宋 建 鄭江淮

一、引言

黨的十九大報告指出“創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟體系的戰(zhàn)略支撐”。在以人工智能、量子信息、移動通訊、物聯(lián)網(wǎng)等為代表的新技術(shù)革命浪潮背景下，創(chuàng)新成為推動社會生產(chǎn)方式變革的重要力量，這對我國的就業(yè)規(guī)模、結(jié)構(gòu)、形式也產(chǎn)生多重影響。技術(shù)創(chuàng)新究竟是增加勞動力就業(yè)還是減少勞動力就業(yè)？這是國內(nèi)外學(xué)者一直討論的熱點問題。對這一問題的討論，始于李嘉圖的“機器代替勞動”理論，形成于約瑟夫·熊彼特(1999)的“創(chuàng)造性破壞”理論，發(fā)展于菲利普·阿吉翁和彼得·霍依特(2004)將其引入經(jīng)濟增長理論。其爭論的根本原因在于技術(shù)創(chuàng)新的就業(yè)效應(yīng)具有雙重影響，即“就業(yè)補償與創(chuàng)造”機制(Pissarides，2000)和“就業(yè)替代與破壞”機制(Aghion 和Howitt，1994)。只考察就業(yè)增長等總量指標(biāo)難以刻畫中國勞動力就業(yè)變化，就業(yè)總量增長的背后更多的是企業(yè)勞動力再配置，尤其是在中國經(jīng)濟步入創(chuàng)新發(fā)展階段，迫切需要同步實現(xiàn)高質(zhì)量增長和高質(zhì)量就業(yè)。雖然有證據(jù)表明創(chuàng)新可以提高企業(yè)績效，但在中國經(jīng)濟發(fā)展背景下不同創(chuàng)新方式對就業(yè)的影響仍然比較模糊，從微觀層面分析創(chuàng)新與就業(yè)的關(guān)系是一個重要的研究課題。

回顧中國經(jīng)濟近四十余年的發(fā)展歷程，由于長期過度依賴投資與出口，導(dǎo)致內(nèi)需動力不足并面臨著嚴(yán)重的結(jié)構(gòu)性問題，中國經(jīng)濟發(fā)展與就業(yè)增長之間出現(xiàn)一種“背離”現(xiàn)象，學(xué)者Rawski(2001)將其形象地定義為“無就業(yè)增長的繁榮”。針對這一問題，國內(nèi)外學(xué)者更多是從匯率變動(Campa 和Goldberg，2001；Nucci 和Pozzolo，2010；毛日昇，2013)、貿(mào)易自由化(Greenaway 等，1999；Brülhart 等，2012)等視角進行有益探討，也有不少國內(nèi)學(xué)者從宏觀整體研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新對就業(yè)有負面效應(yīng)(姚戰(zhàn)琪和夏杰長，2005；葉仁蓀等，2008)，在中觀的行業(yè)層面的研究也驗證了這一結(jié)論(朱軼和熊思敏，2009)。然而，國家或行業(yè)就業(yè)并非企業(yè)的簡單加總，技術(shù)創(chuàng)新在摧毀一些崗位的同時，又創(chuàng)造一些新的工作崗位，最終形成勞動力的重新配置。近些年隨著微觀數(shù)據(jù)的可獲得性，國內(nèi)外學(xué)者大多從企業(yè)層面展開研究，如企業(yè)就業(yè)動態(tài)(Dong 和Xu，2009；馬弘等，2013；屈小博等，2016)、信息化與勞動就業(yè)(楊蕙馨和李春梅，2013；邵文波和盛丹，2017)、貿(mào)易開放與就業(yè)結(jié)構(gòu)(劉睿雯等，2020)等，而與本文關(guān)系密切的是Harrison 等(2008、2014)和Dachs 等(2014、2017)針對企業(yè)創(chuàng)新與就業(yè)的研究。

勞動、資本等有效配置是提升生產(chǎn)率水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動以及經(jīng)濟增長的決定性因素，但是會受到創(chuàng)新與新技術(shù)的影響，創(chuàng)新促進就業(yè)還是降低就業(yè)不能一概而論。部分文獻揭示了“就業(yè)破壞”效應(yīng)，即技術(shù)進步對就業(yè)產(chǎn)生破壞作用，會出現(xiàn)“技術(shù)失業(yè)”(Aghion 和Howitt，1994；Postel-Vinay，2002)；同時也存在“就業(yè)補償”效應(yīng)，即技術(shù)進步雖然對就業(yè)具有直接的破壞作用，但是會通過間接途徑促進就業(yè)，總體上促進了就業(yè)增長(Vivarelli 和Pianta，2000；Trehan，2003)。在現(xiàn)實中，企業(yè)選擇不同的創(chuàng)新方式對就業(yè)增長具有不同的效應(yīng)。由OECD 出版的《奧斯陸手冊》定義了技術(shù)產(chǎn)品和過程(Technology Product and Process，TPP)創(chuàng)新，包括技術(shù)產(chǎn)品創(chuàng)新(Technical Product Innovation)和技術(shù)過程創(chuàng)新(Technological Process Innovation)。技術(shù)過程創(chuàng)新本質(zhì)上體現(xiàn)為生產(chǎn)技術(shù)改進和生產(chǎn)效率提升(或降低單位生產(chǎn)成本)，根據(jù)定義本文將其分為刻畫生產(chǎn)效率的“技術(shù)效率方式”和刻畫生產(chǎn)技術(shù)的“技術(shù)創(chuàng)新方式”。

基于2011—2013 年國家統(tǒng)計局全國創(chuàng)新企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)核算，得出以下幾個典型事實①限于篇幅，典型事實繪圖不再匯報。。其一，隨著常規(guī)產(chǎn)品勞動生產(chǎn)率提升，企業(yè)過程創(chuàng)新與就業(yè)增長率之間為負向關(guān)系，企業(yè)常規(guī)產(chǎn)品就業(yè)增長率維持在0.05%上下波動，且隨著勞動生產(chǎn)率提升略有下降的趨勢。其二，企業(yè)不同過程創(chuàng)新的就業(yè)效應(yīng)具有差異性。當(dāng)企業(yè)選擇“技術(shù)效率方式”時，在常規(guī)勞動生產(chǎn)率較低企業(yè)中，企業(yè)常規(guī)產(chǎn)品就業(yè)增長率較高，若勞動生產(chǎn)率為3，其平均就業(yè)增長率約為0.14%；反之，在勞動生產(chǎn)率較高的企業(yè)中，企業(yè)的就業(yè)增長率出現(xiàn)了負增長。當(dāng)企業(yè)選擇“技術(shù)創(chuàng)新方式”時，隨著企業(yè)勞動生產(chǎn)率提升，常規(guī)產(chǎn)品勞動力就業(yè)增長率保持穩(wěn)定。其三，從就業(yè)結(jié)構(gòu)看，企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新與高技能勞動力就業(yè)增長之間存在正向關(guān)系。隨著企業(yè)新產(chǎn)品銷售率的提升，低技能勞動力就業(yè)增長率維持在0.05%，而高技能勞動力就業(yè)增長率不斷提升。進一步分析，企業(yè)過程創(chuàng)新實質(zhì)上是一種能夠提升企業(yè)產(chǎn)品生產(chǎn)效率的方式，會減少單位產(chǎn)品所需生產(chǎn)要素的投入量，其中包括勞動力投入量，生產(chǎn)效率提升帶來的“生產(chǎn)率效應(yīng)”會產(chǎn)生一種“就業(yè)替代”現(xiàn)象。新產(chǎn)品的出現(xiàn)會因價格優(yōu)勢或新特性帶來需求的上升，企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新進一步擴大市場容量，為了滿足對新產(chǎn)品的需求，企業(yè)就需要投入更多的勞動力進行產(chǎn)品生產(chǎn)，這種“市場需求效應(yīng)”會產(chǎn)生一種“就業(yè)補償”現(xiàn)象。以上的發(fā)現(xiàn)為我們理解我國微觀企業(yè)就業(yè)變動及其影響因素提供了有益的啟示，但是針對創(chuàng)新影響就業(yè)的絕大多數(shù)文獻只停留在就業(yè)效應(yīng)的討論上，而沒有進一步分析引起就業(yè)變動的深層原因。

