创业带动就业：新建企业的就业效应分析，本文主要内容关键词为：效应论文,企业论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
“以创业带动就业”是十七大以来中国积极就业政策的重要组成部分。面对经济增速下行，中国政府通过改革工商登记制度、取消和下放行政审批事项、金融财税流通改革等多项政策安排，不断降低创业准入门槛，改善创业环境，鼓励“大众创业、草根创业”，以期实现创业对就业的带动。一般认为新企业建立后会产生新的工作岗位，然而，根据以往对OECD国家的研究，创业与就业并无直接和必然的“带动”关系。已有研究指出，新建企业对就业的影响分布在一个很长的时期中(Audretsch等，2002；Fritsch等，2004、2008；Van Stel等，2004)，新建企业对就业的中长期影响可能比企业建立初期的影响更为重要(Fritsch，2008)。本文以创业对就业影响的理论分析为基础，试图通过区域劳动力市场中新建企业与就业的关系分析创业是否能够带动就业；创业对就业增长的短期、中期和长期有何影响。 新建企业产生的就业直接效应是指新建企业对区域劳动力市场就业的直接影响，是岗位创造效应和挤出效应共同作用的结果。岗位创造效应是指新建企业进入市场后直接创造的工作岗位。挤出效应是指新建企业导致现存企业市场份额降低或者退出市场，进而导致经济中工作岗位存量的降低(见图1)。如果新企业的进入使现存企业退出市场，或者新企业的出现是由于现存企业将特定的业务或工作分配或外包给新企业而导致的(Storey等，1987)，那么新建企业对区域工作供给的效应就相对有限。 间接的就业效应是指新企业进入市场后对市场整体产生的影响所导致的就业变动，又称供给方效应(Fritsch等，2013)。从长期看，如果创业带来的竞争，刺激现有企业改进自身绩效、加速新技术的采用和产业的组织创新、扩张创新的范围、为产业和市场提供创新的方向，会使包括现有企业在内的市场上所有企业创造更多的岗位，产生更大、更积极的就业效应。尽管这是创业带来的间接就业效应，但产生的影响有可能大于直接的就业效应。 已有对OECD国家经验研究的结果支持上述理论的预测，肯定了新建企业对就业的带动作用(Johnson等，1996；Ashcroft等，1996)。对中国市场环境中“创业带动就业”的实证研究目前还非常缺乏，而且仅有少数研究肯定了创业对就业的带动作用(卢亮、邓汉慧，2014；董志强等，2012)。本文并未考察不同动机的创业带来的就业影响，而是将创业视为一种行为，考察创业影响就业的时间路径和作用大小。上述文献大都使用个体工商户作为创业的指标变量，这样做的好处是数据相对易于获得。但个体工商户只是创业的一种形式，且多数是以自雇为主的生存型创业，90%以上分布在批发、零售、餐饮等传统服务业(汪海粟、姜玉勇，2014)。本文使用新建企业作为创业的测量指标。相比个体工商户这一变量，以法人单位形式建立的企业更符合现代经济的发展方向，其积极的就业效应也更明显，因而是对创业更好的测量指标。有学者将新建私营企业作为机会型创业的测量指标，将个体工商户作为生存型创业的测量指标(齐玮娜、张耀辉，2014)。本文中新建企业是指一个地区内所有新创建的法人单位，与个体工商户相比，更偏重于机会型创业。本文使用偏离份额方法调整了不同地区新建企业数量，排除了行业结构的影响；使用固定效应模型进行估计，排除了区域特点带来的影响。
