創(chuàng)業(yè)如何帶動就業(yè)？
——基于1997—2013年中國省區(qū)數(shù)據(jù)的創(chuàng)業(yè)與就業(yè)關(guān)系及時滯性

侯永雄， 諶新民

創(chuàng)業(yè)如何帶動就業(yè)？
——基于1997—2013年中國省區(qū)數(shù)據(jù)的創(chuàng)業(yè)與就業(yè)關(guān)系及時滯性

侯永雄， 諶新民

目前國內(nèi)外學(xué)者對創(chuàng)業(yè)與就業(yè)關(guān)系的研究主要有兩種觀點：一種認(rèn)為創(chuàng)業(yè)可以促進(jìn)就業(yè)增長；另一種則認(rèn)為創(chuàng)業(yè)與就業(yè)增長之間關(guān)系不明確。采用1997—2013年中國30個省區(qū)面板數(shù)據(jù)，對創(chuàng)業(yè)與就業(yè)增長的關(guān)系進(jìn)行實證檢驗，結(jié)果顯示創(chuàng)業(yè)可以促進(jìn)就業(yè)增長，具體表現(xiàn)在創(chuàng)業(yè)率每增加1個單位，就業(yè)增長率增加0.26個百分點。在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步研究，發(fā)現(xiàn)機(jī)會型創(chuàng)業(yè)比生存型創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)效應(yīng)更加顯著；不同地區(qū)、不同時間創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)效應(yīng)存在差異。通過阿爾蒙滯后模型實證考察創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)的時間滯后性，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)通過直接效應(yīng)可以及時有效促進(jìn)就業(yè)增長；而由于存在擠出效應(yīng)和增長效應(yīng)兩種間接效應(yīng)，創(chuàng)業(yè)在第2年表現(xiàn)為減少就業(yè)，第3—4年帶動就業(yè)，第5—6年再次造成就業(yè)損失，第7年重新帶動就業(yè)；創(chuàng)業(yè)的總體效應(yīng)為促進(jìn)就業(yè)增長。

創(chuàng)業(yè) 就業(yè)增長 滯后 失業(yè)

改革開放以來，歷經(jīng)近40年的高速發(fā)展，中國已成為全球第二大經(jīng)濟(jì)體。豐富而廉價的勞動力、日益提高的全要素生產(chǎn)率和高投資驅(qū)動等是推動中國經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的重要原因。伴隨時代發(fā)展，中國逐漸步入經(jīng)濟(jì)發(fā)展新常態(tài)，當(dāng)前正著力推進(jìn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，面臨的就業(yè)形勢和環(huán)境也發(fā)生顯著變化，結(jié)構(gòu)性矛盾等原因?qū)е陆昃蜆I(yè)形勢仍然嚴(yán)峻。

在2015年政府工作報告中，“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”被列為拉動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“雙引擎”之一，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)已成為中國經(jīng)濟(jì)增長和社會發(fā)展的重要突破口。各級政府陸續(xù)出臺了系列政策和措施支持、鼓勵創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，全民創(chuàng)業(yè)氛圍日漸濃厚。與活躍的創(chuàng)業(yè)實踐相比，有關(guān)創(chuàng)業(yè)在經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展和促進(jìn)就業(yè)中作用的理論與實證研究相對滯后，基于中國宏微觀數(shù)據(jù)對創(chuàng)業(yè)與就業(yè)增長關(guān)系進(jìn)行具體且規(guī)范的研究不多，對創(chuàng)業(yè)影響就業(yè)的路徑、機(jī)制和時間滯后性等缺乏相對全面的解釋。在目前中國經(jīng)濟(jì)面臨新常態(tài)、就業(yè)形勢面臨新挑戰(zhàn)、創(chuàng)業(yè)實踐出現(xiàn)新機(jī)遇、創(chuàng)業(yè)與就業(yè)研究呼喚新進(jìn)展的背景下，亟須進(jìn)一步研究創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)的機(jī)制與效應(yīng)，更好地發(fā)揮創(chuàng)業(yè)在就業(yè)增長中的帶動作用，為“促進(jìn)創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)”目標(biāo)的有效實施提供有價值的理論啟示和政策建議。

一、文獻(xiàn)回顧

1775年，法國經(jīng)濟(jì)學(xué)家坎帝隆(Cantillon)率先提出“Entrepreneur”這一概念并引入經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究領(lǐng)域，意為“冒險事業(yè)的經(jīng)營者或組織者”。創(chuàng)業(yè)在不同層面的英文中有不同的表述方式，如“Entrepreneur”意為創(chuàng)業(yè)者，“Venturing”表示創(chuàng)業(yè)的行為，“Entrepreneurship”則代表創(chuàng)業(yè)活動。古典經(jīng)濟(jì)學(xué)將“企業(yè)家”歸類為“外部力量”；薩伊則將企業(yè)家定義為“協(xié)調(diào)者”和“價值創(chuàng)造者”，這一定義體現(xiàn)了企業(yè)家和企業(yè)家精神的關(guān)聯(lián)，突破了此前古典經(jīng)濟(jì)學(xué)理論的既定范疇。其后經(jīng)濟(jì)學(xué)史上關(guān)于創(chuàng)業(yè)的研究主要有三個流派，即以馮·杜能(Von Thuenen)和熊彼特(Schumpeter)為代表的德國流派、以奈特(Knight)和舒爾茨(Schultz)為代表的芝加哥學(xué)派、以米塞斯(Mises)和柯茲納(Kirzner)為代表的奧地利學(xué)派。關(guān)于創(chuàng)業(yè)與就業(yè)關(guān)系的研究，學(xué)術(shù)界主要有兩種觀點：一些研究者認(rèn)同創(chuàng)業(yè)可以帶動就業(yè)增長，一部分研究者則不支持這個觀點。

