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創業帶動就業：新建企業的就業效應分析
作者：張成剛廖毅曾湘泉
中國人口科學 2015年06期
“以創業帶動就業”是十七大以來中國積極就業政策的重要組成部分。面對經濟增速下行，中國政府通過改革工商登記制度、取消和下放行政審批事項、金融財稅流通改革等多項政策安排，不斷降低創業準入門檻，改善創業環境，鼓勵“大眾創業、草根創業”，以期實現創業對就業的帶動。一般認為新企業建立后會產生新的工作崗位，然而，根據以往對OECD國家的研究，創業與就業并無直接和必然的“帶動”關系。已有研究指出，新建企業對就業的影響分布在一個很長的時期中(Audretsch等，2002；Fritsch等，2004、2008；Van Stel等，2004)，新建企業對就業的中長期影響可能比企業建立初期的影響更為重要(Fritsch，2008)。本文以創業對就業影響的理論分析為基礎，試圖通過區域勞動力市場中新建企業與就業的關系分析創業是否能夠帶動就業；創業對就業增長的短期、中期和長期有何影響。
新建企業產生的就業直接效應是指新建企業對區域勞動力市場就業的直接影響，是崗位創造效應和擠出效應共同作用的結果。崗位創造效應是指新建企業進入市場后直接創造的工作崗位。擠出效應是指新建企業導致現存企業市場份額降低或者退出市場，進而導致經濟中工作崗位存量的降低(見圖1)。如果新企業的進入使現存企業退出市場，或者新企業的出現是由于現存企業將特定的業務或工作分配或外包給新企業而導致的(Storey等，1987)，那么新建企業對區域工作供給的效應就相對有限。
間接的就業效應是指新企業進入市場后對市場整體產生的影響所導致的就業變動，又稱供給方效應(Fritsch等，2013)。從長期看，如果創業帶來的競爭，刺激現有企業改進自身績效、加速新技術的采用和產業的組織創新、擴張創新的范圍、為產業和市場提供創新的方向，會使包括現有企業在內的市場上所有企業創造更多的崗位，產生更大、更積極的就業效應。盡管這是創業帶來的間接就業效應，但產生的影響有可能大于直接的就業效應。
已有對OECD國家經驗研究的結果支持上述理論的預測，肯定了新建企業對就業的帶動作用(Johnson等，1996；Ashcroft等，1996)。對中國市場環境中“創業帶動就業”的實證研究目前還非常缺乏，而且僅有少數研究肯定了創業對就業的帶動作用(盧亮、鄧漢慧，2014；董志強等，2012)。本文并未考察不同動機的創業帶來的就業影響，而是將創業視為一種行為，考察創業影響就業的時間路徑和作用大小。上述文獻大都使用個體工商戶作為創業的指標變量，這樣做的好處是數據相對易于獲得。但個體工商戶只是創業的一種形式，且多數是以自雇為主的生存型創業，90%以上分布在批發、零售、餐飲等傳統服務業(汪海粟、姜玉勇，2014)。本文使用新建企業作為創業的測量指標。相比個體工商戶這一變量，以法人單位形式建立的企業更符合現代經濟的發展方向，其積極的就業效應也更明顯，因而是對創業更好的測量指標。有學者將新建私營企業作為機會型創業的測量指標，將個體工商戶作為生存型創業的測量指標(齊瑋娜、張耀輝，2014)。本文中新建企業是指一個地區內所有新創建的法人單位，與個體工商戶相比，更偏重于機會型創業。本文使用偏離份額方法調整了不同地區新建企業數量，排除了行業結構的影響；使用固定效應模型進行估計，排除了區域特點帶來的影響。
圖1 新企業創建帶動就業的作用機制
根據已有的實證研究，擠出效應、供給方效應發生在企業建立后的中期和長期(Acs等，2004)。Audretsch等(2002)發現在20世紀80年代企業創辦率較高的區域，90年代顯現出高就業增長。研究者們從這一重要結論中獲得啟發，進而提出新企業創建對就業增長影響不清晰的原因在于這種影響顯性化有較長時間的滯后。許多經驗研究證明了這種時間滯后的存在，即新建企業對區域內就業的影響分布在一個很長的時期內(Audretsch等，2002；Fritsch等，2004、2008；Van Stel等，2004、2008；Baptista等，2008)。對中國勞動力市場的研究中也發現創業對就業有滯后影響(盧亮、鄧漢慧，2014；董志強等，2012)，但并未估計出具體的滯后結構和滯后效應的大小。本文應用Almon模型，克服了一般分布滯后模型的多重共線性問題，估計創業對就業的滯后影響及滯后結構。
