創(chuàng)業(yè)：活躍度、效益與悖論
——基于PVAR模型的創(chuàng)業(yè)活動經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的實(shí)證

陳景信，代 明，鄭 閩

（暨南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，廣東 廣州 510632）

●本期視點(diǎn)

創(chuàng)業(yè)：活躍度、效益與悖論
——基于PVAR模型的創(chuàng)業(yè)活動經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的實(shí)證

陳景信，代 明，鄭 閩

（暨南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，廣東 廣州 510632）

文章借助管理學(xué)的戰(zhàn)略理論和經(jīng)濟(jì)學(xué)的邊際效益原理構(gòu)建核心理論體系，旨在闡釋區(qū)域創(chuàng)業(yè)活躍度與經(jīng)濟(jì)效益之間的匹配關(guān)系，進(jìn)而使PVAR模型對我國創(chuàng)業(yè)活動經(jīng)濟(jì)效應(yīng)進(jìn)行了系統(tǒng)的實(shí)證分析。基于我國地區(qū)面板數(shù)據(jù)的考察發(fā)現(xiàn)：在一定時(shí)期內(nèi)，創(chuàng)業(yè)活躍度提高了，然而創(chuàng)業(yè)活動的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)和就業(yè)效應(yīng)不顯著或?yàn)樨?fù)值，因而驗(yàn)證了創(chuàng)業(yè)悖論在區(qū)域的存在性。據(jù)此提出如下政策啟示：根據(jù)不同的區(qū)域和時(shí)空情景，創(chuàng)業(yè)政策的設(shè)計(jì)、選擇和實(shí)施的側(cè)重點(diǎn)和具體內(nèi)容應(yīng)有所不同；創(chuàng)業(yè)政策的重點(diǎn)之一在于引導(dǎo)和鼓勵國內(nèi)外有識之士創(chuàng)業(yè)，旨在為營造知識創(chuàng)業(yè)提供政策支持；創(chuàng)業(yè)政策的主要功能應(yīng)定位于整合各種資源為提升創(chuàng)業(yè)質(zhì)量服務(wù)。

知識創(chuàng)業(yè)；創(chuàng)業(yè)悖論；PVAR模型；經(jīng)濟(jì)效應(yīng)；知識發(fā)展指數(shù)

一、引 言

經(jīng)濟(jì)學(xué)對于創(chuàng)業(yè)的研究由來已久，但是經(jīng)濟(jì)學(xué)界對于創(chuàng)業(yè)的開拓性研究僅始于20世紀(jì)70年代。當(dāng)時(shí)美國廣泛流行諸如“經(jīng)濟(jì)零增長”、“使美國非工業(yè)化”以及長期的“康德拉季耶夫經(jīng)濟(jì)停滯”之類的說法。然而，事實(shí)與數(shù)據(jù)卻和這些描述不相吻合。針對以上現(xiàn)象，管理學(xué)大師彼得·F·德魯克1985年率先提出創(chuàng)業(yè)型經(jīng)濟(jì)的概念，并強(qiáng)調(diào)美國經(jīng)濟(jì)正從管理型經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)向創(chuàng)業(yè)型經(jīng)濟(jì)［1］。Audretsch和Thurik認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織國家（OECD）正發(fā)生由管理型經(jīng)濟(jì)向創(chuàng)業(yè)型經(jīng)濟(jì)的根本性轉(zhuǎn)變，并對這兩種經(jīng)濟(jì)形態(tài)進(jìn)行了比較，從而使創(chuàng)業(yè)型經(jīng)濟(jì)的研究得到了深化［2-3］。

然而，20世紀(jì)80年代我國正處于改革開放初期，經(jīng)濟(jì)社會基礎(chǔ)薄弱，百業(yè)待興。經(jīng)歷10多年的風(fēng)雨歷程，進(jìn)入21世紀(jì)以后，一大批中小型企業(yè)和創(chuàng)新型企業(yè)的迅速崛起，我國的創(chuàng)業(yè)型經(jīng)濟(jì)才初見端倪，并逐漸受到政府部門和社會各界的關(guān)注。當(dāng)前伴隨互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的迅速發(fā)展，創(chuàng)業(yè)融資渠道大為拓寬，全國范圍內(nèi)更是掀起了新一輪創(chuàng)業(yè)熱潮。在創(chuàng)業(yè)熱潮的鼓動下，雖涌現(xiàn)了許多成功的創(chuàng)業(yè)案例，但也出現(xiàn)了不少失敗的創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目。在如此事實(shí)面前，則需要我們用辯證的眼光去看待創(chuàng)業(yè)對就業(yè)、經(jīng)濟(jì)增長的影響。國內(nèi)學(xué)者認(rèn)為，創(chuàng)業(yè)型經(jīng)濟(jì)的比較優(yōu)勢在于知識［4］，它是以知識和企業(yè)家精神為核心生產(chǎn)要素，以創(chuàng)新為主要手段，以中小企業(yè)為微觀經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，通過創(chuàng)業(yè)機(jī)制持續(xù)推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的經(jīng)濟(jì)形態(tài)［5］?？梢?，創(chuàng)業(yè)型經(jīng)濟(jì)所指代的創(chuàng)業(yè)屬于高層次的經(jīng)濟(jì)活動，它與可模仿的低端創(chuàng)業(yè)活動有著本質(zhì)的區(qū)別。正如Shane所說，創(chuàng)業(yè)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和增加就業(yè)并不是一場數(shù)字游戲，政策的重點(diǎn)應(yīng)放在具有增長潛力的公司上［6］。因此，在“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”的統(tǒng)籌性戰(zhàn)略背景下，創(chuàng)業(yè)政策的落腳點(diǎn)在于創(chuàng)業(yè)質(zhì)量的提升而非僅僅創(chuàng)業(yè)數(shù)量的增加，并需積極倡導(dǎo)有條件的經(jīng)濟(jì)地區(qū)加強(qiáng)知識創(chuàng)業(yè)的政策扶持和項(xiàng)目支撐，逐步發(fā)展與新經(jīng)濟(jì)時(shí)代相適應(yīng)的創(chuàng)業(yè)形態(tài)。