(一)創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)增長

美國學(xué)者的研究最早得出創(chuàng)業(yè)可以帶動就業(yè)的結(jié)論。Birch (1979)[1]的研究發(fā)現(xiàn)，1969—1976年美國創(chuàng)造出的工作機(jī)會，小企業(yè)(雇用人數(shù)少于20人)占66%，員工少于100人的企業(yè)更是占到82%。歐洲學(xué)者研究也得到類似結(jié)論。Ashcroft等(1996)[2]對英國的研究發(fā)現(xiàn)，新企業(yè)的形成與凈就業(yè)人數(shù)的變化之間關(guān)系顯著。20世紀(jì)80年代，主要西方經(jīng)濟(jì)體中就業(yè)機(jī)會創(chuàng)造的作用由大公司轉(zhuǎn)移到小企業(yè)(Acs等，1993)[3]。

學(xué)者還就創(chuàng)業(yè)對就業(yè)增長的正向作用呈現(xiàn)出的特征展開分析。首先，Brown等(1990)[4]認(rèn)為那些迅速由小變大的新開辦企業(yè)才能有效促進(jìn)就業(yè)增長。其次，創(chuàng)業(yè)對就業(yè)增長的作用效果相對獨立，較為穩(wěn)定，受到經(jīng)濟(jì)周期影響較少。Bednarzik(2000)[5]研究發(fā)現(xiàn)，1989—1996年新企業(yè)所帶動的就業(yè)增長率保持在5.6%—7.1%。再次，創(chuàng)業(yè)與就業(yè)之間的關(guān)系不會隨國家經(jīng)濟(jì)體制改變而發(fā)生變化，在轉(zhuǎn)軌國家和市場經(jīng)濟(jì)國家中兩者之間的關(guān)系都呈現(xiàn)正向相關(guān)。最后，小企業(yè)的發(fā)展可能已經(jīng)推動經(jīng)濟(jì)從管理型向創(chuàng)業(yè)型經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變。Van Stel等(2004)[6]的研究表明在90年代英國的創(chuàng)業(yè)對就業(yè)增長有顯著的積極影響。與1980—1983年的創(chuàng)業(yè)率相比，1987—1990年的創(chuàng)業(yè)率對就業(yè)具有更大的影響，這可能反映了新的小企業(yè)的創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要性在20世紀(jì)后半段的20年里得到顯著提升。這也從側(cè)面反映了英國從管理型經(jīng)濟(jì)向創(chuàng)業(yè)型經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變(Audretsch等，2002)[7]。

部分學(xué)者還研究了創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)增長的原因。Baptista等(2008)[8]認(rèn)為，歐洲和全球其他工業(yè)化地區(qū)在過去30年中經(jīng)歷了相當(dāng)大的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整變化，從傳統(tǒng)的制造行業(yè)升級到更先進(jìn)復(fù)雜的技術(shù)行業(yè)，如電子、軟件和生物技術(shù)。創(chuàng)新步伐加快以及產(chǎn)品和技術(shù)生命周期的縮短似乎更有利于新進(jìn)入者和小型企業(yè)，較之大企業(yè)來說，具有更大的靈活性以應(yīng)對激烈的變化。

學(xué)者還發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)具有滯后性。Fritsch等(2004)[9]的研究表明葡萄牙新企業(yè)對凈就業(yè)人口的影響在創(chuàng)立當(dāng)年很小，而在前6年里呈負(fù)相關(guān)，積極影響只在其后才發(fā)生，在第8年左右達(dá)到高峰，并在第10年開始逐漸消退；在德國積極影響出現(xiàn)在企業(yè)創(chuàng)辦后的第6年，英國則是出現(xiàn)在企業(yè)創(chuàng)辦后的第4年。

國內(nèi)學(xué)者的研究大多認(rèn)為創(chuàng)業(yè)可以帶動就業(yè)。高建(2008)[10]在報告中指出，每增加1個機(jī)會型創(chuàng)業(yè)者，當(dāng)年平均能新增2.77個就業(yè)崗位，未來5年平均帶動5.99人就業(yè)。董志強(qiáng)等(2012)[11]利用廣東省1991—2007年面板數(shù)據(jù)，對自雇創(chuàng)業(yè)率和失業(yè)率進(jìn)行檢驗，結(jié)果顯示自雇創(chuàng)業(yè)率對隨后的失業(yè)率具有顯著負(fù)向影響。盧亮等(2014)[12]、張成剛等(2015)[13]認(rèn)為，創(chuàng)業(yè)可以帶動就業(yè)，且創(chuàng)業(yè)企業(yè)有不同的類型，它們對就業(yè)的影響也不相同。

(二)創(chuàng)業(yè)與就業(yè)增長關(guān)系不明確

也有學(xué)者認(rèn)為創(chuàng)業(yè)在帶動就業(yè)增長時也會導(dǎo)致就業(yè)損失，且不能證明就業(yè)增加效應(yīng)和就業(yè)損失效應(yīng)哪個更大，因而認(rèn)為創(chuàng)業(yè)與就業(yè)增長之間關(guān)系并不明確。

Fritsch等(2004)[9]的研究發(fā)現(xiàn)新進(jìn)企業(yè)的增加，將加劇市場競爭，并使效率提高，創(chuàng)新力度得以加大，催化了高質(zhì)量產(chǎn)品的產(chǎn)生，但整個過程中并未有明顯的就業(yè)增加。Konings等 (1995)[14]發(fā)現(xiàn)，英國工廠規(guī)模與總的就業(yè)創(chuàng)造之間呈負(fù)向關(guān)系，與總的就業(yè)破壞呈正向關(guān)系。Davis等(1993)[15]發(fā)現(xiàn)，新企業(yè)在創(chuàng)造新就業(yè)崗位的同時也減少了現(xiàn)有崗位的數(shù)量，其比例分別為53%和56%。Van Stel等(2004)[6]研究發(fā)現(xiàn)，在“缺乏創(chuàng)業(yè)精神”的低就業(yè)率地區(qū)如英格蘭北部等，創(chuàng)業(yè)活動的增加只會導(dǎo)致就業(yè)的減少。

