产业结构动态调整与地区创业活动

·产业发展与创新·

产业结构动态调整与地区创业活动

郑筱婷李美棠

产业结构调整，无论是新旧行业自然更替，还是政策作用，都会影响支持地区经济活动的创业活动，影响既有正向的，也有负向的，需通过实证来检测产业结构调整与转型升级对地区创业活动产生什么样的影响。采用Churning指数测量地区产业结构的动态调整速度，从创业机会、创业资源、创业环境以及创业风险等方面研究产业结构调整影响地区创业活动的机制和路径。以广东省为例，利用各地级城市2005-2014年的面板数据，运用系统GMM模型估计产业结构调整对创业活动的影响。研究结果表明：产业结构的快速调整在短期内会对经济社会带来一定的冲击，从而不利于地区创业活动，但是长期却有利于地区创业水平的提高。通过区分产业结构调整的城市内部和城市之间两种情况，还发现这种短期的不利影响主要来自于城市之间的产业结构调整，相比之下，城市内部产业自我调整所带来的冲击较小，甚至会显著地促进地区创业活动。

产业结构调整; 创业活动; 城市之间调整; 城市内部调整

一 引 言

改革开放以来，我国经济开始进入长达三十多年的高速发展阶段。1978年我国国内生产总值为3650.2亿元，到2014年年底，我国国内生产总值已经达到63.61万亿元，短短三十几年间名义GDP增长了174倍，年平均增长率为15.62%①，经济持续快速增长，并迅速成为全球仅次于美国的第二大经济体②。但是，经济快速发展也给许多东部沿海城市和中心城市带来了土地和劳动力等要素价格快速攀升、能源消耗高涨和环境污染严重等各种问题。如何加快产业结构调整和转型升级成为我国现阶段和未来很长时间内要面对的一个重要问题。

2010年8月，国务院发布的《关于中西部地区承接产业转移的指导意见》中指出，要深化区域间的产业分工，鼓励东部沿海地区产业向中西部地区转移，进而推进产业结构的调整和经济发展方式的转变；2013年11月，十八届三中全会发布的《关于全面深化改革若干重大问题的决定》中进一步指出，要加快转变经济增长方式，加快建设创新型国家；2016年3月，国家“十三五”规划纲要中提出要实施创新驱动发展战略，深化推进大众创业万众创新，进一步优化现代产业体系。政策上的推动带来地区产业结构的变动调整，产业结构的变动调整又将对经济社会带来影响。本文从影响地区经济活力的一个重要因素——地区创业水平入手，研究产业结构的动态调整对地区创业活动的影响。

广东省作为我国新时期改革开放的先驱，是国内率先进行产业结构调整和升级的省份，早在2005年3月，广东省政府就出台了《关于我省山区及东西两翼与珠江三角洲联手推进产业转移的意见》，明确提出要鼓励珠三角地区产业向东西两翼和粤北山区转移；另一方面，广东省作为国内经济第一大省，私营企业和个体经济等具有创业性质的经济活动的占比也比较高，2014年，广东省私营企业数量为194.8万户，占全国比重的12.6%，个体工商户数量为446.6万户，占全国比重的8.96%*数据来源：《2015年中国统计年鉴》。；除此之外，广东省珠三角、东西两翼和粤北山区的梯级产业结构形态与全国范围内的东部、中部和西部的梯级产业结构形态也具有一定的相似之处。因此，本文以广东省为例，通过研究广东产业结构调整的经验为我国转型期间产业调整和转型升级实践提供理论依据和决策参考。

本文的贡献主要在于详细梳理和阐述了产业结构调整影响地区创业活动的作用机制，丰富了产业结构理论和创业理论，计算广东各地级城市2005-2014年间的Churning指数作为产业结构动态调整速度的度量，并实证检验了产业结构动态调整在短期内不利于地区创业活动，但长期来看却可能会促进地区创业水平的提高。此外，本文还揭示了，短期的这种冲击主要来自于城市之间的产业结构调整，而城市内部产业自我调整即使是在当期，也可能会对地区创业活动产生显著的促进作用。

