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)數據的創(chuàng)業(yè)與就業(yè)關系及時滯性

侯永雄， 諶新民

目前國內外學者對創(chuàng)業(yè)與就業(yè)關系的研究主要有兩種觀點：一種認為創(chuàng)業(yè)可以促進就業(yè)增長；另一種則認為創(chuàng)業(yè)與就業(yè)增長之間關系不明確。采用1997—2013年中國30個省區(qū)面板數據，對創(chuàng)業(yè)與就業(yè)增長的關系進行實證檢驗，結果顯示創(chuàng)業(yè)可以促進就業(yè)增長，具體表現在創(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。在此基礎上進一步研究，發(fā)現機會型創(chuàng)業(yè)比生存型創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)效應更加顯著；不同地區(qū)、不同時間創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)效應存在差異。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)現創(chuàng)業(yè)通過直接效應可以及時有效促進就業(yè)增長；而由于存在擠出效應和增長效應兩種間接效應，創(chuàng)業(yè)在第2年表現為減少就業(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)的總體效應為促進就業(yè)增長。

創(chuàng)業(yè) 就業(yè)增長 滯后 失業(yè)

改革開放以來，歷經近40年的高速發(fā)展，中國已成為全球第二大經濟體。豐富而廉價的勞動力、日益提高的全要素生產率和高投資驅動等是推動中國經濟高速發(fā)展的重要原因。伴隨時代發(fā)展，中國逐漸步入經濟發(fā)展新常態(tài)，當前正著力推進供給側結構性改革，面臨的就業(yè)形勢和環(huán)境也發(fā)生顯著變化，結構性矛盾等原因導致近年就業(yè)形勢仍然嚴峻。

在2015年政府工作報告中，“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”被列為拉動經濟發(fā)展的“雙引擎”之一，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)已成為中國經濟增長和社會發(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，有關創(chuàng)業(yè)在經濟社會發(fā)展和促進就業(yè)中作用的理論與實證研究相對滯后，基于中國宏微觀數據對創(chuàng)業(yè)與就業(yè)增長關系進行具體且規(guī)范的研究不多，對創(chuàng)業(yè)影響就業(yè)的路徑、機制和時間滯后性等缺乏相對全面的解釋。在目前中國經濟面臨新常態(tài)、就業(yè)形勢面臨新挑戰(zhàn)、創(chuàng)業(yè)實踐出現新機遇、創(chuàng)業(yè)與就業(yè)研究呼喚新進展的背景下，亟須進一步研究創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)的機制與效應，更好地發(fā)揮創(chuàng)業(yè)在就業(yè)增長中的帶動作用，為“促進創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)”目標的有效實施提供有價值的理論啟示和政策建議。

一、文獻回顧

1775年，法國經濟學家坎帝隆(Cantillon)率先提出“Entrepreneur”這一概念并引入經濟學的研究領域，意為“冒險事業(yè)的經營者或組織者”。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。古典經濟學將“企業(yè)家”歸類為“外部力量”；薩伊則將企業(yè)家定義為“協(xié)調者”和“價值創(chuàng)造者”，這一定義體現了企業(yè)家和企業(yè)家精神的關聯(lián)，突破了此前古典經濟學理論的既定范疇。其后經濟學史上關于創(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)為代表的芝加哥學派、以米塞斯(Mises)和柯茲納(Kirzner)為代表的奧地利學派。關于創(chuàng)業(yè)與就業(yè)關系的研究，學術界主要有兩種觀點：一些研究者認同創(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

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

學者還就創(chuàng)業(yè)對就業(yè)增長的正向作用呈現出的特征展開分析。首先，Brown等(1990)[4]認為那些迅速由小變大的新開辦企業(yè)才能有效促進就業(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，受到經濟周期影響較少。Bednarzik(2000)[5]研究發(fā)現，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)之間的關系不會隨國家經濟體制改變而發(fā)生變化，在轉軌國家和市場經濟國家中兩者之間的關系都呈現正向相關。最后，小企業(yè)的發(fā)展可能已經推動經濟從管理型向創(chuàng)業(yè)型經濟轉變。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)新對經濟發(fā)展的重要性在20世紀后半段的20年里得到顯著提升。這也從側面反映了英國從管理型經濟向創(chuàng)業(yè)型經濟轉變(Audretsch等，2002)[7]。