有學(xué)者認(rèn)為部分學(xué)者提出的創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)的結(jié)論源自對數(shù)據(jù)的錯誤統(tǒng)計和誤導(dǎo)性解釋 (Davis等，1993)[15]，表現(xiàn)在以下四個方面：第一， “大小分布謬誤”，即采用受限于公司規(guī)模的大小分布靜態(tài)數(shù)字對動態(tài)變化進(jìn)行分析并得出結(jié)論；第二，“回歸謬誤”，短暫規(guī)模沖擊偏壓了就業(yè)增長和企業(yè)大小之間的關(guān)系；第三，“數(shù)據(jù)質(zhì)量差”，扭曲了真實的就業(yè)創(chuàng)造的企業(yè)大小關(guān)系；第四，虛假的就業(yè)創(chuàng)造機(jī)會，一些“小公司”就業(yè)實際上可能是由現(xiàn)有的大公司擴(kuò)大創(chuàng)建的額外小機(jī)構(gòu)。他還通過1972—1988年制造工廠的一個小組數(shù)據(jù)得出結(jié)論：大工廠或者公司創(chuàng)造出絕大部分制造業(yè)工作崗位，凈就業(yè)創(chuàng)造率和雇主規(guī)模之間沒有明確的關(guān)系。

二、研究設(shè)計

本文假設(shè)創(chuàng)業(yè)可帶動就業(yè)增長，運用《中國統(tǒng)計年鑒》1997—2013年面板數(shù)據(jù)加以驗證，研究基于兩個模型，即創(chuàng)業(yè)與就業(yè)增長的基本模型和阿爾蒙多項滯后模型。

(一)基本模型

參照Fritsch等(2004)[16]、Van Stel等(2004)[6]的研究和分析思路，本研究將創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)增長的模型設(shè)定為：

Emplyi,t=β0+β1Entrei,t-1+β2Xi,t-1+εi,t

(1)

其中，下標(biāo)i,t表示省份、年份；被解釋變量Emplyi,t為就業(yè)增長率；核心解釋變量Entrei,t-1為滯后一期的創(chuàng)業(yè)率。參照Baptista等(2008)[8]學(xué)者把創(chuàng)業(yè)定義為市場被新進(jìn)入者滲透的程度，采取新市場進(jìn)入數(shù)量來衡量創(chuàng)業(yè)，即以每千人新企業(yè)開辦數(shù)量來度量創(chuàng)業(yè)的做法，本文將創(chuàng)業(yè)定義為創(chuàng)辦新企業(yè)。廣義上的新辦企業(yè)包括新辦內(nèi)資企業(yè)(非私營)、外資企業(yè)、私營企業(yè)和個體工商戶，因內(nèi)資企業(yè)(非私營)和外資企業(yè)創(chuàng)辦的主體一般不是個人，嚴(yán)格來說并不屬于個人的創(chuàng)業(yè)，而屬于廣義創(chuàng)業(yè)中的公司創(chuàng)業(yè)。狹義的新辦企業(yè)主要是指創(chuàng)辦新的私營企業(yè)和個體工商戶，即主要是個人的創(chuàng)業(yè)而非公司創(chuàng)業(yè)。本研究側(cè)重于考察個人創(chuàng)業(yè)的就業(yè)績效，因此擬采用每千人新增私營企業(yè)數(shù)和個體戶數(shù)之和作為創(chuàng)業(yè)的衡量指標(biāo)。Xi,t-1為滯后一期控制變量，包括兩個方面。一是固定資產(chǎn)投資。中國經(jīng)濟(jì)增長過程中，資本投入對就業(yè)促進(jìn)發(fā)揮了積極的作用(冉光和等,2007)[17]，在一定的技術(shù)水平下資本與勞動是互補(bǔ)的兩種生產(chǎn)要素，因此，研究創(chuàng)業(yè)與就業(yè)增長的關(guān)系需要將資本投入考慮在內(nèi)。本研究采用固定資本形成總額來衡量資產(chǎn)投資，以1997年為基期，作對數(shù)化處理。二是平均工資。工資是影響就業(yè)的重要因素，因而也被列為控制變量。本研究對平均工資的衡量主要以1997年為基期，依據(jù)居民消費價格指數(shù)調(diào)整，并作對數(shù)化處理。εi,t為隨機(jī)干擾項，β0,β1,β2是模型的估計系數(shù)。

(二)創(chuàng)業(yè)促進(jìn)就業(yè)時滯研究——阿爾蒙滯后模型

創(chuàng)業(yè)促進(jìn)就業(yè)有直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，直接效應(yīng)是即時的、當(dāng)下的，間接效應(yīng)則具有滯后性，在一定時間之后才能體現(xiàn)，具體多長時間，需要利用具體的經(jīng)驗數(shù)據(jù)進(jìn)行估算和檢驗。參考Fritsch等(2004)[16]等對阿爾蒙模型的描述，應(yīng)用阿爾蒙多項滯后模型來估計新企業(yè)的創(chuàng)建對就業(yè)變化影響的時間滯后結(jié)構(gòu)。本模型中創(chuàng)業(yè)率的統(tǒng)計口徑與基本模型一致。

阿爾蒙模型是一種特殊的有限分布滯后模型(Finite Distributed Lag Model)。有限分布滯后模型的一般形式為(滯后p期)：

(2)

其中，ΔEmplyi,t為就業(yè)增長率，Entrei,t-j-1為滯后j+1期的創(chuàng)業(yè)率，Xi,t-1為滯后一期控制變量，εi,t為隨機(jī)干擾項，(bj,j=0…p)分別為滯后j期的創(chuàng)業(yè)率回歸系數(shù)，本文稱這p+1個bj系數(shù)為結(jié)構(gòu)式參數(shù)。

