張乃文

摘要：選取1996年-2018年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國人口和就業(yè)年鑒》數(shù)據(jù)，采用VAR模型量化研究創(chuàng)業(yè)活動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長動(dòng)態(tài)關(guān)系。結(jié)果表明：創(chuàng)業(yè)活動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在雙向因果和協(xié)整關(guān)系。創(chuàng)業(yè)活動(dòng)每增加1個(gè)單位，會(huì)引起國內(nèi)生產(chǎn)總值、第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)增加值分別增加0.93、0.63、0.88、1.05個(gè)單位。創(chuàng)業(yè)活動(dòng)與第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值存在正向刺激，能起到長期顯著相互促進(jìn)作用，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)對(duì)第三產(chǎn)業(yè)增加值貢獻(xiàn)率遠(yuǎn)高于第二產(chǎn)業(yè)和第一產(chǎn)業(yè)。

關(guān)鍵詞：創(chuàng)業(yè)活動(dòng);經(jīng)濟(jì)增長;VAR模型;動(dòng)態(tài)關(guān)系

黨的十六大、十七大、十八大、十九大均提出“以創(chuàng)業(yè)帶動(dòng)就業(yè)，以就業(yè)促進(jìn)創(chuàng)業(yè)”的發(fā)展戰(zhàn)略。創(chuàng)業(yè)成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新引擎，可助推經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，能提升社會(huì)和諧度。創(chuàng)業(yè)活動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系到底如何，是社會(huì)和學(xué)者關(guān)注的焦點(diǎn)問題。

選取1996年-2018年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國人口和就業(yè)年鑒》數(shù)據(jù)，經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)用國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）表示，不同產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長變量用第一產(chǎn)業(yè)增加值（PAV）、第二產(chǎn)業(yè)增加值（SAV）、第三產(chǎn)業(yè)增加值（TAV）表示，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)指標(biāo)用創(chuàng)業(yè)活躍度（CPEA）表示。采用向量自回歸（VAR）模型量化研究創(chuàng)業(yè)活動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長動(dòng)態(tài)關(guān)系。

一、模型構(gòu)建與定義變量

（一）模型構(gòu)建

向量自回歸VAR模型用來分析相互聯(lián)系的時(shí)間序列間的關(guān)系以及隨機(jī)擾動(dòng)因素對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)沖擊，模型估計(jì)原理是基本的OLS，滯后階數(shù)為P的VAR模型表達(dá)式為：

其中：yt為k維內(nèi)生變量向量;xt為d維外生變量向量;ut是k維誤差向量A1，A2……，Ap，B是待估系數(shù)矩陣。因而，可將VAR模型寫成如下形式：

（二）數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)

數(shù)據(jù)來源于1996年-2018年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國人口和就業(yè)年鑒》。模型中的指標(biāo)包括國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、第一產(chǎn)業(yè)增加值（PAV）、第二產(chǎn)業(yè)增加值（SAV）、第三產(chǎn)業(yè)增加值（TAV）、創(chuàng)業(yè)活躍度（CPEA）。經(jīng)濟(jì)增長用國內(nèi)生產(chǎn)總增長（GDP）表示，不同產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長變量用第一產(chǎn)業(yè)增加值（PAV）、第二產(chǎn)業(yè)增加值（SAV）、第三產(chǎn)業(yè)增加值（TAV）表示，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)用創(chuàng)業(yè)活躍度（CPEA）表示。

創(chuàng)業(yè)活躍度（CPEA）即某區(qū)域萬人中15-60歲人群擁有在過去3年新增的私營企業(yè)數(shù)。由于年鑒中人口的檔位沒有15-60歲，本文選取年鑒中與之接近的15-64歲檔位。

其中，CPEAi表示第i年的CPEA指標(biāo)，ΔPEi代表第i年的私營企業(yè)數(shù)，Li代表第i年15-64歲人口數(shù)。

利用Eviews7分別對(duì)GDP、PAV、SAV、TAV、CPEA取log對(duì)數(shù)，目的消除變量潛在的異方差性，記為LNGDP、LNPAV、LNSAV、LNTAV、LNCPEA。

