創業：活躍度、效益與悖論
——基于PVAR模型的創業活動經濟效應的實證

陳景信，代 明，鄭 閩

（暨南大學 經濟學院，廣東 廣州 510632）

●本期視點

創業：活躍度、效益與悖論
——基于PVAR模型的創業活動經濟效應的實證

陳景信，代 明，鄭 閩

（暨南大學 經濟學院，廣東 廣州 510632）

文章借助管理學的戰略理論和經濟學的邊際效益原理構建核心理論體系，旨在闡釋區域創業活躍度與經濟效益之間的匹配關系，進而使PVAR模型對我國創業活動經濟效應進行了系統的實證分析?；谖覈貐^面板數據的考察發現：在一定時期內，創業活躍度提高了，然而創業活動的經濟增長效應和就業效應不顯著或為負值，因而驗證了創業悖論在區域的存在性。據此提出如下政策啟示：根據不同的區域和時空情景，創業政策的設計、選擇和實施的側重點和具體內容應有所不同；創業政策的重點之一在于引導和鼓勵國內外有識之士創業，旨在為營造知識創業提供政策支持；創業政策的主要功能應定位于整合各種資源為提升創業質量服務。

知識創業；創業悖論；PVAR模型；經濟效應；知識發展指數

一、引 言

經濟學對于創業的研究由來已久，但是經濟學界對于創業的開拓性研究僅始于20世紀70年代。當時美國廣泛流行諸如“經濟零增長”、“使美國非工業化”以及長期的“康德拉季耶夫經濟停滯”之類的說法。然而，事實與數據卻和這些描述不相吻合。針對以上現象，管理學大師彼得·F·德魯克1985年率先提出創業型經濟的概念，并強調美國經濟正從管理型經濟轉向創業型經濟［1］。Audretsch和Thurik認為，經濟合作與發展組織國家（OECD）正發生由管理型經濟向創業型經濟的根本性轉變，并對這兩種經濟形態進行了比較，從而使創業型經濟的研究得到了深化［2-3］。

然而，20世紀80年代我國正處于改革開放初期，經濟社會基礎薄弱，百業待興。經歷10多年的風雨歷程，進入21世紀以后，一大批中小型企業和創新型企業的迅速崛起，我國的創業型經濟才初見端倪，并逐漸受到政府部門和社會各界的關注。當前伴隨互聯網技術的迅速發展，創業融資渠道大為拓寬，全國范圍內更是掀起了新一輪創業熱潮。在創業熱潮的鼓動下，雖涌現了許多成功的創業案例，但也出現了不少失敗的創業項目。在如此事實面前，則需要我們用辯證的眼光去看待創業對就業、經濟增長的影響。國內學者認為，創業型經濟的比較優勢在于知識［4］，它是以知識和企業家精神為核心生產要素，以創新為主要手段，以中小企業為微觀經濟基礎，通過創業機制持續推動經濟發展的經濟形態［5］。可見，創業型經濟所指代的創業屬于高層次的經濟活動，它與可模仿的低端創業活動有著本質的區別。正如Shane所說，創業促進經濟發展和增加就業并不是一場數字游戲，政策的重點應放在具有增長潛力的公司上［6］。因此，在“大眾創業、萬眾創新”的統籌性戰略背景下，創業政策的落腳點在于創業質量的提升而非僅僅創業數量的增加，并需積極倡導有條件的經濟地區加強知識創業的政策扶持和項目支撐，逐步發展與新經濟時代相適應的創業形態。

