中国所有制结构分化与就业基于工业行业部门动态面板数据的考察李楠[摘要]文章利用1999年以来中国工业行业经济绩效及财务数据，通过构建所有制分化指数对20世纪90年代中期的国有企业产权制度改革与就业的关系进行分析。研究发现，用所有制分化指数度莹的所有制结构多元化对就业有显著的影响，特别是所有制结构越复杂越不利于就业的增加(所有制分化指数每增加1个单位，就业减少2%)。同时还发现在所有制结构多元化的情况下，当所有制分化指数大于时，国有企业比重增加将会促进就业增加近4%:而当所有制分化指数小于该水平时，国有企业比重增加将对就业有负向影响。文章的结论表明，所有制结构改革是一个非常复杂的过程，过度强调某一种所有制将会对企业经济绩效产生不利影响。[关键词]国有企业改制所有制分化指数就业工业行业绩效[作者]李梢香港科技大学社会科学部，博士候选人。一、引言20世纪90年代中期以来，一场以国有企业改制为主要内容的产权改革在中国展开。在这次规模最大的产权改革过程中，大最固有企业公司治理结构及所有制结钩发生了根本性改变，这一过程也使中国经济锁效的各个层面受到影响@。而作为经济绩效重要内容的就业也不可避免，并成为段先受冲击和影响最大的方面飞然而，现有对国企改制的研究多数集中在所有制结构变化对企业产出绩效或者经济效率的影响上，而对所有制结构变化与就业的关系未加以详细论述。而在有限的关于就业的讨论中，多数学者重点关注于产出、技术进步、资本深化和产业结构的变化对就业的影响，①从企业数量上看，在短短十几年内固有企业数量比亚从近到%下降到当前不足10%:而非固有经济比重则发展到目前的90%以上。这一发展速度和规模即使在同样的转型经济国家中也是非常少有的。②据周天勇。∞3)的初步估计，中国从2回3-2010年，下岗需要再就业的职工人数平均每年5∞万左右，另外，加上城镇新增劳动力〈啻高校毕业生)和农村转移劳动力需要就业人口超过2皿0万，并且指出就业压力最大的时期足2003町2010年。l
i'jj'同艾口科芋-72070亏增刊而忽略了对所有制结构调整对就业影响的讨论曲。即使在有关所有制变化对就业的研究中，无论在理论层面还是实证研究上都缺乏一致认识，既认为随着固有企业改制的进行，预算硬约束代替预算软约束，导致大量原有企业职工丧失工作机会成为失业者，同时又认为随着改制企业绩效提高，企业规模扩大会增加新的就业岗位，并且随着非公有制经济的发展会促进就业的增加。并且这两个相互矛盾的认识均得到了实证证据的支持气此外，除了上述局限外，还有两个方面的不足·一是现有实证研究多是基于微观企业层面的考察(李获等，2∞5，αen等，2∞5，Zhao，2∞ω，而宏观层面特别是行业部门层面的分析则相对不足。二是关于所有制结构的度量问题，现有研究仅度晕了单一所有制形式对就业的影响，而忽略了所有制内在结构，特别是所有制形式多样性与就业的关系。传统的所有制结构的度量方法(如选择某一注册类型企业占整个企业的比豆等)可以衡量所有制结构的变化，但这一指标却无法体现所有制结响的复杂性，同时也避免不了由于不同经济指标变化不一致而引起对所有制结构的皮且帆罩。为了克服上述研究中存在的问题，本文利用1999-2008年中国工业行业部门的经济绩效及财务数据，通过构造多维度的所有制分化指数度最囡企改制后工业行业所有制结构分化情况，以揭示所有制结构复杂程度对就业的影响。在实证策略上，鉴于传统的最小二乘法(OlS)和静态面板数据固定效应均会产生由于就业同其他解释变量存在的联立关系和缺失变lli所造成的度最误差，本文采用动态面板数据广义段小矩估计(GMMl作为主要的实证方法。二、所有制分化指数的构建及测量(一〉所有制分化指数的构建20世纪90年代中期以来，随着一系列政策的先后出台，确立了以建立现代企业制度和国有经济战略调整为目标的改革方向。