宋奇成，董春麗

(重慶理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，重慶 400050)

私營(yíng)企業(yè)發(fā)展與就業(yè)的關(guān)系
——基于時(shí)間序列的視角

宋奇成，董春麗

(重慶理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，重慶 400050)

運(yùn)用時(shí)間序列經(jīng)濟(jì)計(jì)量技術(shù)對(duì)1993—2007年廣東私營(yíng)企業(yè)固定資本投資和私營(yíng)企業(yè)數(shù)量增長(zhǎng)對(duì)私營(yíng)企業(yè)吸納就業(yè)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn):私營(yíng)企業(yè)固定資本投資與私營(yíng)企業(yè)吸納就業(yè)之間存在雙向的Granger因果關(guān)系和長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，它們之間存在顯著的促進(jìn)效應(yīng)。為了促進(jìn)就業(yè)，應(yīng)大力發(fā)展私營(yíng)企業(yè)，使其形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)。

私營(yíng)固定資本投資;私營(yíng)企業(yè)就業(yè);Granger因果關(guān)系;協(xié)整關(guān)系

改革開放以來，隨著全國(guó)私營(yíng)企業(yè)的發(fā)展，廣東省私營(yíng)經(jīng)濟(jì)以嘆為觀止的發(fā)展走在全國(guó)的前面。廣東省私營(yíng)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(yíng)企業(yè)固定資本投資年平均增長(zhǎng)率為68%;廣東省私營(yíng)企業(yè)戶數(shù)從1993年的4.59萬戶到62.3萬戶，私營(yíng)企業(yè)戶數(shù)年平均增長(zhǎng)率為90%;廣東省私營(yíng)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(yíng)企業(yè)吸納的就業(yè)人員年平均增長(zhǎng)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(yíng)企業(yè)吸納鄉(xiāng)村人員就業(yè)年平均增長(zhǎng)率為24%。

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

一、實(shí)證分析及說明

改革開放以來，我國(guó)經(jīng)濟(jì)體制改革一直堅(jiān)持市場(chǎng)化的取向，多元化所有制制度是發(fā)展經(jīng)濟(jì)的必然結(jié)果。黨的改革開放培育了一支浩浩蕩蕩的私營(yíng)經(jīng)濟(jì)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(yíng)企業(yè)發(fā)展與就業(yè)》［1］，胡岳岷的《國(guó)富論:中國(guó)民營(yíng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的路徑思考》［2］、《中國(guó)民營(yíng)經(jīng)濟(jì) 30 年:觀察與思考》［3］、《“南方談話”以來中國(guó)私營(yíng)經(jīng)濟(jì)的變遷》［4］，分析了私營(yíng)經(jīng)濟(jì)成為中國(guó)經(jīng)濟(jì)中增長(zhǎng)最快的最具有活力和最具有貢獻(xiàn)力的經(jīng)濟(jì)群體，大大地促進(jìn)了就業(yè)的擴(kuò)大和經(jīng)濟(jì)的發(fā)展的問題。從這些研究中，說明私營(yíng)企業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展和保持社會(huì)穩(wěn)定，及吸納就業(yè)做出了重大貢獻(xiàn)。

研究廣東固定資本投資與私營(yíng)企業(yè)吸納就業(yè)的經(jīng)驗(yàn)關(guān)系，并給出相應(yīng)的理論解釋和政策建議，具有重要的理論意義和應(yīng)用價(jià)值。因此，本文擬運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)、廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)等時(shí)間序列方法，對(duì)廣東1997—2007年私營(yíng)企業(yè)固定資本投資與私營(yíng)企業(yè)吸納就業(yè)的內(nèi)在關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，同時(shí)深入分析私營(yíng)企業(yè)固定資本投資對(duì)私營(yíng)企業(yè)吸納就業(yè)的作用機(jī)理和路徑依賴，為有關(guān)政策的制訂提供理論依據(jù)和實(shí)證支持。

(一)模型檢驗(yàn)理論和模型設(shè)定與樣本說明

1.模型檢驗(yàn)理論

在進(jìn)行檢驗(yàn)之前，在這里先對(duì)檢驗(yàn)原理進(jìn)行敘述。分別對(duì)單位根變量序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)，變量的協(xié)整檢驗(yàn)，Granger因果檢驗(yàn)進(jìn)行敘述。