二、研究假設與理論構建

經濟增長和充分就業是國家宏觀調控的兩大重要目標，它們與社會創業有著密切的聯系。所以，有必要圍繞創業與就業、經濟增長之間的動態變化關系進行簡要分析（圖1）。其一，經測算發現，我國自雇率（私營企業和個體從業人員占總就業人員比重）［7］由2001年的10.27%上升到2015年的36.25%，自雇率的浄變化量①呈持續緩增態勢。一般地，隨著創業活動的蓬勃發展，創業對緩解就業壓力起到至關重要的作用。然而，從就業人員環比增長率來看，2001-2015年期間該增長率曲線基本與橫軸平行，增長率一直處于0～1%區間范圍內，故就業的變化是不顯著的。這可能是我國適齡勞動力近乎充分就業的表現，也可能是就業渠道缺乏有效的疏通機制造成的。如果是前者那是利好消息，但如果是后者則需要我們深思如何有效地推動創業事業發展，進一步釋放就業壓力，或者讓我們提高警惕并反思是否一些行業中存在過度創業而頻發創業失敗，導致人力、物力、財力等資源的浪費和失業人員的增加。其二，從創業與經濟增長之間的變化關系來看，2007年以前人均GDP環比增長率（GDP統一按照2000年價格計算以消除通脹因素的影響）與自雇率的浄變化量基本保持相同的增長趨勢，其后人均GDP環比增長率卻背離增長軌道出現走低現象。換言之，自雇率變化量的持續攀升反映了我國創業活躍度和就業水平的不斷提高，然而，人均GDP環比增長率的變化轉折則反映了經濟增長速度趨于減緩。由此可見，如果我們單純地認為創業僅會對經濟增長、就業起到正面作用，那么，我們就無法解釋上述創業與就業、經濟增長不同步甚至相悖的現象。因此，從經濟學視角解釋創業結構的演變對就業、經濟增長影響的內在機理，顯然具有一定的理論價值和現實意義。

圖1 2001-2015年創業與就業、經濟增長的動態變化關系注：數據來源于《中國統計年鑒》（2002-2016）。

（一）創業對經濟增長的影響

國內外學者研究創業對經濟增長影響問題傾向于創業對經濟增長存在正向影響，但也有不一致的觀點。Holtz-Eakin和Kao以美國各州為研究對象，用人均州內生產總值作為經濟增長的衡量指標，利用向量自回歸的方法驗證了新創企業的增長可以帶來人均州內生產總值的增長［8］；Acs等利用18個國家的面板數據進行實證分析，驗證了各國的創業活動促進了自身的經濟增長［9］；Braunerhjelm等使用17個OECD國家1981-2002年的面板數據進行實證分析，驗證了創業對經濟增長有著十分顯著的正向作用［10］。張建英［11］、王琨和閆偉［12］利用中國地區數據研究發現創業對經濟增長具有顯著的正效應。可見，創業在現代經濟中扮演著一個至關重要的角色［13］。不同于以上的結論，Blanchflower使用 23個OECD國家1966-1996的面板數據驗證自我雇傭率變化與經濟增長率之間的關系，結果表明前者對后者有顯著的負影響，即創業率的增加會給經濟增長率帶來負效應［14］。國內學者齊瑋娜和張耀輝基于中國30個省市區2003-2011年的面板數據驗證了不同區域不同創業類型對經濟增長的影響，發現從國家層面來看，私營企業創業對經濟發展影響不顯著，個體戶式的生存型創業影響顯著為負［15］。綜上可見，創業是影響經濟增長的重要因素之一，所以創業對經濟增長的影響情況直接決定了創業經濟效益的好壞，因此，本文提出假設1。

H1：創業驅動的經濟增長效應是衡量創業經濟效益好壞的重要標準之一。

（二）創業對就業的影響

創業對就業的影響究竟如何？學術界往往是從創業對失業所起的作用來解釋，而觀點卻存在分歧。企業家效應假說認為，創業是由過去的經濟成就和有才干的創業者所推動，會促進隨后的就業而降低失業［16］。Aghion 等［17］和 Pfeiffer等（2000）［18］認為，新創企業進入市場，會促進市場供給競爭，帶來更高產出水平的同時增加就業。賴德勝和李長安認為，我國實施以創業帶動就業的發展戰略是全球金融危機背景下解決就業問題的必然選擇，改革開放30年來經歷的三次創業高潮都是在經濟從低谷向繁榮的起始階段和失業率高的時期出現［19］。董志強等［20］利用廣東省21個地區1991-2007年面板數據進行實證分析，支持了創業可以降低失業的企業家效應假說，即從經驗證據證實了“創業帶動就業”的合理性。但也有研究指出，創業帶動就業或減少失業的產生是有條件的。創業率并非越高越好，過高的創業水平對經濟發展是不利的［21］。不難發現，創業對就業具有直接的影響，故創業對就業的影響程度直接關系到創業經濟效益的好壞，因此，本文提出假設2。