一方面针对大型国有企业，建立"产权消晰、权贵明确、政企分开、管理科学'的现代企业制度，推进小企业的兼并、联合、改组、租赁、承包和股份合作甚至出售，进行快速的民营化;另一方面在行业内部按照"有进有泡、有所为，有所不为"的方针，将国有经济控制力集中在涉及国家安全、自然垄断及提供重要公共产品和服务的行业，而对于那些竞争性较强的行业则允许其他所有制进行参与，增加中国市场竞争和活力。由此，一场规模巨大的产权变革在中国展开。仅在1999-2008年的10年间，因企改制就使国有经济在整个工业经济中的比重发生了显著的变化。仅从规模以上不同注册类型①如丁守海(2回到、方可l月等(2010)等利用地区及微观企业数据对中国产出就业弹性的分析:而对就业问产出>>.技术进步、资本深化及产业结构之间的关系的讨论则可见姚占JJl等。∞9、寒窗华等(2∞盼的研究，②如阳lb阳等(998)、Galal等(994)和陆wnsm~事(994)利用跨国数据研究发现改制对就业有显莉的增加以支撑第一个假说而另有如D'Souza等(1999)、Li2al等(2002)则发现改制对就业没有影响或导致就业显著下降。其中口'Sot皿等。∞引发现企业改制对就业有正向或没有显著影响z而Bai等(2010)则发现固有企业改制对就业有微弱的负向影响。2
叶'同所有制约同分化与此业的企业个数比重来看，固有经济比重从20世纪末的%下降到目前的不足10%，而非国有经济的比重则从1999年的%上升到闪%以上。这一结果充分表明了"国i居民进"的改革方向。然而，尽管中国所有制结构发生了深刻的变化，但至今仍未有一个较好的指标对其进行度量，进而未能展现国企改制对各个工业行业部门的所有制结构产生了什么样的影响。现有研究大部采用国有及国有控股企业占总泼册类型企业总数、工业增加值、工业总产值以及就业人员的比重作为度最指标。不过这里有两方面的缺陷:一是仅能衡量公有制比重或者非公有制比重的变化，而不能反映一个行业所有制结构多样性的情况.二是度量的指标过于单一，造成所有制结构度量的偏差，特别是当不同的估计指标变化不一致时，这种偏差将会较为显著由。因此，需要一个新的指标来全面反映国企改制所引起的所有制结构变化情况。这里主要利用Reynal-Querol (2002)、』伽talvo等(20050、2005b)对民族和宗教分化的研究方法构造所有制分化指数，其数学表达式为:所有制分化指数=1-L. <-71",) '叫斗"~ (I -71") (I) 其中，7rj为第t种所有制经济指标占总体经济指标的比重。该指数越小越接近于0表示所有制结构越单一，该指数越大贝rJ表示所有制结构越分散，所有制形式也越多样化。这里采用综合指数评价体系的方法边取指标和构建所有制分化指数。主要选择工业总产值、资产总额、主营业务收入、利润总额和主营业务税收及附加等5项作为度量指标，其1且根据式(I)分别计算每一指标的所有制分化指数，然后对其进行标准化处理，将每一个根据单项指标计算出来的所有制分化指数统一折算成分布在[0，10]之间的数值，即越接近0表明所有制结构越单一，而越接近10表明所有制结钩越复杂@。然后再通过主因素分析，构建出每一个指标的权重，进而对每个单一指标进行加权平均，最终构建出较为全面、有效的所有制分化指数气(二〉改制后各行业所有制结构的变化根据所有制分化指数对国企改制以来工业部门所有制结构的基本变化进行分析。国l展示了1999-2∞8年工业行业所有制结构变化怕况，可以看到各行业的所有制分化指数的平均值从1999年的下降到2∞8年的，呈现出连年下降的趋势，这一变化表明中国的所布制形式正在逐渐从多样化向单一化转变，不仅如此，其标准差也呈现出逐年递①特别是当多个指标存在变化方向不一致的情况下此问题将会枝为严重。如固有企业就业人员比嚣，该指标会因为"诚员增效，下岗分流'的政策导致比重缩小，但在另一方面可能促进了企业锁效的提高，迹而促进了工业精加恒和工业总产值比重的增加。②标准化折算公式为[(x，-玄，..)1<.皿-x..)Jx10，其中句为通过单一指标进行计算的第t个行业的所有制分化指数，而X...、第皿分别为通过该指标计算出来所有制分化指数的最大值和最小值。③通过主因素分析最终确定每一个单一指标的权茧，其分别为=工业总产值{)、资产总额()、主营业务收入()、主营业务税收&.附加()、利润总额()。3