二、研究假設(shè)與理論構(gòu)建

經(jīng)濟(jì)增長和充分就業(yè)是國家宏觀調(diào)控的兩大重要目標(biāo)，它們與社會創(chuàng)業(yè)有著密切的聯(lián)系。所以，有必要圍繞創(chuàng)業(yè)與就業(yè)、經(jīng)濟(jì)增長之間的動態(tài)變化關(guān)系進(jìn)行簡要分析（圖1）。其一，經(jīng)測算發(fā)現(xiàn)，我國自雇率（私營企業(yè)和個(gè)體從業(yè)人員占總就業(yè)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(xù)緩增態(tài)勢。一般地，隨著創(chuàng)業(yè)活動的蓬勃發(fā)展，創(chuàng)業(yè)對緩解就業(yè)壓力起到至關(guān)重要的作用。然而，從就業(yè)人員環(huán)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(qū)間范圍內(nèi)，故就業(yè)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(yè)的表現(xiàn)，也可能是就業(yè)渠道缺乏有效的疏通機(jī)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(chuàng)業(yè)事業(yè)發(fā)展，進(jìn)一步釋放就業(yè)壓力，或者讓我們提高警惕并反思是否一些行業(yè)中存在過度創(chuàng)業(yè)而頻發(fā)創(chuàng)業(yè)失敗，導(dǎo)致人力、物力、財(cái)力等資源的浪費(fèi)和失業(yè)人員的增加。其二，從創(chuàng)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間的變化關(guān)系來看，2007年以前人均GDP環(huán)比增長率（GDP統(tǒng)一按照2000年價(jià)格計(jì)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(huán)比增長率卻背離增長軌道出現(xiàn)走低現(xiàn)象。換言之，自雇率變化量的持續(xù)攀升反映了我國創(chuàng)業(yè)活躍度和就業(yè)水平的不斷提高，然而，人均GDP環(huán)比增長率的變化轉(zhuǎn)折則反映了經(jīng)濟(jì)增長速度趨于減緩。由此可見，如果我們單純地認(rèn)為創(chuàng)業(yè)僅會對經(jīng)濟(jì)增長、就業(yè)起到正面作用，那么，我們就無法解釋上述創(chuàng)業(yè)與就業(yè)、經(jīng)濟(jì)增長不同步甚至相悖的現(xiàn)象。因此，從經(jīng)濟(jì)學(xué)視角解釋創(chuàng)業(yè)結(jié)構(gòu)的演變對就業(yè)、經(jīng)濟(jì)增長影響的內(nèi)在機(jī)理，顯然具有一定的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。

圖1 2001-2015年創(chuàng)業(yè)與就業(yè)、經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)變化關(guān)系注：數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》（2002-2016）。

（一）創(chuàng)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的影響

國內(nèi)外學(xué)者研究創(chuàng)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長影響問題傾向于創(chuàng)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長存在正向影響，但也有不一致的觀點(diǎn)。Holtz-Eakin和Kao以美國各州為研究對象，用人均州內(nèi)生產(chǎn)總值作為經(jīng)濟(jì)增長的衡量指標(biāo)，利用向量自回歸的方法驗(yàn)證了新創(chuàng)企業(yè)的增長可以帶來人均州內(nèi)生產(chǎn)總值的增長［8］；Acs等利用18個(gè)國家的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，驗(yàn)證了各國的創(chuàng)業(yè)活動促進(jìn)了自身的經(jīng)濟(jì)增長［9］；Braunerhjelm等使用17個(gè)OECD國家1981-2002年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，驗(yàn)證了創(chuàng)業(yè)對經(jīng)濟(jì)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(qū)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的正效應(yīng)?？梢姡瑒?chuàng)業(yè)在現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)中扮演著一個(gè)至關(guān)重要的角色［13］。不同于以上的結(jié)論，Blanchflower使用 23個(gè)OECD國家1966-1996的面板數(shù)據(jù)驗(yàn)證自我雇傭率變化與經(jīng)濟(jì)增長率之間的關(guān)系，結(jié)果表明前者對后者有顯著的負(fù)影響，即創(chuàng)業(yè)率的增加會給經(jīng)濟(jì)增長率帶來負(fù)效應(yīng)［14］。國內(nèi)學(xué)者齊瑋娜和張耀輝基于中國30個(gè)省市區(qū)2003-2011年的面板數(shù)據(jù)驗(yàn)證了不同區(qū)域不同創(chuàng)業(yè)類型對經(jīng)濟(jì)增長的影響，發(fā)現(xiàn)從國家層面來看，私營企業(yè)創(chuàng)業(yè)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響不顯著，個(gè)體戶式的生存型創(chuàng)業(yè)影響顯著為負(fù)［15］。綜上可見，創(chuàng)業(yè)是影響經(jīng)濟(jì)增長的重要因素之一，所以創(chuàng)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的影響情況直接決定了創(chuàng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益的好壞，因此，本文提出假設(shè)1。

H1：創(chuàng)業(yè)驅(qū)動的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)是衡量創(chuàng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益好壞的重要標(biāo)準(zhǔn)之一。