H2：創業帶動的就業效應是衡量創業經濟效益好壞的重要標準之一。

（三）創業活動經濟效應理論分析

1.創業活動的戰略思想

（1）傳統創業的“紅?！睉鹇浴Ｒ圆ㄌ馗偁幚碚摓榛A的“紅?！睉鹇约俣óa業結構是既定的，產業界限與競爭規則已經固化，企業被迫為有限的市場展開你死我活的血腥競爭，是典型的零和博弈［22］。傳統創業是創業者及其團隊通過整合土地、資本、勞動力等要素并將其投入傳統產業，在現有市場從事生產經營活動的過程（圖2）。因此，傳統創業只是對已存商業模式的簡單復制，所處的市場日趨飽和，其著眼于競爭激烈的有限市場份額，故只有將新舊競爭對手壓制或擊敗才能有立錐之地。所以，傳統創業所走的是典型的“紅海”戰略路徑。

（2）知識創業的“藍?！睉鹇?。Kim和Mauborgne認為［23］，與“紅?！睉鹇郧∏∠喾?，“藍?！睉鹇砸詣撔吕碚摓榛A，價值創新是該戰略的基石，市場界限及產業結構并不是固定不變的，而是企業可以通過重塑產業邊界和打破現有實踐規則來重新建造的，從而開辟沒有競爭對手的市場空間，是一種全新的發展模式。知識創業是對上述傳統創業的延伸和發展，是創業實踐順應新經濟發展趨勢的必然產物。其中，知識是那些與土地、勞動力、資本等同樣不可或缺的生產要素，是一種集信息、科技等于一體的無形資本。知識創業高度依賴于知識要素——知識在創業投資要素中起到引領和決定性的作用（圖2），其開創的是新興產業市場，創業過程始終致力于價值創新。由此可見，知識創業理念中奉承的是“藍海”戰略思想，實現兼具差異化和成本優勢的可持續發展戰略。

圖2 傳統創業與知識創業的戰略思維路徑

2.創業活動經濟效應的內在動態機制

從上述分析可見，研究創業活動經濟效應問題，不能僅僅停留在兩者數理關系變化的一般描述性分析，而是需要深入分析創業活動內部結構的變化對經濟發展產生影響的作用機制。首先，依據“紅?！薄ⅰ八{?！睉鹇运季S對兩種創業類型的解釋所體現的差異性特點的同時，堅持邊際效益遞減和邊際效益遞增兩大規律為指導，提出假設3、假設4。

H3：傳統創業經濟效益遵循邊際效益遞減規律；

H4：知識創業經濟效益遵循邊際效益遞增規律。

在上述理論知識和假設條件基礎上，本文嘗試演繹區域創業活動經濟效應的內在動態機制（圖3）。圖3（a）中，橫軸表示時間，0-t0表示傳統創業時代，t0-t2表示融合創業時代（即傳統創業和知識創業兼容發展階段），t2之后表示知識創業時代。TR表示區域內部的創業經濟效益函數，滿足以下形式：TR(K,I)=TR1(K)+TR2(I)，其中，K代表土地、廠房、資本、勞動力等有形生產要素，I表示專業知識、創新精神、技術、網絡等無形生產要素。TR（1K）代表傳統創TR（2I）代表知識創業經濟效益函數，滿足邊際效益遞所以，區域創業經濟效益的增大還是減小取決于傳統創業邊際經濟效益的遞減量和知識創業邊際經濟效益的遞增的比較，即區域創業經濟效益增加量（或減少量）的函數滿足以下形式：圖3（b）中，曲線F和曲線E分別表示在某一時期內，傳統創業邊際經濟效益和知識創業邊際經濟效益的變化狀況。具體來說，曲線F與橫軸相交時，創業活動的整體經濟效益達到最大（圖3（a）的a點處）。曲線E中的e點之前的變化對應于t0-t1時期，由于知識創業邊際經濟效益方興未艾，所以無法抑制傳統創業造成的負經濟效應，此時TR曲線從a到b點出現經濟效益持續遞減現象。在t1-t2時期，知識創業已經顯露頭角，其創造的正效益基本能夠與傳統創業的消極效應相抗衡，因此，TR曲線b-c段趨向平和。t2之后，知識創業邊際經濟效益以更快的速度繼續增大，已經能夠完全制止傳統創業給創業經濟效益帶來的負面影響。當然，一旦知識創業開創的新興產業領域日臻成熟，其邊際經濟效益也很可能會出現遞減。