i'jj'罔艾口科芋-72070亏增刊6 g 4 3 均化的情况，而在2∞3-2006年，贝rJ出现快速2 M 分化的过程，表明一些行业的所有制结构发生 了快速的转变，但从2006年以来，又呈现出缓11 ~均惜一标准趋于变异系歌→跚喃翩慢下降的过程，这表明各行业间的所有制结构-m一一脚Z-m-2-m-m一蛐一酬而刷化EK} "间的差异又在逐渐缩小。国kmm和 化1"阿刷M从具体行业部门来看，烟草制品业、石汕和注作者鹦肘L天然气开采业、电力热力的生产和供应业、医药制造业、有色金属来选业等5个行业的所有制分化指数小子2.这表明这些行业的所有制结构比较单一，而另一些行业(如家具制造业、仪器仪表及文化、办公用机械制造业、皮革毛皮羽毛及其制品业、文教体育用品制造业、通讯设各计算机及其他电子设备制造业等〉所有制分化指数均大于5.贝rJ表现出所有制结构较为多样化的情形。但总的来看，自从固有企业产权制度改革以来，中国所有制结构发生了很大的变化，从系数逐渐变小来看，很多企业所有制结构都呈现出从多元化到单一化的情况，所有制性质逐渐两极化。本文将就所有制结构的新变化对就业的影响进行考察。三、模型设定及数据说明(一〉实证模型的设定本文主要研究所有制结构变化{特别是所有制结构复杂程度)对就业的影响，因此借鉴。lcng等。∞0)和Li(2∞7)的研究思路，采用动态面板数据模型作为主要模型构建框架，模型设定为:Inlahor,., β，。+βIlnlabor'."I+;β2iIlS1polar，，，+γ'X，卢8，..(2) 其中.ln/nbor川为第a个行业在第t年的就业人数对数值;lnlahor，.tol是满后一期的就业人数的对数值川Slpolari.，为所有制分化指数，用来度"ll!:第A个行业在时间t的所有制结构分化情况:X，为一级与就业变化有关的控制变量:β.，1，8为待估计系数和随机误差项。为了得到可靠的估计结果，适当的估计方法是非常重要的。但由于观测对象存在较大的异质性从而增加存在潜在缺失变量误差的可能，同时就业本身同多数解释变:!il:存在联立关系，因此引起的内生性估计偏差不可避免。传统的估计方法如最小二乘法(OLSl和静态面①这种单-化并非是向非公有经济的单-变化，而是出现两个极咐，即在竞争性较强的行业部门迅速向非公有经济发展，如服装、纺织等，而另一些关系到国计民生的部门，如石化、能源、矿产采掘等则捕强固有控制能力，增加固有比嚣。因此，所有制结构单一是迅速向两个极端变化的单一。4
叶'同所有制约同分化与此业饭数据固定效应均不能剔除上述的内生偏差，因此灿n等(I995、199η、Arellano等(I99 I)、臼selli等(I996)、Navarc创等。∞3)所使用的广义JtIi小矩估计法(G灿@被作为主要估计方法@。广义最小矩估计法的主要思路是先采用一阶差分方法剔除固定效应所产生的估计偏差，然后利用自变量的稍后项作为差分项的工具变量进估计。对于本研究而言，0如M估计方法不仅可以剔除模型中那些不随时间和部门变化的缺失变量减小估计偏差，同时该估计方法还能为每一个解释变量寻找到一个有效的工具变量。(二〉数据来源及说明本文所使用的数据主要来源于20∞年以来的《中国统计年鉴》中工业部分的相关信息。这些信息主要包括了中国规模以上国有及非国有企业的相关经济绩效及财务信息@。其中，国家统计局对不同所有制形式的企业进行了分类，按照企业注册类型，将企业所有制形式划分为国有及国有控股企业、非公有制企业及港、澳、台和外商投资企业3种注册类型。