（二）創(chuàng)業(yè)對就業(yè)的影響

創(chuàng)業(yè)對就業(yè)的影響究竟如何？學(xué)術(shù)界往往是從創(chuàng)業(yè)對失業(yè)所起的作用來解釋，而觀點(diǎn)卻存在分歧。企業(yè)家效應(yīng)假說認(rèn)為，創(chuàng)業(yè)是由過去的經(jīng)濟(jì)成就和有才干的創(chuàng)業(yè)者所推動，會促進(jìn)隨后的就業(yè)而降低失業(yè)［16］。Aghion 等［17］和 Pfeiffer等（2000）［18］認(rèn)為，新創(chuàng)企業(yè)進(jìn)入市場，會促進(jìn)市場供給競爭，帶來更高產(chǎn)出水平的同時(shí)增加就業(yè)。賴德勝和李長安認(rèn)為，我國實(shí)施以創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)的發(fā)展戰(zhàn)略是全球金融危機(jī)背景下解決就業(yè)問題的必然選擇，改革開放30年來經(jīng)歷的三次創(chuàng)業(yè)高潮都是在經(jīng)濟(jì)從低谷向繁榮的起始階段和失業(yè)率高的時(shí)期出現(xiàn)［19］。董志強(qiáng)等［20］利用廣東省21個(gè)地區(qū)1991-2007年面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，支持了創(chuàng)業(yè)可以降低失業(yè)的企業(yè)家效應(yīng)假說，即從經(jīng)驗(yàn)證據(jù)證實(shí)了“創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)”的合理性。但也有研究指出，創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)或減少失業(yè)的產(chǎn)生是有條件的。創(chuàng)業(yè)率并非越高越好，過高的創(chuàng)業(yè)水平對經(jīng)濟(jì)發(fā)展是不利的［21］。不難發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)對就業(yè)具有直接的影響，故創(chuàng)業(yè)對就業(yè)的影響程度直接關(guān)系到創(chuàng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益的好壞，因此，本文提出假設(shè)2。

H2：創(chuàng)業(yè)帶動的就業(yè)效應(yīng)是衡量創(chuàng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益好壞的重要標(biāo)準(zhǔn)之一。

（三）創(chuàng)業(yè)活動經(jīng)濟(jì)效應(yīng)理論分析

1.創(chuàng)業(yè)活動的戰(zhàn)略思想

（1）傳統(tǒng)創(chuàng)業(yè)的“紅海”戰(zhàn)略。以波特競爭理論為基礎(chǔ)的“紅?！睉?zhàn)略假定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是既定的，產(chǎn)業(yè)界限與競爭規(guī)則已經(jīng)固化，企業(yè)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(tǒng)創(chuàng)業(yè)是創(chuàng)業(yè)者及其團(tuán)隊(duì)通過整合土地、資本、勞動力等要素并將其投入傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，在現(xiàn)有市場從事生產(chǎn)經(jīng)營活動的過程（圖2）。因此，傳統(tǒng)創(chuàng)業(yè)只是對已存商業(yè)模式的簡單復(fù)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(tǒng)創(chuàng)業(yè)所走的是典型的“紅海”戰(zhàn)略路徑。

（2）知識創(chuàng)業(yè)的“藍(lán)海”戰(zhàn)略。Kim和Mauborgne認(rèn)為［23］，與“紅?！睉?zhàn)略恰恰相反，“藍(lán)?！睉?zhàn)略以創(chuàng)新理論為基礎(chǔ)，價(jià)值創(chuàng)新是該戰(zhàn)略的基石，市場界限及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)并不是固定不變的，而是企業(yè)可以通過重塑產(chǎn)業(yè)邊界和打破現(xiàn)有實(shí)踐規(guī)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(fā)展模式。知識創(chuàng)業(yè)是對上述傳統(tǒng)創(chuàng)業(yè)的延伸和發(fā)展，是創(chuàng)業(yè)實(shí)踐順應(yīng)新經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢的必然產(chǎn)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(chǎn)要素，是一種集信息、科技等于一體的無形資本。知識創(chuàng)業(yè)高度依賴于知識要素——知識在創(chuàng)業(yè)投資要素中起到引領(lǐng)和決定性的作用（圖2），其開創(chuàng)的是新興產(chǎn)業(yè)市場，創(chuàng)業(yè)過程始終致力于價(jià)值創(chuàng)新。由此可見，知識創(chuàng)業(yè)理念中奉承的是“藍(lán)海”戰(zhàn)略思想，實(shí)現(xiàn)兼具差異化和成本優(yōu)勢的可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略。

圖2 傳統(tǒng)創(chuàng)業(yè)與知識創(chuàng)業(yè)的戰(zhàn)略思維路徑

2.創(chuàng)業(yè)活動經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的內(nèi)在動態(tài)機(jī)制

從上述分析可見，研究創(chuàng)業(yè)活動經(jīng)濟(jì)效應(yīng)問題，不能僅僅停留在兩者數(shù)理關(guān)系變化的一般描述性分析，而是需要深入分析創(chuàng)業(yè)活動內(nèi)部結(jié)構(gòu)的變化對經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生影響的作用機(jī)制。首先，依據(jù)“紅海”、“藍(lán)?！睉?zhàn)略思維對兩種創(chuàng)業(yè)類型的解釋所體現(xiàn)的差異性特點(diǎn)的同時(shí)，堅(jiān)持邊際效益遞減和邊際效益遞增兩大規(guī)律為指導(dǎo)，提出假設(shè)3、假設(shè)4。

H3：傳統(tǒng)創(chuàng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益遵循邊際效益遞減規(guī)律；

H4：知識創(chuàng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益遵循邊際效益遞增規(guī)律。