所以，在假設（H1-H4）條件下，綜合上述分析發現，在邊際效益遞減規律作用下，傳統創業對區域經濟增長和就業（創業經濟效益的代理變量）的影響終會出現負邊際效益。所以，在特定時期內，即使知識創業對區域經濟增長和就業影響遵循邊際效益遞增規律，但其產生的正邊際效益卻只能抵消或不能抵消這種負邊際效益，那么，創業活動必然會對經濟增長和就業產生不顯著甚至消極的影響。即在某一時期（圖3（a）中t0-t1或t1-t2）區域的創業活躍度提高了，而經濟增長和就業只能維持甚至低于原有水平，我們稱這種現象為“創業悖論”。

圖3 創業活動對經濟影響的動態機制

三、實證研究

近年來，盡管國內關于創業活動經濟效應的實證研究數量有所增多，但研究往往缺乏系統性而導致得出的結論過于簡單。鑒于此，本文從理論上探討創業活動經濟效應的內在動態機制并提出“創業悖論”命題后，進而采用PVAR模型對我國創業活動經濟效應進行實證研究。

（一）計量模型設定

一般地，國內外學者考察兩變量關系時，通常是基于某一國家或地區的時間序列數據運用VAR模型進行研究，而面板向量自回歸（PVAR）模型具有面板數據模型和動態滯后模型的雙重特質，顯然，使用該模型會比傳統時間序列VAR模型得到更多可靠的信息。因此，本文擬使用PVAR模型研究“區域創業活動經濟效應”問題。其主要有三個步驟：①利用GMM方法估計模型參數；②脈沖響應函數分析；③通過方差分解考察各影響因素的大小。建立如下形式的PVAR模型：

其中，α0為常數項；i代表各地區（省、自治區、直轄市）；t代表年份；yi,t為PVAR模型中的內生變量；αj為體現變量滯后效應的矩陣，j為滯后期數；αi代表引入的個體效應，反映地區之間的異質性；βt代表時間效應，用于解釋變量的時間趨勢特征。μi,t為隨機擾動項。本文引入如下內生變量：①知識發展指數（dev），用于反映區域對知識的重視程度及知識的發展水平；②創業活躍度（ent），用于反映區域創業活動的活躍程度；③就業水平（egr），用于反映區域的就業狀況；④經濟增速（ggr），用于反映區域經濟增長情況。

（二）變量、指標與數據說明

本文選取2002-2015年中國31個省、自治區、直轄市為樣本，數據來源為《中國統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》、《中國勞動工資統計年鑒》、各地區《統計年鑒》。在表1中，創業活躍度（ent）選取各地區私營企業和個體從業人員（Eps）占總就業人員（Tem）的比重即自雇率來衡量；就業水平（egr）選取各地區從業人員的環比增長率（Gre）來衡量；經濟增速（ggr）用人均GDP的環比增長率（Grg）來衡量；基于區域的知識發展水平取決于知識發展能力的觀點，即以世界銀行報告中“知識發展包括知識獲取能力、知識吸收能力和知識交流能力的發展”［24］這一理念為指導，通過構建知識發展指數來衡量區域知識發展水平。構建過程中選取R&D經費內部支出（R&D）、大學及以上學歷從業人員比例（Edu）和郵電業務總量（Inf）分別作為上述三種能力的代理變量，同時賦予所選指標相同權重，并采用極差正規化法對指標進行無量綱化處理。