本研究需要確定模型中的兩個重要參數(shù)：滯后期數(shù)p和多項式階數(shù)q。本研究采用遍歷了滯后5期至滯后10期、二階至四階多項式的阿爾蒙模型，并對18個模型的擬合結(jié)果進(jìn)行對比分析。從擬合優(yōu)度R2和F檢驗的P值來看，阿爾蒙模型在選取滯后6期、4階多項式的時候(p=6，q=4)，其估計結(jié)果最優(yōu)(其余17個模型的擬合結(jié)果不做報告)。

(3)

當(dāng)有約束時,滯后6期的4階多項式阿爾蒙模型可以簡化為：

ΔEmplyi,t=a+a0Wi,0,t-1+a1Wi,1,t-1+a2Wi,2,t-1+a3Wi,3,t-1+a4Wi,4,t-1++bXi,t-1+εi,t

(4)

通過對結(jié)構(gòu)式系數(shù)符號和數(shù)值的分析，本文將能夠解讀創(chuàng)業(yè)與就業(yè)增長的滯后結(jié)構(gòu)，以及這一結(jié)構(gòu)中的短期效應(yīng)和累計效應(yīng)。

在研究創(chuàng)業(yè)與就業(yè)增長的時滯性時，增加了平均人口密度作為控制變量，主要是考慮創(chuàng)業(yè)與就業(yè)變化關(guān)系可能存在區(qū)域特征，區(qū)域人口密度與區(qū)域內(nèi)房產(chǎn)價格、基礎(chǔ)設(shè)施、勞動力市場條件、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、創(chuàng)新水平等因素之間具有較高相關(guān)性(Audretsch等，2002)[7]，基于此，可以把人口密度視為所有區(qū)域特征的代理變量。以人口密度作為控制變量加入到回歸方程中，可以有效地避免回歸中因區(qū)域特征變量之間的高度相關(guān)性所導(dǎo)致的多重共線性問題。上一模型中的固定資產(chǎn)投資和區(qū)域工資變化也會同樣影響區(qū)域就業(yè)，因此在這里仍作為控制變量。

(三)數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本研究數(shù)據(jù)主要來源于1997—2013年《中國統(tǒng)計年鑒》中所列的中國30個省、自治區(qū)、直轄市(不含臺灣、香港、澳門、西藏)的面板數(shù)據(jù)以及各省區(qū)統(tǒng)計年鑒、《中國勞動統(tǒng)計年鑒》相關(guān)年份的數(shù)據(jù)。由于部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，我們得到回歸觀測值431個，變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 描述性統(tǒng)計

用于計算核心被解釋變量“就業(yè)增長率”的“年末就業(yè)人口”采用《中國統(tǒng)計年鑒》和各省統(tǒng)計年鑒中年末就業(yè)人口數(shù)，以萬人為單位。用于計算核心解釋變量“創(chuàng)業(yè)率”采用的“新增私營企業(yè)戶數(shù)”和“新增個體戶數(shù)”來源于《中國統(tǒng)計年鑒》中的私營企業(yè)戶數(shù)、個體戶數(shù)，采用本期年末值減去上期年末值，即為本期新增值。變量之間的相關(guān)系數(shù)絕大部分遠(yuǎn)小于0.5，最高值0.721仍小于1，表明不需要過分擔(dān)憂多重共線性問題。

三、實證結(jié)果

(一)基本回歸結(jié)果

執(zhí)行Hausman檢驗，結(jié)果顯示P值為0.764，說明在10%的顯著性水平下，隨機(jī)效應(yīng)模型優(yōu)于固定效應(yīng)模型，選擇隨機(jī)模型更為有效。將創(chuàng)業(yè)率與就業(yè)增長率分別作OLS、固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)回歸估計，結(jié)果表明創(chuàng)業(yè)對就業(yè)增長有顯著影響，創(chuàng)業(yè)帶動了就業(yè)。

表2中第(3)列為隨機(jī)效應(yīng)，可以直觀地看出，解釋變量創(chuàng)業(yè)率的估計系數(shù)0.002 6在1%的顯著性水平下是十分顯著的。在控制了平均工資、固定資本形成和年份效應(yīng)后，使用OLS、固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)三種不同的估計方法，得到的解釋變量估計系統(tǒng)都是顯著的且系數(shù)同為0.002 6，即每千人擁有新增私營企業(yè)戶數(shù)和個體企業(yè)戶數(shù)每增加1個單位，就業(yè)增長率就增加0.26個百分點，表明創(chuàng)業(yè)能顯著、正向地帶動就業(yè)增長。

表2 創(chuàng)業(yè)率與就業(yè)增長率的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)采用聚類到省的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤, *p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。下表同。

本結(jié)論與Reynolds(1994)[18]、Audretsch等(2002)[7]等國外學(xué)者以及賴德勝等(2009)[19]等大多數(shù)國內(nèi)學(xué)者的結(jié)論相同或相似。但在具體創(chuàng)業(yè)促進(jìn)就業(yè)的系數(shù)方面有所差異。Stefan(2000)[20]對瑞典的研究結(jié)果顯示，創(chuàng)業(yè)對就業(yè)的促進(jìn)系數(shù)為0.55—0.57。湯燦晴等(2011)[21]的研究表明，地區(qū)創(chuàng)業(yè)水平對地區(qū)就業(yè)率具有顯著影響，創(chuàng)業(yè)水平每提高一個百分點，地區(qū)就業(yè)率平均增加3.2%。盧亮等(2014)[12]的研究則發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)率每增加1個百分點，就業(yè)率相應(yīng)增加0.11—0.22個百分點。董志強(qiáng)等(2012)[11]針對廣東省的研究也顯示，創(chuàng)業(yè)率每增加1個百分點，失業(yè)率降低0.93個百分點。