從微觀視角分析企業(yè)創(chuàng)新方式與就業(yè)關(guān)系可以加深對兩者的認識，更重要的是將影響企業(yè)創(chuàng)新決策的制定，甚至影響政府創(chuàng)新政策以及其他政府干預(yù)政策的有效設(shè)計。因此，本文基于獨特微觀企業(yè)創(chuàng)新調(diào)查數(shù)據(jù)庫，研究分析了企業(yè)創(chuàng)新行為對就業(yè)增長的“就業(yè)補償”與“就業(yè)替代”。與現(xiàn)有的文獻相比，本文的主要貢獻在于以下三方面。第一，以多產(chǎn)品的HJMP 模型為基礎(chǔ)，嘗試性將兩期就業(yè)增長模型進一步擴展，尤其是納入資本深化效應(yīng)和要素價格效應(yīng)后，更加全面地量化創(chuàng)新的就業(yè)效應(yīng)，豐富了現(xiàn)有就業(yè)文獻的研究。第二，基于中國國家統(tǒng)計局的創(chuàng)新調(diào)查數(shù)據(jù)庫的獨特性大樣本微觀企業(yè)信息，辨析企業(yè)不同創(chuàng)新方式對就業(yè)增長的影響效應(yīng)。本文發(fā)現(xiàn)，我國的企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新對就業(yè)產(chǎn)生顯著的正向影響，而其不同方式的技術(shù)過程創(chuàng)新對就業(yè)影響出現(xiàn)差異化，為我國就業(yè)問題研究提供了詳實證據(jù)。第三，重點討論了創(chuàng)新就業(yè)效應(yīng)的內(nèi)在機制，發(fā)現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新通過生產(chǎn)率調(diào)整和市場需求規(guī)模變化渠道對勞動力就業(yè)產(chǎn)生影響，為該領(lǐng)域的研究增添了重要的微觀經(jīng)驗證據(jù)。這為中國實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，“提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力，強化企業(yè)創(chuàng)新主體地位”，實現(xiàn)以科技創(chuàng)新為核心驅(qū)動力的制造強國新發(fā)展跨越提供了微觀基礎(chǔ)。同時，也為政府引導(dǎo)企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的創(chuàng)新政策實施提供了有益啟示，對我國實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動與高質(zhì)量就業(yè)的發(fā)展戰(zhàn)略具有現(xiàn)實指導(dǎo)意義。

二、文獻述評

（一）企業(yè)創(chuàng)新方式的就業(yè)效應(yīng)研究

自約瑟夫·熊彼特于1934 年提出“創(chuàng)造性破壞”理論以來，關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新對企業(yè)就業(yè)是“就業(yè)創(chuàng)造”還是“就業(yè)破壞”并未達成一致結(jié)論。持有技術(shù)創(chuàng)新促進就業(yè)觀點的學(xué)者，認為技術(shù)創(chuàng)新不僅不會減少就業(yè)，反而會因為企業(yè)不同創(chuàng)新方式帶來就業(yè)的增加。Brouwer 等(1993)分析了荷蘭1983—1988 年859 家制造業(yè)企業(yè)的就業(yè)情況，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品創(chuàng)新較高的企業(yè)對就業(yè)的促進作用較為明顯，而且其小公司的就業(yè)率遠遠超過大企業(yè)。Smolny(1998)通過建立企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新和工藝創(chuàng)新對產(chǎn)量、產(chǎn)能利用率、就業(yè)與價格影響的理論模型，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新型企業(yè)比非創(chuàng)新型企業(yè)的產(chǎn)出和就業(yè)增長促進作用更大；同時創(chuàng)新改變了市場行為，在企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新所占比例較高的部門中，企業(yè)增加更多就業(yè)而不是降低產(chǎn)品價格，即企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新降低了價格競爭程度。Piva 和Vivarelli(2005)分析意大利的575 個制造業(yè)面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新投入促進了就業(yè)。

關(guān)于創(chuàng)新的“就業(yè)破壞”效應(yīng)有以下幾種解釋。其一，要素價格發(fā)生變化后引起市場反應(yīng)。當(dāng)企業(yè)工資水平上升時，技術(shù)創(chuàng)新可能導(dǎo)致技術(shù)路徑的變化，表現(xiàn)為其他生產(chǎn)要素對勞動的替代。其二，技能偏向?qū)е录夹g(shù)創(chuàng)新對常規(guī)化生產(chǎn)勞動的替代。不同技能勞動力從事不同的生產(chǎn)任務(wù)，技術(shù)創(chuàng)新帶來高技能部門生產(chǎn)任務(wù)增加，中低技能部門生產(chǎn)任務(wù)減少，從而表現(xiàn)為高技能勞動替代低技能勞動現(xiàn)象(Acemoglu 和Autor，2011)。其三，技術(shù)進步提升了勞動生產(chǎn)率，降低了勞動的需求量，產(chǎn)生勞動替代效應(yīng)。針對技術(shù)創(chuàng)新對就業(yè)的就業(yè)補償效應(yīng)，新古典學(xué)派提出了降低產(chǎn)品價格補償機制、新機器與新技術(shù)使用的補償機制、技術(shù)創(chuàng)造投資的補償機制、增加居民收入的補償機制等(Vivarelli 和Pizanta，2000)。顯然，就業(yè)補償機制是間接的，且發(fā)生在企業(yè)之外，而就業(yè)的破壞效應(yīng)直接存在于技術(shù)創(chuàng)新的企業(yè)內(nèi)。在維持生產(chǎn)規(guī)模不變的前提下，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新減少了勞動要素投入，降低了對勞動的需求量。在現(xiàn)實中，企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模不斷擴大，需要更多的勞動投入，從而會抵消部分因技術(shù)進步帶來的就業(yè)損失。如果就業(yè)總量表現(xiàn)為正向增加，那么這種產(chǎn)品需求規(guī)模效應(yīng)會掩蓋技術(shù)創(chuàng)新對就業(yè)的替代效應(yīng)，導(dǎo)致不能客觀地反映技術(shù)創(chuàng)新對就業(yè)的破壞效應(yīng)。

從已有文獻看，更多的學(xué)者認為，技術(shù)創(chuàng)新對就業(yè)作用是直接的替代效應(yīng)和間接的補償效應(yīng)的雙重效應(yīng)的結(jié)果。Entorf 和Pohlmeier(1990)、Van Reenen(1997)發(fā)現(xiàn)企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新對就業(yè)具有正向促進作用，而企業(yè)過程創(chuàng)新對就業(yè)沒有顯著的促進作用。Greenan 和Guellec(2010)考察了法國工業(yè)在企業(yè)和部門層面的就業(yè)動態(tài)，將15186 個企業(yè)作為樣本解釋就業(yè)凈增長和企業(yè)間轉(zhuǎn)移，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新企業(yè)或部門的就業(yè)創(chuàng)造機會比非創(chuàng)新企業(yè)更高。從企業(yè)層面上看，企業(yè)過程創(chuàng)新創(chuàng)造了更多的就業(yè)機會，而在部門層面上的情況則恰恰相反，這一悖論可能是由于替代效應(yīng)(“創(chuàng)造性破壞”)造成的。Peters(2004)基于德國制造業(yè)和服務(wù)業(yè)的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)品創(chuàng)新對就業(yè)具有顯著的促進作用，而企業(yè)過程創(chuàng)新對就業(yè)具有負向作用，自主創(chuàng)新和模仿創(chuàng)新的影響均不顯著。Harrison 等(2014)分析了法國、德國、西班牙和英國在1998—2000 年的制造業(yè)和服務(wù)業(yè)的就業(yè)增長效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)企業(yè)過程創(chuàng)新對就業(yè)增長具有抑制作用，而對舊產(chǎn)品需求的補償效應(yīng)大于替代效應(yīng)。新產(chǎn)品生產(chǎn)對就業(yè)增長具有顯著的促進作用，而新產(chǎn)品的需求是創(chuàng)造就業(yè)背后的強大力量。Lachenmaier 和Rottmann(2011)基于德國20 年制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)無論是創(chuàng)新投入還是創(chuàng)新產(chǎn)出都對企業(yè)就業(yè)具有顯著的正向促進作用，而且發(fā)現(xiàn)企業(yè)過程創(chuàng)新的就業(yè)促進效應(yīng)比企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新作用更強。