表1 變量、指標與數據來源

測算過程如下：

1.極差正規化

其中，xij表示第i個地區的j指標的實際值；max（xj）表示j指標的最大值；min（xj）表示j指標的最小值；yij表示第i個地區的j指標的標準化值。

2.知識發展指數

（三）單位根與協整檢驗

為了避免偽回歸現象和增強結果的穩健性，在此對數據穩定性進行單位根檢驗。本文同時采用LLC檢驗和IPS檢驗，前者假定面板是同質的，后者則假定面板是異質的［25］。由表2可知，LLC檢驗中，除了水平值ent外，其他變量的水平值均在1%的水平下通過檢驗，即水平值ent不能拒絕”存在單位根”的原假設，而對其進行一階差分后再進行單位根檢驗，結果在1%水平下顯著拒絕原假設。同理，IPS檢驗中，只有水平值egr在1%水平下通過檢驗，其他變量的水平值均沒有通過檢驗，而對變量進行一階差分后再進行單位根檢驗，結果在1%和10%水平下拒絕原假設。

表2 變量單位根檢驗

上述IPS檢驗表明，序列ggr和ent都為一階單整，鑒于這兩個變量是研究的重點，故對其進行協整關系檢驗。本文采用Westerlund提出的協整檢驗方法［26-27］驗證ggr和ent是否存在協整關系。根據West?erlund的檢驗標準，考慮面板異質性條件下使用組統計量（即Gt和Ga）來作出判斷，同樣地，考慮面板同質性條件下使用面板統計量（即Pt和Pa）來作出判斷，原假設均為“不存在協整關系”。表3結果顯示，Gt和Ga均在1%顯著性水平下拒絕原假設，說明ggr和ent之間至少存在一組協整關系；Pt和Pa也是在1%顯著性水平下拒絕原假設，說明ggr和ent之間整體上存在長期穩定的協整關系。

表3 ggr與ent的協整關系檢驗

（四）實證分析及結果

1.Granger因果分析

通過上述可知，變量屬于平穩變量或兩個I（1）非平穩變量存在協整關系。在此，考慮到后續研究和明確變量因果流向的需要，故進一步對變量之間的關系進行Granger因果檢驗。從表4可以看出，dev與ggr、ent與ggr及ent與dev這三組變量互為Granger因果關系；而考察dev與egr這組變量發現，egr是dev的Granger原因，反之不成立。

表4 變量間的Granger因果關系檢驗結果

由此結果可知，某一區域中，在控制其他變量的情況下，過去知識發展水平的高低有助于解釋當期經濟的變動，反之，過去的經濟狀況也會對當前知識發展水平的高低具有解釋作用。同樣地，過去的創業活躍度對于當期經濟狀況具有解釋作用，而過去的經濟狀況也能解釋當前創業活躍度的變化；滯后的創業活躍度對于當期知識發展水平的高低起到解釋作用，而滯后的知識發展水平對于當前創業活躍度的變化同樣具有解釋作用。同理，過去的就業狀況能解釋當期知識發展水平的變動，但過去的知識發展水平不一定會對當前就業水平產生影響。以上分析只是兩兩變量Granger因果關系分析，現實生活中知識發展水平、創業活躍度、就業水平與經濟增長之間的關系是更為復雜的。因此，在后續研究中通過PVAR模型、脈沖響應函數等計量方法對變量關系進一步實證。

2.估計結果與分析

進行模型估計前，首先要選擇合適的滯后階數。根據AIC、BIC、HQIC三大階數判斷準則，結合表5中相應數值，選擇滯后2階和滯后3階相對合適。所以，下面就滯后2階模型和滯后3階模型呈現的GMM估計結果進行對比分析。模型估計過程中，為了消除時間效應和個體效應對矩估計的影響，使用截面均值差分來消除時間效應，同時使用向前均值差分方法即“Helmert轉換”消除模型的個體效應，保證了滯后變量與轉化后的變量正交，因而可以將滯后變量作為工具變量，并利用GMM方法進行參數估計。本文主要運用Stata13.0軟件，并使用PVAR2程序②進行數據處理。