(二)穩(wěn)健性檢驗

在得到基準(zhǔn)的回歸結(jié)果后，有必要對結(jié)論是否穩(wěn)健進(jìn)行檢驗。本研究采取變更自變量、變更因變量等方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

1.變更自變量

本研究的核心解釋變量創(chuàng)業(yè)率采用“每千人擁有新辦私營企業(yè)數(shù)與個體戶數(shù)之和”。另一個運用較廣衡量創(chuàng)業(yè)水平的指標(biāo)是自雇率*國外學(xué)者Stefan F?lster(2000)采用24個瑞典區(qū)域(1976—1995)的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究時采用地區(qū)自我雇傭率作為創(chuàng)業(yè)水平的衡量，國內(nèi)學(xué)者盧亮等(2014)、董志強(qiáng)等(2012)等也都采用過該指標(biāo)衡量創(chuàng)業(yè)，自雇率主要使用“個體就業(yè)人數(shù)”占全體就業(yè)人數(shù)的比例來衡量。。在穩(wěn)健性檢驗中，我們使用自雇率替代創(chuàng)業(yè)率，并與就業(yè)增長率進(jìn)行回歸分析，其中自雇率采用的是《中國統(tǒng)計年鑒》中各省區(qū)的個體就業(yè)人數(shù)比率。

表3 穩(wěn)健性檢驗——變更自變量

從表3第(3)列回歸結(jié)果可以看到，自雇率在1%的顯著性水平下，顯著促進(jìn)就業(yè)增長率。具體來說，自雇率(個體就業(yè)人數(shù)占比)每增加1個百分點，就業(yè)增長率增加1.29個百分點。這一結(jié)論與表2的結(jié)論接近。

2.變更因變量

除了變更自變量外，還可以變更因變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。變更因變量需要找到就業(yè)的替代指標(biāo)或反向指標(biāo)。失業(yè)率顯然可以作為就業(yè)的反向指標(biāo)，在一般情況下，就業(yè)情況越好，失業(yè)率就應(yīng)該越低；而失業(yè)率如果升高，必然代表著就業(yè)情況變得嚴(yán)峻。因此，為檢驗創(chuàng)業(yè)與就業(yè)增長方程的穩(wěn)健性，將創(chuàng)業(yè)率與失業(yè)率作回歸，所得到的創(chuàng)業(yè)與失業(yè)關(guān)系即為創(chuàng)業(yè)與就業(yè)的反向關(guān)系。創(chuàng)業(yè)率繼續(xù)采用千人新增私營企業(yè)和個體戶數(shù)表示，而失業(yè)率則采集于《中國統(tǒng)計年鑒》中的城鎮(zhèn)失業(yè)率。

表4 穩(wěn)健性檢驗——創(chuàng)業(yè)率與失業(yè)率

表4顯示了創(chuàng)業(yè)率與失業(yè)率進(jìn)行回歸分析的結(jié)果。從第(3)列隨機(jī)效應(yīng)估計結(jié)果來看，解釋變量創(chuàng)業(yè)率的估計系數(shù)在1%的顯著性水平下是顯著為負(fù)的。具體來說，就是千人新辦私營企業(yè)戶數(shù)和個體戶數(shù)每增加1個百分點，失業(yè)率將減少0.62個百分點。與Acs等(1993)[3]、董志強(qiáng)等(2012)[11]等國內(nèi)外學(xué)者的研究結(jié)論一致。論證了創(chuàng)業(yè)與就業(yè)增長正向顯著，與失業(yè)率負(fù)向顯著，簡言之，即創(chuàng)業(yè)可減少失業(yè)，促進(jìn)就業(yè)。創(chuàng)業(yè)率對失業(yè)率有顯著負(fù)向作用，表明創(chuàng)業(yè)有利于降低失業(yè)率的“企業(yè)家效應(yīng)”存在。

通過變更自變量和變更因變量進(jìn)行回歸估計，結(jié)果顯示創(chuàng)業(yè)促進(jìn)就業(yè)的效應(yīng)依然顯著，表明實證結(jié)果穩(wěn)健。

(三)分樣本研究

1．機(jī)會型、生存型創(chuàng)業(yè)與就業(yè)增長

在中國，私營企業(yè)主要是個人或團(tuán)隊通過開發(fā)市場機(jī)會、尋求獲利途徑而創(chuàng)業(yè)的結(jié)果，具有較強(qiáng)的機(jī)會型創(chuàng)業(yè)的特征，因此采用“私營企業(yè)戶數(shù)”作為機(jī)會型創(chuàng)業(yè)的衡量指標(biāo)，可以較好地反映各個地區(qū)機(jī)會型創(chuàng)業(yè)的活躍程度。同時還大量存在著以“個體戶”形式為主的創(chuàng)業(yè)，這類創(chuàng)業(yè)規(guī)模小、數(shù)量多，進(jìn)出市場較為頻繁，更符合生存型創(chuàng)業(yè)的特點，因此，將“個體工商戶數(shù)”作為衡量生存型創(chuàng)業(yè)的指標(biāo)。將機(jī)會型創(chuàng)業(yè)率和生存型創(chuàng)業(yè)率分別與就業(yè)增長作回歸分析，結(jié)果見表5。