文章余下部分安排：第二部分回顾了创业及产业结构调整的研究文献，阐述了产业结构调整影响地区创业活动的机制；第三部分介绍了数据来源、模型设定以及相关变量；第四部分为实证分析；第五部分给出了本文的主要结论及相关启示。

二 文献综述及理论机制分析

一直以来，产业结构调整和变迁被认为是影响地区经济发展的一个重要因素。自克拉克、库兹涅茨、钱纳里等早期经济学家开展对产业结构变迁与经济增长之间关系的研究以来，学术界对产业结构变动调整的研究也越来越深入，出现了一系列相关的研究文献，包括研究产业结构变迁对地区经济增长和城市生产效率的影响(干春晖等，2011[1]；于斌斌，2015[2])，产业结构变迁对经济波动的短期冲击和动态影响(干春晖等，2011[1]；彭冲等，2013[3])，产业结构合理化及高级化与城市化发展的协调促进作用(张魁伟，2004)[4]，产业结构变迁对区域创新能力的影响(李健等，2015)[5]，产业结构变动对我国就业增长效应的影响机制及关联效应(朱轶和熊思敏，2009)[6]，以及产业结构变迁对劳动力迁移的影响(赵显洲，2007)[7]等。而创业水平作为衡量一个地区经济活力的重要指标，也必然会受到产业结构变动的影响。

蔡莉等(2011)[8]分析了6个英文管理学国际刊物2000-2010期间发表的论文，发现国际上的创业研究主要集中于创业网络、创业资源、创业者/团队、创业环境、战略导向以及创业机会等方面。关于创业网络，蒋剑勇(2014)[9]指出，社会网络主要通过影响创业者的创业意愿、机会识别、资源获取来作用于个人的创业决策，在中国情境下，由于资本市场还不完善，创业活动面临着较为严重的资源约束(Li et al.，2010)[10]，有些资源企业难以通过市场的渠道获取，关系网络便成为中国转型经济背景下获取资源的重要途径之一(Li和Zhang，2010[11]；蔡莉和单标安，2013[12])。关于创业资源，蔡莉等(2011)[8]提出创业资源是创业者发现商业机会、进行创业活动的关键要素，Barney(1991)[13]也指出创业资源，尤其是那些稀缺的、有价值的、难以被模仿的资源是企业获得比较优势的关键因素，无论是对新企业创建还是企业的成长都起着非常重要的作用。关于创业环境，全球创业观察(GEM)将影响地区创业环境的因素划分为金融支持、政府政策、政府项目支持、教育与培训、研究开发转移、商业和专业基础设施、市场开放程度、有形基础设施和文化社会规范等九个方面。如张龙耀和张海宁(2013)[14]发现金融约束是影响家庭创业决策的重要决定因素，并且在经济欠发达的地区和农村地区这种作用会更加明显，刘鹏程等(2013)[15]发现FDI可能是影响东道国企业家精神的一个重要因素。林嵩等(2004)[16]则指出创业机会的识别作为创业活动的初始环节和核心组成部分，在整个创业过程中起着重要作用，Shane 和 Venkataraman(2000)[17]也指出创业研究的核心领域应该是创业机会而不是创业者本身。刘万利等(2011)[18]实地调研86家企业后，论证了创业机会的识别会对创业意愿产生正向促进作用，并发现这种促进作用会受到创业自我效能和感知风险调节作用的影响。此外，创业者特质、创业风险也是创业理论体系中的重要组成部分，对个人及区域的创业活动会产生显著影响。

