私營企業(yè)發(fā)展與就業(yè)的關系
——基于時間序列的視角

宋奇成，董春麗

(重慶理工大學經(jīng)濟與貿(mào)易學院，重慶 400050)

私營企業(yè)發(fā)展與就業(yè)的關系
——基于時間序列的視角

宋奇成，董春麗

(重慶理工大學經(jīng)濟與貿(mào)易學院，重慶 400050)

運用時間序列經(jīng)濟計量技術對1993—2007年廣東私營企業(yè)固定資本投資和私營企業(yè)數(shù)量增長對私營企業(yè)吸納就業(yè)之間的關系進行實證研究，發(fā)現(xiàn):私營企業(yè)固定資本投資與私營企業(yè)吸納就業(yè)之間存在雙向的Granger因果關系和長期的協(xié)整關系，它們之間存在顯著的促進效應。為了促進就業(yè)，應大力發(fā)展私營企業(yè)，使其形成規(guī)模經(jīng)濟。

私營固定資本投資;私營企業(yè)就業(yè);Granger因果關系;協(xié)整關系

改革開放以來，隨著全國私營企業(yè)的發(fā)展，廣東省私營經(jīng)濟以嘆為觀止的發(fā)展走在全國的前面。廣東省私營企業(yè)固定資本投資從1993年的190.02萬元到2007年的1 986.8萬元，私營企業(yè)固定資本投資年平均增長率為68%;廣東省私營企業(yè)戶數(shù)從1993年的4.59萬戶到62.3萬戶，私營企業(yè)戶數(shù)年平均增長率為90%;廣東省私營企業(yè)吸納就業(yè)人員從1993年的64.21萬人上升到2007年的750.3萬人，私營企業(yè)吸納的就業(yè)人員年平均增長率為76%，而且吸納鄉(xiāng)村人員就業(yè)從1993年的24.69萬人增加到2007年的108.4萬人，私營企業(yè)吸納鄉(xiāng)村人員就業(yè)年平均增長率為24%。

在此，本文主要對廣東省私營企業(yè)的發(fā)展與就業(yè)的關系，私營企業(yè)的發(fā)展對就業(yè)的影響進行研究。用eviews6.0軟件對廣東私營企業(yè)固定資本投資和私營企業(yè)數(shù)量變化與就業(yè)相關關系進行分析。

一、實證分析及說明

改革開放以來，我國經(jīng)濟體制改革一直堅持市場化的取向，多元化所有制制度是發(fā)展經(jīng)濟的必然結果。黨的改革開放培育了一支浩浩蕩蕩的私營經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)大軍，成為安排就業(yè)的重要支持力量。陶裕春的《私營企業(yè)發(fā)展與就業(yè)》［1］，胡岳岷的《國富論:中國民營經(jīng)濟發(fā)展的路徑思考》［2］、《中國民營經(jīng)濟 30 年:觀察與思考》［3］、《“南方談話”以來中國私營經(jīng)濟的變遷》［4］，分析了私營經(jīng)濟成為中國經(jīng)濟中增長最快的最具有活力和最具有貢獻力的經(jīng)濟群體，大大地促進了就業(yè)的擴大和經(jīng)濟的發(fā)展的問題。從這些研究中，說明私營企業(yè)對經(jīng)濟的快速發(fā)展和保持社會穩(wěn)定，及吸納就業(yè)做出了重大貢獻。

研究廣東固定資本投資與私營企業(yè)吸納就業(yè)的經(jīng)驗關系，并給出相應的理論解釋和政策建議，具有重要的理論意義和應用價值。因此，本文擬運用協(xié)整檢驗、Granger因果關系檢驗、廣義脈沖響應函數(shù)等時間序列方法，對廣東1997—2007年私營企業(yè)固定資本投資與私營企業(yè)吸納就業(yè)的內(nèi)在關系進行實證檢驗，同時深入分析私營企業(yè)固定資本投資對私營企業(yè)吸納就業(yè)的作用機理和路徑依賴，為有關政策的制訂提供理論依據(jù)和實證支持。