在上述理論知識和假設(shè)條件基礎(chǔ)上，本文嘗試演繹區(qū)域創(chuàng)業(yè)活動經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的內(nèi)在動態(tài)機(jī)制（圖3）。圖3（a）中，橫軸表示時(shí)間，0-t0表示傳統(tǒng)創(chuàng)業(yè)時(shí)代，t0-t2表示融合創(chuàng)業(yè)時(shí)代（即傳統(tǒng)創(chuàng)業(yè)和知識創(chuàng)業(yè)兼容發(fā)展階段），t2之后表示知識創(chuàng)業(yè)時(shí)代。TR表示區(qū)域內(nèi)部的創(chuàng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益函數(shù)，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(chǎn)要素，I表示專業(yè)知識、創(chuàng)新精神、技術(shù)、網(wǎng)絡(luò)等無形生產(chǎn)要素。TR（1K）代表傳統(tǒng)創(chuàng)TR（2I）代表知識創(chuàng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益函數(shù)，滿足邊際效益遞所以，區(qū)域創(chuàng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益的增大還是減小取決于傳統(tǒng)創(chuàng)業(yè)邊際經(jīng)濟(jì)效益的遞減量和知識創(chuàng)業(yè)邊際經(jīng)濟(jì)效益的遞增的比較，即區(qū)域創(chuàng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益增加量（或減少量）的函數(shù)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(shí)期內(nèi)，傳統(tǒng)創(chuàng)業(yè)邊際經(jīng)濟(jì)效益和知識創(chuàng)業(yè)邊際經(jīng)濟(jì)效益的變化狀況。具體來說，曲線F與橫軸相交時(shí)，創(chuàng)業(yè)活動的整體經(jīng)濟(jì)效益達(dá)到最大（圖3（a）的a點(diǎn)處）。曲線E中的e點(diǎn)之前的變化對應(yīng)于t0-t1時(shí)期，由于知識創(chuàng)業(yè)邊際經(jīng)濟(jì)效益方興未艾，所以無法抑制傳統(tǒng)創(chuàng)業(yè)造成的負(fù)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，此時(shí)TR曲線從a到b點(diǎn)出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)效益持續(xù)遞減現(xiàn)象。在t1-t2時(shí)期，知識創(chuàng)業(yè)已經(jīng)顯露頭角，其創(chuàng)造的正效益基本能夠與傳統(tǒng)創(chuàng)業(yè)的消極效應(yīng)相抗衡，因此，TR曲線b-c段趨向平和。t2之后，知識創(chuàng)業(yè)邊際經(jīng)濟(jì)效益以更快的速度繼續(xù)增大，已經(jīng)能夠完全制止傳統(tǒng)創(chuàng)業(yè)給創(chuàng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益帶來的負(fù)面影響。當(dāng)然，一旦知識創(chuàng)業(yè)開創(chuàng)的新興產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域日臻成熟，其邊際經(jīng)濟(jì)效益也很可能會出現(xiàn)遞減。

所以，在假設(shè)（H1-H4）條件下，綜合上述分析發(fā)現(xiàn)，在邊際效益遞減規(guī)律作用下，傳統(tǒng)創(chuàng)業(yè)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)（創(chuàng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益的代理變量）的影響終會出現(xiàn)負(fù)邊際效益。所以，在特定時(shí)期內(nèi)，即使知識創(chuàng)業(yè)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)影響遵循邊際效益遞增規(guī)律，但其產(chǎn)生的正邊際效益卻只能抵消或不能抵消這種負(fù)邊際效益，那么，創(chuàng)業(yè)活動必然會對經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)產(chǎn)生不顯著甚至消極的影響。即在某一時(shí)期（圖3（a）中t0-t1或t1-t2）區(qū)域的創(chuàng)業(yè)活躍度提高了，而經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)只能維持甚至低于原有水平，我們稱這種現(xiàn)象為“創(chuàng)業(yè)悖論”。

圖3 創(chuàng)業(yè)活動對經(jīng)濟(jì)影響的動態(tài)機(jī)制

三、實(shí)證研究

近年來，盡管國內(nèi)關(guān)于創(chuàng)業(yè)活動經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的實(shí)證研究數(shù)量有所增多，但研究往往缺乏系統(tǒng)性而導(dǎo)致得出的結(jié)論過于簡單。鑒于此，本文從理論上探討創(chuàng)業(yè)活動經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的內(nèi)在動態(tài)機(jī)制并提出“創(chuàng)業(yè)悖論”命題后，進(jìn)而采用PVAR模型對我國創(chuàng)業(yè)活動經(jīng)濟(jì)效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證研究。

（一）計(jì)量模型設(shè)定

一般地，國內(nèi)外學(xué)者考察兩變量關(guān)系時(shí)，通常是基于某一國家或地區(qū)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)運(yùn)用VAR模型進(jìn)行研究，而面板向量自回歸（PVAR）模型具有面板數(shù)據(jù)模型和動態(tài)滯后模型的雙重特質(zhì)，顯然，使用該模型會比傳統(tǒng)時(shí)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(qū)域創(chuàng)業(yè)活動經(jīng)濟(jì)效應(yīng)”問題。其主要有三個(gè)步驟：①利用GMM方法估計(jì)模型參數(shù)；②脈沖響應(yīng)函數(shù)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(shù)項(xiàng)；i代表各地區(qū)（省、自治區(qū)、直轄市）；t代表年份；yi,t為PVAR模型中的內(nèi)生變量；αj為體現(xiàn)變量滯后效應(yīng)的矩陣，j為滯后期數(shù)；αi代表引入的個(gè)體效應(yīng)，反映地區(qū)之間的異質(zhì)性；βt代表時(shí)間效應(yīng)，用于解釋變量的時(shí)間趨勢特征。μi,t為隨機(jī)擾動項(xiàng)。本文引入如下內(nèi)生變量：①知識發(fā)展指數(shù)（dev），用于反映區(qū)域?qū)χR的重視程度及知識的發(fā)展水平；②創(chuàng)業(yè)活躍度（ent），用于反映區(qū)域創(chuàng)業(yè)活動的活躍程度；③就業(yè)水平（egr），用于反映區(qū)域的就業(yè)狀況；④經(jīng)濟(jì)增速（ggr），用于反映區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長情況。

（二）變量、指標(biāo)與數(shù)據(jù)說明

本文選取2002-2015年中國31個(gè)省、自治區(qū)、直轄市為樣本，數(shù)據(jù)來源為《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國勞動工資統(tǒng)計(jì)年鑒》、各地區(qū)《統(tǒng)計(jì)年鑒》。在表1中，創(chuàng)業(yè)活躍度（ent）選取各地區(qū)私營企業(yè)和個(gè)體從業(yè)人員（Eps）占總就業(yè)人員（Tem）的比重即自雇率來衡量；就業(yè)水平（egr）選取各地區(qū)從業(yè)人員的環(huán)比增長率（Gre）來衡量；經(jīng)濟(jì)增速（ggr）用人均GDP的環(huán)比增長率（Grg）來衡量；基于區(qū)域的知識發(fā)展水平取決于知識發(fā)展能力的觀點(diǎn)，即以世界銀行報(bào)告中“知識發(fā)展包括知識獲取能力、知識吸收能力和知識交流能力的發(fā)展”［24］這一理念為指導(dǎo)，通過構(gòu)建知識發(fā)展指數(shù)來衡量區(qū)域知識發(fā)展水平。構(gòu)建過程中選取R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出（R&D）、大學(xué)及以上學(xué)歷從業(yè)人員比例（Edu）和郵電業(yè)務(wù)總量（Inf）分別作為上述三種能力的代理變量，同時(shí)賦予所選指標(biāo)相同權(quán)重，并采用極差正規(guī)化法對指標(biāo)進(jìn)行無量綱化處理。