图1 新企业创建带动就业的作用机制 根据已有的实证研究，挤出效应、供给方效应发生在企业建立后的中期和长期(Acs等，2004)。Audretsch等(2002)发现在20世纪80年代企业创办率较高的区域，90年代显现出高就业增长。研究者们从这一重要结论中获得启发，进而提出新企业创建对就业增长影响不清晰的原因在于这种影响显性化有较长时间的滞后。许多经验研究证明了这种时间滞后的存在，即新建企业对区域内就业的影响分布在一个很长的时期内(Audretsch等，2002；Fritsch等，2004、2008；Van Stel等，2004、2008；Baptista等，2008)。对中国劳动力市场的研究中也发现创业对就业有滞后影响(卢亮、邓汉慧，2014；董志强等，2012)，但并未估计出具体的滞后结构和滞后效应的大小。本文应用Almon模型，克服了一般分布滞后模型的多重共线性问题，估计创业对就业的滞后影响及滞后结构。 二、数据及研究方法 (一)数据描述 本研究使用1996-2012年的省级面板数据样本。数据来源于《中国统计年鉴》和《中国基本单位统计年鉴》。《中国基本单位统计年鉴》汇总了从事经济社会活动的企业法人单位。本文以《中国基本单位统计年鉴》中企业开办时间为依据，确定1996-2012年每年新建企业数量。同时，以《中国统计年鉴》中的年末就业人口数作为就业量①。 本研究以就业增长率作为测量就业增长的指标。为了避免就业短期波动的干扰，将2年内的就业变化率作为测量就业增长的指标(t+2年的就业相对于t年就业的增长)(Fritsch等，2004、2008)。新企业创办率是测量区域内企业创建活动的指标。本研究使用劳动力市场法②，将新企业创办率定义为每万名就业者中的新建企业数。 图2显示了1994-2012年平均就业增长率与平均新企业创办率之间的关系。从图2中可以看到，新企业创办率和就业增长率变动趋势有明显的相关关系，说明创业可能有带动就业的作用。同时，新企业创办率的增长速度快于就业增长率，在新企业创办率快速上涨的同时，就业增长率的上升逐步趋于缓和，说明新建企业的间接就业效应并没有很好地发挥出来。 本文将其他影响区域就业变化的变量也加入计量模型中作为控制变量。第一，为了控制影响创业和就业变化关系的区域特征，加入了人口密度(每平方公里的人口数量)。区域人口密度与区域内许多因素高度相关，如真实房产价格、基础设施的质量、劳动力条件、劳动力市场的多样性，小企业现状、产业结构(如服务业雇员所占比例)、创新活动水平，地区需求和知识溢出的水平等(Audretsch等，2002；Fritsch等，2008)。因此可以认为人口密度是一个包含了所有区域特征的变量。用人口密度替代这些变量进入回归方程，可以避免这些因素之间高度相关所带来的多重共线性问题。第二，由于并非所有的就业都来自新建企业，有相当部分的就业增长是由于区域内现有企业增加资本投入、扩大生产能力导致的，因此本文将固定资产投资加入回归模型，以控制由于区域内现有企业扩大生产规模对就业增长的影响。第三，在对地区面板数据回归中，由于存在空间自相关会造成估计的偏差(Fritsch等，2004；Van Stel等，2008)。本文使用相邻省份的平均就业变动(就业增长率)作为控制空间自相关的变量。第四，区域工资增长率也会影响区域就业，本文将工资增长率也作为控制变量之一。尽管有的研究使用工资增长率作为控制变量取得了较好的实证结果(Van Stel等，2004)，但工资上涨既有可能促使区域内劳动供给增加，也有可能减少企业的雇佣，即工资增长率对就业的影响在理论上仍然是不确定的(Rees等，1986)，影响的方向要留待实证研究来回答。 (二)模型描述 本文以2年的就业增长率作为因变量，用劳动力市场法计算的新企业创办率作为自变量，以各省的人口密度、固定资产投资增长率、相邻省份的平均就业变动和工资增长率作为控制变量进行计量分析，构建中国新建企业对区域工作创造影响的计量模型。 当研究新企业对区域就业增长的短、中、长期影响时，原则上应该建立用不同年份新企业创办率去解释就业变化的分布滞后模型。但分布滞后模型中连续年份之间的新企业创办率显著相关，这也是分布滞后模型无法直接应用最小二乘估计的原因。使用相关矩阵分析可知，各年新企业创办率之间所有的相关系数在0.01水平上显著，如果直接以各年份新企业创办率作为自变量进行回归，会引起多重共线性问题。为了解决同名变量滞后值之间可能存在的高度线性相关，本文采用Almon多项滞后模型来估计区域劳动力市场中新建企业对就业变化影响的时间滞后结构(Van Stel等，2004；Fritsch等，2004)。这一方法通过规定滞后系数的特殊结构，降低了分布滞后中多重共线性的影响。采用Almon模型的一个关键问题在于决定所假设的多项式类型。已有研究发现Almon三阶模型往往是对新建企业的就业影响拟合最好的模型(Fritsch等，2004、2008)。本研究分别拟合了Almon二阶至五阶模型，发现三阶模型的拟合效果最好。Almon三阶模型为：
