energy investment promotes renewable energy and traditional energy industry employment through the industrial structure and economic growth paths, but inhibits the two major industries’ employment through technology path. Thirdly, during the sample period, to a certain extent, the policies concerning levying, using, and managing the Renewable Energy Development Fund have amplified the contribution of renewable energy investment to renewable energy industry employment, reflecting the effectiveness of renewable energy policy implementation in China.

renewable energy investment; employment; economic growth; industrial structure

2018?09?19；

2019?03?30

國家自然科學基金面上項目“基于系統(tǒng)視角的可再生能源投資影響因素、多維效應及政策體系研究”(71874185)；教育部人文社會科學研究規(guī)劃基金項目“碳總量與強度雙重約束下我國節(jié)能減排的政策杠桿比較及協(xié)調(diào)研究”(16YJAZH015)

何凌云(1982—)，女，甘肅隴西人，博士，中國礦業(yè)大學管理學院教授，主要研究方向：能源與環(huán)境金融；楊曉蕾(1995—)，女，黑龍江哈爾濱人，中國礦業(yè)大學管理學院碩士研究生，主要研究方向：能源與環(huán)境金融，聯(lián)系郵箱：TS17070002A3@cumt.edu.cn；鐘章奇(1986—)，男，湖南岳陽人，博士，浙江財經(jīng)大學經(jīng)濟學院副教授，主要研究方向：區(qū)域科學與管理、經(jīng)濟政策模擬；祝婧然(1986—)，女，黑龍江肇東人，中南財經(jīng)政法大學金融學院博士研究生，主要研究方向：金融風險管理

10.11817/j.issn. 1672-3104. 2019.03.010

F832.48

A

1672-3104(2019)03?0084?12

[編輯: 譚曉萍]