部分學者還研究了創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)增長的原因。Baptista等(2008)[8]認為，歐洲和全球其他工業(yè)化地區(qū)在過去30年中經歷了相當大的產業(yè)結構調整變化，從傳統(tǒng)的制造行業(yè)升級到更先進復雜的技術行業(yè)，如電子、軟件和生物技術。創(chuàng)新步伐加快以及產品和技術生命周期的縮短似乎更有利于新進入者和小型企業(yè)，較之大企業(yè)來說，具有更大的靈活性以應對激烈的變化。

學者還發(fā)現創(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)立當年很小，而在前6年里呈負相關，積極影響只在其后才發(fā)生，在第8年左右達到高峰，并在第10年開始逐漸消退；在德國積極影響出現在企業(yè)創(chuàng)辦后的第6年，英國則是出現在企業(yè)創(chuàng)辦后的第4年。

國內學者的研究大多認為創(chuàng)業(yè)可以帶動就業(yè)。高建(2008)[10]在報告中指出，每增加1個機會型創(chuàng)業(yè)者，當年平均能新增2.77個就業(yè)崗位，未來5年平均帶動5.99人就業(yè)。董志強等(2012)[11]利用廣東省1991—2007年面板數據，對自雇創(chuàng)業(yè)率和失業(yè)率進行檢驗，結果顯示自雇創(chuàng)業(yè)率對隨后的失業(yè)率具有顯著負向影響。盧亮等(2014)[12]、張成剛等(2015)[13]認為，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)增長關系不明確

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

Fritsch等(2004)[9]的研究發(fā)現新進企業(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，催化了高質量產品的產生，但整個過程中并未有明顯的就業(yè)增加。Konings等 (1995)[14]發(fā)現，英國工廠規(guī)模與總的就業(yè)創(chuàng)造之間呈負向關系，與總的就業(yè)破壞呈正向關系。Davis等(1993)[15]發(fā)現，新企業(yè)在創(chuàng)造新就業(yè)崗位的同時也減少了現有崗位的數量，其比例分別為53%和56%。Van Stel等(2004)[6]研究發(fā)現，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)活動的增加只會導致就業(yè)的減少。

有學者認為部分學者提出的創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)的結論源自對數據的錯誤統(tǒng)計和誤導性解釋 (Davis等，1993)[15]，表現在以下四個方面：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)數字對動態(tài)變化進行分析并得出結論；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)大小之間的關系；第三，“數據質量差”，扭曲了真實的就業(yè)創(chuàng)造的企業(yè)大小關系；第四，虛假的就業(yè)創(chuàng)造機會，一些“小公司”就業(yè)實際上可能是由現有的大公司擴大創(chuàng)建的額外小機構。他還通過1972—1988年制造工廠的一個小組數據得出結論：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系。

二、研究設計

本文假設創(chuàng)業(yè)可帶動就業(yè)增長，運用《中國統(tǒng)計年鑒》1997—2013年面板數據加以驗證，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)增長的模型設定為：

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

(1)

其中，下標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]學者把創(chuàng)業(yè)定義為市場被新進入者滲透的程度，采取新市場進入數量來衡量創(chuàng)業(yè)，即以每千人新企業(yè)開辦數量來度量創(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)數和個體戶數之和作為創(chuàng)業(yè)的衡量指標。Xi,t-1為滯后一期控制變量，包括兩個方面。一是固定資產投資。中國經濟增長過程中，資本投入對就業(yè)促進發(fā)揮了積極的作用(冉光和等,2007)[17]，在一定的技術水平下資本與勞動是互補的兩種生產要素，因此，研究創(chuàng)業(yè)與就業(yè)增長的關系需要將資本投入考慮在內。本研究采用固定資本形成總額來衡量資產投資，以1997年為基期，作對數化處理。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，依據居民消費價格指數調整，并作對數化處理。εi,t為隨機干擾項，β0,β1,β2是模型的估計系數。

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

創(chuàng)業(yè)促進就業(yè)有直接效應和間接效應，直接效應是即時的、當下的，間接效應則具有滯后性，在一定時間之后才能體現，具體多長時間，需要利用具體的經驗數據進行估算和檢驗。參考Fritsch等(2004)[16]等對阿爾蒙模型的描述，應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構。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為隨機干擾項，(bj,j=0…p)分別為滯后j期的創(chuàng)業(yè)率回歸系數，本文稱這p+1個bj系數為結構式參數。