表1 變量、指標(biāo)與數(shù)據(jù)來源

測算過程如下：

1.極差正規(guī)化

其中，xij表示第i個(gè)地區(qū)的j指標(biāo)的實(shí)際值；max（xj）表示j指標(biāo)的最大值；min（xj）表示j指標(biāo)的最小值；yij表示第i個(gè)地區(qū)的j指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化值。

2.知識發(fā)展指數(shù)

（三）單位根與協(xié)整檢驗(yàn)

為了避免偽回歸現(xiàn)象和增強(qiáng)結(jié)果的穩(wěn)健性，在此對數(shù)據(jù)穩(wěn)定性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。本文同時(shí)采用LLC檢驗(yàn)和IPS檢驗(yàn)，前者假定面板是同質(zhì)的，后者則假定面板是異質(zhì)的［25］。由表2可知，LLC檢驗(yàn)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(yàn)，即水平值ent不能拒絕”存在單位根”的原假設(shè)，而對其進(jìn)行一階差分后再進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果在1%水平下顯著拒絕原假設(shè)。同理，IPS檢驗(yàn)中，只有水平值egr在1%水平下通過檢驗(yàn)，其他變量的水平值均沒有通過檢驗(yàn)，而對變量進(jìn)行一階差分后再進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果在1%和10%水平下拒絕原假設(shè)。

表2 變量單位根檢驗(yàn)

上述IPS檢驗(yàn)表明，序列g(shù)gr和ent都為一階單整，鑒于這兩個(gè)變量是研究的重點(diǎn)，故對其進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。本文采用Westerlund提出的協(xié)整檢驗(yàn)方法［26-27］驗(yàn)證ggr和ent是否存在協(xié)整關(guān)系。根據(jù)West?erlund的檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，考慮面板異質(zhì)性條件下使用組統(tǒng)計(jì)量（即Gt和Ga）來作出判斷，同樣地，考慮面板同質(zhì)性條件下使用面板統(tǒng)計(jì)量（即Pt和Pa）來作出判斷，原假設(shè)均為“不存在協(xié)整關(guān)系”。表3結(jié)果顯示，Gt和Ga均在1%顯著性水平下拒絕原假設(shè)，說明ggr和ent之間至少存在一組協(xié)整關(guān)系；Pt和Pa也是在1%顯著性水平下拒絕原假設(shè)，說明ggr和ent之間整體上存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

表3 ggr與ent的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

（四）實(shí)證分析及結(jié)果

1.Granger因果分析

通過上述可知，變量屬于平穩(wěn)變量或兩個(gè)I（1）非平穩(wěn)變量存在協(xié)整關(guān)系。在此，考慮到后續(xù)研究和明確變量因果流向的需要，故進(jìn)一步對變量之間的關(guān)系進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)。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(guān)系；而考察dev與egr這組變量發(fā)現(xiàn)，egr是dev的Granger原因，反之不成立。

表4 變量間的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

由此結(jié)果可知，某一區(qū)域中，在控制其他變量的情況下，過去知識發(fā)展水平的高低有助于解釋當(dāng)期經(jīng)濟(jì)的變動，反之，過去的經(jīng)濟(jì)狀況也會對當(dāng)前知識發(fā)展水平的高低具有解釋作用。同樣地，過去的創(chuàng)業(yè)活躍度對于當(dāng)期經(jīng)濟(jì)狀況具有解釋作用，而過去的經(jīng)濟(jì)狀況也能解釋當(dāng)前創(chuàng)業(yè)活躍度的變化；滯后的創(chuàng)業(yè)活躍度對于當(dāng)期知識發(fā)展水平的高低起到解釋作用，而滯后的知識發(fā)展水平對于當(dāng)前創(chuàng)業(yè)活躍度的變化同樣具有解釋作用。同理，過去的就業(yè)狀況能解釋當(dāng)期知識發(fā)展水平的變動，但過去的知識發(fā)展水平不一定會對當(dāng)前就業(yè)水平產(chǎn)生影響。以上分析只是兩兩變量Granger因果關(guān)系分析，現(xiàn)實(shí)生活中知識發(fā)展水平、創(chuàng)業(yè)活躍度、就業(yè)水平與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系是更為復(fù)雜的。因此，在后續(xù)研究中通過PVAR模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)等計(jì)量方法對變量關(guān)系進(jìn)一步實(shí)證。

2.估計(jì)結(jié)果與分析

進(jìn)行模型估計(jì)前，首先要選擇合適的滯后階數(shù)。根據(jù)AIC、BIC、HQIC三大階數(shù)判斷準(zhǔn)則，結(jié)合表5中相應(yīng)數(shù)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(xiàn)的GMM估計(jì)結(jié)果進(jìn)行對比分析。模型估計(jì)過程中，為了消除時(shí)間效應(yīng)和個(gè)體效應(yīng)對矩估計(jì)的影響，使用截面均值差分來消除時(shí)間效應(yīng)，同時(shí)使用向前均值差分方法即“Helmert轉(zhuǎn)換”消除模型的個(gè)體效應(yīng)，保證了滯后變量與轉(zhuǎn)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(jìn)行參數(shù)估計(jì)。本文主要運(yùn)用Stata13.0軟件，并使用PVAR2程序②進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。