（二）基于HJMP 模型創(chuàng)新與就業(yè)的相關(guān)研究

與本文直接相關(guān)的研究是Harrison 等(2008、2014)的研究。他們構(gòu)建了就業(yè)與創(chuàng)新模型，并基于CIS3 調(diào)查數(shù)據(jù)驗證了企業(yè)過程創(chuàng)新抑制了既定產(chǎn)出下的就業(yè)需求量，但企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新沒有降低就業(yè)增長，反而是就業(yè)創(chuàng)造的最強動力。Dachs 和Peters(2014)沿用了Harrison 等(2008)的分析框架，將企業(yè)分為內(nèi)資企業(yè)與外資企業(yè)，發(fā)現(xiàn)外資企業(yè)的過程創(chuàng)新帶來的就業(yè)損失更大，同時，外資企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)也更大。Dachs 等(2017)在企業(yè)創(chuàng)新中增加了管理創(chuàng)新，并發(fā)現(xiàn)就業(yè)創(chuàng)造與就業(yè)破壞效應(yīng)與行業(yè)技術(shù)密度相關(guān)，高技術(shù)密度制造業(yè)行業(yè)的就業(yè)創(chuàng)造與就業(yè)損失效應(yīng)最大，其次是知識密集型行業(yè)、低技術(shù)密集度制造業(yè)行業(yè)、低知識密集型行業(yè)。國內(nèi)學(xué)者吳翌琳(2015)的研究區(qū)分了技術(shù)創(chuàng)新與非技術(shù)創(chuàng)新，對不同類型創(chuàng)新活動的就業(yè)影響進行細化分析，但是并沒有考慮就業(yè)需求與產(chǎn)品需求之間的內(nèi)生關(guān)系。

本文與Harrison 等(2008、2014)以及其他相關(guān)文獻相比具有顯著的不同。首先，相比問卷數(shù)據(jù)，本文采用中國科技創(chuàng)新數(shù)據(jù)匹配的微觀數(shù)據(jù)樣本，對核心變量企業(yè)的過程創(chuàng)新進行多方法測度，增加了結(jié)果的穩(wěn)健性，并采用多種計量方法很好地解決了實證研究所面臨的內(nèi)生性問題；其次，拓展了Harrison 等(2008、2014)提出的創(chuàng)新與就業(yè)模型，引入影響企業(yè)就業(yè)的各種因素，創(chuàng)新性地將就業(yè)動態(tài)分為舊產(chǎn)品生產(chǎn)過程中效率變化、舊產(chǎn)品生產(chǎn)的增長率、新產(chǎn)品生產(chǎn)擴大效應(yīng)、資本深化效應(yīng)以及要素價格效應(yīng)五個部分；最后，本文在考察企業(yè)創(chuàng)新方式對企業(yè)就業(yè)變動關(guān)系時，引入“生產(chǎn)率效應(yīng)(成本效應(yīng))”和“市場需求效應(yīng)”，并實證證實企業(yè)就業(yè)補償與就業(yè)替代的內(nèi)在機制，相對于Harrison 等(2008、2014)的研究有所推進。

三、模型設(shè)定

（一）基準(zhǔn)模型:兩階段多產(chǎn)品生產(chǎn)模型

借鑒Harrison 等(2014)、Dachs 等(2014、2017)多產(chǎn)品生產(chǎn)函數(shù)的基本思路，本文假定企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為?？怂怪行约夹g(shù)進步形式，其在t 時期生產(chǎn)兩種類型的產(chǎn)品：一類是在外形或者生產(chǎn)工藝上沒有改變的產(chǎn)品，稱為舊產(chǎn)品，記作j=1；另一類是在采用新技術(shù)、新設(shè)計研發(fā)等生產(chǎn)的新產(chǎn)品，記作j=2。i 企業(yè)t 時期的產(chǎn)出為 Yjti，假設(shè)企業(yè)在基期(t=1)生產(chǎn)的全部是舊產(chǎn)品，記 Y11i；企業(yè)在t=2時期同時生產(chǎn)舊產(chǎn)品與新產(chǎn)品，分別記 Y12i、Y22i。企業(yè)生產(chǎn)新舊產(chǎn)品時相互分開，且生產(chǎn)效率不相同。同時，假定企業(yè)生產(chǎn)投入資本、勞動以及中間投入等生產(chǎn)要素，而且規(guī)模報酬不變。企業(yè)i 在第一階段生產(chǎn)舊產(chǎn)品的生產(chǎn)函數(shù)為：

企業(yè)i 在第二階段開始生產(chǎn)新產(chǎn)品，而且相比前一期生產(chǎn)效率出現(xiàn)了變化。進一步假定，企業(yè)生產(chǎn)舊產(chǎn)品和新產(chǎn)品的生產(chǎn)函數(shù)為：

其中，Kit、Lit、Mit表示企業(yè)i 在t 時期的資本、勞動力和中間投入，θi表示企業(yè)i在t 時期的經(jīng)濟效率，ηi表示企業(yè)生產(chǎn)的固定影響參數(shù)，ui、νi分別表示第二階段對企業(yè)生產(chǎn)舊產(chǎn)品和新產(chǎn)品的不確定性的生產(chǎn)率沖擊參數(shù)。通過對公式(1)～公式(3)求成本最小化，可以得出企業(yè)的成本函數(shù)：

其中，c (?)表示要素價格 wit的邊際成本函數(shù)，F(xiàn) 表示固定成本。根據(jù)謝潑德引理，可得勞動要素的需求函數(shù)為：

其中，cL(wit)表示邊際成本對工資的導(dǎo)數(shù)。假定兩年內(nèi)，投入要素的價格大致穩(wěn)定，則可以將就業(yè)增長作如下的分解：

從公式(6)看出，勞動力就業(yè)增長率的變動分解為兩項：一部分來自舊產(chǎn)品生產(chǎn)，另一部分來自新產(chǎn)品生產(chǎn)。根據(jù)Harrison 等(2014)對于工資的邊際成本不隨時間而改變的假定，且在第一期沒有新產(chǎn)品的生產(chǎn)，將公式(5)代入公式(6)，進一步得出：

因此，就業(yè)增長分解為四項：①舊產(chǎn)品生產(chǎn)過程中經(jīng)濟效率的變化率；②舊產(chǎn)品生產(chǎn)擴大引起的就業(yè)增長，即舊產(chǎn)品生產(chǎn)引致的就業(yè)增長；③新產(chǎn)品生產(chǎn)引致的就業(yè)增長，即企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的就業(yè)增長效應(yīng)。此效應(yīng)的大小取決于舊產(chǎn)品相對新產(chǎn)品的效率系數(shù)θ11θ22；④舊產(chǎn)品生產(chǎn)率的不確定沖擊效應(yīng)。