(一)模型檢驗理論和模型設定與樣本說明

1.模型檢驗理論

在進行檢驗之前，在這里先對檢驗原理進行敘述。分別對單位根變量序列平穩(wěn)性檢驗，變量的協(xié)整檢驗，Granger因果檢驗進行敘述。

(1)單位根變量序列平穩(wěn)性檢驗。本文單位根檢驗用的是ADF(Augmented DFtest)，模型為(有常數(shù)項，無趨勢項):

其中，{εt}為白噪聲，Δ表示變量的一階差分。原假設為H0:ρ=1.即{yt}有一個單位根(非平穩(wěn))，T為實踐趨勢因素。若ADF值小于Mackinnon臨界值，則序列是穩(wěn)定的，否則是不平穩(wěn)的。單位根準則確定，AIC值越小則滯后階數(shù)就越小。

(2)變量的協(xié)整性檢驗。本文是對三個變量的的協(xié)整檢驗，設均為I(1)過程的變量，首先用普通最小二乘法(OLS)法建模:

其次，對殘差項 ut∧，做平穩(wěn)性檢驗，ut=zt－α0－α1xt－α2yt。若殘差序列是平穩(wěn)的，則分別存在(1.1)階協(xié)整關系，即存在長期均衡關系，否則就不存在協(xié)整關系。

(3)變量的Granger因果關系檢驗。協(xié)整檢驗告訴我們，變量之間存在長期均衡關系，但是是否構成因果關系，還需要進一步檢驗。如果變量x有助于預測y，即根據(jù)y的過去值對y進行自回歸時，如果再加上x的過去值，能夠顯著增強回歸的解釋能力，則稱x是y的Granger因。否則稱為非Granger因，其檢驗模型為:

檢驗零假設為:x是y的非Granger因，即H0:β1=β2=β3=…=βq=0由于Granger因果關系檢驗對滯后階數(shù)非常敏感，所以通常可以依次多滯后幾階，看結果是否具有同一性。

2.模型設定

本文目的在于檢驗私營企業(yè)固定資本投資、私營企業(yè)數(shù)量增長與私營企業(yè)吸納就業(yè)之間的內(nèi)在關系而非研究就業(yè)的決定因素，所以我們只考慮重要變量的影響。根據(jù)數(shù)據(jù)圖形變化趨勢，建立對變量修正的C－D柯布－道格拉斯函數(shù)模型如下:取對數(shù)得:

根據(jù)式(5)的研究框架，我們構建包括ln(lz)、ln(fixz)、ln(nz)的3變量系統(tǒng)計量模型。其中Lz代表的是廣東私營企業(yè)的吸納的就業(yè)，ln(lz)代表的是lz的自然對數(shù);fixz代表的是廣東私營企業(yè)的固資本投資，ln(fixz)代表的是fixz的自然對數(shù);nz代表的是廣東私營企業(yè)數(shù)量，ln(nz)代表的是nz的自然對數(shù)。

3.樣本說明和數(shù)據(jù)變動趨勢

本文所采用的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》(1993—2007年)，由于1993年正是1992年鄧小平南方談話之后，同時為了避免2008年金融危機的影響，只使用1993年到2007年的數(shù)據(jù)。表1為使用Eviews6.0軟件進行處理后的數(shù)據(jù)。

表1 經(jīng)過對數(shù)處理后的相關變量的數(shù)據(jù)資料

根據(jù)圖(1)可知廣東私營企業(yè)固定資本投資(fixz)、私營企業(yè)數(shù)量(nz)與私營企業(yè)吸納的就業(yè)(lz)原數(shù)據(jù)都保持增長的趨勢;根據(jù)圖(2)可知其水平數(shù)據(jù)經(jīng)過對數(shù)后呈現(xiàn)線性變動的趨勢。

(二)單位根檢驗(變量時間序列的平穩(wěn)性檢驗)