二、數據及研究方法
(一)數據描述
本研究使用1996-2012年的省級面板數據樣本。數據來源于《中國統計年鑒》和《中國基本單位統計年鑒》。《中國基本單位統計年鑒》匯總了從事經濟社會活動的企業法人單位。本文以《中國基本單位統計年鑒》中企業開辦時間為依據，確定1996-2012年每年新建企業數量。同時，以《中國統計年鑒》中的年末就業人口數作為就業量①。
本研究以就業增長率作為測量就業增長的指標。為了避免就業短期波動的干擾，將2年內的就業變化率作為測量就業增長的指標(t+2年的就業相對于t年就業的增長)(Fritsch等，2004、2008)。新企業創辦率是測量區域內企業創建活動的指標。本研究使用勞動力市場法②，將新企業創辦率定義為每萬名就業者中的新建企業數。
圖2顯示了1994-2012年平均就業增長率與平均新企業創辦率之間的關系。從圖2中可以看到，新企業創辦率和就業增長率變動趨勢有明顯的相關關系，說明創業可能有帶動就業的作用。同時，新企業創辦率的增長速度快于就業增長率，在新企業創辦率快速上漲的同時，就業增長率的上升逐步趨于緩和，說明新建企業的間接就業效應并沒有很好地發揮出來。
本文將其他影響區域就業變化的變量也加入計量模型中作為控制變量。第一，為了控制影響創業和就業變化關系的區域特征，加入了人口密度(每平方公里的人口數量)。區域人口密度與區域內許多因素高度相關，如真實房產價格、基礎設施的質量、勞動力條件、勞動力市場的多樣性，小企業現狀、產業結構(如服務業雇員所占比例)、創新活動水平，地區需求和知識溢出的水平等(Audretsch等，2002；Fritsch等，2008)。因此可以認為人口密度是一個包含了所有區域特征的變量。用人口密度替代這些變量進入回歸方程，可以避免這些因素之間高度相關所帶來的多重共線性問題。第二，由于并非所有的就業都來自新建企業，有相當部分的就業增長是由于區域內現有企業增加資本投入、擴大生產能力導致的，因此本文將固定資產投資加入回歸模型，以控制由于區域內現有企業擴大生產規模對就業增長的影響。第三，在對地區面板數據回歸中，由于存在空間自相關會造成估計的偏差(Fritsch等，2004；Van Stel等，2008)。本文使用相鄰省份的平均就業變動(就業增長率)作為控制空間自相關的變量。第四，區域工資增長率也會影響區域就業，本文將工資增長率也作為控制變量之一。盡管有的研究使用工資增長率作為控制變量取得了較好的實證結果(Van Stel等，2004)，但工資上漲既有可能促使區域內勞動供給增加，也有可能減少企業的雇傭，即工資增長率對就業的影響在理論上仍然是不確定的(Rees等，1986)，影響的方向要留待實證研究來回答。
(二)模型描述
本文以2年的就業增長率作為因變量，用勞動力市場法計算的新企業創辦率作為自變量，以各省的人口密度、固定資產投資增長率、相鄰省份的平均就業變動和工資增長率作為控制變量進行計量分析，構建中國新建企業對區域工作創造影響的計量模型。
當研究新企業對區域就業增長的短、中、長期影響時，原則上應該建立用不同年份新企業創辦率去解釋就業變化的分布滯后模型。但分布滯后模型中連續年份之間的新企業創辦率顯著相關，這也是分布滯后模型無法直接應用最小二乘估計的原因。使用相關矩陣分析可知，各年新企業創辦率之間所有的相關系數在0.01水平上顯著，如果直接以各年份新企業創辦率作為自變量進行回歸，會引起多重共線性問題。為了解決同名變量滯后值之間可能存在的高度線性相關，本文采用Almon多項滯后模型來估計區域勞動力市場中新建企業對就業變化影響的時間滯后結構(Van Stel等，2004；Fritsch等，2004)。這一方法通過規定滯后系數的特殊結構，降低了分布滯后中多重共線性的影響。采用Almon模型的一個關鍵問題在于決定所假設的多項式類型。已有研究發現Almon三階模型往往是對新建企業的就業影響擬合最好的模型(Fritsch等，2004、2008)。本研究分別擬合了Almon二階至五階模型，發現三階模型的擬合效果最好。Almon三階模型為：