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

其中，{εt}為白噪聲，Δ表示變量的一階差分。原假設(shè)為H0:ρ=1.即{yt}有一個(gè)單位根(非平穩(wěn))，T為實(shí)踐趨勢(shì)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(zhǔn)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(yàn)。本文是對(duì)三個(gè)變量的的協(xié)整檢驗(yàn)，設(shè)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(duì)殘差項(xiàng) ut∧，做平穩(wěn)性檢驗(yàn)，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(guān)系，即存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，否則就不存在協(xié)整關(guān)系。

(3)變量的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)告訴我們，變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但是是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。如果變量x有助于預(yù)測(cè)y，即根據(jù)y的過去值對(duì)y進(jìn)行自回歸時(shí)，如果再加上x的過去值，能夠顯著增強(qiáng)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(yàn)?zāi)Ｐ蜑?

檢驗(yàn)零假設(shè)為:x是y的非Granger因，即H0:β1=β2=β3=…=βq=0由于Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)滯后階數(shù)非常敏感，所以通?？梢砸来味鄿髱纂A，看結(jié)果是否具有同一性。

2.模型設(shè)定

本文目的在于檢驗(yàn)私營(yíng)企業(yè)固定資本投資、私營(yíng)企業(yè)數(shù)量增長(zhǎng)與私營(yíng)企業(yè)吸納就業(yè)之間的內(nèi)在關(guān)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(shì)，建立對(duì)變量修正的C－D柯布－道格拉斯函數(shù)模型如下:取對(duì)數(shù)得:

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

3.樣本說明和數(shù)據(jù)變動(dòng)趨勢(shì)

本文所采用的數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(1993—2007年)，由于1993年正是1992年鄧小平南方談話之后，同時(shí)為了避免2008年金融危機(jī)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(jìn)行處理后的數(shù)據(jù)。

表1 經(jīng)過對(duì)數(shù)處理后的相關(guān)變量的數(shù)據(jù)資料

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

(二)單位根檢驗(yàn)(變量時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn))

單位根檢驗(yàn)對(duì)檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性非常重要，為了判斷時(shí)間系列的穩(wěn)定性，我們需要對(duì)相關(guān)序列變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。目前單位根檢驗(yàn)方法較多且各有不同特點(diǎn)，本文采用比較常用的ADFFisher Chi-square方法進(jìn)行檢驗(yàn)。同時(shí)，在檢驗(yàn)過程中選用具有截距項(xiàng)的，有趨勢(shì)相的檢驗(yàn)形式。檢驗(yàn)結(jié)果見表2，運(yùn)用ADF法進(jìn)行檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，可見變量Ln(lz)、Ln(Fixz)、Ln(nz)的原序列(即水平檢驗(yàn))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(yàn)不通過而一階差分檢驗(yàn)分別在10%、10%、5%時(shí)通過，所以均為I(1)的過程:

(三)協(xié)整檢驗(yàn)

1.協(xié)整向量個(gè)數(shù)r的檢驗(yàn)

由表2的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，變量Ln(lz)、Ln(fixz)、Ln(nz)均為一階單整序列，進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)考察其協(xié)整關(guān)系或長(zhǎng)期均衡關(guān)系，進(jìn)行協(xié)整分析基礎(chǔ)。因此，隨后關(guān)心的是它們之間協(xié)整關(guān)系的個(gè)數(shù)(即協(xié)整向量個(gè)數(shù)或協(xié)整方程個(gè)數(shù)，這里用r來表示)和對(duì)應(yīng)的協(xié)整方程。在現(xiàn)有研究文獻(xiàn)中，協(xié)整向量個(gè)數(shù)r一般使用Johansen的特征根進(jìn)行檢驗(yàn)，下表中的原假設(shè)是對(duì)協(xié)整向量(方程)個(gè)數(shù)r的檢驗(yàn)，如r=0表示無協(xié)整向量(方程)，r＜=1表示至多有1個(gè)協(xié)整向量(方程)，其他類推。根據(jù)表3的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果，擬檢驗(yàn)的3個(gè)變量之間在0.05%顯著性水平上存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系，即r=1。