本研究需要確定模型中的兩個重要參數：滯后期數p和多項式階數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個模型的擬合結果進行對比分析。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)，其估計結果最優(yōu)(其余17個模型的擬合結果不做報告)。

(3)

當有約束時,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)

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

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)變化關系可能存在區(qū)域特征，區(qū)域人口密度與區(qū)域內房產價格、基礎設施、勞動力市場條件、產業(yè)結構、創(chuàng)新水平等因素之間具有較高相關性(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性所導致的多重共線性問題。上一模型中的固定資產投資和區(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)數據來源與描述性統(tǒng)計

本研究數據主要來源于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)的面板數據以及各省區(qū)統(tǒng)計年鑒、《中國勞動統(tǒng)計年鑒》相關年份的數據。由于部分數據缺失，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，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”和“新增個體戶數”來源于《中國統(tǒng)計年鑒》中的私營企業(yè)戶數、個體戶數，采用本期年末值減去上期年末值，即為本期新增值。變量之間的相關系數絕大部分遠小于0.5，最高值0.721仍小于1，表明不需要過分擔憂多重共線性問題。

三、實證結果

(一)基本回歸結果

執(zhí)行Hausman檢驗，結果顯示P值為0.764，說明在10%的顯著性水平下，隨機效應模型優(yōu)于固定效應模型，選擇隨機模型更為有效。將創(chuàng)業(yè)率與就業(yè)增長率分別作OLS、固定效應和隨機效應回歸估計，結果表明創(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)列為隨機效應，可以直觀地看出，解釋變量創(chuàng)業(yè)率的估計系數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后，使用OLS、固定效應、隨機效應三種不同的估計方法，得到的解釋變量估計系統(tǒng)都是顯著的且系數同為0.002 6，即每千人擁有新增私營企業(yè)戶數和個體企業(yè)戶數每增加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)增長率的回歸結果

注：括號內采用聚類到省的穩(wěn)健標準誤, *p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。下表同。

本結論與Reynolds(1994)[18]、Audretsch等(2002)[7]等國外學者以及賴德勝等(2009)[19]等大多數國內學者的結論相同或相似。但在具體創(chuàng)業(yè)促進就業(yè)的系數方面有所差異。Stefan(2000)[20]對瑞典的研究結果顯示，創(chuàng)業(yè)對就業(yè)的促進系數為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)現創(chuàng)業(yè)率每增加1個百分點，就業(yè)率相應增加0.11—0.22個百分點。董志強等(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

在得到基準的回歸結果后，有必要對結論是否穩(wěn)健進行檢驗。本研究采取變更自變量、變更因變量等方式進行穩(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)數與個體戶數之和”。另一個運用較廣衡量創(chuàng)業(yè)水平的指標是自雇率*國外學者Stefan F?lster(2000)采用24個瑞典區(qū)域(1976—1995)的數據進行研究時采用地區(qū)自我雇傭率作為創(chuàng)業(yè)水平的衡量，國內學者盧亮等(2014)、董志強等(2012)等也都采用過該指標衡量創(chuàng)業(yè)，自雇率主要使用“個體就業(yè)人數”占全體就業(yè)人數的比例來衡量。。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)人數比率。

表3 穩(wěn)健性檢驗——變更自變量

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

2.變更因變量

除了變更自變量外，還可以變更因變量進行穩(wěn)健性檢驗。變更因變量需要找到就業(yè)的替代指標或反向指標。失業(yè)率顯然可以作為就業(yè)的反向指標，在一般情況下，就業(yè)情況越好，失業(yè)率就應該越低；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)關系即為創(chuàng)業(yè)與就業(yè)的反向關系。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)率進行回歸分析的結果。從第(3)列隨機效應估計結果來看，解釋變量創(chuàng)業(yè)率的估計系數在1%的顯著性水平下是顯著為負的。具體來說，就是千人新辦私營企業(yè)戶數和個體戶數每增加1個百分點，失業(yè)率將減少0.62個百分點。與Acs等(1993)[3]、董志強等(2012)[11]等國內外學者的研究結論一致。論證了創(chuàng)業(yè)與就業(yè)增長正向顯著，與失業(yè)率負向顯著，簡言之，即創(chuàng)業(yè)可減少失業(yè)，促進就業(yè)。創(chuàng)業(yè)率對失業(yè)率有顯著負向作用，表明創(chuàng)業(yè)有利于降低失業(yè)率的“企業(yè)家效應”存在。