表5 PVAR模型GMM估計(jì)結(jié)果

由表5的估計(jì)結(jié)果可見，本文建立的PVAR模型估計(jì)結(jié)果能夠?qū)?jīng)濟(jì)變量之間的動態(tài)關(guān)系給予初步刻畫，從中有以下主要發(fā)現(xiàn)：第一，兩個(gè)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(fā)展對于創(chuàng)業(yè)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(guān)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(shù)有正有負(fù)，則說明知識發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響作用并不明確，從而也強(qiáng)調(diào)了知識應(yīng)用到經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，才能體現(xiàn)其價(jià)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(gè)模型中的ent對其自身、egr的影響均不顯著，因而從創(chuàng)業(yè)的就業(yè)效應(yīng)視角驗(yàn)證了“創(chuàng)業(yè)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(chuàng)業(yè)有利于實(shí)現(xiàn)知識的溢出和商業(yè)化，但效果的顯現(xiàn)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(xiàn)截然相反的結(jié)果，這說明ent對ggr的直接影響呈現(xiàn)出波動性，且影響系數(shù)反映出ent對ggr也存在顯著負(fù)效應(yīng)，因而從創(chuàng)業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)視角也證實(shí)了“創(chuàng)業(yè)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(xiàn)為正。

3.脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)是用來衡量隨機(jī)擾動項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊對其他變量當(dāng)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(tài)交互作用和效應(yīng)，并從動態(tài)反應(yīng)中判斷變量間的時(shí)滯關(guān)系［28］。本文通過進(jìn)行Monte Carlo模擬1 000次生成95%置信區(qū)間的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖（圖4），其中，橫軸代表沖擊反應(yīng)的響應(yīng)期數(shù)（設(shè)定滯后期為6），縱軸表示內(nèi)生變量對沖擊的響應(yīng)程度。由于脈沖響應(yīng)與方差分解的結(jié)果都在一定程度上依賴于變量排序，所以，在此依據(jù)研究需要和格蘭杰因果檢驗(yàn)初步判斷變量出現(xiàn)的先后順序，進(jìn)而運(yùn)用“外生性越強(qiáng)的變量在前，內(nèi)生性越強(qiáng)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(yīng)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(fā)展有利于創(chuàng)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整，從而有助于發(fā)揮創(chuàng)業(yè)對就業(yè)、經(jīng)濟(jì)增長的推動作用。

圖4 二階滯后變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)

從圖4可以看出，第一，如圖4-b1所示，給dev一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，ent會產(chǎn)生較為強(qiáng)烈的正響應(yīng)，并在第2期末響應(yīng)值達(dá)到最大，隨后影響程度有所減弱，但到達(dá)第6期dev對ent仍然存在正影響，這說明我國的知識發(fā)展對創(chuàng)業(yè)活動會產(chǎn)生持續(xù)而長期的正效應(yīng)。另外，從egr和ggr的響應(yīng)函數(shù)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(dá)到最大值，然后直線下滑，并在第2期到達(dá)0值，此后起伏不大，但由于egr的響應(yīng)函數(shù)的參照線（y=0的水平虛線）從開始就幾乎被置信區(qū)間所包含，故在統(tǒng)計(jì)意義上其函數(shù)值跟0是沒有顯著差別的。同樣地，ggr的響應(yīng)函數(shù)曲線在第2期以后就不顯著了。換言之，從統(tǒng)計(jì)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(nèi)先增后減，長期來看也不具有顯著影響。第二，給ent一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后，dev、egr、ggr的響應(yīng)函數(shù)參照線基本落在置信區(qū)間里面，因而說明一定時(shí)期內(nèi)，創(chuàng)業(yè)活躍度的沖擊對未來的知識發(fā)展、就業(yè)水平和經(jīng)濟(jì)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(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，會對當(dāng)前dev產(chǎn)生負(fù)影響并在第1期末響應(yīng)值達(dá)到最大，沖擊會在隨后的2～6期逐漸減少，可見，就業(yè)狀況會對知識發(fā)展產(chǎn)生一定的負(fù)影響，但其影響程度不具有持續(xù)效應(yīng)。此外，egr對ent的影響統(tǒng)計(jì)上并不顯著，而ggr在第1期末其響應(yīng)值達(dá)到最大，之后出現(xiàn)回落并在第2期末到達(dá)響應(yīng)值的最低點(diǎn)，然后經(jīng)過短暫回升后逐漸接近于0。所以，我國的就業(yè)受到外來沖擊后，會對經(jīng)濟(jì)增長帶來正向或負(fù)向的影響。第四，如圖4-b4，給ggr一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，ent對ggr的響應(yīng)最初值為0，隨后產(chǎn)生正向響應(yīng)，一直持續(xù)到第5期，其后趨于0甚至為負(fù)值；圖4-c4中，egr對ggr的響應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上并不顯著，而在圖4-a4中dev最初會發(fā)生一定強(qiáng)度的負(fù)效應(yīng)，并在第1期末響應(yīng)值達(dá)到最大，到達(dá)第2期響應(yīng)值幾乎為0，，隨后的影響并不顯著?？梢?，我國的經(jīng)濟(jì)增長并未能很好地發(fā)揮其促進(jìn)知識發(fā)展的作用。

總體來看，我國知識發(fā)展的沖擊會對創(chuàng)業(yè)活躍度產(chǎn)生長期正向的影響，而創(chuàng)業(yè)活躍度的沖擊卻對知識發(fā)展、就業(yè)水平和經(jīng)濟(jì)增長并不具有鮮明的影響。反過來，經(jīng)濟(jì)增長的沖擊對創(chuàng)業(yè)活躍度具有較為長期的正效應(yīng)，而對就業(yè)水平、知識發(fā)展則不具有顯著影響。由此推斷，我國的知識驅(qū)動型創(chuàng)業(yè)正在發(fā)揮著重要的積極作用，而傳統(tǒng)創(chuàng)業(yè)發(fā)展的相對過度，勢必引起其邊際效益負(fù)增長，進(jìn)而導(dǎo)致創(chuàng)業(yè)活動的整體經(jīng)濟(jì)效益停滯或減小。因此，當(dāng)前我國的創(chuàng)業(yè)正處于新興知識創(chuàng)業(yè)與頹勢傳統(tǒng)創(chuàng)業(yè)相互對峙的“創(chuàng)業(yè)悖論”階段。