结合创业和产业结构调整的研究文献，可知产业结构调整会带来地区创业环境、创业资源、创业机会以及创业风险的变化，进而影响到地区创业活动水平。产业结构调整对创业活动的影响机制见图1。首先，新行业或新部门的产生会带来新的创业机会。新技术的产生及产业结构的升级换代往往伴随着新行业或领域的出现，而每一个新行业或领域的出现也会带来大量的就业岗位和创业机会。例如，互联网技术的接入引发了一波接一波的创业浪潮。我国自20世纪90年代末期以来，腾讯、阿里、百度、新浪等一批大型互联网企业迅速崛起，还衍生出了一系列互联网科技企业，极大地推动了国内创业水平的提高。此外，互联网技术的推广还为其他行业从业人员带来了更多的转型或创业机遇。其次，旧产业或旧部门的退出释放出大量的生产要素，为创业者提供创业资源。比如，大城市工业企业的转移使得原有企业的厂房被大量空置出来，为众多文化创意、旅游景观、会议公馆、娱乐休闲等产业提供了必要的经营场所。Pe’er和Vertinsky(2008)[19]使用加拿大制造业企业的数据实证发现，旧企业的退出能显著地提高该地区新企业进入的数量，并且新企业往往拥有更高的生产率。再次，产业结构变动会引起失业率的上升，进而影响到地区创业活动。产业转移与产业结构的调整，一些劳动者原有的工作技能不适应新增的就业机会要求，带来结构性失业，部分劳动者可能被迫选择创业。Storey(1991)[20]研究发现，失业率与创业活动之间存在着某种正向的相关关系；付宏等(2013)[21]也发现在中国失业率的上升会导致创业活动的增加。另一方面，产业结构变动还会打破原有经济的均衡，加剧经济波动，从而增大创业者的创业风险。Baumol(1967)[22]指出技术冲击会对特定产业带来巨大的影响，引发产业结构的变动并促使生产要素的供需发生变化，打破原有的经济均衡；Kuznets(1971)[23]也提出，产业的变动会引起社会投资结构和消费结构的变动，从而加剧地区经济的波动。当原有平衡被打破而新的平衡尚未建立之时，创业者进入市场的风险会大大提高。这对部分风险偏好较低的创业者会产生抑制作用，从而阻碍地区创业水平的提高。

由于理论上产业结构调整对创业活动既有正向的影响，又有负向的影响。因此，需要进一步通过实证结果来检测产业结构调整究竟对创业活动产生了什么样的影响。

三 模型设定及数据说明

(一)数据来源及指标计算

考虑到数据的可得性和可比性，本文使用了广东省21个地级市2005-2014年的面板数据*本文仅使用广东省数据的原因在于：(1)目前尚没有可反映全国所有地级城市创业活力的公开统计数据；(2)少数省份在统计年鉴中报告了一些可部分反映该省创业活力的指标，但统计口径和年限上存在着较大差异。例如，有的省份统计的是企业法人的数量(如广东、福建、湖南等)，有的省份统计的是法人的单位数(如河南省)，还有的省份统计的是个体和私营企业数量(如辽宁、安徽、甘肃等)；另一方面，在统计年份上，湖南仅有2012-2014年的企业法人数量，福建、甘肃、海南仅有2011-2014年的企业法人数量等等。可见，通过地方统计年鉴也无法获得全国所有城市比较完整的创业活动数据。。数据分别来源于《广东省统计年鉴》和《中国城市统计年鉴》。其中，企业法人数量、金融机构存款余额、实际利用外资总额以及个体和私营企业从业人员数量的数据来自于《广东省统计年鉴》，其他数据则来自于《中国城市统计年鉴》。鉴于无法获得广东省各地级市每年新创企业数量的公开统计数据，本文参照林嵩(2012)[24]的做法，根据《广东省统计年鉴》中企业法人单位数量这一指标，以当年企业法人数量减去上一年的企业法人数量，即当年增加的企业法人数量作为衡量该地区创业活动水平的指标*由于存在企业注销的问题，因此这种方法计算的创业企业数量小于实际新创企业数量，但是该指标反映了当年该地区净增加的企业数量，也可反映出该城市整体创业水平和创业活力的变化。，计算结果如图2所示。

图2 广东省2006-2014年新增企业数量变化情况

产业结构变动意味着要素资源的重新整合分配，它是产业结构优化升级的过程*由于产业结构变化和产业调整的本质是相同的，都是资源向更有效率产业转移的过程。所以，本文中的产业调整视同于产业结构变化。。本文参考Duranton(2007)[25]、Findeisen和Südekum(2008)[26]、杨扬等(2013)[27]的方法计算产业调整速度。产业调整速度指标的计算思路就是通过城市各行业就业人数的流动情况来反映该城市总体产业的变动情况。第一个产业调整速度指标是Churning指数，其计算公式如下：