二、實(shí)證分析

（一）.相關(guān)性分析

VAR模型確定前須要分析變量LNGDP、LNPAV、LNSAV、LNTAV與變量LNCPEA相關(guān)性，以便了解變量LNGDP、LNPAV、LNSAV、LNTAV與變量LNCPEA之間可能存在的關(guān)系。

LNCPEA為橫軸，LNGDP、LNPAV、LNSAV、LNTAV為縱軸，LNCPEA與LNGDP、LNPAV、LNSAV、LNTAV變化的方向大體一致，有較好的線性關(guān)系。初步判斷創(chuàng)業(yè)活動(dòng)變動(dòng)會(huì)引起經(jīng)濟(jì)增長的變動(dòng)。為了更好研究創(chuàng)業(yè)活動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長動(dòng)態(tài)關(guān)系，建立VAR模型分析。

（二）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

時(shí)間序列平穩(wěn)性是指時(shí)間序列的統(tǒng)計(jì)特征不會(huì)因?yàn)闀r(shí)間的向前延續(xù)而發(fā)生變化。根據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，如果時(shí)間序列為非平穩(wěn)序列，在對(duì)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型進(jìn)行檢驗(yàn)估計(jì)時(shí)容易出現(xiàn)“偽回歸”。因此，建立VAR模型實(shí)證分析前，需要檢驗(yàn)所有變量的平穩(wěn)性。采用ADF單位根檢驗(yàn)?！鞅硎疽浑A差分，△△表示二階差分。LNGDP、LNCPEA序列和其一階差分序列△LNGDP、△LNPAV、△LNSAV、△LNTAV、△LCPEA序列在10%的顯著性水平下都是非平穩(wěn)的。而他們的二階差分序列△△LGDP、△△LCPEA序列在1%的顯著性水平下都是平穩(wěn)的，即LGDP∽I（2）和LCPEA∽I（2）為平穩(wěn)序列，表明說明五個(gè)變量都穩(wěn)定。

（三）格蘭杰因果檢驗(yàn)

變量LNGDP、LNPAV、LNSAV、LNTAV與LNCPEA之間是否存在因果性，本文采用Granger因果檢驗(yàn)對(duì)LNGDP、LNPAV、LNSAV、LNTAV與LNCPEA進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)。

在10%的顯著水平下，國內(nèi)生產(chǎn)總值與創(chuàng)業(yè)活動(dòng)存在雙向因果關(guān)系，滯后2階上，國內(nèi)生產(chǎn)總值為創(chuàng)業(yè)活動(dòng)Granger檢驗(yàn)原因，滯后4階上，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)為國內(nèi)生產(chǎn)總值Granger檢驗(yàn)的原因。第一產(chǎn)業(yè)增加值與創(chuàng)業(yè)活動(dòng)存在雙向因果關(guān)系，滯后2階上，第一產(chǎn)業(yè)增加值為創(chuàng)業(yè)活動(dòng)Granger檢驗(yàn)原因，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)為與第一產(chǎn)業(yè)增加值Granger檢驗(yàn)原因。第二產(chǎn)業(yè)增加值與創(chuàng)業(yè)活動(dòng)存在雙向因果關(guān)系，滯后2階上，第二產(chǎn)業(yè)增加值為創(chuàng)業(yè)活動(dòng)Granger檢驗(yàn)原因，滯后4階上，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)為第二產(chǎn)業(yè)增加值Granger檢驗(yàn)原因。第三產(chǎn)業(yè)增加值與創(chuàng)業(yè)活動(dòng)存在雙向因果關(guān)系，滯后7期上，第三產(chǎn)業(yè)增加值為創(chuàng)業(yè)活動(dòng)Granger檢驗(yàn)原因，滯后2階上，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)為第三產(chǎn)業(yè)增加值Granger檢驗(yàn)原因。