图2 就业增长率与新企业创办率的变动趋势
不同地区的产业结构会对模型估计造成影响，因为地区差异会影响企业创办数据和就业数据。本研究根据《中国基本单位统计年鉴》中基于17个行业分类企业创建数据，使用偏离份额方法(Audretsch等，2002)，对地区新建企业数量进行调整，纠正地区产业结构对创业数量所产生的混淆效应，控制不同地区间产业结构差异对区域新建企业与就业增长关系的影响。调整后的区域新建企业数量即为各地区的产业构成相同时，该地区新企业数量的期望值。同时，本文使用固定效应处理方法来控制面板数据中不同地区未观察到的固定特征。
三、实证结果与分析 表2给出了Almon多项模型的回归结果，同时给出了普通最小二乘估计所得结果。从表2普通最小二乘估计结果来看，企业建立后第六年的系数是显著的，这可能是由于多重共线性问题所导致。从拟合系数
和F检验的P值看，Almon三阶滞后模型的估计结果最优。由Almon三阶多项滞后模型的回归结果可知，零次项、一次项、二次方项的系数
均通过了显著性检验(t检验的概率P值小于0.1)。控制变量中固定资产投资变动率显著，工资增长率显著并呈负效应，而人口密度和控制空间相关性的周边省份就业变动率在所有模型中都不显著。 表2给出了由Almon三阶估计换算得到的各年新企业创办率的系数，由此得到的滞后结构如图3所示。从图3可以看出，新企业对就业增长影响的滞后结构呈U形分布。从短期看(区域一)，新企业创建当年对就业增长有正向影响，这属于新建企业对就业产生的岗位创造效应，即新企业建立之初对就业量的贡献。从中期看(区域二)，新企业失败退出和竞争者之间的替代作用占主要地位，因此企业在创建后的2～10年里对就业存在消极的影响。这期间新建企业对就业的效应为挤出效应。从新企业创建后的第十年左右开始，再次显现出对就业正向影响(区域三)。这表明企业创建10年后，促进了区域经济供应方的发展改善，显现出对就业的积极影响。具体来说，新企业创建率每提高1个百分点，即在企业创建当年，每万名就业者中新建1家企业，将导致当年就业增长率提高3.43个百分点。每万名就业者中新建1家企业，将分别在创建1年后使就业增长1.08个百分点。从企业创建后的整个短期阶段看，每万名就业者中新建1家企业，将在创建后的1年内带动该区域就业增长率提高4.51个百分点。从中期看，每万名就业者中新建1家企业，将分别在创建后第二年开始导致就业增长率下降。新企业创建后第二年，就业增长率下降0.81个百分点。新建企业最大的挤出效应发生在企业建立后第六年，此时每万人中新建1家企业，将导致就业增长率下降3.79个百分点。在企业创建后的整个中期阶段(2～10年)，每万名就业者中新建1家企业，将使该区域就业增长率降低21.07个百分点。
图3 新建企业对区域就业增长的滞后结构(Almon三阶滞后模型) 本研究还发现，企业在创建10年后开始呈现出对区域就业的长期积极影响。每万名就业者中新建1家企业，在创建10年后将使该区域的就业增长率增加0.46个百分点，而且这种长期的积极影响还有持续的趋势。从企业创建第十年开始到第十二年，每万名就业者中新建1家企业，将使就业增长率增加8.35个百分点。 通过新企业在创建12年内所表现出来的就业影响可以回答本文的研究问题。创业可以带动就业，但这种带动作用不仅发生在企业建立之初，而是分布在企业建立后一个长期的过程中。新企业建立带来的直接的就业创造(图3中的区域一)会随着其带来的挤出效应或随后的失败倒闭所造成的岗位消亡而消失。