产业结构优化与就业增长

产业结构优化与就业增长 2013年02月19日 14:43 来源：当代财经2012年3期 作者：李文星 字号打印 纠错 分享 推荐 浏览量 105内容摘要：关键词：作者简介：【内容提要】中国第三产业总产值占GDP的比重与就业总量之间存在显著的正相关关系；相反，第二产业总产值占GDP的比重与就业总量之间呈显著负相关关系。通过放松行业管制来大力发展第三产业和通过劳动力职业培训实现劳动力在产业间的顺利转换是提高就业水平的两条重要途径。产业结构与就业总量之间的关系还存在明显的地区差异。在发达地区，二者之间的关系与全样本回归所得结论是一致的；而在欠发达地区，产业结构对就业并没有显著影响，但人均受教育年限和人口年龄结构与就业总量之间都是显著正相关的，因此，在欠发达地区，提高人口素质和优化人口年龄结构比产业结构调整更有利于促进就业增长。GDP的就业弹性系数显著为正，保持较高的经济增长速度也是促进就业的重要手段。 【关 键 词】产业结构 就业面板计数模型一、引言就业是民生之本，如何提高就业水平是世界各国面临的一个重要挑战。中国人口众多，就业压力尤其巨大。2008年美国金融危机爆发后，中国一度面临非常严峻的失业形势。虽然目前就业的短期形势好转，但这只是中国就业总量矛盾的暂时性缓解，中国仍然面临深层次的长期的就业结构矛盾，例如，大量农村劳动力需要向城市转移，或者农业人口向工业、服务行业转移，大学生就业难等。这些结构矛盾突出反映了中国产业结构与就业结构之间的不匹配。本文的目的是从实证角度研究产业结构与就业结构之间的关系，为我国制定就业和产业政策提供参考。现有关于影响中国就业的因素的文献非常多，根据角度不同，大致可以分为四类。第一类文献分析了城乡就业结构失衡的原因。如，户籍制度或城市歧视性的就业政策阻碍了城乡之间劳动力的自由流动。1-6城市化进程滞后本身也会阻碍农村富余人口向城市的转移。7另外，农民工向城市转移对城市劳动力的就业产生显著的替代效应，8如果考虑到城乡一体化发展，那么，就必须实现城乡就业问题的统筹解决。9-12第二类文献强调了FDI或出口对就业增长所起的重要作用。13-18第三类文献探讨了劳动力结构失衡及其原因。主要是关于大学生就业难19-23和女性就业机会不平等。24-26第四类文献是关于就业的产业结构对就业总量的影响，相关文献比较少。江小涓和李辉(2004)计算发现1996-2002年间，第二产业就业弹性呈下降趋势，而1991-2002年服务业的就业弹性呈上升趋势。27张展新(2004)分析了中国劳动力市场存在的产业分割现象以及由此造成的就业机会不平等。28而王德文等(2004)利用1999-2001年的企业微观调查数据分析了中国工业内部结构变化对就业的影响。他们发现，轻工业部门和劳动密集型产业的较快增长缓解了中国日益严峻的失业问题。29目前国内关于产业结构和就业总量，特别是第二产业和第三产业比重与就业总量关系的研究，尤其是对它们之间的定量关系的研究几乎没有。但是，产业结构的失衡可能是影响中国就业增长的重要因素。中国的产业结构在何种程度上影响了中国的就业总量？中国经济区域发展差异很大，不同地区的产业结构对就业的影响有何不同？本文将利用1997-2007年中国省级面板数据和面板计数模型(panel count data models)实证检验中国和中国内部不同地区产业结构和就业总量之间的关系，并提出相应的政策建议。与以往的文献比，除了上述的视角差异之外，本文还有两个不同点：本文采用了较新的数据(1997-2007年中国大陆30个省级地区的宏观面板数据)和新的估计方法(面板计数模型)。二、文献回顾经济发展的过程也是产业结构调整和升级的过程。在经济发展的初级阶段，与产业结构变化相伴随，劳动力主要是从第一产业向第二产业转移；当人均收入水平进一步提高时，劳动力进一步由第一产业和第二产业向第三产业转移，有所谓的配第克拉克定理。30-31该定理所揭示的产业和就业结构的演进规律后来进一步为一些国别或跨国经验研究所证实。32-36即使一国经济进入稳态或平衡的增长过程，其产业结构也仍然会不断地调整和优化。37因此，在稳态增长状态下，劳动力也会在产业间转移和再配置。劳动力在产业间的转移不仅会影响劳动力在产业间的分布，而且更重要的是，这种转移还促进了劳动力总量的增长。原因在于：第一，各产业就业弹性不同，如，在同样的资本产出比率下，服务业一般会容纳更多的劳动力。