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

(三)分樣本研究

1．機會型、生存型創(chuàng)業(yè)與就業(yè)增長

在中國，私營企業(yè)主要是個人或團隊通過開發(fā)市場機會、尋求獲利途徑而創(chuàng)業(yè)的結果，具有較強的機會型創(chuàng)業(yè)的特征，因此采用“私營企業(yè)戶數”作為機會型創(chuàng)業(yè)的衡量指標，可以較好地反映各個地區(qū)機會型創(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、數量多，進出市場較為頻繁，更符合生存型創(chuàng)業(yè)的特點，因此，將“個體工商戶數”作為衡量生存型創(chuàng)業(yè)的指標。將機會型創(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，結果見表5。

表5 機會型創(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)數代表的機會型創(chuàng)業(yè)率、用滯后一期的新增個體戶數代表的生存型創(chuàng)業(yè)率進行回歸，結果如表5所示。滯后一期的總體創(chuàng)業(yè)率顯著促進就業(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)戶數顯著促進業(yè)增長，新增私營企業(yè)戶數每增長1個單位，就業(yè)增長率增長0.61%；新增個體戶數帶動就業(yè)增長效應則略弱，新增個體戶數每增加1個單位，引起就業(yè)增長率增加0.18%，機會型創(chuàng)業(yè)比生存型創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)的效應更加顯著。這與高建等(2008)[8]結論類似，他們通過對中國2007年成人抽樣調查問卷數據進行整理分析指出，僅有14.9%的生存型企業(yè)在當年提供超過5個工作崗位，而有33.6%的機會型企業(yè)在當年能夠提供超過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)促進就業(yè)的效應。回歸結果顯示，只有中部省份的創(chuàng)業(yè)促進就業(yè)效應顯著，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和勞動力人口，同時經濟發(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。結果顯示，低創(chuàng)業(yè)率省份的創(chuàng)業(yè)促進就業(yè)效應顯著，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)的時間對數據進行分組研究。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。在原有數據和模型的基礎上，根據年份對數據進行標號，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研究結果顯示，兩組不同時期的創(chuàng)業(yè)率都可以促進就業(yè)增長率，但2007年及以后的組即第(2)列的系數為0.005，大于2006年及以前的組即第(1)列系數的0.002，表明2007年后創(chuàng)業(yè)促進就業(yè)效應更加明顯。從側面也表明創(chuàng)業(yè)促進就業(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

(四)創(chuàng)業(yè)促進就業(yè)的時間滯后性效應

為實證研究創(chuàng)業(yè)促進就業(yè)的內在機制和滯后性，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在5%的顯著性水平下都是顯著的。

表8第(2)列顯示了根據約簡式系數反推的結構式系數，根據結構式系數繪制創(chuàng)業(yè)率對就業(yè)增長率影響的滯后結構圖，如圖1所示。

從圖1中可以看到，創(chuàng)業(yè)對就業(yè)的效應開始時(第1年)是顯著正向影響的，系數為0.006 5，這是因為創(chuàng)業(yè)對就業(yè)促進存在直接效應。創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)的直接效應首先表現為企業(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)。進入第2年，創(chuàng)業(yè)活動給就業(yè)帶來的擠出效應影響力逐漸超過增長效應的影響，現有崗位減少數量大于新增數量，此階段創(chuàng)業(yè)對就業(yè)的效應顯著為負，系數為0.001 5，即創(chuàng)業(yè)對就業(yè)的促進效應體現為就業(yè)負增長，造成就業(yè)損失。第3—4年，創(chuàng)業(yè)對就業(yè)的增長效應發(fā)揮的作用超擠出效應，系數分別為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，擠出效應再次發(fā)揮較大作用，創(chuàng)業(yè)對就業(yè)的效應再次變?yōu)樨?，系數?.000 1和0.003 2。到第7年創(chuàng)業(yè)的增長效應增加，大于擠出效應，系數為0.002 6，創(chuàng)業(yè)促進長期的就業(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)增長率的滯后結構(短期動態(tài)效應)