新建企业对就业的挤出效应非常明显且持续时间较长(图3中的区域二)，二者相互抵消后，中国新企业的中短期就业影响(0～10年)为-16.56，即每万名就业者中新建1家企业，将在企业创建后0～10年内使就业增长率平均降低16.56个百分点。这凸显了企业创建10年后由于供给方效应带来的长期的积极就业影响的重要性(图3中的区域三)，正是由于新企业的创建在长期促进市场供应方的改善，使新建企业对区域就业增长率可能呈现出总体的积极影响。企业建立第十年起到第十二年内，新建企业呈现正向的供给方效应。但由于数据期限有限，目前本研究只能观察到新建企业在12年内的就业效应。 表3和表4对比了对部分OECD国家使用同样的研究方法和相似的变量设定后得到的新建企业对区域就业增长的滞后结构。本研究所揭示的中国市场上新建企业的就业效应呈U形分布，这一结果与对OECD国家的研究结果相似。但与OECD国家相比，中国市场上新建企业的挤出效应更大，并且持续时间较长；供给方效应出现的时间更晚。在对OECD国家的研究中，除葡萄牙外其他国家供给方效应在出现并持续2～4年后，会逐步下降并趋于消失。由于本研究数据年份较短，无法观察到新建企业12年后供给方效应的走向。 四、研究结果与讨论 (一)创业可以带动就业，但存在滞后影响 本研究显示，企业建立的0～2年内，对就业的直接效应是正向的；2～10年对就业表现为挤出效应；从第十年开始，对就业的供给方效应为正。新建企业在多长时间内达到对区域劳动力市场的最大影响和净就业效应是多大取决于新建企业的质量。如果新建企业的质量较高，那么就业的净效应就为正，因为现存的企业在新建企业的竞争下会表现得更好。如果新建企业并不具备竞争性，那么间接的供给方效应就可能较小，净就业效应可能为负。从影响的大小看，新建企业的净就业效应目前是负的。但这里的净就业效应是对就业增长率而不是对就业本身，并不意味着企业建立越多就业越少。同时由于数据限制，本研究尚未观察到正向的供给方效应结束时间。
(二)中国市场中新建企业对就业的挤出效应较大，供给方效应出现时间更晚 表3反映了中国市场中最大的就业影响出现在企业建立12年后，在OECD国家中除葡萄牙有类似的滞后外(Baptista等，2008)，其他国家的最大就业影响大都产生于企业建立后5～8年内。中国市场的挤出效应出现在企业新建2年左右，但持续时间为8年，比OECD国家3～5年的挤出效应时期都要长，因此供给方效应出现的时间也更晚。 中国劳动力市场新建企业就业效应滞后结构的特殊性可能来自新建企业质量与制度环境两个方面。从挤出效应产生的原因来看，中国市场中更长持续时间的挤出效应可能是由于新企业创新能力不足导致其失败率较高。由于创新能力有限，以及对知识产权缺乏保护，新进入市场的企业往往创新不足、同质性高，可能与现存企业存在业务领域的广泛重叠。如果新建企业的市场扩展来自于现存企业业务的重新分配，而不是创新的业务领域，这将导致了新建企业之间、新建企业与现存企业之间的激烈竞争，企业的失败率更高。从OECD国家本身的创业情况看，由于新技术的使用和产品、技术创新周期不断缩短，从20世纪70年代末开始，创新优势已经逐步从大型的现存企业转移到小型企业和新建企业(Christensen等，1995)。在主要OECD国家中，中小企业的创新能力更加突出，相应的国家对中小企业的扶持政策也更加完善，促使中小企业对就业的积极效应更加明显。而中国一直以来更注重企业的规模效应，对中小企业的制度性支持不足，如企业设立政策条件约束多、融资困难等，这都会影响新建企业的存活率。