表5 機(jī)會型創(chuàng)業(yè)、生存型創(chuàng)業(yè)與就業(yè)增長

將被解釋變量就業(yè)增長率分別對滯后一期的總體創(chuàng)業(yè)率、用滯后一期的新增私營企業(yè)數(shù)代表的機(jī)會型創(chuàng)業(yè)率、用滯后一期的新增個體戶數(shù)代表的生存型創(chuàng)業(yè)率進(jìn)行回歸，結(jié)果如表5所示。滯后一期的總體創(chuàng)業(yè)率顯著促進(jìn)就業(yè)增長率，總體創(chuàng)業(yè)率每增加1個單位將帶動就業(yè)增長率增加0.26%；滯后一期的新增私營企業(yè)戶數(shù)顯著促進(jìn)業(yè)增長，新增私營企業(yè)戶數(shù)每增長1個單位，就業(yè)增長率增長0.61%；新增個體戶數(shù)帶動就業(yè)增長效應(yīng)則略弱，新增個體戶數(shù)每增加1個單位，引起就業(yè)增長率增加0.18%，機(jī)會型創(chuàng)業(yè)比生存型創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)的效應(yīng)更加顯著。這與高建等(2008)[8]結(jié)論類似，他們通過對中國2007年成人抽樣調(diào)查問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行整理分析指出，僅有14.9%的生存型企業(yè)在當(dāng)年提供超過5個工作崗位，而有33.6%的機(jī)會型企業(yè)在當(dāng)年能夠提供超過5個工作崗位；未來5年后這種差異更加顯著，61.5%的機(jī)會型創(chuàng)業(yè)能提供5個以上崗位，而生存型企業(yè)該項比例僅為28.3%。

表6 東部、西部、中部地區(qū)省份創(chuàng)業(yè)與就業(yè)增長

2. 創(chuàng)業(yè)區(qū)域分樣本研究

按傳統(tǒng)的地理方位分類法把30個省份分為東部、中部、西部三組，實證研究不同的地域分布的省份創(chuàng)業(yè)促進(jìn)就業(yè)的效應(yīng)?；貧w結(jié)果顯示，只有中部省份的創(chuàng)業(yè)促進(jìn)就業(yè)效應(yīng)顯著，東部省份和西部省份不顯著。這可能是因為中部省份普遍具有較大的人口基數(shù)和勞動力人口，同時經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和創(chuàng)業(yè)活躍程度處于中等水平(優(yōu)于西部省份、次于東部省份)，在該區(qū)域創(chuàng)業(yè)能夠更好地促進(jìn)就業(yè)增長。

將各地區(qū)按照創(chuàng)業(yè)率高低三分法劃分為高、中、低三個組，實證檢驗三組地區(qū)的就業(yè)增長效應(yīng)。結(jié)果顯示，低創(chuàng)業(yè)率省份的創(chuàng)業(yè)促進(jìn)就業(yè)效應(yīng)顯著，其他地區(qū)則不顯著。這表明在創(chuàng)業(yè)率低的地區(qū)加大力度扶持創(chuàng)業(yè)，促進(jìn)就業(yè)效果比在創(chuàng)業(yè)率高的地區(qū)更顯著。

3. 創(chuàng)業(yè)時間分樣本研究

按照創(chuàng)業(yè)的時間對數(shù)據(jù)進(jìn)行分組研究。2007年是中國創(chuàng)業(yè)政策中一個重要的年份，2007以前創(chuàng)業(yè)扶持政策大多較為零散、局部，主要是部門制定的，但在2007年以后開始上升為國家層面，政策更為全面、系統(tǒng)，多部門協(xié)同。在原有數(shù)據(jù)和模型的基礎(chǔ)上，根據(jù)年份對數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)號，分別考察兩個不同時間段創(chuàng)業(yè)的就業(yè)增長效果。

表7研究結(jié)果顯示，兩組不同時期的創(chuàng)業(yè)率都可以促進(jìn)就業(yè)增長率，但2007年及以后的組即第(2)列的系數(shù)為0.005，大于2006年及以前的組即第(1)列系數(shù)的0.002，表明2007年后創(chuàng)業(yè)促進(jìn)就業(yè)效應(yīng)更加明顯。從側(cè)面也表明創(chuàng)業(yè)促進(jìn)就業(yè)會受到政策影響，中國2007年后制定的“創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)”戰(zhàn)略及系列政策對創(chuàng)業(yè)促進(jìn)就業(yè)起了推動作用。

表7 1997—2006年與2007—2013年創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)效應(yīng)

(四)創(chuàng)業(yè)促進(jìn)就業(yè)的時間滯后性效應(yīng)

為實證研究創(chuàng)業(yè)促進(jìn)就業(yè)的內(nèi)在機(jī)制和滯后性，本文使用阿爾蒙模型探討創(chuàng)業(yè)與就業(yè)增長的關(guān)系。從表8可以看出，由阿爾蒙四階多項式滯后模型的回歸系數(shù)在5%的顯著性水平下都是顯著的。

表8第(2)列顯示了根據(jù)約簡式系數(shù)反推的結(jié)構(gòu)式系數(shù)，根據(jù)結(jié)構(gòu)式系數(shù)繪制創(chuàng)業(yè)率對就業(yè)增長率影響的滯后結(jié)構(gòu)圖，如圖1所示。

從圖1中可以看到，創(chuàng)業(yè)對就業(yè)的效應(yīng)開始時(第1年)是顯著正向影響的，系數(shù)為0.006 5，這是因為創(chuàng)業(yè)對就業(yè)促進(jìn)存在直接效應(yīng)。創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)的直接效應(yīng)首先表現(xiàn)為企業(yè)創(chuàng)辦者本人成為自雇，解決自身的就業(yè)問題；同時，初創(chuàng)企業(yè)需要雇用人員，直接帶動了另外一批人就業(yè)。進(jìn)入第2年，創(chuàng)業(yè)活動給就業(yè)帶來的擠出效應(yīng)影響力逐漸超過增長效應(yīng)的影響，現(xiàn)有崗位減少數(shù)量大于新增數(shù)量，此階段創(chuàng)業(yè)對就業(yè)的效應(yīng)顯著為負(fù)，系數(shù)為0.001 5，即創(chuàng)業(yè)對就業(yè)的促進(jìn)效應(yīng)體現(xiàn)為就業(yè)負(fù)增長，造成就業(yè)損失。第3—4年，創(chuàng)業(yè)對就業(yè)的增長效應(yīng)發(fā)揮的作用超擠出效應(yīng)，系數(shù)分別為0.000 5和0.002 1，創(chuàng)業(yè)給就業(yè)帶來的是正向增長。第5—6年，擠出效應(yīng)再次發(fā)揮較大作用，創(chuàng)業(yè)對就業(yè)的效應(yīng)再次變?yōu)樨?fù)，系數(shù)為0.000 1和0.003 2。到第7年創(chuàng)業(yè)的增長效應(yīng)增加，大于擠出效應(yīng)，系數(shù)為0.002 6，創(chuàng)業(yè)促進(jìn)長期的就業(yè)增長。