表5 PVAR模型GMM估計結果

由表5的估計結果可見，本文建立的PVAR模型估計結果能夠對經濟變量之間的動態關系給予初步刻畫，從中有以下主要發現：第一，兩個模型中滯后1期的dev對ent的影響均在1%的水平下顯著，說明知識發展對于創業活躍度具有高度正向作用；模型1中滯后1期的dev對egr在10%水平下顯著，而模型2中dev對egr并不存在顯著關系；模型1中滯后1、2期的dev對ggr的影響均在1%的水平下完全顯著，且模型2中滯后1、3期的dev對ggr的影響分別在5%和1%的水平下顯著，然而，影響系數有正有負，則說明知識發展對經濟增長的影響作用并不明確，從而也強調了知識應用到經濟領域，才能體現其價值。第二，除了滯后1期的ent對其自身在5%水平下存在顯著為正的影響外，兩個模型中的ent對其自身、egr的影響均不顯著，因而從創業的就業效應視角驗證了“創業悖論”存在的可能性；模型2中滯后3期的ent對dev的影響在10%水平下顯著，說明創業有利于實現知識的溢出和商業化，但效果的顯現相對較長；滯后1、2期的ent對ggr的影響在模型1和模型2呈現截然相反的結果，這說明ent對ggr的直接影響呈現出波動性，且影響系數反映出ent對ggr也存在顯著負效應，因而從創業的經濟增長效應視角也證實了“創業悖論”存在的可能性。第三，模型1、2中egr對其自身、ent的影響并不顯著，而滯后1期的egr對dev、ggr具有較為顯著的作用，但模型2中滯后2、3期的egr對ggr的影響并不顯著。第四，ggr對egr并不具有十分顯著的作用，相反，ggr對其自身、dev、ent則具有較為顯著的影響，并且這種影響基本表現為正。

3.脈沖響應分析

脈沖響應函數是用來衡量隨機擾動項的一個標準差的沖擊對其他變量當前和未來取值的影響軌跡，能比較直觀地刻畫出變量之間的動態交互作用和效應，并從動態反應中判斷變量間的時滯關系［28］。本文通過進行Monte Carlo模擬1 000次生成95%置信區間的脈沖響應函數圖（圖4），其中，橫軸代表沖擊反應的響應期數（設定滯后期為6），縱軸表示內生變量對沖擊的響應程度。由于脈沖響應與方差分解的結果都在一定程度上依賴于變量排序，所以，在此依據研究需要和格蘭杰因果檢驗初步判斷變量出現的先后順序，進而運用“外生性越強的變量在前，內生性越強的變量在后”的原則確定變量的最終順序［29］。本文在脈沖響應和方差分解部分將變量次序確定為dev、ent、egr、ggr，其基本思想理念是知識的發展有利于創業結構的優化調整，從而有助于發揮創業對就業、經濟增長的推動作用。