（二）擴展模型:利潤最大化視角下的就業(yè)動態(tài)模型

在我國工業(yè)部門中存在一種“過早資本深化”現(xiàn)象(袁富華和李義學(xué)，2009)，多數(shù)學(xué)者注意到資本深化不利于就業(yè)的現(xiàn)象，但似乎沒有特別關(guān)注其微觀基礎(chǔ)，尤其是在不同創(chuàng)新模式的環(huán)境下。工資作為就業(yè)成本的重要度量因素，是對就業(yè)產(chǎn)生替代效應(yīng)的重要因素，或者可以說，要素相對價格變動是就業(yè)變動的直接原因。企業(yè)追求的目標(biāo)是利潤最大化或成本最小化，要素相對價格變動會影響企業(yè)的創(chuàng)新決策(Hicks，1963)，影響企業(yè)生產(chǎn)決策進而使資本與勞動要素相對需求量發(fā)生變動。為此，我們需要拓展和豐富基準(zhǔn)模型?？紤]勞動和資本兩種生產(chǎn)要素，假定生產(chǎn)舊產(chǎn)品的勞動是同質(zhì)的。考慮到技術(shù)進步可能會影響到要素替代，生產(chǎn)舊產(chǎn)品生產(chǎn)函數(shù)本文借鑒Sato 和Hoffman(1968)、Revankar(1971)等學(xué)者提出的可變替代彈性生產(chǎn)函數(shù)(VES)①考慮到CES 生產(chǎn)函數(shù)的替代彈性為任意常數(shù)，且由外生參數(shù)決定，而現(xiàn)實情況是，隨著時間變化和技術(shù)進步，資本和勞動之間的替代變得更容易。Revankar(1971)將VES 生產(chǎn)函數(shù)替代彈性系數(shù)定義為人均資本的線性函數(shù)。即當(dāng)a=1且 σ=1+bk 時，得到常用的VES 生產(chǎn)函數(shù)。：

其中，b、c 表示資本、勞動要素的貢獻率；m 表示規(guī)模參數(shù)。由公式(8)可以求得勞動與資本要素的邊際產(chǎn)量為：

由上式可以進一步得出勞動要素邊際產(chǎn)量與資本要素邊際產(chǎn)量之間的關(guān)系：

根據(jù)“邊際收益”(邊際產(chǎn)品價值)等于“邊際成本”(要素價格)，可得：p ? MPL=w；p ? MPK=r 。然后，結(jié)合公式(10)，可以得出：

以VES 公式(8)為基礎(chǔ)，兩邊取對數(shù)將其線性化后，可得：

進一步對模型進行變換可以得到就業(yè)方程式為：

通常情況下，規(guī)模參數(shù)m 取值為1。根據(jù)公式(12)的結(jié)果，可以將就業(yè)分解為：

在公式(15)中，可以看出分解的就業(yè)包含產(chǎn)出(Yit)、生產(chǎn)效率(θit)、資本深化以及要素相對價格。企業(yè)生產(chǎn)舊產(chǎn)品的就業(yè)動態(tài)可以表示為：

其中，Yoit、Loit、Koit、θoit、woit、roit分別表示t 時期i 企業(yè)常規(guī)產(chǎn)品的產(chǎn)出、勞動投入、資本投入、生產(chǎn)效率、工資和利率。然后，將公式(16)代入公式(6)，可以得出拓展后就業(yè)動態(tài)模型：

從公式(17)看，企業(yè)就業(yè)增長動態(tài)主要分為五個部分：舊產(chǎn)品生產(chǎn)過程中效率變化、舊產(chǎn)品生產(chǎn)的增長率、新產(chǎn)品生產(chǎn)擴大效應(yīng)、資本深化效應(yīng)以及要素價格效應(yīng)。其中，新產(chǎn)品生產(chǎn)擴大對就業(yè)影響與新舊產(chǎn)品生產(chǎn)效率有關(guān)，資本深化效應(yīng)與要素價格效應(yīng)對就業(yè)增長的影響則取決于參數(shù)b 和c。

（三）計量模型與數(shù)據(jù)說明

1.數(shù)據(jù)來源與處理

本文所使用2011—2013 年國家統(tǒng)計局的《全國創(chuàng)新調(diào)查企業(yè)數(shù)據(jù)庫》的數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)庫提供了工業(yè)企業(yè)以及科技服務(wù)企業(yè)詳細的科技創(chuàng)新活動信息，其中包含了企業(yè)新產(chǎn)品生產(chǎn)、R&D 投入、專利申請等詳細企業(yè)創(chuàng)新信息，是目前企業(yè)創(chuàng)新微觀數(shù)據(jù)較全面的數(shù)據(jù)庫之一。本文根據(jù)研究設(shè)計的需要，選取了與創(chuàng)新企業(yè)密切相關(guān)的研發(fā)以及勞動投入等有效指標(biāo)信息。企業(yè)生產(chǎn)變量來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，按照Brandt等(2012)的方法處理，剔除工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)增加值、固定資產(chǎn)合計、中間投入小于0以及勞動力(從業(yè)人數(shù))缺失或者小于等于8 人的觀測樣本。工業(yè)總產(chǎn)值和工業(yè)增加值用工業(yè)產(chǎn)品分行業(yè)出廠價格指數(shù)平減，中間投入用分地區(qū)的原材料、燃料和動力購進價格指數(shù)進行價格平減。資本存量參考魯曉東和連玉君(2012)等的處理方法，采用永續(xù)盤存法測算企業(yè)投資，用固定資本凈值衡量資本，折舊率參考Brandt 等(2012)的研究為9%①有些文獻采用了10%，而使用其他折舊率或者價格平減指數(shù)，不會影響本文的主要結(jié)果。。為了消除異常值的影響，在5%和95%分位上作縮尾處理。

2.計量模型的設(shè)定

依據(jù)前文公式(17)構(gòu)建創(chuàng)新影響企業(yè)就業(yè)動態(tài)的計量估計方程，被解釋變量為就業(yè)增長率與舊產(chǎn)品生產(chǎn)的增長率差值②在Harrison 等(2014)、Dachs 等(2014、2017)的文獻中被解釋變量均作了此處理，主要是基于理論模型得出兩者之間的系數(shù)為1。，具體為：

其中，li為就業(yè)增長率，采用企業(yè)前后兩期職工就業(yè)人數(shù)核算。PCit為企業(yè)過程創(chuàng)新的虛擬變量，后文我們采用三種不同方法測算。PDit為企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新，y1i、y2i分別為舊產(chǎn)品與新產(chǎn)品的實際產(chǎn)值的增長率，k li表示企業(yè)資本深化的對數(shù)值，wi表示工資利率比值③資本品價格通常是以市場利率表示，采用實際貸款利率易出現(xiàn)負值，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性以及本文重點分析勞動工資對就業(yè)的影響，則以工業(yè)品出廠價格指數(shù)作為市場利率的代理變量。?？刂谱兞緿it，包括企業(yè)年齡(ageit)、國有企業(yè)(Stateit)與非國有企業(yè)(Coprivateit)、4 位代碼行業(yè)測算的市場集中度(hhi)。此外，控制了地區(qū)、行業(yè)的虛擬變量④將地區(qū)劃分為環(huán)渤海經(jīng)濟帶、東三省經(jīng)濟帶、長三角經(jīng)濟帶、珠三角經(jīng)濟帶、中部地區(qū)和西部地區(qū)；行業(yè)按照研發(fā)強度分為高技術(shù)行業(yè)、中技術(shù)行業(yè)、中低技術(shù)行業(yè)、低技術(shù)行業(yè)，限于篇幅不再羅列。。