38因此，产业结构升级会创造更多的就业岗位。第二，经济发展过程中，除了产业结构本身的调整和升级外，各产业内部也在发生结构变化。例如，在传统服务业向现代服务业转变的过程中，一些新的服务行业，如新兴IT业、家政服务业等快速崛起，吸收了大量新增劳动力，推动了就业总量的增长。供给和需求两方面的变化都是推动产业和就业结构调整和升级的动力。就需求而言，随着人均收入水平的提高，人们对耐用品和服务的需求会上升，对食物等的需求会下降，因此，人们对不同产品需求的偏好变化引致产业结构的非平衡增长，由此引起就业人口在产业间的重新分布。就供给而言，首先，经济发展的过程就是一个创造性毁灭过程，一些旧的产业消亡，新的产业会产生，就业人口不断地从旧的产业向新的产业转移。在产业升级的过程中，可能会产生大量摩擦性失业。其次，产业发展本身是非平衡的。引起不平衡增长的因素主要包括：不同产业的生产率增长差异，或全要素生产率的不同，生产规模差异，各产业的要素比率差异和资本深化的交互作用效应。另外，技术进步或规模经济会引起一些家庭服务的相对市场生产成本上升，从而更多的家庭放弃家庭生产而选择从市场购买服务。因此，家政服务业兴起并迅速增长，服务业的就业人口相应增加。增加的人口部分来源于其他产业，部分来源于从事家庭生产的妇女开始参加到劳动市场中来。随着全球化时代各国经济关系联系的日益紧密，外部冲击也引起产业结构变化，并推动就业人口在产业间的转移。例如，中国对外开放接纳了日本、中国台湾等地的劳动密集型产业向中国的转移，促成了广东等地劳动密集型产业的发展和壮大，大量中西部地区的农村富余劳动力因此从农业中转移到出口加工业和贸易行业。更广泛地看，全球化的一个重要影响是产业在各国的重新布局，以及由此引起的各国劳动力在产业间的重新配置。国内关于产业结构影响就业增长的相关文献比较少。这些文献主要分析了服务业发展对就业增长的重要作用。服务业是改革开放以来特别是上世纪90年代以来我国吸纳就业的主渠道，但是，最近10多年来，服务业增长速度偏慢，加快推进和完善垄断性服务行业的改革十分迫切。39但是，仅仅是从服务业来谈服务业的发展可能是不足的。因为从产业链之间的关系来看，制造业是经济发展和创造就业的基础性产业，它是服务业发展和繁荣的基础。就业人口在产业间不能自由流动，即劳动力市场的产业分割造成了不同劳动群体进入垄断产业的机会差别，这是目前中国转型过程中阻碍就业增长的一个重要因素。张展新(2004)利用第五次全国人口普查抽样数据和logistic回归分析方法，证实在20世纪90年代以来，在城乡分割、部门分割弱化的同时，城市劳动力市场出现了产业分割。28城市劳动力市场发育的主要动力不是劳动制度的全面变革，而是企业间的竞争，这意味着劳动力市场的一体化依然任重而道远。因此，打破城市经济垄断部门和行业的进入限制对于发育劳动市场和提高就业率具有重要意义。产业内部的结构调整同样会影响就业增长。王德文等(2004)利用1999-2001年的企业微观调查数据，分析了中国工业结构调整对就业吸纳的影响。他们发现，中国工业结构越来越符合中国的资源和要素禀赋。轻工业部门和劳动密集型产业的较快增长缓解了日益严峻的失业问题。29国内研究第二产业和第三产业与就业总量关系的文献几乎没有。产业结构决定了就业结构，产业就业弹性和就业结构一起决定了就业总量，因此，研究第二、三产业和就业之间的关系具有重要的理论意义。下面将利用1997-2007年中国省级面板宏观数据和面板计数模型实证检验产业结构和就业总量之间的关系。三、计量模型、数据和估计方法(一)计量模型在下面的经验分析中，由于使用的是省级宏观总量面板数据。依据经验研究，29本文将采用Cobb-Douglas总量生产函数作为计量模型：人均受教育年限(edu)：衡量人力资本对就业的积极效应。一般来说，受教育程度越高，创业或就业的可能性越高。根据Bils和Klenow(2000)40以及Kaboski(2009)41的研究，我们这里采用的是人均受教育年限的测度方法。具体计算方法是：小学、初中、高中、大专及以上受教育年限分别按6年、9年、12年和16年计算；然后根据全国6岁及6岁以上受调查人口中各种受教育人口占总调查人口的比例进行加权平均。第三产业占GDP的比重(ter)：由于第三产业，特别是服务业的就业弹性更大，当地区生产总值相同时，第三产业占地区生产总值越大，该地区的就业率可能越高。