(三)新建企业对就业的滞后影响受环境因素制约 表3和表4在显示了不同国家创业对就业滞后影响存在相同的模式的同时，也显示了不同国家之间这种滞后影响在大小和时间点上存在的差异。造成差异的原因可能来自制度环境、产业环境等方面。根据已有文献，即使控制了不同国家间产业结构的差异，这样的差别仍很明显(Fritsch等，2008)。现有对OECD的研究中就提到创业者的人力资本(Baptista等，2008)、产业聚集程度(Baptista等，2011)都可能影响滞后效应在大小和时间点上的差异。处于转型阶段的中国市场环境更为复杂，制度环境因素、产业与行业结构因素、城乡集聚程度差异等都可能造成中国与OECD国家在创业带动就业方面的差异。未来的研究重点应在充分识别国家、区域间创业带动就业共性的基础上，识别不同国家、不同区域间的差异。 本研究结果表明，在分析新企业对就业的影响时，仅考虑新企业当期的就业影响是不全面的。新企业对就业影响的间接供给方效应要比其直接的岗位创造效应重要得多。正如本文理论综述中所指出的，供给方效应的产生不要求新建企业必须存活或呈现出显著的增长，关键在于新建企业所带来的改善和发展。因此，即使新企业经营失败了，但它们所带来的竞争也可能对整个经济做出了重要的贡献，这种市场的竞争能力才是最重要的。 本研究运用中国省级面板数据，通过建立Almon多项滞后模型，研究了新建企业对就业增长的影响。在排除了不同省份行业结构差异和不可观测的固定特征的影响后发现，在企业创立的短期、中期和长期3个不同阶段，新建企业对区域劳动力市场中的就业产生影响方向不同。短期新建企业对就业的岗位创造效应为正。中期内，新建企业对就业产生挤出效应。但到企业建立10年左右，对就业的正向供给方效应就体现出来。相比短期的影响而言，新建企业对就业的中长期影响更为重要。与OECD国家类似的实证研究结果相比，中国市场新建企业的挤出效应持续时间更长，供给方效应出现的时间更晚，这样的结果可能是由于中国市场上新建企业创新水平较低，导致新企业失败率较高，尤其是与OECD国家相比，中国中小企业的生存环境较差，创新能力相对不足。 在中国积极就业政策的制定实施中，为了更好地实现“创业带动就业”，不应只重视短期的岗位创造效应，更要重视新建企业的中长期就业效应。中期的挤出效应是由于新企业对现存企业的挤出而导致的，而长期的就业效应是通过新企业进入市场引起现存企业竞争能力提高从而导致就业增长的供给方效应实现的。因此，在政策制定中要鼓励和引导具备创新能力，能够采用新技术、组织形式、流程模式，提供新的服务、产品和技术解决办法的企业进入区域市场，并从创业环境、制度设计等方面对该类新建企业的成长提供支持，从而促使区域企业整体核心能力的提升。地方政府如果仅仅依靠大规模投资，设立大型企业，而不注重企业对现有市场竞争格局的促进作用及市场环境的建设，很有可能助长对中小企业的挤出效应，弱化供给方效应，最终导致中长期就业效应减弱。 市场选择对于供给方效应的发挥至关重要。因此，公共政策应当保障市场选择过程。市场新进入者的失败及其退出市场应该被理解为市场选择的结果，政策不应过度保护被市场机制淘汰的企业。政策可以支持和鼓励新创企业的产生，但不能损害市场竞争的公平性。如果出现新建企业仅因享受政策支持将现存企业挤出市场，将会损害供给方效应的发挥。在制定促进创业的政策措施时，应该避免类似的扭曲效果。 “创业带动就业”政策实施成功的关键在于市场机制而非创业政策本身。激励创业为目的的创业政策体系，如工商登记制度、取消和下放行政审批事项、金融财税流通改革等可以帮助提升创业率，但如果市场机制本身不能激发新建企业与市场中现有企业的互动，甚至抑制创新或竞争，那么供给方效应的发挥就会受到影响。新建企业没有与现存企业展开良性互动，彼此激发竞争力，长期的供给方效应就无法实现。因此，着眼于长期，着眼于市场选择与市场机制，鼓励创新与竞争，才是”创业带动就业”政策成功的关键。 由于数据期限的限制，本文只估计了企业建立12年内的就业效应及滞后分布结构，因而无法判断供给方效应在企业创建12年后是否可以持续。另外，本文只考虑了企业进入市场的情况，没有考虑企业退出市场的影响。对新建企业就业效应的研究还有待进一步深入。 ①2006年的就业数据缺失。我们根据其他年份数据进行拟合，推导得出该年份的就业量。 ②劳动力市场法是计算新企业创办率的常用方法，公式为：新企业创办率=新企业数÷相应时期的劳动力数；另一种常用方法是企业存量法，公式为：新企业创办率=新企业数÷相应时期的企业存量。
标签：挤出效应论文; 创业论文; 差异分析论文; 求职论文; 经合组织论文;