單位根檢驗對檢驗時間序列的平穩(wěn)性非常重要，為了判斷時間系列的穩(wěn)定性，我們需要對相關序列變量進行單位根檢驗。目前單位根檢驗方法較多且各有不同特點，本文采用比較常用的ADFFisher Chi-square方法進行檢驗。同時，在檢驗過程中選用具有截距項的，有趨勢相的檢驗形式。檢驗結果見表2，運用ADF法進行檢驗的結果顯示，可見變量Ln(lz)、Ln(Fixz)、Ln(nz)的原序列(即水平檢驗)ADF值大于Mackinnon臨界值，而一階差分序列以后小于Mackinnon臨界值，因此Ln(lz)、Ln(Fixz)、Ln(nz)在水平檢驗不通過而一階差分檢驗分別在10%、10%、5%時通過，所以均為I(1)的過程:

(三)協(xié)整檢驗

1.協(xié)整向量個數(shù)r的檢驗

由表2的單位根檢驗結果可知，變量Ln(lz)、Ln(fixz)、Ln(nz)均為一階單整序列，進行協(xié)整檢驗考察其協(xié)整關系或長期均衡關系，進行協(xié)整分析基礎。因此，隨后關心的是它們之間協(xié)整關系的個數(shù)(即協(xié)整向量個數(shù)或協(xié)整方程個數(shù)，這里用r來表示)和對應的協(xié)整方程。在現(xiàn)有研究文獻中，協(xié)整向量個數(shù)r一般使用Johansen的特征根進行檢驗，下表中的原假設是對協(xié)整向量(方程)個數(shù)r的檢驗，如r=0表示無協(xié)整向量(方程)，r＜=1表示至多有1個協(xié)整向量(方程)，其他類推。根據(jù)表3的協(xié)整關系檢驗結果，擬檢驗的3個變量之間在0.05%顯著性水平上存在1個協(xié)整關系，即r=1。

2.協(xié)整回歸方程

根據(jù)檢驗結果對變量ln(lz)、ln(fixz)、ln(nz)進行協(xié)整回歸。由于研究的3變量系統(tǒng)具備協(xié)整關系條件，經(jīng)過Evies6.0計算可得 。ln(lz)與ln(nz)的標準化協(xié)整向量為 β1=(1.00，－0.63)，ln(fixz)與 ln(nz)標準化協(xié)整向量 β2=(1.00，－0.468 1)。所以ln(lz)、ln(fixz)與ln(nz)的標準化協(xié)整向量 β =(1，0.741 1，－0.631 6)。對應協(xié)整方程(包括括號內(nèi)數(shù)值為t統(tǒng)計量)為:

以上估計系數(shù)在0.05%的顯著性水平上都通過檢驗。由協(xié)整方程可知，1993—2007年我國廣東省私營企業(yè)就業(yè)與私營固定資本投資、私營企業(yè)數(shù)量這3個變量之間存在著長期的均衡的協(xié)整關系。因此，1997—2007年廣東私營企業(yè)就業(yè)與私營企業(yè)固定資本投資、私營企業(yè)對廣東就業(yè)有促進作用。

表2 單位根檢驗結果

表3 協(xié)整向量個數(shù)r的檢驗結果

(四)向量誤差修正模型(VECM)及其診斷檢驗

在存在協(xié)整關系的前提下，為使推斷更為有效，我們需要引入誤差修正項。向量誤差修正模型是由誤差修正模型(ECM)擴展而來，常用于具有協(xié)整關系的非平穩(wěn)時間序列建模。根據(jù)granger定理，兩個具有協(xié)整關系的變量一定具有誤差修正模型表達式的存在。用e模型的殘差序列，根據(jù)反復試驗和剔除建立誤差修正模型如下:

代入本文變量模型得:

本文主要檢驗廣東私營企業(yè)固定資本投資與廣東吸納私營企業(yè)總就業(yè)的內(nèi)在關系，因此我們僅給出關于ΔLn(lz)和ΔLn(fixz)的誤差修正模型，估計結果見表4。