表8 創(chuàng)業(yè)與就業(yè)增長的阿爾蒙模型

圖1 創(chuàng)業(yè)率對區(qū)域就業(yè)增長率的滯后結(jié)構(gòu)(短期動態(tài)效應(yīng))

創(chuàng)業(yè)帶來的直接效應(yīng)是顯而易見的，但創(chuàng)業(yè)與就業(yè)增長的間接效應(yīng)往往容易被忽視。創(chuàng)業(yè)對就業(yè)的間接效應(yīng)有擠出效應(yīng)和增長效應(yīng)。創(chuàng)業(yè)的就業(yè)擠出效應(yīng)表現(xiàn)在新的創(chuàng)業(yè)公司成立是創(chuàng)新性破壞的過程，伴隨市場創(chuàng)新和技術(shù)創(chuàng)新，還將與同行業(yè)或相關(guān)行業(yè)的原有企業(yè)競爭，部分老舊企業(yè)因技術(shù)和市場方面劣于新創(chuàng)企業(yè)，在競爭中處于劣勢，其市場份額也被新企業(yè)取代，甚至導(dǎo)致老舊企業(yè)破產(chǎn)，老舊企業(yè)就業(yè)崗位隨之縮減或消失，導(dǎo)致就業(yè)損失。另外一種間接效應(yīng)為增長效應(yīng)。創(chuàng)業(yè)通過技術(shù)創(chuàng)業(yè)或市場創(chuàng)新促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，因經(jīng)濟(jì)增長帶動就業(yè)的倍增效應(yīng)存在，創(chuàng)業(yè)間接增加就業(yè)，促進(jìn)就業(yè)增長。

圖2 創(chuàng)業(yè)率對區(qū)域就業(yè)增長率的滯后結(jié)構(gòu)(累計效應(yīng))

圖2顯示了創(chuàng)業(yè)率對就業(yè)增長率的滯后累計效應(yīng)，可見，直接效應(yīng)的存在促使創(chuàng)業(yè)在初期明顯地促進(jìn)就業(yè)增長。此后，由于擠出效應(yīng)的作用造成了就業(yè)破壞，創(chuàng)業(yè)促進(jìn)就業(yè)總體效果呈現(xiàn)波動狀態(tài)，但總體累積效應(yīng)仍為正。增長效應(yīng)與擠出效應(yīng)共同作用下形成了創(chuàng)業(yè)促進(jìn)就業(yè)的累計效應(yīng)。從圖2中可以看出，創(chuàng)業(yè)促進(jìn)就業(yè)的累計效應(yīng)在窗口期內(nèi)上下波動，第4年最高，在第6年達(dá)到最低，第7年之后一路向上，促進(jìn)長期的就業(yè)增長。

總之，新創(chuàng)企業(yè)進(jìn)入市場引起了新業(yè)務(wù)的發(fā)展，新企業(yè)所帶來的競爭壓力將使現(xiàn)有部分低效的老舊企業(yè)退出市場。同時，還將促使市場效率提升并長期推動經(jīng)濟(jì)增長。從不同國家和時期的研究得出類似結(jié)論，較高的企業(yè)開辦率伴隨著較高程度的直接就業(yè)增長。但經(jīng)過一段時間創(chuàng)業(yè)與就業(yè)的關(guān)系變?yōu)樨?fù)向，原因在于競爭壓力導(dǎo)致現(xiàn)有企業(yè)退出市場或者縮減規(guī)模。在長期，創(chuàng)業(yè)與就業(yè)的關(guān)系呈正向，宏觀經(jīng)濟(jì)實現(xiàn)增長。

四、結(jié) 論

本研究結(jié)論表明，創(chuàng)業(yè)率每提高1個單位，將帶動就業(yè)增長率提高0.26%，或使失業(yè)率降低0.62%。在分組的研究中，機(jī)會型創(chuàng)業(yè)促進(jìn)就業(yè)效果好于生存型創(chuàng)業(yè)，每增加1個單位的機(jī)會型創(chuàng)業(yè)，就業(yè)增長率增加0.61%；而每增加1個單位的生存型創(chuàng)業(yè)，就業(yè)增長率僅增加0.18%。按照創(chuàng)業(yè)時間研究，2007年后創(chuàng)業(yè)促進(jìn)就業(yè)效果優(yōu)于2006年及以前，2007年之后系數(shù)為0.5%，高于2006年及以前組別的0.2%。

運用阿爾蒙滯后模型檢驗，結(jié)果顯示，創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)具有滯后性。創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)首先表現(xiàn)為直接效應(yīng)，創(chuàng)業(yè)者由于直接變?yōu)樽怨突蚬蛡蛩?，?chuàng)造了工作崗位，在創(chuàng)業(yè)的第1年創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)的效應(yīng)顯著；第2年，創(chuàng)業(yè)對就業(yè)的擠出效應(yīng)越來越明顯，行業(yè)內(nèi)部分老舊企業(yè)在競爭中逐步處于劣勢，市場份額不斷銳減，經(jīng)濟(jì)狀況急劇下降甚至被迫退出市場，造成就業(yè)損失；第3—4年，創(chuàng)業(yè)帶動經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)了就業(yè)增長，表現(xiàn)為就業(yè)增長；第5—6年，擠出效應(yīng)再次大于增長效應(yīng)，就業(yè)變現(xiàn)為損失；第7年后，創(chuàng)業(yè)企業(yè)穩(wěn)健發(fā)展并擴(kuò)大規(guī)模，促進(jìn)了長期經(jīng)濟(jì)增長，從而促進(jìn)長期就業(yè)增長。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)的總效應(yīng)一直是正向的，表明創(chuàng)業(yè)總體上促進(jìn)就業(yè)。