3.企業(yè)不同創(chuàng)新方式的度量

本文的核心變量如下：(1)企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新(PDit)。根據(jù)OECD 對技術(shù)產(chǎn)品創(chuàng)新的定義，本文采用全國創(chuàng)新調(diào)查企業(yè)數(shù)據(jù)庫中新產(chǎn)品產(chǎn)值進行核算，根據(jù)企業(yè)新產(chǎn)品銷售實際產(chǎn)值前后兩期計算增長率。(2)企業(yè)過程創(chuàng)新(PCit)?，F(xiàn)有文獻對工藝創(chuàng)新主要有兩種測度方法：一種是通過問卷調(diào)查方法直接獲取(Harrison 等，2014；Dachs 等，2014、2017)；另一種是測算企業(yè)效率相關(guān)的指標(biāo)作為企業(yè)工藝創(chuàng)新的代理變量，如企業(yè)TFP、企業(yè)單位生產(chǎn)成本等。前者測算過程較為簡單，但是數(shù)據(jù)可能會存在主觀性強和虛擬變量可用性弱問題(諸竹君等，2017)。根據(jù)OECD 定義，技術(shù)過程創(chuàng)新實質(zhì)是企業(yè)改進現(xiàn)有產(chǎn)品的生產(chǎn)方法或提高產(chǎn)品生產(chǎn)效率以及降低單位生產(chǎn)成本的創(chuàng)新活動。為此，我們測度①已有的研究認為，技術(shù)進步主要包含技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)效率。具體而言，技術(shù)創(chuàng)新是指以現(xiàn)有的知識和物質(zhì)，在特定環(huán)境中改進生產(chǎn)技術(shù)，并獲得一定效益的企業(yè)行為；技術(shù)效率是指企業(yè)采用最佳生產(chǎn)方式減少技術(shù)的使用和分配的無效率。本文中“技術(shù)創(chuàng)新”指的是舊產(chǎn)品生產(chǎn)過程中，技術(shù)前沿的外向移動，即生產(chǎn)過程生產(chǎn)方法的改進或是技術(shù)的提升。了企業(yè)接近生產(chǎn)前沿面中的“技術(shù)效率”方式、企業(yè)生產(chǎn)前沿面擴張中“技術(shù)創(chuàng)新”方式和生產(chǎn)前沿面上“降低成本”方式。

其一，“技術(shù)效率”與“技術(shù)創(chuàng)新”引致企業(yè)流程創(chuàng)新的測度。參照F?re 等(1997)的研究測算產(chǎn)出導(dǎo)向的DEA-Malmquist 生產(chǎn)率指數(shù)：

其二，“成本降低”引致企業(yè)過程創(chuàng)新的測度。本文將價格平減后單位相對生產(chǎn)成本的增量作為代理變量。總生產(chǎn)成本包括中間投入成本、固定資產(chǎn)投資以及工資總額，價格平減②基于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文基于統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)進行了核算：企業(yè)生產(chǎn)總成本中，中間投入成本價格平減指數(shù)采用各個地區(qū)工業(yè)生產(chǎn)者購進價格分類指數(shù)核算，固定資產(chǎn)投資采用各個地區(qū)固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)核算，而工資總額采用各個地區(qū)居民消費價格指數(shù)核算。后的總生產(chǎn)成本與從業(yè)人員的比值作為單位生產(chǎn)成本，然后減去企業(yè)所在(四分位)行業(yè)平均生產(chǎn)成本，得到企業(yè)單位相對成本。若企業(yè)單位相對成本增量小于0，則存在企業(yè)過程創(chuàng)新，取值為1，即在生產(chǎn)前沿面上降低成本引致企業(yè)過程創(chuàng)新，記作

四、回歸分析

（一）企業(yè)創(chuàng)新影響就業(yè)的基準(zhǔn)結(jié)果

基于計量方程(18)來分析企業(yè)過程創(chuàng)新和企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新是帶來了“就業(yè)創(chuàng)造”還是“就業(yè)破壞”，即驗證企業(yè)不同的創(chuàng)新方式對就業(yè)的“替代效應(yīng)”與“補償效應(yīng)”。采用逐步回歸的方法進行估計。

表1 第(1)列～第(3)顯示了用混合最小二乘法(POLS)進行估計的結(jié)果。為了消除潛在異方差問題對估計系數(shù)顯著性影響，表1 中匯報了穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤。此外，為了降低遺漏變量偏差程度，表1 第(2)列中加入了地區(qū)效應(yīng)、行業(yè)效應(yīng)和時間效應(yīng)的虛擬變量，第(3)列中進一步加入了其他控制變量。從初步的結(jié)果來看，“技術(shù)效率”引致企業(yè)過程創(chuàng)新(PCEF)變量的回歸系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負，說明了企業(yè)在接近生產(chǎn)前沿面的過程中采用提升舊產(chǎn)品的技術(shù)效率或生產(chǎn)效率的方式將會降低就業(yè)增長率；“技術(shù)創(chuàng)新”引致的企業(yè)過程創(chuàng)新(PCTC)變量的系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，說明了企業(yè)生產(chǎn)前沿面擴張中通過對舊產(chǎn)品生產(chǎn)方法改進或技術(shù)提升實現(xiàn)過程創(chuàng)新的方式可以提高企業(yè)的就業(yè)水平。進一步分析，“技術(shù)效率”引致企業(yè)過程創(chuàng)新帶來的就業(yè)“替代效應(yīng)”大于“技術(shù)創(chuàng)新”引致企業(yè)過程創(chuàng)新帶來的就業(yè)“替代效應(yīng)”，因此企業(yè)過程創(chuàng)新對就業(yè)仍舊表現(xiàn)為一種“就業(yè)破壞”。表1 第(4)列～第(6)列分析了單位生產(chǎn)“成本降低”引致的企業(yè)過程創(chuàng)新(PCCS)對企業(yè)就業(yè)的影響，估計系數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負，說明了“成本降低”引致企業(yè)過程創(chuàng)新具有就業(yè)“替代效應(yīng)”。另一方面，企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新(PD)變量的回歸系數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，這表明了企業(yè)通過新產(chǎn)品的開發(fā)或者是原有產(chǎn)品的質(zhì)量的升級促進了就業(yè)增長率。具體而言，表1 第(6)列中企業(yè)過程創(chuàng)新每提高1 單位，就業(yè)增長率就降低0.052單位，而企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新每提升1 單位，就業(yè)增長率提高0.298 單位。

表1 就業(yè)與企業(yè)創(chuàng)新:基準(zhǔn)回歸

（二）穩(wěn)健性與內(nèi)生性問題探討

盡管前文我們采用POLS 得到了初步結(jié)果，并嘗試通過逐步加入虛擬變量和其他控制變量的方法解決其可能存在的因遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，但是仍然無法解決如下問題。其一，由于勞動需求和供給是同時發(fā)生的，就業(yè)與產(chǎn)品生產(chǎn)之間具有一定的相關(guān)性，勞動投入增加了更多的產(chǎn)出，而產(chǎn)品生產(chǎn)的擴大進一步增加了勞動需求，兩者之間會因互為因果導(dǎo)致內(nèi)生性問題；其二，約瑟夫·熊彼特(1999)最早定義企業(yè)過程創(chuàng)新，但是沒有具體的測度指標(biāo)，單一指標(biāo)度量可能會存在測量誤差導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。對此，我們一方面采用多種方法測算企業(yè)過程創(chuàng)新，另一方面試圖尋找企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的代理變量。穩(wěn)健的工具變量需要滿足以下條件：工具變量需與企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新活動高度相關(guān)，而且工具變量不直接影響企業(yè)的就業(yè)增長率。本文將R&D 資本存量的增長率與申請專利數(shù)增長率作為企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的工具變量進行估計。

表1 第(4)列～第(6)列中顯示了“成本降低”引致企業(yè)過程創(chuàng)新的估計結(jié)果。其第(4)列核心解釋變量企業(yè)過程創(chuàng)新與企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的估計結(jié)果與第(3)列的估計結(jié)果一致，這在相當(dāng)程度上驗證了本文所得到的結(jié)論。其第(5)列匯報了工具變量二階段最小二乘法的估計結(jié)果，可看出企業(yè)過程創(chuàng)新每提高1 單位，企業(yè)的就業(yè)增長率則下降0.051 單位，而企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新每提升1 單位，企業(yè)的就業(yè)增長率則提升0.296 單位。第(6)列進一步匯報了工具變量系統(tǒng)GMM 估計結(jié)果，企業(yè)過程創(chuàng)新的系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著為-0.052，企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著為0.298。在檢驗工具變量的有效性方面，本文從以下兩方面進行了驗證。首先，在2SLS 的工具變量估計過程中，Cragg-Donald Wald F 統(tǒng)計量為233.351，大于Stock-Yogo 弱識別檢驗的10%臨界值，驗證了工具變量的合理性，并不存在弱工具變量的問題；其次，2SLS 估計的Sargan 的P 值為0.406，GMM 方法估計的Hansen 的P 值為0.425，均無法拒絕“存在過度識別”的原假設(shè)，表明不存在過度識別問題。可見，在解決內(nèi)生性問題后所得到的結(jié)論仍然前文結(jié)論一致：過程創(chuàng)新對就業(yè)產(chǎn)生顯著的替代作用，而企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新對就業(yè)產(chǎn)生顯著的補償效應(yīng)。究其原因，前者是因為原先產(chǎn)品或舊產(chǎn)品生產(chǎn)率的提高和產(chǎn)品價格需求彈性的影響，后者可能是近些年我國技術(shù)創(chuàng)新能力得到了較大的提升，由對發(fā)達國家的“引進依賴”轉(zhuǎn)向自主創(chuàng)新，對產(chǎn)品樣式、質(zhì)量等方面不斷創(chuàng)新，開發(fā)更多的新產(chǎn)品，所以企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新對就業(yè)表現(xiàn)為較強的補償效應(yīng)。