（四）VAR模型確定

根據(jù)SC、AIC和HQ的信息量取值最小的準(zhǔn)則確定模型的最優(yōu)滯后期（k），從圖2看，LNCPEA與LNGDP當(dāng)滯后期（k）為3時(shí)，LNCPEA與LNPAV當(dāng)滯后期（k）為3時(shí)，LNCPEA與LNSAV當(dāng)滯后期（k）為3時(shí)、LNCPEA與LNTAV滯后期（k）為2時(shí)，SC、AIC、HQ這3個(gè)準(zhǔn)則的值最優(yōu)值。

（五）協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)康氖菣z驗(yàn)研創(chuàng)業(yè)活動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長是否存在偽回歸。采用Johansen檢驗(yàn)檢驗(yàn)變量LNGDP、LNPAV、LNSAV、LNTAV與LNCPEA之間是否具有穩(wěn)定的均衡關(guān)系，在5%的顯著性水平，變量LNGDP、LNPAV、LNSAV、LNTAV與LNCPEA之間存在協(xié)整關(guān)系。

從協(xié)整方程可以看出：①LNGDP和LNCPEA之間存在著長期穩(wěn)定的、均衡的數(shù)量關(guān)系，從長期來看，LNCPEA每增加1個(gè)單位，會(huì)引起LNGDP增加0.9266個(gè)單位，說明創(chuàng)業(yè)活動(dòng)對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值增長有較強(qiáng)的推動(dòng)作用。②LNPAV、LNSAV、LNTAV與LNCPEA之間存在長期穩(wěn)定的、均衡的數(shù)量關(guān)系，從長期來看，LNCPEA每增加1個(gè)單位，會(huì)引起LNPAV、LNSAV、LNTAV分別增加0.6338、0.8816、1.0471個(gè)單位，對(duì)第三產(chǎn)業(yè)影響高于第二產(chǎn)業(yè)和第一產(chǎn)業(yè)，與現(xiàn)實(shí)相吻合。

（六）脈沖響應(yīng)

脈沖響應(yīng)分析即通過脈沖響應(yīng)函數(shù)（IRF）對(duì)VAR模型中任意內(nèi)生變量變動(dòng)如何引起自身及其他變量變化的過程進(jìn)行分析。下面利用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)與國內(nèi)生產(chǎn)總值、第一產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值所受到的動(dòng)態(tài)影響。

第1期創(chuàng)業(yè)活動(dòng)受到國內(nèi)生產(chǎn)總值增長負(fù)向刺激，第2期開始正向刺激，在第3期達(dá)到峰值，其增加的單位是0.017，沖擊曲線為余弦波。第1期國內(nèi)生產(chǎn)總值受到創(chuàng)業(yè)活動(dòng)正向刺激，在第4期達(dá)到峰值，其增加單位是0.020，沖擊曲線為正弦波，隨著時(shí)間推移正向刺激長期存在趨于穩(wěn)定。表明創(chuàng)業(yè)活動(dòng)與國內(nèi)生產(chǎn)總值存在正向刺激，國內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的促進(jìn)作用更顯著。

創(chuàng)業(yè)活動(dòng)與第一產(chǎn)業(yè)增加值沖擊曲線為余弦波，第1期負(fù)向刺激后，開始正向刺激，分別在第3期達(dá)到正向刺激峰值，第5期后正向刺激長期存在趨于穩(wěn)定。表明創(chuàng)業(yè)活動(dòng)與第一產(chǎn)業(yè)增加值存在正向刺激，相互能起到長期顯著穩(wěn)定促進(jìn)作用。

第1期創(chuàng)業(yè)活動(dòng)受到第二產(chǎn)業(yè)增加值負(fù)向刺激，第2期開始正向刺激，在第3期達(dá)到峰值，其增加的單位是0.030，沖擊曲線為余弦波。第1期國內(nèi)生產(chǎn)總值受到創(chuàng)業(yè)活動(dòng)正向刺激，在第4期達(dá)到峰值，其增加單位是0.030，沖擊曲線為正弦波，隨著時(shí)間推移正向刺激長期存在。表明創(chuàng)業(yè)活動(dòng)與第二產(chǎn)業(yè)增加值存在正向刺激，第二產(chǎn)業(yè)增加值對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的促進(jìn)作用更顯著。