(1)

其中，ei(z,t)表示城市i在第t年时产业z的就业人数，ei(t)表示城市i在第t年的就业总人数，T代表的是时间跨度，Z为行业数目。Churning指标度量了城市各产业间就业人数的平均调整率，实际上反映的是城市内部和城市之间产业调整共同引起的城市就业规模的总变化率。王珺和李威(2016)[28]提出了改进Churning指数的指标——产业结构变动指数CICI，用于比较不同城市以及城市中不同行业在劳动力流入与流出量之间的差异。由于本文主要关注产业总体调整速度对创业活力的影响，而不是考虑行业和城市劳动力是净流入或者是净流出，因此本文采用Churning指数来衡量城市产业的总体调整速度。

产业结构调整可拆分为城市之间的产业调整和城市内部产业的自我调整两部分，对应城市间调整速度指标(EMP)和城市内部调整速度指标(EXC)，计算公式分别为：

(2)

(3)

其中，EMP指标度量的是城市总体就业规模的平均调整率。根据Churning指数的构建思路，EMP实际上反映的是城市之间产业调整所引起的城市就业规模的变化率。因而，本文通过EMP指数来衡量城市之间产业平均调整速度(考虑到城市就业人口自然增长的情况，该指标衡量的值要略大于城市之间真实的产业调整速度)。EXC指标度量的是扣除城市总体就业规模变动的情况下，城市各产业超额调整的部分。同样，根据Churning指数的构建思路，EXC实际上反映的是城市内部产业之间的自我调整和优化速度，该指标越大，说明城市内部资源从低效率产业流向高效率产业的速度越快，城市内部产业的自我调整和优化能力越高(比实际值略小)。

参照文中的计算公式，本文分别计算出各个地级城市产业总体调整速度(Churning指数)、城市间调整速度(EMP指数)以及城市内部调整速度(EXC指数)，表1展示了2005年和2014年广东省所有地级城市三个指数的计算值。

表1 广东省各地级市2005年和2014年产业调整速度对比

(续上表)

图3 广东省各地级城市2005年与2014年EMP指数和EXC指数对比

各地区的EMP指数和EXC指数如图3所示。结合表1和图3可以看出，相对于2005年，广东省大部分城市在2014年的城市产业总体调整速度都有所提升，尤其是粤东西北山区，城市的产业总体调整速度有了比较明显的上升；同时，对比城市间调整速度的变化来看，城市内部调整速度的变化更加明显，并且几乎所有地级城市的这一指数都有所上升，反映出广东省各地级市产业内部自我调整的能力在不断提升。

(二)模型设定

考虑到产业结构与地区创业活动之间可能存在动态相关关系，本文采用动态面板数据的系统GMM估计方法来估计产业结构对区域创业活动的影响，并根据相关的区域创业理论和实证研究，设定如下计量模型：

CYit=β0+ρ1CYi, t-1+β1Churningit+β2rjxfit+β3loanit+β4eduit+β5wageit+β6fdiit+β7busit+μi+εit

(4)

其中，CY表示新增企业数量，下标i、t分别表示城市和时间。Churning代表产业结构变动指数，是本文重点关注的变量。其他变量为控制变量，具体包括人均社会消费品零售总额(rjxf)、城市金融发展水平(loan)、教育支出(edu)、城市职工工资水平(wage)、外商直接投资(fdi)、基础设施(bus)，μ为个体效应，ε为扰动项。

为了区分不同作用力下产业结构变动对地区创业活动的影响，文中进一步将城市产业总体调整速度细分为城市间调整速度和城市内部调整速度两个部分，并据此设定如下计量模型：

CYit=β0+ρ1CYi, t-1+β1EMPit+β2EXCit+β3rjxfit+β4loanit+β5eduit+β6wageit+

β7fdiit+β8busit+μi+εit

(5)

其中，EMP代表城市间调整速度指标，用来衡量城市之间的产业结构调整速度；EXC代表城市内部调整速度指标，用来衡量城市内部产业的自我调整速度。其他变量的含义与前文一致。