各地区对外开放程度(exg)：我们用出口占GDP的比重来衡量对外贸易发展对就业的拉动作用。出口越多的省份，其经济发展和就业水平应该更高。城市化水平(urb)：是城市人口占总人口的比例。城市化具有集聚经济效应，42城市化对就业应具有拉动作用。政府干预程度(gov)：政府消费占最终消费的比重。政府消费支出反映税收对企业活动的抑制，从而影响就业；该变量也反映政府对经济的管制程度，管制越多，就业率越低。43通货膨胀率(inf)：经济扩张阶段，通货膨胀率和就业可能是同时上升的，就业可能会表现出亲经济周期的特点。年龄结构(age)：成年人口(15岁64岁)占总人口的比例。成年人更有可能积极创业或寻找工作，他们也更具流动性，这些因素都有利于就业。当然，在一定的经济发展速度下，成年人口比重大对就业压力也越大。另外，为了分析方便，假定全国实行统一的货币政策，企业的资金成本简化为常数c。综上，得到计量模型如下：(二)数据来源和说明本文分析的样本期为1997-2007年共11年。样本期的选择基于两个原因：首先，在此样本期，模型需要的数据可以完整获得；其次，在1997-2003年，由于亚洲金融危机和国企大规模的减员增效，中国出现了较大幅度的就业下降；而在2003-2007年，中国经济连续保持两位数的增长速度，这段时间内中国就业状况又开始明显改善。因此，虽然我们所考察的样本期是根据数据的可获得性确定的，但在此期间，中国就业也正好经历了一个下降和上升的周期。因此，我们的数据具有一定的代表性，结论会更稳健。各地区就业人数、第二产业生产总值、第三产业生产总值、政府消费、最终消费、总人口数据都来源于中国统计年鉴，其中2006年分省就业人数缺失，部分省份用省级年鉴补充，部分采用插值，取2005年和2007年的平均值。各地区生产总值、人均职工平均工资和出口总额分别经地区生产总值指数、实际工资指数和各年人民币对美元平均汇价调整，数据都来源于1998-2008年中国统计年鉴。各地区人均受教育年限和通货膨胀率系根据历年中国统计年鉴计算所得，其中2000年数据来自2002年中国统计年鉴，2001年数据来源于中国人口统计年鉴。各地区城市人口中的1997-2004年数据来源于中国农村统计年鉴(中国资讯行)、2005-2007年数据来源于中国统计年鉴。总人口数据来源于中国统计年鉴。1997-2001年分地区人口年龄结构数据来源于1990年以来中国常用人口数据集，2002-2007年来源于中国统计年鉴。各地区城市人口：1997-2004来源于中国农村统计年鉴(中国资讯行)、2005-2007年数据来源于中国统计年鉴。各变量的基本统计量如表1所示。(三)计量方法就业人数的发生可以看作是一个计数过程，因此，本文使用面板计数模型。最简单的计数模型假定在一定时期内，对于给定的影响就业的因素，就业人数(emp)服从泊松分布，其概率密度函数为：这时，因变量(emp)服从负二项式分布，显然，其方差大于均值。当=0时该分布即为泊松分布。利用完全最大似然估计法可得负二项式分布的一致估计量。无论泊松模型还是负二项式模型中分布假定的识别是否正确，分别通过泊松准最大似然估计方法和完全最大似然估计可以分别得到泊松模型和负二项式模型参数的一致估计量。不过，当方差等于均值时，泊松模型比负二项式模型的估计更有效；而当方差大于均值时，负二项式模型估计较泊松模型估计更有效。下面给出负二项式回归(固定效应模型)的结果，然后再将它与其他方法的估计结果进行对比，以检验结论的稳健性。四、基本结果和模型敏感性分析(一)基本结果对截面的不可观察异质性()的两种不同处理方法对应两种估计结果。如果与其他解释变量X相关，则适合用固定效应模型；如果与其他解释变量不相关，则随机效应模型的估计更有效。由于我们所用的样本较小，固定效应和随机效应模型系数之差组成的协方差矩阵非正定，从而无法进行豪斯曼检验，因而也无法识别固定效应和随机效应模型。但我们的样本是中国内地31个省份中的30个，并且是非随机取样，且各地区不可观察因素很可能与解释变量相关，因此，采用固定效应模型更为可靠。表2第二列是使用面板计数模型中的负二项式回归(固定效应模型)所得到的结果。表2第三列是我们将模型中的第三产业总产值占GDP的比重(ter)替换为工业总产值占GDP的比重(sec)并使用同样的估计方法所得的结果，以对比分析第二产业和第三产业发展对就业的不同影响。