表4 簡化的誤差修正模型估計結果

其中，ECt表示誤差修正項的估計系數(shù);ΔLn(lz)、ΔLn(fixz)、ΔLn(nz)分別表示私營企業(yè)吸納就業(yè)、私營企業(yè)固定資本投資、私營企業(yè)數(shù)量的滯后一期自然對數(shù)的一階差分的估計系數(shù);C表示截距項的估計系數(shù);R2和A－R2分別表示樣本決定系數(shù)和調(diào)整后的樣本決定系數(shù)，S.E.表示回歸標準誤差，F(xiàn)值表示F檢驗的統(tǒng)計量，中括號內(nèi)的數(shù)據(jù)為T統(tǒng)計量。

根據(jù)VECM模型得出Granger因果關系及脈沖響應函數(shù)之前，需要進行診斷檢驗，其意義在于保證隨后得出的Granger因果關系及脈沖響應函數(shù)更加穩(wěn)健和更加可靠。這是因為，在經(jīng)濟數(shù)據(jù)時間序列分析中會經(jīng)常出現(xiàn)偽相關問題，如果診斷檢驗無法通過，由此得到的因果關系和脈沖響應函數(shù)就會失去依據(jù)，進而導致相關結論無意義。

表5 VECM的穩(wěn)定性檢驗結果

由表5可知VECM模型基本穩(wěn)定，只有一個根稍微大于1，模型在大的程度上不存在設定偏差，擬合效果還良好，根據(jù)誤差修正模型知短期內(nèi)，廣東私營企業(yè)固定資本投資與私營企業(yè)吸納就業(yè)之間具備顯著的正相關性。同時根據(jù)表4，ΔLn(lz)的VECM模型誤差修正項的估計系數(shù)顯著為負(－0.326 1)，調(diào)整方向符合誤差修正機制，調(diào)整力度較大，可以保持廣東私營企業(yè)固定資本投資與私營企業(yè)吸納就業(yè)的協(xié)整關系，自動地調(diào)整其長期均衡關系。

(五)Granger因果關系檢驗

根據(jù)協(xié)整關系檢驗結果，由于廣東的ln(lz)、ln(fixz)、ln(nz)均為I(1)過程，并具有協(xié)整關系，故可以對其進行Granger因果關系檢驗。而且兩個事件協(xié)整相關并不能說明它們之間存在因果關系。在計量經(jīng)濟學領域內(nèi)存在大量的相關性，而有些相關是虛假的或沒有意義的。比如說旅游景點的蒼蠅數(shù)量與旅游人數(shù)是正相關的，而這些相關明顯是缺乏意義的，所以說即使是通過了協(xié)整檢驗，變量之間具有了長期的相關性，也就是說為了避免偽相關性的存在，需要對相關變量序列進行Granger因果關系檢驗，即自變量與因變量的影響問題。Granger解決的方法是看當期的因變量值在多大的程度上可以被前期的應變量值所解釋。如果加入自變量滯后項之后有助于預測因變量或者說自變量的回歸系數(shù)具有顯著統(tǒng)計性，則說自變量歲因變量具有Granger因果性。

為避免偽相關的存在，需要對相關變量序列進行Granger因果關系檢驗。表6是以VECM模型為基礎的Granger檢驗結果，下表是Granger檢驗結果，私營企業(yè)固定投資 fixz對就業(yè)的影響(滯后期為1做的)

表6 系統(tǒng)有關變量之間的Granger因果關系檢驗結果

(六)脈沖響應函數(shù)

脈沖響應函數(shù)(Impulse Response Function)，主要用于衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內(nèi)生變量當前和未來取值的影響，因此，我們應用脈沖響應函數(shù)來考察隨機擾動項對所研究變量當前和未來取值的影響。圖(3)是基于VECM模型的廣義脈沖響應函數(shù)曲線，橫軸代表滯后階數(shù)，縱軸代表私營企業(yè)吸納就業(yè)受各私營企業(yè)吸納就業(yè)變量沖擊的響應程度，可以看出，廣義脈沖響應函數(shù)曲線趨于一個較平穩(wěn)的值的趨勢，在1～10年滯后期內(nèi)在受到一個單位正向標準差的沖擊后，沖擊效應為正。