参照区域创业理论及相关实证研究文献，本文控制了城市消费市场规模、金融发展水平、教育投入、职工平均工资水平、对外开放程度以及城市基础设施状况等重要影响因素。

(1) 消费市场规模(rjxf)。消费市场的大小是影响地区创业活动的重要因素，一般而言，消费市场越大，蕴藏着越多的创业机会和创业资源，就越有利于地区创业水平的提高；反之，消费市场越小则越不利于地区创业活动。本文通过人均社会消费品零售总额的大小来衡量城市消费市场的大小。

(2)金融发展水平(loan)。金融发展水平综合反映出一个地方的融资环境，对新建企业会产生重大的影响，金融发展水平越高，创业者更容易获取创业资本，从而有利于提高当地创业水平；反之，金融发展水平越低，创业者融资的渠道受限，因而不利于地区创业活动。文中使用年末金融机构的各项贷款余额来衡量一个地区的金融发展水平。

(3) 教育投入(edu)。教育投入在一定程度上反映出该地区政府在人力资本上的投入大小，而人力资本水平又是影响区域创业活动的一个重要因素，尽管其对地区创业活动的影响方向并不明确。一方面，教育投入的增加有利于提高劳动者的创业意识，增进创业者的创业技能，从而有利于地区创业水平的提高；但是另一方面，教育投入的增加也有利于提升劳动者综合素质，这就为劳动者找到合适的工作提供了更多可能，从而对高风险的创业活动又具有抑制作用。文中使用当年全市的教育支出总额来衡量。

(4) 职工平均工资水平(wage)。职工平均工资水平一方面反映出当地吸纳人才的能力、当地居民的购买力水平和本地市场潜力，另一方面也反映出创业所需劳动力成本的高低，对地区创业活动可能会产生正向的影响，但也有可能会产生负向的作用。文中使用当年城镇职工的平均工资来衡量。

(5) 外商直接投资水平(fdi)。外商直接投资水平反映出一个地区对外开放程度及利用外资的水平，在外向型经济比较明显的广东省，这可能是影响地区创业活动的一个重要因素。一方面，对外经济交往活动越频繁，越有利于引进新技术，形成新的思想，因而有利于地区创业水平的提高；但是另一方面，外商直接投资也可能会对当地创业活动产生挤出作用，从而不利于地区创业水平的提高。本文通过城市当年实际使用的外资总额来衡量。

(6) 城市基础设施状况(bus)。城市基础设施建设水平直接关系到新建企业的生产成本问题，因而会对地区创业活动产生显著的影响。一般而言，地区基础设施越完备，越有利于地区创业水平的提高；反之，则越不利于地区创业活动。本文通过城市每万人拥有的公共汽车数量来衡量地区基础设施建设情况。各控制变量的基本信息汇总如表2。

表2 各控制变量含义及预期影响方向

(三)变量的描述性统计

表3展示了2005-2014年间各主要变量的均值、标准差、最大值、最小值以及观测值数量，共得到189个新增企业数量的观察值*由于新增企业数量为当年企业法人数量与上一年企业法人数量的差值，因而会减少一期的观测值。，其他变量的观测值数量均为210个(其中深圳和汕尾2009年人均公共汽车数量值缺失)。从表中可以看出，广东省在2005-2014年间，各地级市平均每年新增3825.46个企业，人均社会销售总额为23388.14元，金融机构每年年末的贷款余额平均为2093.39亿元，年平均教育支出41.65亿元，城镇职工的年平均工资为32358.30元，年均使用的外资总额为95291.53万美元，每万人拥有的公共汽车数量为10.01辆。

表3 描述性统计

四 实证结果分析

(一)基本回归结果

表4给出了产业结构变动指标对区域创业活动影响的系统GMM回归结果。从列(1)、(2)中可以看出，当期产业总体调整速度指标的系数显著为负，为-14431.0245，即产业调整速度越快则地区新增企业数量就越少。但是，当控制了滞后一期的产业总体调整速度指标后，可以发现当期产业结构变动的负向影响略有下降，并且滞后一期的产业总体调整速度指标对地区新增企业数量的影响为正，这说明城市产业的快速调整在当期会对当地创业活动带来一定的冲击，但是，从滞后一期或者更长的时期来看，对地区新企业的成立可能会有促进作用。进一步地，将产业总体的调整速度区分为城市之间产业调整效应和城市内部自我调整效应，可以发现，城市之间的产业调整在短期内对地区企业数量的增加会产生阻碍作用，并且在滞后一期的情况下，其对地区创业活动的影响依然为负。但是，城市内部产业的自我调整则不管是在当期还是滞后一期都会显著地促进新增企业数量的增加(考虑滞后一期时，当期城市内部产业调整速度的系数为23049.7262)。