2.協(xié)整回歸方程

根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果對(duì)變量ln(lz)、ln(fixz)、ln(nz)進(jìn)行協(xié)整回歸。由于研究的3變量系統(tǒng)具備協(xié)整關(guān)系條件，經(jīng)過Evies6.0計(jì)算可得 。ln(lz)與ln(nz)的標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整向量為 β1=(1.00，－0.63)，ln(fixz)與 ln(nz)標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整向量 β2=(1.00，－0.468 1)。所以ln(lz)、ln(fixz)與ln(nz)的標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整向量 β =(1，0.741 1，－0.631 6)。對(duì)應(yīng)協(xié)整方程(包括括號(hào)內(nèi)數(shù)值為t統(tǒng)計(jì)量)為:

以上估計(jì)系數(shù)在0.05%的顯著性水平上都通過檢驗(yàn)。由協(xié)整方程可知，1993—2007年我國(guó)廣東省私營(yíng)企業(yè)就業(yè)與私營(yíng)固定資本投資、私營(yíng)企業(yè)數(shù)量這3個(gè)變量之間存在著長(zhǎng)期的均衡的協(xié)整關(guān)系。因此，1997—2007年廣東私營(yíng)企業(yè)就業(yè)與私營(yíng)企業(yè)固定資本投資、私營(yíng)企業(yè)對(duì)廣東就業(yè)有促進(jìn)作用。

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表3 協(xié)整向量個(gè)數(shù)r的檢驗(yàn)結(jié)果

(四)向量誤差修正模型(VECM)及其診斷檢驗(yàn)

在存在協(xié)整關(guān)系的前提下，為使推斷更為有效，我們需要引入誤差修正項(xiàng)。向量誤差修正模型是由誤差修正模型(ECM)擴(kuò)展而來，常用于具有協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)時(shí)間序列建模。根據(jù)granger定理，兩個(gè)具有協(xié)整關(guān)系的變量一定具有誤差修正模型表達(dá)式的存在。用e模型的殘差序列，根據(jù)反復(fù)試驗(yàn)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(yàn)廣東私營(yíng)企業(yè)固定資本投資與廣東吸納私營(yíng)企業(yè)總就業(yè)的內(nèi)在關(guān)系，因此我們僅給出關(guān)于ΔLn(lz)和ΔLn(fixz)的誤差修正模型，估計(jì)結(jié)果見表4。

表4 簡(jiǎn)化的誤差修正模型估計(jì)結(jié)果

其中，ECt表示誤差修正項(xiàng)的估計(jì)系數(shù);ΔLn(lz)、ΔLn(fixz)、ΔLn(nz)分別表示私營(yíng)企業(yè)吸納就業(yè)、私營(yíng)企業(yè)固定資本投資、私營(yíng)企業(yè)數(shù)量的滯后一期自然對(duì)數(shù)的一階差分的估計(jì)系數(shù);C表示截距項(xiàng)的估計(jì)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(biāo)準(zhǔn)誤差，F(xiàn)值表示F檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量，中括號(hào)內(nèi)的數(shù)據(jù)為T統(tǒng)計(jì)量。

根據(jù)VECM模型得出Granger因果關(guān)系及脈沖響應(yīng)函數(shù)之前，需要進(jìn)行診斷檢驗(yàn)，其意義在于保證隨后得出的Granger因果關(guān)系及脈沖響應(yīng)函數(shù)更加穩(wěn)健和更加可靠。這是因?yàn)?，在?jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)時(shí)間序列分析中會(huì)經(jīng)常出現(xiàn)偽相關(guān)問題，如果診斷檢驗(yàn)無法通過，由此得到的因果關(guān)系和脈沖響應(yīng)函數(shù)就會(huì)失去依據(jù)，進(jìn)而導(dǎo)致相關(guān)結(jié)論無意義。