五、企業(yè)創(chuàng)新與就業(yè)的機制檢驗

本文重點關(guān)注的問題是企業(yè)創(chuàng)新如何影響就業(yè)。一方面，企業(yè)通過提高技術(shù)效率提升了勞動生產(chǎn)率，單位產(chǎn)出所需要的勞動需求量下降；另一方面，不斷的技術(shù)創(chuàng)新降低了生產(chǎn)成本，企業(yè)不斷向市場推出新產(chǎn)品(新服務(wù))，新產(chǎn)品會因價格優(yōu)勢或新特性帶來產(chǎn)品需求不斷上升，其為了滿足市場需求就會投入更多的勞動進行生產(chǎn)。為了檢驗企業(yè)創(chuàng)新就業(yè)效應(yīng)的內(nèi)在機制，我們將計量模型進一步設(shè)定為：

與式(18)相比，式(21)主要是納入了企業(yè)過程創(chuàng)新變量和生產(chǎn)舊產(chǎn)品的勞動生產(chǎn)率變量的交互項，以及與舊產(chǎn)品市場需求效應(yīng)變量的交互項計量方程式(22)納入了企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新變量和生產(chǎn)新產(chǎn)品勞動生產(chǎn)率變量的交互項，以及與新產(chǎn)品市場需求變量的交互項。其中，是用企業(yè)生產(chǎn)舊產(chǎn)品的工業(yè)銷售產(chǎn)值與非科技人員①基于數(shù)據(jù)庫中沒有非科技人員的指標(biāo)，本文則將就業(yè)人員減去科技活動人員作為非科技人員投入。的比值核算，為新產(chǎn)品銷售收入與科技活動人員的比值。參考任保全等(2016)的方法，選用行業(yè)主營業(yè)務(wù)收入②數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》，其中主營業(yè)務(wù)收入中包含新產(chǎn)品的主營業(yè)務(wù)收入。首先，可以區(qū)分常規(guī)產(chǎn)品與新產(chǎn)品市場需求效應(yīng)；其次，從宏觀層面進行核算，避免了因微觀企業(yè)數(shù)據(jù)累加導(dǎo)致的偏誤以及可能存在的內(nèi)生性問題。作為市場需求規(guī)模的代理變量，并區(qū)分為舊產(chǎn)品市場需求與新產(chǎn)品市場需求

（一）企業(yè)過程創(chuàng)新:“就業(yè)替代”與“就業(yè)補償”

1.舊產(chǎn)品生產(chǎn)的“生產(chǎn)率效應(yīng)”

表2 匯報了針對計量方程(21)的估計結(jié)果。其第(1)列結(jié)果顯示，在控制了一系列因素后，“技術(shù)效率”引致企業(yè)過程創(chuàng)新和企業(yè)舊產(chǎn)品勞動生產(chǎn)率對就業(yè)影響的估計系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負，而交互項系數(shù)顯著為正值，企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的估計系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上均顯著為正。其第(2)列采用工具變量二階段最小二乘法對上述結(jié)論進行驗證，均得到證實。我們更加關(guān)注的問題是舊產(chǎn)品勞動生產(chǎn)率對不同形式企業(yè)過程創(chuàng)新的就業(yè)效應(yīng)的影響。第(2)列交互項PCEF×LPO的回歸結(jié)果在10%的統(tǒng)計水平上顯著為0.009，而交互項PCTC×LPO的結(jié)果沒有通過顯著性檢驗。這表明舊產(chǎn)品勞動生產(chǎn)率越高越可能削弱“技術(shù)效率”提升導(dǎo)致的就業(yè)“替代效應(yīng)”；“技術(shù)創(chuàng)新”引致企業(yè)過程創(chuàng)新對就業(yè)的“就業(yè)補償”并沒有通過舊產(chǎn)品勞動生產(chǎn)率發(fā)生作用。

表2 企業(yè)過程創(chuàng)新的“生產(chǎn)率效應(yīng)”和“市場需求效應(yīng)”機制

為了更清楚地分析兩者的內(nèi)在關(guān)系，需要進一步計算企業(yè)過程創(chuàng)新對就業(yè)破壞的邊際效應(yīng)：顯然，α1為-0.080、α2為0.009，而企業(yè)勞動生產(chǎn)率為正值①本文樣本數(shù)據(jù)中舊產(chǎn)品勞動生產(chǎn)率為取對數(shù)核算，其最大值為20.1。。顯然，當(dāng)企業(yè)的舊產(chǎn)品勞動生產(chǎn)率較低時，“技術(shù)效率”引致企業(yè)過程創(chuàng)新對就業(yè)的邊際效應(yīng)顯著為負，即存在就業(yè)“替代效應(yīng)”。隨著企業(yè)生產(chǎn)舊產(chǎn)品的勞動生產(chǎn)率的提升，這種企業(yè)過程創(chuàng)新方式的負向邊際效應(yīng)越來越小，在達到臨界值8.89 后，邊際效應(yīng)由負轉(zhuǎn)向正并逐漸增強，說明了“技術(shù)效率”引致企業(yè)過程創(chuàng)新對較高生產(chǎn)率的企業(yè)具有就業(yè)“補償效應(yīng)”，且這種促進與企業(yè)自身的勞動生產(chǎn)率正相關(guān)。其第(3)列和第(4)列中PCCS和交互項PCCS×LPO的系數(shù)均顯著為負，同樣，第(4)列中企業(yè)過程創(chuàng)新的邊際效應(yīng)α1和α2均為負值，表明隨著企業(yè)勞動生產(chǎn)率的提升，“降低成本”引致企業(yè)過程創(chuàng)新的負向邊際效應(yīng)越來越大，且邊際效應(yīng)一直保持負值，說明“成本降低”引致企業(yè)過程創(chuàng)新降低了較高勞動生產(chǎn)率企業(yè)的就業(yè)率，且這種破壞作用與企業(yè)勞動生產(chǎn)率正相關(guān)。