圖2 就業增長率與新企業創辦率的變動趨勢
不同地區的產業結構會對模型估計造成影響，因為地區差異會影響企業創辦數據和就業數據。本研究根據《中國基本單位統計年鑒》中基于17個行業分類企業創建數據，使用偏離份額方法(Audretsch等，2002)，對地區新建企業數量進行調整，糾正地區產業結構對創業數量所產生的混淆效應，控制不同地區間產業結構差異對區域新建企業與就業增長關系的影響。調整后的區域新建企業數量即為各地區的產業構成相同時，該地區新企業數量的期望值。同時，本文使用固定效應處理方法來控制面板數據中不同地區未觀察到的固定特征。
三、實證結果與分析
表2給出了Almon多項模型的回歸結果，同時給出了普通最小二乘估計所得結果。從表2普通最小二乘估計結果來看，企業建立后第六年的系數是顯著的，這可能是由于多重共線性問題所導致。從擬合系數和F檢驗的P值看，Almon三階滯后模型的估計結果最優。由Almon三階多項滯后模型的回歸結果可知，零次項、一次項、二次方項的系數均通過了顯著性檢驗(t檢驗的概率P值小于0.1)。控制變量中固定資產投資變動率顯著，工資增長率顯著并呈負效應，而人口密度和控制空間相關性的周邊省份就業變動率在所有模型中都不顯著。
表2給出了由Almon三階估計換算得到的各年新企業創辦率的系數，由此得到的滯后結構如圖3所示。從圖3可以看出，新企業對就業增長影響的滯后結構呈U形分布。從短期看(區域一)，新企業創建當年對就業增長有正向影響，這屬于新建企業對就業產生的崗位創造效應，即新企業建立之初對就業量的貢獻。從中期看(區域二)，新企業失敗退出和競爭者之間的替代作用占主要地位，因此企業在創建后的2～10年里對就業存在消極的影響。這期間新建企業對就業的效應為擠出效應。從新企業創建后的第十年左右開始，再次顯現出對就業正向影響(區域三)。這表明企業創建10年后，促進了區域經濟供應方的發展改善，顯現出對就業的積極影響。具體來說，新企業創建率每提高1個百分點，即在企業創建當年，每萬名就業者中新建1家企業，將導致當年就業增長率提高3.43個百分點。每萬名就業者中新建1家企業，將分別在創建1年后使就業增長1.08個百分點。從企業創建后的整個短期階段看，每萬名就業者中新建1家企業，將在創建后的1年內帶動該區域就業增長率提高4.51個百分點。從中期看，每萬名就業者中新建1家企業，將分別在創建后第二年開始導致就業增長率下降。新企業創建后第二年，就業增長率下降0.81個百分點。新建企業最大的擠出效應發生在企業建立后第六年，此時每萬人中新建1家企業，將導致就業增長率下降3.79個百分點。在企業創建后的整個中期階段(2～10年)，每萬名就業者中新建1家企業，將使該區域就業增長率降低21.07個百分點。
圖3 新建企業對區域就業增長的滯后結構(Almon三階滯后模型)
本研究還發現，企業在創建10年后開始呈現出對區域就業的長期積極影響。每萬名就業者中新建1家企業，在創建10年后將使該區域的就業增長率增加0.46個百分點，而且這種長期的積極影響還有持續的趨勢。從企業創建第十年開始到第十二年，每萬名就業者中新建1家企業，將使就業增長率增加8.35個百分點。
通過新企業在創建12年內所表現出來的就業影響可以回答本文的研究問題。創業可以帶動就業，但這種帶動作用不僅發生在企業建立之初，而是分布在企業建立后一個長期的過程中。新企業建立帶來的直接的就業創造(圖3中的區域一)會隨著其帶來的擠出效應或隨后的失敗倒閉所造成的崗位消亡而消失。新建企業對就業的擠出效應非常明顯且持續時間較長(圖3中的區域二)，二者相互抵消后，中國新企業的中短期就業影響(0～10年)為-16.56，即每萬名就業者中新建1家企業，將在企業創建后0～10年內使就業增長率平均降低16.56個百分點。這凸顯了企業創建10年后由于供給方效應帶來的長期的積極就業影響的重要性(圖3中的區域三)，正是由于新企業的創建在長期促進市場供應方的改善，使新建企業對區域就業增長率可能呈現出總體的積極影響。企業建立第十年起到第十二年內，新建企業呈現正向的供給方效應。但由于數據期限有限，目前本研究只能觀察到新建企業在12年內的就業效應。