同时将工业部门按照采掘业、制造业和水电煤气供给业三大类划分为39个部门，并且针对各行业部门当年的基本经营情况给出了各行业部门包括就业人数、主营业务收入、总资产额、销售率等经济绩效指标及会计财务数据。根据以上模型设定，被解释变盘即就业指标主要是各个工业行业部门从业人员数量，而作为主要解释变量的所有制分化指数则是根据企业的不同注册类型进行计算得出。此外，为了得到稳定的估计结果，对一些可能与就业有关:11且体现各行业特征的变量进行了控制，比如各行业部门的主营业务收入(或利润总楠、企业的总资产规模及不同行业类型(如采矿业、制造业、水电煤气供给业〕等。所有主要变量的统计如表l所示。四、模型估计结果(一〉初步回归结果结合以上数据并采用广义i在小矩估计法，模型的初步估计结果在表2中给出。在表2的模型l中，解释变盘为滞后一朔的就业人数的对数值和所有制分化指数。从估计结果可以看到，所有制分化指数同就业人数的对数值呈现出负相关关系，相关系数为，且显著程度为1%。这表明所有制结构越复杂越对就业起到抑制作用，其中所有制分化指数每增加l个单位，工业行业就业人数相应地平均减少%。为了得到l稳定的结果，在模型2添加了各个工业行业部门劳均主营业务收入对数、总资产对数值及各行业部门的虚拟变量①传统的最小二乘估计法虽然能估计解释变量的系敛，但由于经典假设的制约，特别是不能满足解辑变f在同随机干扰项协方差为0的假设，因此估计系数存在偏差，而固定效应模型{无论是单因素还是双因素〉尽管可以控制那些随时间或者观测值本身特有因素的缺失变盘，可以大大提高参数估计的可稚性，但解决不丁联立问题。虽然引入工具变量井采用两阶段最小二乘法对模型进行估计是对传统估计方法进行修正的泞，想方法，但由于所涉及的解释变量可能均为内生变盘，寻找到一个仅同内生变量相关而与被解释变量无关的工具变量十分困难。因此，传统的估计方法具有诸多不倪。②规模以上的概念主要是指销售额在到0万元以上。5
i'jj'罔艾口科芋-72070亏增刊表1主要变量的统计描述作为控制变盘以剔除变革样本蚊量均值标准差最'J、缸最大值部门行业特征对就业就业人数对数值384 的影响。此时，所有制所有制分化指数382 。 分化指数的估计系数好均主营业务收入对数值382 劳均利润总额对数缸 372 为-O.∞9.所有制分总资产对数值382 化指数与就业之间的制造业虚拟变赴H)390 。关系依然显著为负，采掘业威拟变量(1) 。15390 。但发现在控制住这些表2所有制结构分化对就业变化的初步估计结果相关因素后，所有制模型1模型2模型3分化对就业的影响变解释变盘小，即所有制分化指 <0∞1) 滞后一期就业人数对数 <)’. <) -所有制分化指放 <)’. <) <)叫数每变化l个单位对控制变量就业的影响不足1%。劳均主营业务收入对数. <)叫接F来，在模型3中. <)叩劳均利润，~额对数将劳均主营业务收入总资产对败<)’. <)’. 替换为与之高度相关 <) 。回7<)叩制造业虚拟变最<~1l采细业虚拟变量 <) <) 的劳均利润总额来检<0年∞D,. 常数项日5。国3<)’. <)-验估计结果的稳定观测值306 295 289 性。估计结果显示系 < 3122 <) <) Sargan检验'数无显著变化，所有制AR(t) , . AR (2) < 分化指数仍与就业高 注。模lril-3均采用两阶段Fi回.Di岱renceG酬估计方法。a表示括号度负相关且在统计上内为Sargan检验的概率水平(p也)，b，c分别表示一阶、二阶自回归的z值。括显著(系数二.标号内为标准误差。叭"、...分JliJ表示显著水平为10%、5%、1%。准误=)0 (二〉稳健性俭验初步的回归结果显示所有制结钩多样化不利于就业的增加，但该结果不一定具有稳定性，因此这里对两者关系进行进一步的稳定性检验。主要检验策略是，(t)采用一个新的指标度最所有制结构分化程度，即所有制离散指数。