2.舊產(chǎn)品生產(chǎn)的“市場需求效應(yīng)”機制

表2 也匯報了企業(yè)過程創(chuàng)新在不同市場需求規(guī)模下的就業(yè)效應(yīng)。從其第(5)列～第(8)列回歸結(jié)果看，“技術(shù)效率”引致與“成本降低”引致企業(yè)過程創(chuàng)新變量的系數(shù)顯著為負，而“技術(shù)創(chuàng)新”引致企業(yè)過程創(chuàng)新和企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新變量的系數(shù)顯著為正，且“技術(shù)創(chuàng)新”回歸系數(shù)小于“技術(shù)效率”的該系數(shù)。這說明當(dāng)舊產(chǎn)品“市場需求效應(yīng)”不存在時，企業(yè)過程創(chuàng)新對就業(yè)的影響為“替代效應(yīng)”，而企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新對就業(yè)的影響為“補償效應(yīng)”。其第(6)列中交互項PCEF×MSO的估計結(jié)果的影響顯著為正，而PCTC×MSO沒有通過顯著性檢驗；第(8)列中交互項PCCS×MSO顯著為負。這表明不同形式的企業(yè)過程創(chuàng)新對就業(yè)的替代效應(yīng)與市場需求大小密切相關(guān)，即隨著舊產(chǎn)品市場需求的不斷擴大，“技術(shù)效率”引致企業(yè)過程創(chuàng)新對就業(yè)的破壞效應(yīng)在一定程度上得到了補償，而“成本降低”引致企業(yè)過程創(chuàng)新進一步惡化了就業(yè)的破壞效應(yīng)。同樣，分析企業(yè)過程創(chuàng)新對就業(yè)邊際效應(yīng)，第(6)列中，當(dāng)舊產(chǎn)品市場需求水平較低時，企業(yè)“技術(shù)效率”引致企業(yè)過程創(chuàng)新顯著降低了就業(yè)率，其替代效應(yīng)隨著舊產(chǎn)品市場規(guī)模的擴大而減弱，企業(yè)的“就業(yè)創(chuàng)造”模式轉(zhuǎn)為依賴“技術(shù)創(chuàng)新”引致的企業(yè)過程創(chuàng)新模式。其第(8)列顯示，企業(yè)采用“成本降低”引致企業(yè)過程創(chuàng)新模式時，隨著舊產(chǎn)品市場規(guī)模的不斷擴大，企業(yè)過程創(chuàng)新的負向邊際效應(yīng)越來越大，且邊際效應(yīng)一直保持負值，說明了“成本降低”引致企業(yè)過程創(chuàng)新模式的“就業(yè)破壞”與“市場需求效應(yīng)”正相關(guān)。

3.舊產(chǎn)品生產(chǎn)的“雙重效應(yīng)”

表3 匯報了同時考慮“生產(chǎn)率效應(yīng)”與“市場需求效應(yīng)”的估計結(jié)果。其第(1)列～第(5)列中變量PCEF和PCCS的估計系數(shù)顯著為負，而變量PCTC和PD 的估計系數(shù)顯著為正，這說明當(dāng)不存在企業(yè)生產(chǎn)率效應(yīng)與市場需求效應(yīng)時，“技術(shù)效率”引致過程創(chuàng)新與“成本降低”引致企業(yè)過程創(chuàng)新仍然穩(wěn)健地表現(xiàn)為一種替代效應(yīng)，“技術(shù)創(chuàng)新”引致企業(yè)過程創(chuàng)新與企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新穩(wěn)健表現(xiàn)為一種補償效應(yīng)，而企業(yè)整體過程創(chuàng)新仍表現(xiàn)為“就業(yè)破壞”。市場需求變量為虛擬變量，即使當(dāng)企業(yè)勞動生產(chǎn)率為0 時，企業(yè)過程創(chuàng)新的邊際效應(yīng)仍然為負值，并不存在一個市場規(guī)模的臨界值使得企業(yè)過程創(chuàng)新的邊際效應(yīng)由負變?yōu)檎?。?dāng)“市場需求效應(yīng)”為0 時，較低勞動生產(chǎn)率的企業(yè)的“技術(shù)效率”引致企業(yè)過程創(chuàng)新對就業(yè)的邊際效應(yīng)為負，較高勞動生產(chǎn)率的企業(yè)的該邊際效應(yīng)為正，且邊際效應(yīng)由負轉(zhuǎn)正的企業(yè)勞動生產(chǎn)率臨界值為16.89；當(dāng)“市場需求效應(yīng)”為1時，“技術(shù)效率”引致企業(yè)過程創(chuàng)新對就業(yè)的邊際效應(yīng)由負轉(zhuǎn)正的臨界值降為8.22。這說明，企業(yè)過程創(chuàng)新通過“生產(chǎn)率效應(yīng)”與“市場需求效應(yīng)”對就業(yè)增長產(chǎn)生影響，隨著企業(yè)勞動生產(chǎn)率的提升，企業(yè)“技術(shù)效率”引致企業(yè)過程創(chuàng)新對就業(yè)由“替代效應(yīng)”轉(zhuǎn)變?yōu)椤把a償效應(yīng)”，而“市場需求效應(yīng)”的擴大進一步強化了就業(yè)“補償效應(yīng)”。其第(4)列和第(5)列中交互項PCCS×LPO、PCCS×MSO估計系數(shù)均顯著為負，隨著企業(yè)勞動生產(chǎn)率提升和市場需求規(guī)模的擴大，企業(yè)過程創(chuàng)新對就業(yè)的邊際效應(yīng)負向抑制作用更大，不存在就業(yè)“替代效應(yīng)”轉(zhuǎn)向“補償效應(yīng)”的臨界值。

表3 企業(yè)過程創(chuàng)新的“雙重效應(yīng)”機制

（二）企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新：“就業(yè)替代”與“就業(yè)補償”

1.新產(chǎn)品生產(chǎn)的“生產(chǎn)率效應(yīng)”

表4 顯示了企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新就業(yè)效應(yīng)內(nèi)在機制檢驗的結(jié)果?？紤]到將新產(chǎn)品勞動生產(chǎn)率作為衡量生產(chǎn)率效應(yīng)時，可能與企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新變量存在共線性問題。為此，本文將新產(chǎn)品勞動生產(chǎn)率的增長率大于0 定義為存在“生產(chǎn)率效應(yīng)”，取值為1，否則為0。同樣，將新產(chǎn)品主營業(yè)務(wù)收入增長率大于0 定義為影響企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的“市場需求效應(yīng)”，取值為1，否則為0。從回歸結(jié)果看，無論是其第(2)列更換計量方法還是其第(3)列替換變量法，“技術(shù)效率”引致企業(yè)過程創(chuàng)新以及“成本降低”引致企業(yè)過程創(chuàng)新的估計系數(shù)均顯著為負，“技術(shù)創(chuàng)新”引致企業(yè)過程創(chuàng)新的估計系數(shù)顯著為正，且“技術(shù)效率”的就業(yè)“替代效應(yīng)”遠大于“技術(shù)創(chuàng)新”的就業(yè)“補償效應(yīng)”。企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新變量PD 的回歸系數(shù)均顯著為正，表4 第(2)列表明企業(yè)新產(chǎn)品勞動生產(chǎn)率沒有提升時，企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新每提升1 個單位，則就業(yè)增長將顯著增加0.637 個單位。但是，我們同時發(fā)現(xiàn)企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新與生產(chǎn)率效應(yīng)的交互項PD×LPN的估計系數(shù)顯著為負。我們計算分析企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新對就業(yè)增長的邊際效應(yīng)發(fā)現(xiàn)，即使當(dāng)“生產(chǎn)率效應(yīng)”的代理變量最大值為1 時，企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新對就業(yè)增長的邊際效應(yīng)仍在0.141～0.206 間波動；而當(dāng)生產(chǎn)率效應(yīng)為0 時，其邊際效應(yīng)則在0.222～0.637 間波動。這說明了當(dāng)企業(yè)不存在“生產(chǎn)率效應(yīng)”時，企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新對就業(yè)增長表現(xiàn)為一種“就業(yè)創(chuàng)造”，即存在就業(yè)“補償效應(yīng)”；當(dāng)企業(yè)存在“生產(chǎn)率效應(yīng)”時，同樣表現(xiàn)為“就業(yè)創(chuàng)造”，但產(chǎn)品創(chuàng)新水平會隨著創(chuàng)新勞動生產(chǎn)率的提高而降低。究其原因是新產(chǎn)品勞動生產(chǎn)率的提高，使生產(chǎn)新產(chǎn)品邊際成本降低，生產(chǎn)單位新產(chǎn)品所需要的科技人員需求量下降或者沒有明顯提升，從而企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的生產(chǎn)率效應(yīng)帶來了就業(yè)破壞，表現(xiàn)為不同程度的就業(yè)替代效應(yīng)。

表4 企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的“生產(chǎn)率效應(yīng)”和“市場需求效應(yīng)”機制

2.新產(chǎn)品生產(chǎn)的“市場需求效應(yīng)”