表5 VECM的穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果

由表5可知VECM模型基本穩(wěn)定，只有一個(gè)根稍微大于1，模型在大的程度上不存在設(shè)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(yíng)企業(yè)固定資本投資與私營(yíng)企業(yè)吸納就業(yè)之間具備顯著的正相關(guān)性。同時(shí)根據(jù)表4，ΔLn(lz)的VECM模型誤差修正項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)(－0.326 1)，調(diào)整方向符合誤差修正機(jī)制，調(diào)整力度較大，可以保持廣東私營(yíng)企業(yè)固定資本投資與私營(yíng)企業(yè)吸納就業(yè)的協(xié)整關(guān)系，自動(dòng)地調(diào)整其長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

(五)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

根據(jù)協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)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(guān)系，故可以對(duì)其進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。而且兩個(gè)事件協(xié)整相關(guān)并不能說明它們之間存在因果關(guān)系。在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域內(nèi)存在大量的相關(guān)性，而有些相關(guān)是虛假的或沒有意義的。比如說旅游景點(diǎn)的蒼蠅數(shù)量與旅游人數(shù)是正相關(guān)的，而這些相關(guān)明顯是缺乏意義的，所以說即使是通過了協(xié)整檢驗(yàn)，變量之間具有了長(zhǎng)期的相關(guān)性，也就是說為了避免偽相關(guān)性的存在，需要對(duì)相關(guān)變量序列進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，即自變量與因變量的影響問題。Granger解決的方法是看當(dāng)期的因變量值在多大的程度上可以被前期的應(yīng)變量值所解釋。如果加入自變量滯后項(xiàng)之后有助于預(yù)測(cè)因變量或者說自變量的回歸系數(shù)具有顯著統(tǒng)計(jì)性，則說自變量歲因變量具有Granger因果性。

為避免偽相關(guān)的存在，需要對(duì)相關(guān)變量序列進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。表6是以VECM模型為基礎(chǔ)的Granger檢驗(yàn)結(jié)果，下表是Granger檢驗(yàn)結(jié)果，私營(yíng)企業(yè)固定投資 fixz對(duì)就業(yè)的影響(滯后期為1做的)

表6 系統(tǒng)有關(guān)變量之間的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

(六)脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)(Impulse Response Function)，主要用于衡量來自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前和未來取值的影響，因此，我們應(yīng)用脈沖響應(yīng)函數(shù)來考察隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)所研究變量當(dāng)前和未來取值的影響。圖(3)是基于VECM模型的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，橫軸代表滯后階數(shù)，縱軸代表私營(yíng)企業(yè)吸納就業(yè)受各私營(yíng)企業(yè)吸納就業(yè)變量沖擊的響應(yīng)程度，可以看出，廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線趨于一個(gè)較平穩(wěn)的值的趨勢(shì)，在1～10年滯后期內(nèi)在受到一個(gè)單位正向標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后，沖擊效應(yīng)為正。

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

(七)模型回歸結(jié)果

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

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

二、實(shí)證結(jié)果分析與政策建議

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

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

第二，協(xié)整結(jié)果顯示，私營(yíng)企業(yè)的固定資本投資、私營(yíng)企業(yè)的數(shù)量與私營(yíng)企業(yè)吸納的就業(yè)具有長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，具有高度的相關(guān)性。從誤差修正模型來看，短期內(nèi)廣東私營(yíng)企業(yè)的固定資本投資與私營(yíng)企業(yè)吸納的就業(yè)之間存在短期動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制，由于誤差項(xiàng)的存在，可以自動(dòng)的實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

研究同時(shí)表明，不論是從長(zhǎng)期還是短期來看，私營(yíng)企業(yè)固定資本投資、私營(yíng)企業(yè)數(shù)量的增長(zhǎng)都對(duì)私營(yíng)企業(yè)吸納基業(yè)增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)。私營(yíng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對(duì)就業(yè)的刺激作用來看，私營(yíng)企業(yè)對(duì)就業(yè)的影響具有很大的正效應(yīng)，所以為了擴(kuò)大就業(yè)，解決就業(yè)的問題，應(yīng)該大力發(fā)展私營(yíng)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(dòng)經(jīng)濟(jì)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(dòng)經(jīng)濟(jì)理論與政策。

(責(zé)任編輯 范義臣)