希望通过用所有制离散指数对所有制分化指数的替换，能够得到所有制结构多样性对就业影响的稳定估计结果。(2)由子这次改革措施中的一个明显特征是强调在行业内部按照"有进有池、有所为有所不为的方针，将固有经济控制力集中在涉及国家安全、自然垄断及提供重要公共产品和服务的行业内，而对于其他竞争性较强的行业则允许多种所有制共同发展。因此，在改革的过程中可能存在自选择之类的估计偏差避而影响最终的估计纺果。为了解决该问题，这里采用制造业作为小样本分别通过所有制分化指数及所杳制离散指数对所有制结构变化与就业之间的关系进6
叶'同所有制约同分化与此业行再估计，其结果在表3给出。在表3模型l和模型2中，使用所有制离散指数作为所在制分化指数的替代变量考察所有制结构变化对就业的影响①。通过对所有制离散指数和所有制分化指数进行相关分析，发现两者具有校高的正相关性(相关系数=’) .因此所有制离散指数可以作为所有制分化指数的一个替代变量进行稳定性检验飞模型l给出了未添加任何控制变量的初步的估计结果。模型i的估计结果同表2中的估计结果基本一致，所有制离散指数同就业呈现出负相关关系且统计显著，这表明所有制离散指数每增加l个单位与之对应的就业人数将会下降约2%。在控制住其他诸如劳均主营业务收入、总资产规模及行业类别后，该系数依然为负且统计显著〈模型匀。并且在模型3中，将控制变量E中劳均主营业务收入替换为劳均利润总额后，该估计结果依然显著为负。为了解决潜在的选择偏差问题，这里在全样本中单独选取制造业作为子样本对所有制结构变化与就业之间的关系进行重新估计，估计结果在表3的模型4和模型5中显示。在表3所有制结构分化对就业变化的稳健性估计结果校型l悦型2模型3模型4模型5解释变且滞后一期就业人数对数 () ()"0 ω∞4).0 () o. (0∞4) o. (>0. 所有制分化指敢()’0 -0.ω4 ()" ()’0 ()0. 所有制离散指数控制变盘(0∞'5)'0 _ () o. _ ()阳劳均主营业务收入对数()’0 劳均利润总额对数总资产对数-0∞5 (!l’0 ().0 <> <) 制造业虚拟变量(1) (0∞8) .0 ω008) .0 采掘业虚拟变量(I) ()’0 ω019) 常数项 ( 1) () .0 ()’0 (>0. (> o. 观测m306 295 284 230 230 Sargan检验.() () () () () ARO沪-0剖 AR (2)’ 1. 71 注z模型1-5均采用两阶段Fìrst-Di岱ren臼GN刷估计方法。a表示括号内为Sar~n检验的慨率水平(p ’D ，分别表示一阶、二阶自回归的z值。括号内为标准误差。·、..、…分别表示显著水平为10%、5%、1%。①所有制离散指数斗-L何i=L，.-;(I-?T)•其中，7Ti为第z个产业的经济比茧.n为行业的数量。..1 1=1 ②这里将所有制分化指数(irutpolar)作为被解释变盘，将所有制离散指数Cillst斤"，，)作为解释变量，回归方程估计结果为ULstμ，ohu=，~+~~ ÙlSt/r肘，其中R"'<统计量=(p<!l。该钮120姐则'结果表明所有制离散指数与所有制分化指数之间具有较强的芷向相关关系。7
i'jj'同艾口科芋-72070亏增刊模型4中，所有制分化指数作为度量所有制结构分化程度的解释变盘，而在筷型5中，所有市1)离散指数作为主要解释变盘。两个模型均控制了不同行业部门的产出情况(用主营业务收入度:!il:)和总资产的规模。从模型估计结果看，所有制结构多样化依然对就业有显著的负向影响，即所有制结构越单一越会促进就业的增加。通过上述估计结果和稳定性检验，可以判断所有制结构变化对就业有显著影响，但与传统认识发生偏差的是并非所有制结构多元化会促进就业的增加，而是所有制单一化将会促进就业的增长。