产业结构的快速调整会对特定产业带来巨大冲击(Baumol，1967)[22]。结果显示，城市产业总体调整速度越快，在短期内越会对地区创业活动带来不利影响。但是产业结构调整也会催生创业机会和释放创业资源，降低创业的机会成本，因而会在较长的时期内促进新企业的成立。其中，城市之间产业结构调整对地区创业活动的负向冲击持续时间较长，相比而言，产业内部自我调整是城市内部不同产业间的资源重新配置，带来经济效率的提升和更多的创业机会，因此新增企业数量明显增加。

结合广东省“双转移”战略的时代背景，上述结果实际也反映出广东省在产业转移过程中存在着“阵痛”。对于迁入地来说，由于新产业的迁入会吸引当地大量的劳动力，原有产业在新产业的竞争下可能面临劳动力流失、工人工资被迫提高、生产资源被掠夺等困境，使得企业批量倒闭关门，原有的潜在进入者被吓退，而在对新产业没有足够认识和了解、资源要素准备不充分的情况下，潜在进入者也不敢轻易进入新市场，因而在短期内对创业活动会产生比较明显的抑制作用。但是从长远来看，产业间通过一段时间的磨合，随着对新产业的了解逐渐加深，与新产业相关的配套企业迅速成长，因而在较长时间内又可能会有利于地区新企业的成立；对于迁出地来说，产业迁出会使得相关配套产业被迫关闭，或者随主产业一同迁出，因而在短期内迁出地企业数量总量会减少，但劳动密集型和资源密集型产业的迁出，腾出了生产空间和生产要素，又会吸引更多企业的建立和入驻，因而在较长时间内又可能会促进地区创业活力的提高。

表4 产业结构变动影响地区创业活动的系统GMM回归结果

(续上表)

变量新增企业数量(1)(2)(3)(4)消费市场规模 00895∗∗010550118400169(00406)(00759)(01093)(01418)金融发展水平21263∗∗∗21521∗∗∗13810∗∗∗15238∗∗∗(01355)(02023)(02240)(02701)教育投入-00234∗∗∗-00232∗∗∗-00207∗∗∗-00183∗∗∗(00004)(00004)(00009)(00021)职工平均工资05184∗∗∗04712∗∗∗02150∗∗∗03084∗∗∗(00286)(00863)(00670)(00615)外商直接投资-00212∗∗∗-00220∗∗00107-00056(00071)(00112)(00181)(00181)基础设施2562699∗∗∗2389839∗∗∗2400485∗∗∗3866216∗∗∗(446770)(690667)(805255)(1175635)常数项-98782371∗∗∗-89410925∗∗∗-56499960∗∗-63056788∗∗∗(12322323)(25596754)(24885416)(22855765)ABtestforAR(2)01304013390151601219Sargan09983099850999810000N166166166166