圖4 二階滯后變量的脈沖響應函數

從圖4可以看出，第一，如圖4-b1所示，給dev一個標準差的沖擊，ent會產生較為強烈的正響應，并在第2期末響應值達到最大，隨后影響程度有所減弱，但到達第6期dev對ent仍然存在正影響，這說明我國的知識發展對創業活動會產生持續而長期的正效應。另外，從egr和ggr的響應函數曲線來看（見圖4-c1和圖4-d1），其變化趨勢基本一致，在第1期達到最大值，然后直線下滑，并在第2期到達0值，此后起伏不大，但由于egr的響應函數的參照線（y=0的水平虛線）從開始就幾乎被置信區間所包含，故在統計意義上其函數值跟0是沒有顯著差別的。同樣地，ggr的響應函數曲線在第2期以后就不顯著了。換言之，從統計意義上來看，dev對egr不存在顯著影響，而對ggr的影響在短期內先增后減，長期來看也不具有顯著影響。第二，給ent一個標準差的沖擊后，dev、egr、ggr的響應函數參照線基本落在置信區間里面，因而說明一定時期內，創業活躍度的沖擊對未來的知識發展、就業水平和經濟增長均不具有顯著影響（見圖4-a2、圖4-c2和圖4-d2）。第三，如圖4-a3所示，給egr一個標準差的沖擊，會對當前dev產生負影響并在第1期末響應值達到最大，沖擊會在隨后的2～6期逐漸減少，可見，就業狀況會對知識發展產生一定的負影響，但其影響程度不具有持續效應。此外，egr對ent的影響統計上并不顯著，而ggr在第1期末其響應值達到最大，之后出現回落并在第2期末到達響應值的最低點，然后經過短暫回升后逐漸接近于0。所以，我國的就業受到外來沖擊后，會對經濟增長帶來正向或負向的影響。第四，如圖4-b4，給ggr一個標準差的沖擊，ent對ggr的響應最初值為0，隨后產生正向響應，一直持續到第5期，其后趨于0甚至為負值；圖4-c4中，egr對ggr的響應在統計上并不顯著，而在圖4-a4中dev最初會發生一定強度的負效應，并在第1期末響應值達到最大，到達第2期響應值幾乎為0，，隨后的影響并不顯著?？梢?，我國的經濟增長并未能很好地發揮其促進知識發展的作用。

總體來看，我國知識發展的沖擊會對創業活躍度產生長期正向的影響，而創業活躍度的沖擊卻對知識發展、就業水平和經濟增長并不具有鮮明的影響。反過來，經濟增長的沖擊對創業活躍度具有較為長期的正效應，而對就業水平、知識發展則不具有顯著影響。由此推斷，我國的知識驅動型創業正在發揮著重要的積極作用，而傳統創業發展的相對過度，勢必引起其邊際效益負增長，進而導致創業活動的整體經濟效益停滯或減小。因此，當前我國的創業正處于新興知識創業與頹勢傳統創業相互對峙的“創業悖論”階段。

4.方差分解

為了更準確地考察 dev、ent、egr、ggr之間的相互影響程度，本文通過方差分解，得到不同面板VAR方程的沖擊反應對內生變量波動的貢獻度，表6給出了第1個預測期、第10個預測期和第20個預測期的方差分解結果。

表6 方差分解結果

從表6可以看出，選取10個預測期與選取20個預測期進行方差分析的結果是基本一致的，說明在第10個預測期之后系統已基本穩定，對結果沒有影響。其中，最初期的dev只受到其自身的影響，但第10、20個預測期的結果表明，dev也會受到ent和ggr的影響，但它們對dev的方差貢獻率相對較小，分別為21.1%和2.5%，egr的貢獻度則更??；ent主要受到自身和dev的影響，ggr對其方差貢獻較小，而dev對ent的波動解釋程度達到59.3%，說明創業活躍度依賴于穩定的知識發展環境，其受到知識發展沖擊的影響程度相當高；egr主要受到自身的影響，自身方差貢獻率高達97.7%，所以外來沖擊對就業的影響十分微弱；ggr也是主要受到自身的影響，dev、ent、egr對其的方差貢獻率僅為10.7%、4.9%和1.3%，從而反映出知識發展、創業活躍度及就業水平對GDP環比增長率波動的解釋力并不明顯，我國的經濟增長主要依賴于穩定的經濟市場環境和經濟增長自身的慣性作用。