五、固有企业能否促进就业以上估计结果消楚地表明，所有制结构多样化不会促进就业的增加，而所有制结构的单一化却能起到j增加就业的作用。然而单一的所有制结构意味着所有制结构可以表现出两种极瑞化的情况:一种是完全的公有制，另一种则是完全的民营化。哪种所有制形式更能促进就业的增加呢9由于国有经济一直是丰j会及学界关注的焦点，为探讨该问题，我们特别对固有经济进行考察，估计结果如表4中所示曲。表4中模型1:和模型2分别给出了国有经济比重同就业之间的关系。通过模型l的结果可以看出，国有经济比重同就业之间呈现负相关关系且统计显著，这表明随着国有经济比重的增加，就业将会减少，即使在模型2中控制住其他影响就业的因素后，这一结果仍未改变。但在模型3-5中，将筷型进行重新设定，解释变最为国有经济比重、所有制分化指数及两者的交互项，希望借此来揭开所有制结构单一化促进就业的‘面纱"，新的动态面板数据模型设定为:In 归1fα1bo几rh川，.β0+ β ,In 归1gαlborηa川，，1-1+β2 In 川Ù伊~Jpo"叫's卢+川汁β:)SOE，αa'tω1.ωL0..1 + ;.,x SOEmllο;" +γ'X;，，+酌.(3) 其中，In Labo，..，为第i个行业在第A年的就业人数对数值，而lnLab 0’. ,1_ I为滞后一期的就业人数的对数值:inslpolα'.，1为第&个行业第t年的所有制分化指数:SOEral叭，则是第A年第t个行业的固有经济比重:而υ川Mt价/斤h阳〉G配C盹ι..川SOE刚raG副.l山L叫0川;ι，.则是所有制分化程度同囡有经济比z莫草的交互项，用来皮囊所有制分化程度和国有经济比重变化的互动悄况对就业的影响:X仍i为一组与就业变化有关的控制变堡，主要包括劳均产出、资本总量等:ß"1'，8为待估计系数和随机误差项。从模型3的初步估计结果看，固有经济比革同所有制分化指数的系数均为负，但两者交互项系数为正且统计显著。当在旅型4中添加其他影响就业的控制变量诸如劳均主营业务收入、资产总额及不同行业部门类别的控制变量时，估计结果没有改变。使用所有制离散指数替代所有制分化指数后，估计结果仍表明，国有经济比重和所有制离散指数估计系数为负，同时所有制离散指数同国有经济比重的交互项系数为正，且在1%统计水平下显著①这里考察固有经济有另外一个好处.Up在注册类型上除了公有制外均为非公有制经济，但在非公有制经济中型1)包括民营经济和港、澳、台及外商投资企业。8
叶'同所有制约同分化与此业表4囡有经济所有制结构分化对就业变化的估计结果模型l模型2模型3模型4模型5解释变量0滞后一期就业人数对数<’ ω.002).0 <虫ω00纱巾。242ω006)-所有制分化指蜘网有经济比重日(0∞ω003) .0 所有制离散指蜘‘固有经济比.0~3<O∞4) o. 所有制分化指数 ( 1l () .0 所有制离散指放<) -国有经济比重() 0二()'飞(酌()'气。227() -控制变意 () .0 劳均主营业务收入对致 () .气()-总资产对数(" ()" ().0 <)0 创造业虚拟采拥业虚拟变盘H)(叫 <) (’ ()’0 () ().0 ()-常披项观测值306 295 306 295 295 Sar伊】检验() 35 () <) ( () AR (1)’ AR (2) < 注模型1-5均采用两阶段First-Difference G附f估计方法。a表示括号内为Sargcn捡验的概率水平(p值)，b，c分别表示一阶、二阶自回归的z值。括号内为标准误差，气"、...分别表示显著水平为10%、5%、J%。(模型5)。这一估计结果与采用所有制分化指数的估计结果完全一致，由此进一步证明了本研究的估计结果和结论具育较好的一致性和稳定性。但是，如何理解这一估计结果呢?这里根据实证模型分别对式(3)求所有制分化指数和国有经济比重的偏微分，由此可以得到固有经济比重变化和所有制分化指数变化引起的就业变化三者之间的微妙关系。