4.方差分解

為了更準(zhǔn)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(yīng)對內(nèi)生變量波動的貢獻(xiàn)度，表6給出了第1個(gè)預(yù)測期、第10個(gè)預(yù)測期和第20個(gè)預(yù)測期的方差分解結(jié)果。

表6 方差分解結(jié)果

從表6可以看出，選取10個(gè)預(yù)測期與選取20個(gè)預(yù)測期進(jìn)行方差分析的結(jié)果是基本一致的，說明在第10個(gè)預(yù)測期之后系統(tǒng)已基本穩(wěn)定，對結(jié)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(gè)預(yù)測期的結(jié)果表明，dev也會受到ent和ggr的影響，但它們對dev的方差貢獻(xiàn)率相對較小，分別為21.1%和2.5%，egr的貢獻(xiàn)度則更小；ent主要受到自身和dev的影響，ggr對其方差貢獻(xiàn)較小，而dev對ent的波動解釋程度達(dá)到59.3%，說明創(chuàng)業(yè)活躍度依賴于穩(wěn)定的知識發(fā)展環(huán)境，其受到知識發(fā)展沖擊的影響程度相當(dāng)高；egr主要受到自身的影響，自身方差貢獻(xiàn)率高達(dá)97.7%，所以外來沖擊對就業(yè)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(xiàn)率僅為10.7%、4.9%和1.3%，從而反映出知識發(fā)展、創(chuàng)業(yè)活躍度及就業(yè)水平對GDP環(huán)比增長率波動的解釋力并不明顯，我國的經(jīng)濟(jì)增長主要依賴于穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)市場環(huán)境和經(jīng)濟(jì)增長自身的慣性作用。

四、結(jié)論與政策啟示

（一）主要結(jié)論

本文圍繞“創(chuàng)業(yè)悖論”這一核心問題對創(chuàng)業(yè)活動經(jīng)濟(jì)效應(yīng)進(jìn)行了理論探討與實(shí)證分析，得出了以下結(jié)論：第一，創(chuàng)業(yè)是一種經(jīng)濟(jì)活動，它與生產(chǎn)要素的投入-產(chǎn)出息息相關(guān)。創(chuàng)業(yè)問題的研究不能僅僅拘泥于企業(yè)家或創(chuàng)業(yè)者、企業(yè)等微觀層面分析，也需要我們從區(qū)域和宏觀視角來探討創(chuàng)業(yè)活動的經(jīng)濟(jì)規(guī)律。第二，創(chuàng)業(yè)活動經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的實(shí)現(xiàn)具有其內(nèi)在的作用機(jī)制。在一定的時(shí)間內(nèi)，雖然區(qū)域整體的創(chuàng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益呈遞增態(tài)勢，但傳統(tǒng)創(chuàng)業(yè)的邊際經(jīng)濟(jì)效益卻是遞減的，一旦其產(chǎn)生負(fù)邊際經(jīng)濟(jì)效益，方興未艾的知識創(chuàng)業(yè)又未能抑制，從而昭示“創(chuàng)業(yè)悖論”的到來，悖論現(xiàn)象一直維持到知識創(chuàng)業(yè)邊際經(jīng)濟(jì)效益完全替代傳統(tǒng)創(chuàng)業(yè)的負(fù)邊際經(jīng)濟(jì)效益而終止，此刻知識創(chuàng)業(yè)才真正成為驅(qū)動區(qū)域創(chuàng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益繼續(xù)遞增的源動力。第三，知識創(chuàng)業(yè)正成為區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的新引擎。實(shí)證表明，知識要素對創(chuàng)業(yè)活動具有持續(xù)的正效應(yīng)。所以，打破“創(chuàng)業(yè)悖論”困局，關(guān)鍵在于營造知識創(chuàng)業(yè)氛圍，讓知識創(chuàng)業(yè)引領(lǐng)創(chuàng)業(yè)型經(jīng)濟(jì)闊步前行。

（二）政策啟示

出臺創(chuàng)業(yè)政策的目的在于激發(fā)人們的創(chuàng)業(yè)熱情和意愿，有助于引導(dǎo)更多資本、勞動力、企業(yè)家才能等要素流向創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)領(lǐng)域。因此，創(chuàng)業(yè)政策在創(chuàng)業(yè)經(jīng)濟(jì)中的重要性是不言而喻的。根據(jù)上述研究成果，得出如下政策啟示：第一，不同的創(chuàng)業(yè)形態(tài)在不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段有著不一樣的重要性。在不同的區(qū)域和時(shí)空情景下，創(chuàng)業(yè)政策的設(shè)計(jì)、選擇和實(shí)施應(yīng)該體現(xiàn)出不同的內(nèi)容和重點(diǎn)。第二，營造良好的知識創(chuàng)業(yè)氛圍。創(chuàng)業(yè)政策的重點(diǎn)在于引導(dǎo)和鼓勵國內(nèi)高素質(zhì)人才創(chuàng)業(yè)以及吸引華裔科學(xué)家、留學(xué)生等海外華人跨區(qū)域創(chuàng)業(yè)或回國創(chuàng)業(yè)。第三，重點(diǎn)關(guān)注高質(zhì)量創(chuàng)業(yè)，而非創(chuàng)業(yè)數(shù)量。創(chuàng)業(yè)政策的主要功能應(yīng)定位于整合各種資源為提升創(chuàng)業(yè)質(zhì)量服務(wù)，如加強(qiáng)在創(chuàng)業(yè)投資、創(chuàng)業(yè)教育、創(chuàng)業(yè)融資、創(chuàng)業(yè)信息等方面的政策建設(shè)，促進(jìn)創(chuàng)業(yè)文化氛圍在社會范圍內(nèi)逐步形成。

注 釋：

①國內(nèi)外大多數(shù)實(shí)證研究都使用自雇率或自雇率的浄變化量作為創(chuàng)業(yè)變量的衡量指標(biāo)，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(qiáng)、Blanchflower等學(xué)者的計(jì)算方法，詳見參考文獻(xiàn)。

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

［1］彼得·F·德魯克.創(chuàng)新與創(chuàng)業(yè)精神［M］.張煒,譯.上海：上海人民出版社，2002.

