数字经济、技术创新和私企就业机会
——基于中介和门槛效应的实证检验

陈 昕 靳 辉

(山东科技大学经济管理学院,山东 青岛 266590)

0 引 言

就业是最基本的民生,是扎实推进共同富裕的重要基础。党的二十大报告中明确指出“健全就业促进机制,促进高质量充分就业”。在数字经济的蓬勃发展下,新产业、新业态、新模式层出不穷,推动就业市场环境和就业整体格局变化发展。就业市场上逐渐出现一些新的特点,就业方式多元化、组织模式平台化、信息传递高效化,对就业者的素质也提出了更高的要求[1]。而私营企业就业形式灵活,适应了劳动力流动和市场变化的需要,能吸纳更多的劳动力。当前,数字经济的发展为私营企业就业提供了许多发展机遇。一方面,数字经济所带动的新产业、新业态和新模式为就业提供更大的空间;另一方面,数字经济发挥高创新性、强渗透性和广覆盖性的优势,有助于就业环境的优化、就业匹配度的提升以及私营企业的良好发展。但同时也存在一些制约因素,比如对旧岗位的破坏、数字区域鸿沟等。那么,数字经济究竟如何影响私企就业机会以及存在哪些影响途径,厘清这些问题,对推动就业、制定科学的数字经济政策具有理论和现实意义。

1 文献综述

数字经济具有数据化、网络化、数字化和智能化以及共享化和普惠化的特征[2],给就业领域带来新的活力。当前,学者从就业的不同层面对数字经济和就业的关系进行探讨,在宏观层面的研究涉及就业规模、就业结构和就业质量,在中观层面则侧重于某一行业的就业,在微观层面探讨劳动力个体就业、劳动力流动、不充分就业和非正规就业等方面。

宏观层面。数字经济发展对就业领域产生了积极的影响,具有扩大就业规模、优化就业结构、提升就业质量的显著优势。数字经济通过劳动生产率的提升,加快企业生产规模扩张以激发对就业的需求,从而推动就业规模扩大。数字经济发展所带来的就业创造效应和就业替代效应,可以优化劳动力就业结构,促进劳动生产率的收敛[3]。司小飞和李麦收(2022)基于中国省域数据,实证检验发现数字经济可以通过优化就业结构提升就业质量[4]。

中观层面。王硕等(2023)基于2018年中国投入产出表探讨数字经济的就业效应,发现数字经济核心行业发展对就业存在直接和间接的影响,数字经济核心行业的就业总推动效应大于总拉动效应[5]。周闯等(2023)研究发现,在服务业就业中,数字经济的补偿效应大于替代效应,数字经济通过城市规模效应和产业结构服务化效应显著促进了服务业就业,并且这种促进作用具有空间溢出性[6]。

微观层面。赵放和蒋国梁(2023)从个体微观视角出发,发现数字科技显著促进了劳动力个体就业,信息流动效应、人力资本赋能效应和就业渠道拓展效应是其重要的传导机制[7]。在数字经济发展和人口老龄化的背景下,互联网的使用通过信息传播、增强社会融入和改善自我认知等途径显著提高老年人的就业水平[8]。此外,王辉等(2023)根据全国流动人口动态监测调查数据,研究发现数字经济有助于劳动力迁入,且生产数字化和生活数字化推动迁入后的职业分别流向技术型职业和服务型职业[9]。陈贵富等(2022)发现数字经济可以通过劳动力就业技能结构和行业结构升级表征的技能偏向型技术进步降低劳动力不充分就业水平[10]。数字经济也会影响非正规就业,并且这一影响存在基于互联网使用程度、学历和技能等的异质性[11]。

现有文献对数字经济与就业的关系研究颇为丰富,却极少涉及私营企业就业领域。私营企业作为一个庞大的群体,在经济发展、社会就业、税收等方面作出了贡献,也享受了数字经济发展带来的红利。鉴于此,本文基于省级面板数据,深入探讨和实证检验数字经济对私企就业机会的影响效应及影响机制。本文可能的边际贡献:在研究内容上,探讨数字经济对私企就业机会的影响,补充并拓展数字经济和就业相关文献;在作用机制上,将技术创新纳入数字经济和私企就业机会的研究框架,厘清数字经济影响私企就业机会的作用路径;在研究方法上,采用固定效应模型、中介效应模型和门槛效应模型实证检验数字经济对私企就业机会的促进效应以及技术创新在其中的作用机制。