第1期創(chuàng)業(yè)活動(dòng)受到第三產(chǎn)業(yè)增加值負(fù)向刺激，第2期開始正向刺激，在第4期達(dá)到峰值，其增加單位是0.003，并隨著時(shí)間推移正向刺激長期存在。第1期第三產(chǎn)業(yè)增加值受到創(chuàng)業(yè)活動(dòng)正向刺激，沖擊趨勢(shì)為上升-下降-上升-下降，隨著時(shí)間推移正向刺激長期存在趨于穩(wěn)定。表明創(chuàng)業(yè)活動(dòng)與第三產(chǎn)業(yè)增加值存在正向刺激，相互能起到長期顯著穩(wěn)定促進(jìn)作用。

三、結(jié)論與建議

選取1996年-2018年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國人口和就業(yè)年鑒》數(shù)據(jù)，經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)用國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）表示，不同產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長變量用第一產(chǎn)業(yè)增加值（PAV）、第二產(chǎn)業(yè)增加值（SAV）、第三產(chǎn)業(yè)增加值（TAV）表示，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)指標(biāo)用創(chuàng)業(yè)活躍度（CPEA）表示。采用向量自回歸（VAR）模型量化研究創(chuàng)業(yè)活動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長動(dòng)態(tài)關(guān)系。得出如下結(jié)論：

創(chuàng)業(yè)活動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在雙向因果和協(xié)整關(guān)系。從長期來看，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)每增加1個(gè)單位，會(huì)引起國內(nèi)生產(chǎn)總值增加0.9266個(gè)單位，會(huì)引起第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值分別增加0.6338、0.8816、1.0471個(gè)單位。創(chuàng)業(yè)活動(dòng)與第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值存在正向刺激，相互能起到長期顯著穩(wěn)定促進(jìn)作用。創(chuàng)業(yè)活動(dòng)對(duì)第三產(chǎn)業(yè)增加值貢獻(xiàn)率遠(yuǎn)高于第二產(chǎn)業(yè)和第一產(chǎn)業(yè)。創(chuàng)業(yè)活動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長均存在正向刺激，經(jīng)濟(jì)增長對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的促進(jìn)作用更顯著。

針對(duì)以上實(shí)證結(jié)論，結(jié)合我國創(chuàng)業(yè)現(xiàn)狀提出如下政策建議：

第一，加強(qiáng)制度和環(huán)境建設(shè)。政府對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的干預(yù)可適當(dāng)?shù)臏p少，健全創(chuàng)業(yè)多元化、特色化、專業(yè)化的創(chuàng)業(yè)制度，尤其知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度，嚴(yán)厲打擊創(chuàng)業(yè)過程中的惡意競爭行為，營造良好的創(chuàng)業(yè)環(huán)境，積極鼓勵(lì)和引導(dǎo)“打工經(jīng)濟(jì)”向“創(chuàng)業(yè)經(jīng)濟(jì)”轉(zhuǎn)型;第二，加強(qiáng)創(chuàng)業(yè)融資支持。擴(kuò)展全民創(chuàng)業(yè)融資渠道，可借助互聯(lián)網(wǎng)金融模式為創(chuàng)業(yè)提供融資支持，如眾籌、P2P網(wǎng)絡(luò)借貸等。通過創(chuàng)業(yè)緩解就業(yè)壓力，提升就業(yè)率促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。通過創(chuàng)業(yè)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化;第三，營造創(chuàng)業(yè)文化氛圍。宣傳創(chuàng)業(yè)優(yōu)秀公眾人物，培養(yǎng)全員創(chuàng)業(yè)觀念，動(dòng)員全員參與創(chuàng)業(yè)，推動(dòng)科技成果轉(zhuǎn)化。讓創(chuàng)新成果變成產(chǎn)業(yè)活動(dòng)，以微觀活力支撐宏觀穩(wěn)定，以供給創(chuàng)新帶動(dòng)需求擴(kuò)大。

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