［2］Audretsch D B，Thruik A R.Capitalism and Democracy in the 21st Century，from the Managed to the Entrepreneurial Economy［J］.Journal of Evolutionary Economics ， 2000（10）：17-34.

［3］Audretsch D B，Thruik A R.What's New about the New Economy？ Sources of Growth in the Managed and Entre?preneurial Economies［J］.Industrial and Corporate Change，2001，10（1）：267-315.

［4］李政，金曉彤.發(fā)展創(chuàng)業(yè)型經(jīng)濟(jì)的路徑模型與政策趨勢［J］.經(jīng)濟(jì)社會體制比較，2008（2）：154-158.

［5］姚毓春，創(chuàng)業(yè)型經(jīng)濟(jì)與就業(yè)問題研究［M］.北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2014.

［6］Shane S.Why encouraging more people to become entrepre?neurs is bad public policy［J］.Small Business Economics，2009,33（2）：141-149.

［7］張祥俊，高興民.城鎮(zhèn)化與創(chuàng)業(yè)：理論與實(shí)證［J］.經(jīng)濟(jì)體制改革，2016，（2）：12-17.

［8］Holtz-Eakin D，Kao C.Entrepreneurship and Economic Growth：The Proof Is in the Productivity［R］.Syracuse Uni?versity Center for Policy Research Working Paper，2003.

［9］Acs Z J，Szerb L.The Global Entrepreneurship and Devel?opment Index（GEDI）［C］.Summer Conference,2010：16-18.

［10］Acs Z J，Braunerhjelm P，Audretsch D B，et al.The Missing Link：Knowledge Diffusion and Entrepreneurship in Endogenous Growth［J］.Small Business Economics，2010，34（2）：105-125.

［11］張建英.創(chuàng)業(yè)活動與經(jīng)濟(jì)增長內(nèi)在關(guān)系研究［J］.經(jīng)濟(jì)問題，2012（7）：42-45.

［12］王琨，閆偉.創(chuàng)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的影響［J］.經(jīng)濟(jì)與管理研究，2016，37（6）：12-19.

［13］Lazear E M.Entrepreneurship［J］.Journal of Labor Eco?nomics，2005，23（4）：649-680.

［14］Blanchflower D G.Self-employment in OECD countries［J］.Labor Economics，2000，7（5）：471-505.

［15］齊瑋娜，張耀輝.創(chuàng)業(yè)、知識溢出與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長差異——基于中國30個(gè)省市區(qū)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析［J］.經(jīng)濟(jì)與管理研究，2014（9）：23-31.

［16］Thurik A R，Carree M A，van Stel A，et al.Does Selfemployment Reduce Unemployment？［J］.Journal of Busi?ness Venturing，2008，23（6）：673-686.

［17］Aghion P，Blundell R W，Griffith R，et al.Entry and Pro?ductivity Growth：Evidence from Mico-level Panel Date［J］.Journal of the European Economic Association，2004，2（3）：265-276.

［18］Pfeiffer F，Reize F.Business Start-ups by the Unem?ployed-An Econometric Analysis Based on Firm Data［J］.Labour Economics，2000，7（5）：629-663.

［19］賴德勝，李長安，創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)的效應(yīng)分析及政策選擇［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2009（2）：83-87.

［20］董志強(qiáng)，魏下海，張?zhí)烊A.創(chuàng)業(yè)與失業(yè)：難民效應(yīng)與企業(yè)家效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)［J］.經(jīng)濟(jì)評論，2012（2）：80-87.

［21］Carree M A.Does Unemployment Affect the Number of Es?tablishment？ A Regional Analysis for U SStates［J］.Re?gional Studies，2002，36（4）：389-398.

［22］王建軍，吳海民.“藍(lán)海戰(zhàn)略”的經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2007（5）：88-95.

［23］Kim W C，Mauborgne R.Blue Ocean Strategy［J］.Har?vard Business Review，2004，82（10）：816-825.

［24］World Bank.World Development Report 1998/99：Knowl?edge for Development［M］.Oxford：Oxford uniiversity Press，1999.

［25］李雪松.高級經(jīng)濟(jì)計(jì)量學(xué)［M］.北京：中國社會科學(xué)出版社，2008.

［26］Westerlund J.Testing for Error Correction in Panel Data［J］.Oxford Bulletin of Economics and Statistics，2007，69：709-748.

［27］Persyn D，Westerlund J.Error Correction Based Cointegra?tion Tests for Panel Data［J］.Stata Journal，2008，8（2）：232-241.

［28］陳守東，王淼.我國銀行體系的穩(wěn)健性研究——基于面板VAR的實(shí)證分析［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2011（10）：64-77.

［29］Love I，Zicchino L.Financial Development and Dynamic Investment Behavior：Evidence from Panel VAR［J］.The Quarterly Review of Economics and Finance，2006，46（2）：190-210.

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(chǎn)業(yè)發(fā)展與粵港澳臺區(qū)域合作研究中心（經(jīng)緯粵港澳經(jīng)濟(jì)研究中心）項(xiàng)目（YGAT150106）；國家社會科學(xué)基金項(xiàng)目（13CMZ038）

陳景信（1985-），男，廣東佛山人，博士研究生，研究方向：城市經(jīng)濟(jì)與創(chuàng)新管理；代 明（1955-），男，重慶人，教授，博士生導(dǎo)師，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向：城市經(jīng)濟(jì)與創(chuàng)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(qū)域經(jīng)濟(jì)。