2 理论分析与研究假设

2.1 直接效应:数字经济对私企就业机会的影响

首先,数字经济的发展随之而来的是新产业、新业态和新模式,创造了大量的就业岗位。数字经济推动管理流程数字化、沟通方式网络化,促使劳动方式平台化,降低了对工作地点、人力的要求,就业方式更加灵活多样[12]。与此同时,私营经济对劳动力的包容性较大、吸纳能力强,能够适应数字经济发展带来的就业及市场的需求。其次,数字经济在信息挖掘、共享和利用等方面优势显著,有助于创业者及时了解市场信息动态、拓宽社会网络并精准把握创业机会。在信息的透明化作用下,就业者的就业信息搜寻成本降低,就业者与私营企业可以迅速达成就业意向,从而提高就业匹配度。最后,私营企业融资面临所有制身份歧视和风险定价模式不合理等缺陷[13],融资难成为制约私营企业发展的重要因素。作为数字经济的重要分支,数字金融因其普惠性、服务成本低等特点受到私营企业的青睐,企业在解决融资难题后提供更多的就业岗位。方君娟(2022)研究表明,相对于国有企业,数字普惠金融对私营企业就业,尤其是小微型私营企业就业水平影响更大[14]。基于此,本文提出假设H1：数字经济对私企就业机会有积极促进作用。

2.2 间接效应:技术创新的传导作用

数字技术能够加强信息的集成和共享,实现创新资源和市场信息的有效对接,并提高创新资源的流通速度,在降成本、提效率中促进技术创新。同时,技术创新的高成本使身处融资困境的企业望而却步,而互联网金融的发展为企业提供多种融资渠道,从而满足企业创新融资的需求。此外,在信息开放的网络环境中,企业面临更多的不确定因素,为稳固自己的市场地位,企业被迫进行创新以增加其竞争优势。

从现代经济学角度分析,经济长期稳定增长决定了就业的稳定,而科技创新是经济长期增长的根本动力[12]。长期看来,技术创新不仅可以加快专业化分工、提升技术扩散速度,还可以畅通应用渠道,这就可能催生更多的就业机会,从而扩大就业规模[15]。此外,数字经济的发展推动了产业部门的创新,在产业和创新的融合中催生出更多的就业岗位。基于此,本文提出假设H2：数字经济可以通过技术创新显著促进私企就业机会。

3 研究设计

3.1 变量选取

被解释变量:私企就业机会(Pemo)。本文以私营企业就业人数占各省总人数之比来衡量私企就业机会,计算结果数值越大表明私企就业机会越多。

解释变量:数字经济(Die)。本文从数字普惠金融发展、数字经济基础建设、数字经济规模和数字技术移动应用等4个维度,选取8个二级指标构建数字经济评价指标体系,采用熵值法进行赋权从而衡量各省份数字经济发展状况。相关指标体系见表1。

表1 数字经济测度指标体系

中介变量和门槛变量:技术创新(tei)。大部分学者采用专利授权数来衡量技术创新指标,本文用每百人专利授权数来衡量技术创新水平。

控制变量。为防止遗漏变量所造成的误差,参考已有研究,选取政府干预度(goi)、金融发展(fid)、对外开放(opo)、产业结构(ins)、人力资本水平(lhc)和基础设施水平(inl)为控制变量。其中,分别以一般公共预算支出、金融机构贷款余额和外商投资企业投资总额占GDP比重来衡量政府干预度、金融发展和对外开放;以第三产业与第二产业增加值的比值来衡量产业结构;以人均受教育年限来表示人力资本水平;以每平方公里公路与铁路总里程来表示基础设施水平。

循着这个思路，孟导想到了近年来很火的古玩市场，听说随随便便交易额就是几十万，名贵的东西更是轻易就超过了他的财产总额。最让孟导心动的，古玩界轻易不打假，空手套白狼的机会比比皆是。要是自己运气好，淘到什么稀世的珍宝，必能笑傲友人，名震一方。

3.2 模型设定

为检验数字经济对私企就业机会的作用效果,设立基准回归模型如下:

Pemoit=α0+α1Dieit+α2Cit+μi+θt+εit

(1)

其中,Pemoit和Dieit分别表示i省份在t年份时的私企就业机会和数字经济,Cit为一系列控制变量,μi和θt表示个体和时间效应,εit为随机扰动项。

结合式(1)设立中介效应模型,以验证技术创新在数字经济与私企就业机会中的中介效应。

Mit=β0+β1Dieit+β2Cit+μi+θt+εit

(2)

Pemoit=γ0+γ1Dieit+γ2Mit+γ3Cit+μi+θt+εit

(3)

其中,Mit表示中介变量,即技术创新。

建立面板门槛模型检验数字经济对私企就业机会的作用是否受到技术创新的影响,即是否存在以技术创新为门槛变量的门槛效应。经过检验发现,该效应通过双门槛检验。据此,设立双门槛模型:

Pemoit=δ0+δ1Dieit×I(teiit≤q1)+δ2Dieit×I(q1q2)+δ4Cit+μi+θt+εit

(4)

其中,teiit表示门槛变量,即技术创新,q为门槛估计值,I(·)为指示函数。

3.3 数据来源

数字普惠金融指数、金融机构贷款余额和行政区划面积分别来源于北京大学数字普惠金融指数、《中国金融年鉴》和全国行政区划查询平台,其余数据主要来源于《中国统计年鉴》和国泰安数据库。此外,剔除数据缺失严重的省份(西藏、香港、澳门和台湾),对部分缺失值采用插值法处理。