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的显著性水平下通过检验，下同。

其他变量的情况如下：消费市场规模会显著地促进地区企业数量的增加，当消费市场规模越大，创业者创业机会越多，预期收入也会越高，创业意愿会明显增加；金融发展水平对地区创业活动具有显著的正向影响，金融发展水平越高，创业者获取创业资本的渠道越丰富，融资成本也会相对更低，反之，金融发展水平越低，对创业者的资金约束也会更加大，从而不利于地区创业水平的提高；政府教育投入则对当地创业水平起着一定的抑制作用，这与Yueh(2009)[29]等的观点一致，当劳动者的受教育水平及自身素养得到较大提升之时，通常可以找到一个相对较好的工作岗位，从而降低了劳动者从事高风险的创业活动的动力；职工的平均工资水平会显著地促进区域创业活力的提升，主要是因为高水平的工资不仅意味着本地居民购买力强，而且高工资还能吸引更多人才流入，为当地汇聚更多的人才资源，为创业活动提供充足的劳动力资源；在对外开放程度较高的广东，外商直接投资也被视为是影响广东省创业活动的一个重要因素，从回归结果可以看出，外商直接投资对地区企业数量的增加起着显著的促进作用；此外，地区基础设施水平显著正向影响地区的创业活动，完善的基础设施能够为企业生产经营活动提供方便，也有利于企业降低生产成本和运输成本，对新企业的建立具有比较大的吸引力，因而会极大地促进地区创业水平的提高。

(二)稳健性检验

1.创业变量波动过大问题

由于各年间新增企业数量的波动比较大，尤其是2008年和2013年这两年有一个比较大的回落，这种过大的波动有可能会给回归结果造成一定的偏误。为此，本文对新增企业数量这一变量三年做一次移动平均(为了避免减少观测值数量，其中第一年不做平均，第二年与上一年数据做平均，第三年以后均为当年数据与前两年数据做平均)，以此来减小创业变量波动过大可能会对回归结果产生的影响。

表5给出了新增企业数量每三年做一次移动平均后产业结构调整速度对地区创业活动影响的回归结果。结果显示，产业结构的快速调整在当期依然会显著地抑制地区创业活动，不仅如此，滞后一期的城市产业总体调整速度变量对地区创业活动的影响也显著为负，说明在减小创业变量波动性问题以后，产业结构快速调整对地区创业活动的短期冲击效应的时间变得更长，其对地区创业活动的有利影响可能要在三年以后，甚至更长时间之后才能逐渐显现。城市的就业规模效应对地区创业活动的影响与城市产业总体调整速度对地区创业活动的影响相类似，短期的冲击效应期限延长，而城市自我调整效应对地区创业活动依然是在短期内就存在显著的促进作用，进一步表明前面的基本回归结果是稳健的。

表5 新增企业数量做移动平均后的系统GMM回归结果

注：为节省文章篇幅和方便读者阅读，此处未展示出其他控制变量的回归结果，有需要的读者可邮件索取(下同)。

2.创业活动水平的其他测量方法

本文创业变量主要参考林嵩(2012)[24]的做法，即以当年企业法人单位数量与上一年企业法人单位数量之差为该地区当年新增企业的数量，不是新创企业的数量，因为每年均有企业退出市场。考虑到一个地区的创业活力主要存在于个体和私营经济，因而本文使用个体和私营企业从业人数占地区从业人口的比率来衡量一个地区的创业水平或创业活力，以此来检验本文基本结果的稳健性。类似地，李燃等(2012)[30]也采用了相同的做法来衡量地区的企业家创业精神。

表6是使用新创业变量后的回归结果*其中，汕头市(2008-2014年)、广州(2014年)、佛山(2010年)、江门(2014年)、湛江(2014年)、河源(2014年)以及云浮(2007年)的个体及私营企业从业人员数据缺失。。其中，城市产业总体调整速度与城市间调整速度对地区创业活力的影响与之前的回归结果相类似。不同的是，城市内部调整速度在当期就显著地负向作用于地区创业活动，而在考察其滞后一期的影响之后，这种抑制作用有所减弱，并变得不显著。从这一结果可知，文中的基本结论依然比较稳健，但是产业结构调整对地区创业活动所带来的短期冲击可能会比基本回归结果中显示的影响要更加大，并且影响时间也要比预想的更长。

表6 创业活动水平的系统GMM回归结果

五 结论和启示

本文从产业结构动态调整的视角探讨了产业结构变动对地区创业活动的影响，并以广东省为例，利用广东省21个地级城市2005-2014年间的城市面板数据和系统GMM方法，从产业结构动态调整的视角探讨了广东省产业结构变动对地区创业活动的影响。文中通过产业结构调整速度这一指标来衡量地区产业结构变化情况，考察了Churing指数与地区新增企业数量之间的关系，发现产业结构的快速变动在短期内会对地区创业活动产生不利影响，但长远来看则可能会对地区创业活动产生正向影响。将城市产业总体调整速度指数分离，发现产业结构变动对地区当期创业活动的不利影响主要来自于城市之间的产业调整，这也是产业转移过程中的“阵痛”。相比之下，城市内部产业结构的自我调整和优化反而可能会对地区创业活动带来促进作用。