圖3 私營企業(yè)吸納就業(yè)受私營企業(yè)固定變量沖擊的廣義脈沖響應函數(shù)曲線

(七)模型回歸結果

本文目的在于檢驗私營企業(yè)固定資本投資，私營企業(yè)數(shù)量增長與總就業(yè)的模型為:

ln(lz)代表的是廣東私營企業(yè)的總的就業(yè)的自然對數(shù);ln(fixz)代表的是廣東私營企業(yè)的固定資本投資的自然對數(shù);ln(nz)代表的是廣東私營企業(yè)數(shù)量的自然對數(shù)。括號里是t統(tǒng)計量，prob分別 為 0.000 0，0.002 5。std.error 分 別 為0.033 0，0.064 78。

二、實證結果分析與政策建議

本文運用時間序列分析方法，考察了私營企業(yè)固定資本投資和私營企業(yè)數(shù)量增長與私營企業(yè)吸納就業(yè)的內(nèi)在關系及其作用機理和路徑依賴，由此提出相關政策建議:

第一，Granger結果顯示，1993—2007年廣東私營企業(yè)固定資本對私營企業(yè)所能吸納的就業(yè)有雙向的Granger影響，說明私營企業(yè)固定資本投資與私營企業(yè)所能吸納的就業(yè)具有因果關系，兩者能夠互相正向影響。私營企業(yè)固定資本投資的增加能夠引起相應的就業(yè)的增加，所以國家應供給私營企業(yè)固定資本能夠增長的制度，增加私營企業(yè)的固定資本的投資，使私營企業(yè)形成規(guī)模效應［12－13］。

第二，協(xié)整結果顯示，私營企業(yè)的固定資本投資、私營企業(yè)的數(shù)量與私營企業(yè)吸納的就業(yè)具有長期的協(xié)整關系，具有高度的相關性。從誤差修正模型來看，短期內(nèi)廣東私營企業(yè)的固定資本投資與私營企業(yè)吸納的就業(yè)之間存在短期動態(tài)調(diào)整機制，由于誤差項的存在，可以自動的實現(xiàn)長期均衡關系。

研究同時表明，不論是從長期還是短期來看，私營企業(yè)固定資本投資、私營企業(yè)數(shù)量的增長都對私營企業(yè)吸納基業(yè)增長具有顯著的促進效應。私營經(jīng)濟的發(fā)展對就業(yè)的刺激作用來看，私營企業(yè)對就業(yè)的影響具有很大的正效應，所以為了擴大就業(yè)，解決就業(yè)的問題，應該大力發(fā)展私營企業(yè)。

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On the Relationship between Development of Private Enterprises and Employment——from a perspective based on time sequence

SONG Qi-cheng，DONG Chun-li
(School of Economics and Trade，Chongqing University of Technology，Chongqing 400050，China)

This paper conducts empirical studies on the relationship of the fixed capital investment and the increase of the numbers of private enterprises in Guangdong from 1993-2007 with the employment they took in by employing time sequence ecometric techniques.It is found that there exists a two-way Granger cause-effect and long-term integrative relationship，and there is a significant promotional effect between them.It benefits employment to make efforts in developing private enterprises into scale economy.

fixed capital investment of private enterprise;employment of private enterprise;Granger cause-effect relationship;integrative relationship

F241.4

A

1674－8425(2011)07－0026－06

2010－05－22

宋奇成(1955—)，男，湖南常德人，教授，研究方向:勞動經(jīng)濟理論與政策;董春麗(1984—)，女，四川自貢人，碩士研究生，研究方向:勞動經(jīng)濟理論與政策。

(責任編輯 范義臣)