表3和表4對比了對部分OECD國家使用同樣的研究方法和相似的變量設定后得到的新建企業對區域就業增長的滯后結構。本研究所揭示的中國市場上新建企業的就業效應呈U形分布，這一結果與對OECD國家的研究結果相似。但與OECD國家相比，中國市場上新建企業的擠出效應更大，并且持續時間較長；供給方效應出現的時間更晚。在對OECD國家的研究中，除葡萄牙外其他國家供給方效應在出現并持續2～4年后，會逐步下降并趨于消失。由于本研究數據年份較短，無法觀察到新建企業12年后供給方效應的走向。
四、研究結果與討論
(一)創業可以帶動就業，但存在滯后影響
本研究顯示，企業建立的0～2年內，對就業的直接效應是正向的；2～10年對就業表現為擠出效應；從第十年開始，對就業的供給方效應為正。新建企業在多長時間內達到對區域勞動力市場的最大影響和凈就業效應是多大取決于新建企業的質量。如果新建企業的質量較高，那么就業的凈效應就為正，因為現存的企業在新建企業的競爭下會表現得更好。如果新建企業并不具備競爭性，那么間接的供給方效應就可能較小，凈就業效應可能為負。從影響的大小看，新建企業的凈就業效應目前是負的。但這里的凈就業效應是對就業增長率而不是對就業本身，并不意味著企業建立越多就業越少。同時由于數據限制，本研究尚未觀察到正向的供給方效應結束時間。
(二)中國市場中新建企業對就業的擠出效應較大，供給方效應出現時間更晚
表3反映了中國市場中最大的就業影響出現在企業建立12年后，在OECD國家中除葡萄牙有類似的滯后外(Baptista等，2008)，其他國家的最大就業影響大都產生于企業建立后5～8年內。中國市場的擠出效應出現在企業新建2年左右，但持續時間為8年，比OECD國家3～5年的擠出效應時期都要長，因此供給方效應出現的時間也更晚。
中國勞動力市場新建企業就業效應滯后結構的特殊性可能來自新建企業質量與制度環境兩個方面。從擠出效應產生的原因來看，中國市場中更長持續時間的擠出效應可能是由于新企業創新能力不足導致其失敗率較高。由于創新能力有限，以及對知識產權缺乏保護，新進入市場的企業往往創新不足、同質性高，可能與現存企業存在業務領域的廣泛重疊。如果新建企業的市場擴展來自于現存企業業務的重新分配，而不是創新的業務領域，這將導致了新建企業之間、新建企業與現存企業之間的激烈競爭，企業的失敗率更高。從OECD國家本身的創業情況看，由于新技術的使用和產品、技術創新周期不斷縮短，從20世紀70年代末開始，創新優勢已經逐步從大型的現存企業轉移到小型企業和新建企業(Christensen等，1995)。在主要OECD國家中，中小企業的創新能力更加突出，相應的國家對中小企業的扶持政策也更加完善，促使中小企業對就業的積極效應更加明顯。而中國一直以來更注重企業的規模效應，對中小企業的制度性支持不足，如企業設立政策條件約束多、融資困難等，這都會影響新建企業的存活率。
(三)新建企業對就業的滯后影響受環境因素制約
表3和表4在顯示了不同國家創業對就業滯后影響存在相同的模式的同時，也顯示了不同國家之間這種滯后影響在大小和時間點上存在的差異。造成差異的原因可能來自制度環境、產業環境等方面。根據已有文獻，即使控制了不同國家間產業結構的差異，這樣的差別仍很明顯(Fritsch等，2008)。現有對OECD的研究中就提到創業者的人力資本(Baptista等，2008)、產業聚集程度(Baptista等，2011)都可能影響滯后效應在大小和時間點上的差異。處于轉型階段的中國市場環境更為復雜，制度環境因素、產業與行業結構因素、城鄉集聚程度差異等都可能造成中國與OECD國家在創業帶動就業方面的差異。未來的研究重點應在充分識別國家、區域間創業帶動就業共性的基礎上，識別不同國家、不同區域間的差異。