其中国有经济比重和所有制分化对就业的边际影响计算公式分别为:一一-iL=fGOEreuω(4) 鸣'…"aimlpolαr a Inlahor (5) 1 (;nstpolar) 从式(4)、式(5)中可以看到，所有制分化对就业的影响是国有经济比革的函数而国有经济比重对就业的影响是所有制分化指数的函数。根据表4中模型4的估计结果，可以对这二者之间的微妙关系进行分析〈见表匀。首先，考察国奋经济比重对所有制结构变化与就业的边际影响。通过对模型4求所有制分化指数的偏微分，结果表明如果工业行业部门的囡有经济占整个行业经济比重的70%以上，则所有制分化指数的上升将会进一步促进就业的增加。反之，如果国有经济比豆低于70%.则所有制分化指数的上升将会减少就业的增加。其次，对模型4求国有经济比重的偏9
i'jj'罔艾口科芋-72070亏增刊表5固有经济比盘、所有制分化程度对微分以考察所有制结构变化对国有经济比重与就就业影响的边际条件业之间的边际影响。其结果表明，如果在所有制分础开最1'1变化趋势化指数高于的情况f.即所有制结构高度分国有经济比重对就业的影响散，则国奋经济比重的增加将会促进就业的增长，所盲圳分化指数>+ 而当所有制分化指数低于时，即所有制结构比所有制分化指敌<较单一，那么固有经济比重的增加将对就业起到阻所有制分化程度对就业的影响国有经济比亚>+ 碍的作用。这一边界条件的发现加深了对改制后所固有经济比重<有制结构、固有经济及就业三者之间关系的认识，注以上估计结果根据表4中的模型4同时也明确了所有制结构变化对就业的影响。这也计算得出。间接解答了为何所有制改革与就业关系的实证研究中会存在那些相互矛盾的实证结果。六、结论本文利用1999-2008年的中国工业行业部门的经济绩效及财务数据对工业部门的所有制结构与就业之间的关系进行分析。研究发现，所有制结构多样性对就业起负向影响，即所有制结构越多元化，越减少就业的增加，而且所有制分化指数每增加l个单位，就业则会减少2%。反之，所有制结构越单一越会促进就业的增加。但存在的问题是单一所有制结构可能是国有经济也可能是非国有经济，哪个更能体现对就业的影响呢?为此我们着军研究了固有经济变化对就业的影响。实证结果表明任何一个工业部门中的国有经济比重达到70%以上，贝IJ所有制多样化会促进就业的增加:反之，贝IJ减少。而如果所有制结构比较单一，即所有制分化指数大子.那么国有经济比重的增加将对就业起到促进作用，反之贝IJ会阻碍就业的增加。通过以上分析，我们断定所有制结构对就业具有显著的影响，但这种影响却与传统的认识相左。首先是所有制结构多样性不利于就业的增加，其次是传统上认为国有经济对就业起到抑制作用，而非国有经济比重增加则会促进就业增加，但本文则论证了这一变化是有条件的，并且发现了这一变化的边界条件。这一发现进一步修正了有关所有制改革的认识，也明确了所有制变化与就业之间的关系。因此，产权制度改革过程是非常复杂的，过度强调民营化或因有化对就业来说都是有窑的，都不利于就业规模的扩大。参考文献.l丁守海(2009)，(中国就业弹性究竟有多大F一-~fi论金融危机对就业的滞后冲击).(管理世界).第5期。2方lifJ月等(2010)，(中国工业企业就业弹性估计).(世界经济).第s期。3李获等(2005)，(中国城镇就业所有制结构的演变1988-2000年).(经济学(季刊净，第1期。4李辅等。010)，(国有企业改制政策效果的实证分析-一基于双重差分模型的估计).(数量经济与技术经济研究).第2期。5姚占琪等(2005)，(资本深化、技术进步对中国就业效应的经验分析).(世界经济).第1J啊。6在富华等。∞8)，(中国制造业资本深化和就业调整-一基于利润最大化假设的分析).(经济学〈季10
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