四、結論與政策啟示

（一）主要結論

本文圍繞“創業悖論”這一核心問題對創業活動經濟效應進行了理論探討與實證分析，得出了以下結論：第一，創業是一種經濟活動，它與生產要素的投入-產出息息相關。創業問題的研究不能僅僅拘泥于企業家或創業者、企業等微觀層面分析，也需要我們從區域和宏觀視角來探討創業活動的經濟規律。第二，創業活動經濟效應的實現具有其內在的作用機制。在一定的時間內，雖然區域整體的創業經濟效益呈遞增態勢，但傳統創業的邊際經濟效益卻是遞減的，一旦其產生負邊際經濟效益，方興未艾的知識創業又未能抑制，從而昭示“創業悖論”的到來，悖論現象一直維持到知識創業邊際經濟效益完全替代傳統創業的負邊際經濟效益而終止，此刻知識創業才真正成為驅動區域創業經濟效益繼續遞增的源動力。第三，知識創業正成為區域經濟可持續發展的新引擎。實證表明，知識要素對創業活動具有持續的正效應。所以，打破“創業悖論”困局，關鍵在于營造知識創業氛圍，讓知識創業引領創業型經濟闊步前行。

（二）政策啟示

出臺創業政策的目的在于激發人們的創業熱情和意愿，有助于引導更多資本、勞動力、企業家才能等要素流向創新創業領域。因此，創業政策在創業經濟中的重要性是不言而喻的。根據上述研究成果，得出如下政策啟示：第一，不同的創業形態在不同的經濟發展階段有著不一樣的重要性。在不同的區域和時空情景下，創業政策的設計、選擇和實施應該體現出不同的內容和重點。第二，營造良好的知識創業氛圍。創業政策的重點在于引導和鼓勵國內高素質人才創業以及吸引華裔科學家、留學生等海外華人跨區域創業或回國創業。第三，重點關注高質量創業，而非創業數量。創業政策的主要功能應定位于整合各種資源為提升創業質量服務，如加強在創業投資、創業教育、創業融資、創業信息等方面的政策建設，促進創業文化氛圍在社會范圍內逐步形成。

注 釋：

①國內外大多數實證研究都使用自雇率或自雇率的浄變化量作為創業變量的衡量指標，文中的自雇率或自雇率的浄變化量的測算借鑒了張祥俊、董志強、Blanchflower等學者的計算方法，詳見參考文獻。

②PVAR2程序是由中山大學連玉君教授對世界銀行Lnessa Love博士的PVAR程序改進而成，在此向他們表示感謝。

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Entrepreneurship:Activity,Performance and Paradox—An Empirical Study of the Econom ic Effect of Entrepreneurial Activity Based on PVAR M odel

CHEN Jing-xin,DAI Ming,ZHENG Min
(School of Economics,Jinan University,Guangzhou 510632,China)

In this paper,we explain the matching relation between entrepreneurial activity and economic efficiency by construct?ing the core theory system through applying the strategic theory of management and the marginal benefit theory of economics,and then use the PVAR model to make a systematic empirical analysis on the economic effect of entrepreneurial activities in China.Through a study of the regional panel data of China,in a certain period of time,the entrepreneurial activity is increas?ing,but the economic growth effect and employment effect of the entrepreneurial activity are not significant(or negative).Thus it confirms the existence of the entrepreneurial paradox in the region.In view of the above,the paper proposes the following policy implications:According to the different regions and space-time,the emphasis and specific contents of the entrepreneur?ial policy design,choice and implementation should be different;One of the priorities of the entrepreneurial policy is to guide and encourage people at home and abroad to start businesses,in order to provide policy support for the creation of knowledge entrepreneurship;The main function of the entrepreneurial policy should be set at the integration of various resources to pro?vide services for improving entrepreneurial quality.

knowledge entrepreneurship;entrepreneurship paradox;PVAR model;economic effect;knowledge development index

F272.2

A

1007-5097（2017）10-0027-09

10.3969/j.issn.1007-5097.2017.10.005

2016-12-15

廣東產業發展與粵港澳臺區域合作研究中心（經緯粵港澳經濟研究中心）項目（YGAT150106）；國家社會科學基金項目（13CMZ038）

陳景信（1985-），男，廣東佛山人，博士研究生，研究方向：城市經濟與創新管理；代 明（1955-），男，重慶人，教授，博士生導師，經濟學博士，研究方向：城市經濟與創新管理；鄭 閩（1990-），男，福建三明人，碩士研究生，研究方向：城市與區域經濟。