創(chuàng)業(yè)帶來的直接效應是顯而易見的，但創(chuàng)業(yè)與就業(yè)增長的間接效應往往容易被忽視。創(chuàng)業(yè)對就業(yè)的間接效應有擠出效應和增長效應。創(chuàng)業(yè)的就業(yè)擠出效應表現在新的創(chuàng)業(yè)公司成立是創(chuàng)新性破壞的過程，伴隨市場創(chuàng)新和技術創(chuàng)新，還將與同行業(yè)或相關行業(yè)的原有企業(yè)競爭，部分老舊企業(yè)因技術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，甚至導致老舊企業(yè)破產，老舊企業(yè)就業(yè)崗位隨之縮減或消失，導致就業(yè)損失。另外一種間接效應為增長效應。創(chuàng)業(yè)通過技術創(chuàng)業(yè)或市場創(chuàng)新促進經濟增長，因經濟增長帶動就業(yè)的倍增效應存在，創(chuàng)業(yè)間接增加就業(yè)，促進就業(yè)增長。

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

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

總之，新創(chuàng)企業(yè)進入市場引起了新業(yè)務的發(fā)展，新企業(yè)所帶來的競爭壓力將使現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濟增長。從不同國家和時期的研究得出類似結論，較高的企業(yè)開辦率伴隨著較高程度的直接就業(yè)增長。但經過一段時間創(chuàng)業(yè)與就業(yè)的關系變?yōu)樨撓?，原因在于競爭壓力導致現有企業(yè)退出市場或者縮減規(guī)模。在長期，創(chuàng)業(yè)與就業(yè)的關系呈正向，宏觀經濟實現增長。

四、結 論

本研究結論表明，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，機會型創(chuàng)業(yè)促進就業(yè)效果好于生存型創(chuàng)業(yè)，每增加1個單位的機會型創(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)促進就業(yè)效果優(yōu)于2006年及以前，2007年之后系數為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)首先表現為直接效應，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)的效應顯著；第2年，創(chuàng)業(yè)對就業(yè)的擠出效應越來越明顯，行業(yè)內部分老舊企業(yè)在競爭中逐步處于劣勢，市場份額不斷銳減，經濟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)帶動經濟增長促進了就業(yè)增長，表現為就業(yè)增長；第5—6年，擠出效應再次大于增長效應，就業(yè)變現為損失；第7年后，創(chuàng)業(yè)企業(yè)穩(wěn)健發(fā)展并擴大規(guī)模，促進了長期經濟增長，從而促進長期就業(yè)增長。實證結果發(fā)現創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)的總效應一直是正向的，表明創(chuàng)業(yè)總體上促進就業(yè)。

本研究具有以下政策含義：一是加大力度支持機會型創(chuàng)業(yè)，以更好地帶動就業(yè)。可以完善產權制度，鼓勵企業(yè)家創(chuàng)新，良好的產權制度安排有利于增強企業(yè)家對未來收益的預期，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，激活企業(yè)家敏銳性。二是創(chuàng)業(yè)政策制定和評估應具有系統(tǒng)性和長期性。創(chuàng)業(yè)政策應具有系統(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期的結果，但本研究仍有許多需要繼續(xù)深化和拓展的地方。由于受數據的約束，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)的微觀機理仍然有進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：清華大學出版社，2008:1—10.

[11]董志強，張?zhí)烊A，魏下海.創(chuàng)業(yè)與失業(yè)：難民效應與企業(yè)家效應的實證檢驗.經濟評論，2012(2).

[12]盧亮,鄧漢慧.創(chuàng)業(yè)促進就業(yè)嗎?——來自中國的證據.經濟管理,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)效應分析.中國人口科學，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、技術進步與就業(yè)促進.數量經濟技術經濟研究，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)的效應分析及政策選擇. 經濟學動態(tài)，2009(2).

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

[21]湯燦晴,董志強,李永杰.國外創(chuàng)業(yè)與就業(yè)關系研究現狀探析與未來展望.外國經濟與管理,2011(9).

【責任編輯：于尚艷】

教育部人文社會科學研究基金項目“大學生創(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，廣東韶關人，華南師范大學經濟與管理學院博士研究生，華南師范大學學生工作部(處)/創(chuàng)業(yè)學院講師； 諶新民，江西高安人，華南師范大學經濟與管理學院教授、博士生導師。)