本研究具有以下政策含義：一是加大力度支持機(jī)會型創(chuàng)業(yè)，以更好地帶動就業(yè)。可以完善產(chǎn)權(quán)制度，鼓勵企業(yè)家創(chuàng)新，良好的產(chǎn)權(quán)制度安排有利于增強(qiáng)企業(yè)家對未來收益的預(yù)期，免除后顧之憂，鼓勵企業(yè)家勇于創(chuàng)新和開展創(chuàng)造性破壞；要繼續(xù)簡政放權(quán)，激活企業(yè)家敏銳性。二是創(chuàng)業(yè)政策制定和評估應(yīng)具有系統(tǒng)性和長期性。創(chuàng)業(yè)政策應(yīng)具有系統(tǒng)性，創(chuàng)業(yè)政策評估也需要長期考量。

本文對創(chuàng)業(yè)與就業(yè)的研究雖然取得了預(yù)期的結(jié)果，但本研究仍有許多需要繼續(xù)深化和拓展的地方。由于受數(shù)據(jù)的約束，一些實證研究、量化研究仍有繼續(xù)深化的必要。另外，創(chuàng)業(yè)影響就業(yè)的微觀機(jī)理仍然有進(jìn)一步加深研究的可能。

[1] D. BIRCH. The Job Generation Process. Cambridge, MA: MIT Press,1979:302.

[2] B. ASHCROFT, J. H. LOVE.FirmBirthsandEmploymentChangeintheBritishCountries: 1981—1989. Papers in Regional Science,1996,75(4):483—500.

[3] Z. J. ACS, D. B. AUDRETSCH. Small Firms and Entrepreneurship: An East-West Perspective. Cambridge, UK: Cambridge University Press，l993：227—231.

[4] C. BROWN, J. HAMILTON, J. MEDOFF. Employers Large and Small. Cambridge, MA: Haruard University Press, 1990：123—145.

[5] R. W. BEDNARZIK.TheRoleofEntrepreneurshipinU.S.andEuropeanJobGrowth. Monthly Labor Review, 2000,123(7):3—16.

[6] A. Van STEL, D. STOREY.TheLinkbetweenFirmBirthsandJobCreation:IsthereaUpasTreeEffect?. Regional Studies, 2004,38(8):893—909.

[7] D. B. AUDRETSCH, M. FRITSCH.GrowthRegimesoverTimeandSpace. Regional Studies, 2002,36(2):113—124.

[8] R. BAPTISTA, et al.Entrepreneurship,RegionalDevelopmentandJobCreation：TheCaseofPortugal. Small Bus Econ, 2008,30:49—58.

[9] M. FRITSCH, P. MUELLER.TheEffectofNewFirmFormationonRegionalDevelopmentoverTime. Freiberg Working Papers, 2004, 30(1):59—71.

[10]高建.全球創(chuàng)業(yè)觀察(2007)報告.北京：清華大學(xué)出版社，2008:1—10.

[11]董志強(qiáng)，張?zhí)烊A，魏下海.創(chuàng)業(yè)與失業(yè)：難民效應(yīng)與企業(yè)家效應(yīng)的實證檢驗.經(jīng)濟(jì)評論，2012(2).

[12]盧亮,鄧漢慧.創(chuàng)業(yè)促進(jìn)就業(yè)嗎?——來自中國的證據(jù).經(jīng)濟(jì)管理,2014(3).

[13]張成剛, 廖毅, 曾湘泉， 等.創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)：新企業(yè)的就業(yè)效應(yīng)分析.中國人口科學(xué)，2015(1).

[14]J. KONINGS, H. VANDENBUSSCHE. How Does Increase Foreign Competition Affect UK Employment and Wages? An Empirical Exploration. Discussion Papers,1995:18—25.

[15]S. J. DAVIS, J. HALTIWANGER, S. SCHUH.SmallBusinessandJobCreation:DissectingtheMythandReassessingtheFacts. Small Business Economics,1993,8(4): 297—315.

[16]M. FRITSCH, P. MUELLER.EffectsofNewBusinessFormationonRegionalDevelopmentoverTime. Regional Studies，2004，38(8)：961—975.

[17]冉光和,曹躍群.資本投入、技術(shù)進(jìn)步與就業(yè)促進(jìn).數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2007(2).

[18]P. D. Reynolds.AutonomousFirmDynamicsandEconomicgrowthintheUnitedStates,1986—1990. Regional Studies,1994,28(4):429—443.

[19]賴德勝，李長安. 創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)的效應(yīng)分析及政策選擇. 經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2009(2).

[20]STEFAN F?LSTER.DoEntrepreneursCreatejobs?. Small Business Economics,2000,14(2):137—148.

[21]湯燦晴,董志強(qiáng),李永杰.國外創(chuàng)業(yè)與就業(yè)關(guān)系研究現(xiàn)狀探析與未來展望.外國經(jīng)濟(jì)與管理,2011(9).

【責(zé)任編輯：于尚艷】

教育部人文社會科學(xué)研究基金項目“大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意向與創(chuàng)業(yè)行為追蹤研究”(14YJC880045)

2016-02-16

F241.4

A

1000-5455(2017)03-0100-09

侯永雄，廣東韶關(guān)人，華南師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院博士研究生，華南師范大學(xué)學(xué)生工作部(處)/創(chuàng)業(yè)學(xué)院講師； 諶新民，江西高安人，華南師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師。)