表4 中在考慮新產(chǎn)品“市場需求效應(yīng)”的情況下，企業(yè)過程創(chuàng)新對就業(yè)增長均顯著為負。當(dāng)新產(chǎn)品“市場需求效應(yīng)”不存在時，MSN取值為0。這說明了新產(chǎn)品市場即使沒有擴大生產(chǎn)規(guī)模，企業(yè)生產(chǎn)新產(chǎn)品仍然對就業(yè)產(chǎn)生一種“就業(yè)創(chuàng)造”，即表現(xiàn)為就業(yè)“補償效應(yīng)”。從企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新對就業(yè)增長的邊際效應(yīng)看，當(dāng)新產(chǎn)品市場需求存在時，企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新對就業(yè)增長的邊際效應(yīng)為0.197～0.282。由此可見，隨著新產(chǎn)品“市場需求效應(yīng)”的增大，產(chǎn)品創(chuàng)新對就業(yè)增長的正向邊際效應(yīng)有減弱趨勢，但并不存在一個臨界點使得邊際效應(yīng)由正變?yōu)樨?，說明企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新對就業(yè)增長存在一種“就業(yè)創(chuàng)造”效應(yīng)。至于導(dǎo)致這種情況的原因，從就業(yè)結(jié)構(gòu)視角看，可能是因為新產(chǎn)品市場規(guī)模的擴大需要更多的高技能勞動力，而高技能勞動力的高需求替代了部分低技能勞動力的需求，從而新產(chǎn)品市場需求的擴大對低技能勞動力表現(xiàn)為就業(yè)破壞。

3.新產(chǎn)品生產(chǎn)的“雙重效應(yīng)”

表5 中第(1)列～第(4)列表明企業(yè)過程創(chuàng)新系數(shù)依舊顯著為負，而當(dāng)企業(yè)不存在“生產(chǎn)率效應(yīng)”與“市場需求效應(yīng)”時，企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的回歸系數(shù)顯著為正。從產(chǎn)品創(chuàng)新對就業(yè)增長的邊際效應(yīng)看，當(dāng)只存在“生產(chǎn)率效應(yīng)”時，即LPN取1 且MSN取0，企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新每增加1 單位，就業(yè)增長大約提升0.176～0.187 單位；當(dāng)只存在“市場需求效應(yīng)”時，即LPN取0 且MSN取1，企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新每增加1 單位，就業(yè)增長大約提升0.222～0.501；當(dāng)兩種效應(yīng)同時存在時，即LPN取1 且MSN取1，企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新每增加1 單位，就業(yè)增長大約提升0.114～0.149 單位。這說明了企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新對就業(yè)產(chǎn)生一種“就業(yè)創(chuàng)造”，即就業(yè)“補償效應(yīng)”，而隨著“生產(chǎn)率效應(yīng)”和“市場需求效應(yīng)”的不斷提升，企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新對就業(yè)“補償效應(yīng)”具有減弱趨勢。前者是因為高技能勞動生產(chǎn)率的提升減少了對高級勞動力的需求，體現(xiàn)為高技能勞動力的“破壞效應(yīng)”；后者則是因為新產(chǎn)品需求規(guī)模的擴大增加了高技能勞動力需求，從而替代了更多的低技能勞動力，體現(xiàn)為低技能勞動力的“破壞效應(yīng)”。

表5 企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的“雙重效應(yīng)”機制

六、結(jié)論及啟示

探究企業(yè)創(chuàng)新方式對就業(yè)的動態(tài)影響，既是理解增長路徑的一個重要視角，也是研究勞動力市場動態(tài)機制的重要課題。本文在HJMP 模型的基礎(chǔ)上，將企業(yè)就業(yè)增長效應(yīng)拓展為舊產(chǎn)品生產(chǎn)過程中效率變化、舊產(chǎn)品生產(chǎn)的增長率、新產(chǎn)品生產(chǎn)擴大效應(yīng)、資本深化效應(yīng)以及要素價格效應(yīng)等五個重要組成部分，利用中國創(chuàng)新企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)進行實證檢驗，并對其內(nèi)在影響機制進行討論與分析。本文得出主要結(jié)論如下：(1)不同的創(chuàng)新模式對企業(yè)就業(yè)產(chǎn)生不同影響。在接近生產(chǎn)前沿面階段發(fā)生的企業(yè)過程創(chuàng)新降低了就業(yè)率，當(dāng)生產(chǎn)前沿面擴張階段發(fā)生企業(yè)過程創(chuàng)新就促進了就業(yè)增長，前者就業(yè)破壞大于后者的就業(yè)創(chuàng)造，因而在企業(yè)過程創(chuàng)新整個過程中就業(yè)替代占據(jù)主導(dǎo)。企業(yè)在生產(chǎn)前沿面上通過降低成本的方式實現(xiàn)企業(yè)過程創(chuàng)新也顯著地降低了就業(yè)，反觀企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新顯著促進了就業(yè)增長。(2)舊產(chǎn)品勞動生產(chǎn)率提升可以降低“技術(shù)效率”引致企業(yè)過程創(chuàng)新導(dǎo)致的就業(yè)替代程度，“成本降低”引致企業(yè)過程創(chuàng)新降低了較高勞動生產(chǎn)率企業(yè)的就業(yè)，且這種破壞作用與企業(yè)勞動生產(chǎn)率正相關(guān)。隨著新產(chǎn)品勞動生產(chǎn)率的提升，企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的就業(yè)創(chuàng)造水平逐漸降低。(3)隨著舊產(chǎn)品市場需求擴大，企業(yè)“技術(shù)效率”引致企業(yè)過程創(chuàng)新的就業(yè)破壞在一定程度上得到補償，而“成本降低”引致企業(yè)過程創(chuàng)新惡化了就業(yè)破壞。隨著新產(chǎn)品市場需求規(guī)模的擴大，企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的就業(yè)補償效應(yīng)表現(xiàn)出遞減趨勢。

與民生關(guān)系最為密切的就是就業(yè)問題，企業(yè)創(chuàng)新又是解決就業(yè)問題之匙。本文的研究具有重要的政策啟示。首先，進一步提升了對企業(yè)創(chuàng)新的認識，需要重新審視不同創(chuàng)新模式的就業(yè)效應(yīng)?，F(xiàn)實情況是，不同規(guī)模企業(yè)采取的創(chuàng)新方式有差異，中小企業(yè)以企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新為主。為此，需要營造有利的創(chuàng)新環(huán)境來激勵創(chuàng)新，鼓勵優(yōu)質(zhì)企業(yè)做強，扶持中小企業(yè)做大，同時打造一批“專精特新”為特征的中小企業(yè)，這對于創(chuàng)造新的就業(yè)機會并促進經(jīng)濟增長非常關(guān)鍵。其次，鼓勵企業(yè)競爭，擴大產(chǎn)品市場規(guī)模。作為研發(fā)能力不強的中小企業(yè)也應(yīng)積極參與國際分工，為社會提供更多的中低級就業(yè)崗位，以滿足不同層次的就業(yè)需求。同時，政府應(yīng)該加大支持力度，鼓勵企業(yè)不斷創(chuàng)新，增強企業(yè)競爭力和盈利能力，不斷擴大高層次就業(yè)市場。最后，應(yīng)理性看待企業(yè)創(chuàng)新活動。從世界發(fā)展歷程看，長期的技術(shù)創(chuàng)新必然會帶來就業(yè)增加和經(jīng)濟增長，但是在短期內(nèi)增強過程創(chuàng)新可能會對就業(yè)產(chǎn)生替代效應(yīng)，甚至造成就業(yè)的減少。企業(yè)應(yīng)積極開展創(chuàng)新活動，提升自主創(chuàng)新水平，避免直接的技術(shù)模仿和產(chǎn)品仿造所造成的就業(yè)替代效應(yīng)，同時應(yīng)該更加關(guān)注從業(yè)人員的技能提升，積極開展技能培訓(xùn)等活動，促使員工素質(zhì)與其崗位技能要求相匹配。