4 实证分析

4.1 基准回归分析

表2 基准回归结果

在表2中,依次汇报没加入控制变量和加入控制变量后的回归结果,可以看出,均在1%水平上显著正向影响。具体来看,在没加入控制变量时,数字经济每提高1%,私企就业机会提高0.305%;在加入控制变量后,数字经济每提高1%,私企就业机会就提高0.255%。结果表明,数字经济对私企就业机会具有积极影响,数字经济发展水平越高,越有利于私企就业机会的增加,从而验证了假设H1。

4.2 稳健性检验

为检验数字经济促进私企就业机会的结论是否稳健,采用下列方法进行稳健性检验。一是缩短样本区间,考虑到被解释变量在2020年的部分数据采用了插值法,为增加前述结论的稳健性,将2020年的数据予以剔除,重新进行回归。二是剔除直辖市,考虑到直辖市的经济发展政策较为特殊,回归结果易受到干扰,因此将北京、天津、上海和重庆予以剔除。三是在剔除直辖市的基础上,更换被解释变量,用各省私营企业就业人数与就业总人数的比值进行衡量。结果见表3,至少在5%统计水平上显著,再次验证了假设H1。

表3 稳健性检验

4.3 中介效应检验

为分析技术创新在数字经济对私企就业机会影响中的作用效果,在模型(1)回归系数α1显著的基础上,进一步用模型(2)和模型(3)验证中介效应的存在。在表4中,数字经济对技术创新的回归系数为0.587,且在1%统计水平上显著,说明数字经济发展显著促进技术创新水平的提升。将技术创新和数字经济同时加入回归模型,可以看出,技术创新在5%水平上显著正向促进私企就业机会,而数字经济的回归系数不再显著,说明技术创新在其中发挥完全中介作用。同时,为增加研究结果的稳健性和可靠性,采用Bootstrap方法检验抽样500次后,根据Bootstrap的置信区间显示结果,验证了前述结果,假设H2得到验证。以上结果在解释变量滞后一期、滞后二期情形下同样成立(限于篇幅,未列相关结果)。

表4 中介效应检验结果

4.4 门槛效应检验

技术创新水平的高低可能会不同程度影响数字经济对私企就业机会的作用效果。因此,本文以技术创新为门槛变量,采用门槛效应模型探讨数字经济对私企就业机会影响的非线性效应。首先对门槛的个数进行识别,发现其存在2个门槛值0.129 6和0.244 1,结果见表5。

表5 门槛效应检验及门槛值估计结果

面板门槛效应回归结果见表6,当技术创新水平位于较低水平(tei≤0.129 6)时,数字经济在10%水平上显著负向影响私企就业机会,其回归系数为-0.336;当技术创新水平位于中等水平(0.129 60.244 1)时,数字经济对私企就业机会的回归系数为0.092,尚不显著。结果表明,技术创新水平过低,数字经济反而抑制私企就业机会的发展;随着技术创新水平跨越第一门槛值,这种抑制效应不再显著;在技术创新跨越第二门槛值后,其影响已经转化为正值,虽然不显著,说明技术创新水平的提升可以扭转数字经济对私企就业机会的不利局面,有助于增加私企就业机会。

表6 面板门槛效应回归结果

5 结论与建议

研究结论:数字经济可以有效提升私企就业机会水平,稳健性检验后依然成立;技术创新是数字经济推动私企就业机会的重要渠道,起到完全中介作用;在数字经济对私企就业机会的促进作用中存在以技术创新为门槛变量的双门槛效应,技术创新水平过低显著阻碍了数字经济对私企就业机会的促进作用,而提高技术创新水平,可以明显改善两者的关系。本文在理论机制探讨和数字经济指标测度方面不够深刻和完善,后续研究可以探讨数字经济对私企就业机会的影响机理,在构建数字经济指标时更加注重目标性、合理性和多维性。

结合上述研究结论,本文提出如下建议。

发挥数字经济对私企就业机会的关键作用。大力发展数字经济,以新产业、新业态和新模式带动就业,鼓励劳动者向就业吸纳力强的新业态转移。促进知识和技术溢出,持续推动数字技术与金融服务的深度融合,缓解企业融资压力,以企业的良好发展带动就业机会的稳步提升。注重提升就业者的数字素养,优化就业环境,拓宽就业渠道,创建就业信息资源共享平台,提升就业者和岗位的信息匹配质量和效率,从而更好地适应数字就业环境的发展。

鼓励技术创新,推动就业稳定。持续推动技术创新,深化科技成果共享,为促进就业提供有利的创新环境。增强企业自主创新意识,鼓励企业参与科技研发,进一步提高其就业吸纳力。加大对核心领域创新投入,提升创新资源流动效率和资源配置效率,优化创新要素供给结构,鼓励技术创新与数字经济发展有效结合,形成以数字经济、技术创新双轮驱动就业的格局。