根据上述研究，本文得到如下启示：产业结构的快速变动在短期内可能会对地区企业带来比较大的冲击，因此需要协调好产业结构调整速度与经济稳定发展之间的关系。产业结构调整，尤其是城市之间的产业结构调整，在短期内会对地区创业活动带来比较明显的冲击，而创业活力又是地区经济增长活力的重要表现。因此，政府在推进区域间产业转移和产业升级的过程中，需要充分考虑地区的承载能力和抗风险能力，在可控的范围内，循序渐进地推进要素资源和产业在区域间的转移和自由流动，以提高要素的生产效率。另外，鉴于城市内部产业结构的自我优化调整对地区创业活动带来的冲击较小，政府应当鼓励和重点扶持区域内企业的自我“蜕变”，顺应时代发展潮流不断转型升级，提升经营业务中高附加值领域的比重，改进生产技术和生产工艺，推动区域内企业向产业结构高度化、价值链高度化和加工度高度化的方向发展。

本文尚存诸多不足。比如，由于缺乏各地区新创企业数量的公开统计数据，本文采用新增企业数量来衡量区域创业活动水平可能会存在一定的测量误差。此外，鉴于数据的可得性，本文对产业结构及其变动影响地区创业活动的具体路径无法进行实证上的检验，只能在理论上对其进行描述。未来，若能获得更加丰富的数据，可进一步验证产业结构及其变动影响地区创业活动的详细机制。

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TheImpactsofDynamicAdjustmentofIndustrialStructureonRegionalEntrepreneurialActivity

ZHENG Xiao-ting LI Mei-tang

What is the impact of vast industrial structure adjustment and upgrading in China on regional entrepreneurial activities? Using the city panel data of Guangdong province from 2005 to 2014 and the system GMM model, this paper empirically examines the effects of dynamic adjustment of industrial structure, which is measured by Churning index, on entrepreneurial activities, through factors such as entrepreneurial opportunities, entrepreneurial resources, entrepreneurial environment and entrepreneurial risk. The results demonstrate that rapid adjustment of industrial structure may have different impacts on entrepreneurial activities in short-term and in long-term. In current period, it may take some shock on economy and society, then generate negative effects on entrepreneurial activities, while it leads to more entrepreneurial activities in the long run. Moreover, by dividing industrial structure adjustment between cities and self-adjustment within the city, this paper finds the short-term adverse impacts mainly attribute to the shock of city external forces, namely industrial structure adjustment between cities, while self-adjustment of industry within the city will significantly promote regional entrepreneurial activities.

industrial structure adjustment； entrepreneurial activities； adjustment between cities； adjustment within the city

2017-06-23

中央高校基本科研业务费专项资金暨南启明星计划(项目编号：15JNQM014，项目主持人：郑筱婷)；国家自然科学基金面上项目“转型时期中国城市效率与产业结构调整研究”(项目批准号：71273284，项目主持人：王珺)；国家自然科学基金青年基金项目“PPP、水价改革与监管机制对供水企业绩效和服务的影响”(项目批准号：71603100，项目主持人：郑筱婷)。

郑筱婷，暨南大学经济学院副教授，研究方向：产业经济、实验经济和劳动经济；李美棠，硕士，万联证券股份有限公司，研究方向：产业经济学。

F062.9

A

1674-8298(2017)05-0055-14

[责任编辑：莫 扬]

10.14007/j.cnki.cjpl.2017.05.005

方式]郑筱婷, 李美棠. 产业结构动态调整与地区创业活动[J]. 产经评论, 2017, 8(5): 55-68.

① 此处计算的为名义GDP变化情况。若以1978年为基期，按消费者价值指数平减之后，2014年实际GDP为10.48万亿元，较1978年增长28.71倍。

② 数据来源：《中国统计年鉴》。