本研究結果表明，在分析新企業對就業的影響時，僅考慮新企業當期的就業影響是不全面的。新企業對就業影響的間接供給方效應要比其直接的崗位創造效應重要得多。正如本文理論綜述中所指出的，供給方效應的產生不要求新建企業必須存活或呈現出顯著的增長，關鍵在于新建企業所帶來的改善和發展。因此，即使新企業經營失敗了，但它們所帶來的競爭也可能對整個經濟做出了重要的貢獻，這種市場的競爭能力才是最重要的。
本研究運用中國省級面板數據，通過建立Almon多項滯后模型，研究了新建企業對就業增長的影響。在排除了不同省份行業結構差異和不可觀測的固定特征的影響后發現，在企業創立的短期、中期和長期3個不同階段，新建企業對區域勞動力市場中的就業產生影響方向不同。短期新建企業對就業的崗位創造效應為正。中期內，新建企業對就業產生擠出效應。但到企業建立10年左右，對就業的正向供給方效應就體現出來。相比短期的影響而言，新建企業對就業的中長期影響更為重要。與OECD國家類似的實證研究結果相比，中國市場新建企業的擠出效應持續時間更長，供給方效應出現的時間更晚，這樣的結果可能是由于中國市場上新建企業創新水平較低，導致新企業失敗率較高，尤其是與OECD國家相比，中國中小企業的生存環境較差，創新能力相對不足。
在中國積極就業政策的制定實施中，為了更好地實現“創業帶動就業”，不應只重視短期的崗位創造效應，更要重視新建企業的中長期就業效應。中期的擠出效應是由于新企業對現存企業的擠出而導致的，而長期的就業效應是通過新企業進入市場引起現存企業競爭能力提高從而導致就業增長的供給方效應實現的。因此，在政策制定中要鼓勵和引導具備創新能力，能夠采用新技術、組織形式、流程模式，提供新的服務、產品和技術解決辦法的企業進入區域市場，并從創業環境、制度設計等方面對該類新建企業的成長提供支持，從而促使區域企業整體核心能力的提升。地方政府如果僅僅依靠大規模投資，設立大型企業，而不注重企業對現有市場競爭格局的促進作用及市場環境的建設，很有可能助長對中小企業的擠出效應，弱化供給方效應，最終導致中長期就業效應減弱。
市場選擇對于供給方效應的發揮至關重要。因此，公共政策應當保障市場選擇過程。市場新進入者的失敗及其退出市場應該被理解為市場選擇的結果，政策不應過度保護被市場機制淘汰的企業。政策可以支持和鼓勵新創企業的產生，但不能損害市場競爭的公平性。如果出現新建企業僅因享受政策支持將現存企業擠出市場，將會損害供給方效應的發揮。在制定促進創業的政策措施時，應該避免類似的扭曲效果。
“創業帶動就業”政策實施成功的關鍵在于市場機制而非創業政策本身。激勵創業為目的的創業政策體系，如工商登記制度、取消和下放行政審批事項、金融財稅流通改革等可以幫助提升創業率，但如果市場機制本身不能激發新建企業與市場中現有企業的互動，甚至抑制創新或競爭，那么供給方效應的發揮就會受到影響。新建企業沒有與現存企業展開良性互動，彼此激發競爭力，長期的供給方效應就無法實現。因此，著眼于長期，著眼于市場選擇與市場機制，鼓勵創新與競爭，才是”創業帶動就業”政策成功的關鍵。
由于數據期限的限制，本文只估計了企業建立12年內的就業效應及滯后分布結構，因而無法判斷供給方效應在企業創建12年后是否可以持續。另外，本文只考慮了企業進入市場的情況，沒有考慮企業退出市場的影響。對新建企業就業效應的研究還有待進一步深入。
①2006年的就業數據缺失。我們根據其他年份數據進行擬合，推導得出該年份的就業量。
②勞動力市場法是計算新企業創辦率的常用方法，公式為：新企業創辦率=新企業數÷相應時期的勞動力數；另一種常用方法是企業存量法，公式為：新企業創辦率=新企業數÷相應時期的企業存量。
作者介紹：張成剛，中國人民大學勞動人事學院，博士研究生；廖毅，中國就業研究所，助理研究員；曾湘泉，中國人民大學勞動人事學院，教授
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