由于出口主要是初级产品和工业品，因此，为了防止多重共线性，用sec替换ter的同时，还在模型中去掉了出口总额占GDP的比重(exg)这个变量。先看第二列，GDP的对数值(lngdp)与就业的对数值(lnemp)之间存在显著的正相关，GDP关于就业的弹性系数为0.365，GDP每增长1%，就业增长约0.365%。这表明，目前中国GDP的就业弹性并不低，因此，保持一定的经济增长速度仍然是解决中国就业问题的重要手段之一。人均工资的就业弹性系数为-0.252，这说明人均工资的上升对就业增长具有显著的抑制作用。因此，提高劳动力工资虽然可以提高和改善在职者的福利，但减少了失业者就业的机会，降低了总就业率水平。人均教育年限与就业并无显著的相关性，这可能是两个方面的原因造成的。首先，虽然中国接受教育的人口越来越多，但其占总就业人口的比例仍然是较小的，从而人均教育年限对就业并没有显著影响。其次，受教育人口技能的供给结构和社会需求结构不匹配，导致“知识性”失业。而我们所关注的变量，即第三产业总产值占GDP的比重(ter)与就业的对数值之间具有显著正相关性，该比重关于就业的弹性大约为0.4，该比重每提高1%，就业总量增长约0.4%。第三产业主要是服务行业，其中中小企业比重相对第二产业中的中小企业比重更大。因此，现阶段中国发展第三产业(尤其是服务行业)能吸收更多的就业人口。另外，GDP的对数值(lngdp)和第三产业总产值占GDP的比重(ter)同时与就业是正相关的，这说明，政府通过产业结构调整来提高就业水平并不必然以其他目标，如经济增长为代价。城市化水平(urb)与就业对数值(lnemp)之间无显著相关性。这反映了中国城市化发展的滞后；也反映了中国城市化发展模式的缺陷，即过分发展几个特大型城市，而忽视了城市的合理布局和功能配置。受特大型城市环境容量和户籍制度的双重限制，这些城市吸纳新就业人口的潜力已很小，对就业增长并没有显著效应。出口总额占GDP的比重(exg)与就业的对数值(lnemp)之间也具有显著的正相关，exg关于就业的弹性为0.125，即该比例每提高1%，就业大约增长0.125%。这说明，中国东南沿海地区劳动密集型产品的出口对于转移中西部地区的富余劳动力，特别是农村的剩余劳动力发挥了重要作用。通货膨胀率与就业的对数值之间也是正相关，这表明就业增长是亲周期的，扩张性的宏观经济政策可以拉动就业增长。政府支出占最终消费的比例是政府干预的代理变量，该比例提高对就业的对数值具有显著的负作用，其就业弹性系数大约为-0.22，政府管制导致产业的进入壁垒和行业垄断等，从而会妨碍产业发展和就业增长。人口年龄结构与就业的对数值之间无显著相关性。一方面，中国人口年龄结构处于年轻型阶段，适龄就业人口多，就业压力大；另一方面，年轻人对于寻找工作更积极和主动，年轻人也更富创业精神，因此，人口年龄结构越年轻，就业率应更高。综合起来看，人口年龄结构对就业增长的净影响并不确定。从表2的第三列可以看到，将第二产业总产值占GDP的比重(sec)替换另外两个变量，即第三产业总产值占GDP的比重(ter)和出口总额占GDP的比重(exg)后，第二产业总产值占GDP的比重(sec)与就业的对数值之间显著负相关，显著性水平为1%，并且sec的就业弹性系数为-0.574，即工业总产值占GDP的比重每上升一个百分点，就业将下降0.574个百分点，这可能反映了中国重化工(或技术密集型、资本密集型产业)为主的经济增长模式对就业增长具有显著的抑制作用。因此，限制重化工行业发展，努力发展第三产业，或发展劳动密集型工业对促进就业增长具有重要的意义。当然，第三产业很多都是服务于第二产业的，特别是与生产直接关联的服务性行业。因此，在经济不发达或工业仍然落后地区，发展第二产业可能仍然是发展第三产业和解决就业问题的基础。第三列结果中的其他几个变量回归结果没有太大的变化。其中，GDP的对数值(lngdp)、通货膨胀率(inf)仍然和就业的对数值(lnemp)之间是正相关的，只是它们的系数略有变化，但显著性水平并无差别。人均工资的对数值、政府干预程度与就业对数值之间仍然是负相关的，显著性水平分别是1%和5%。而城市化水平、人均受教育年限的对数值、人口年龄结构仍然和就业的对数值之间无显著相关性。为了检验不同估计方法下结果的稳健性，表2第四、五列给出了泊松回归(固定效应)面板计数模型的结果。在第四列中，第三产业总产值占GDP的比重与就业的对数值之间仍然是显著正相关的。而在第五列中，第二产业总产值占GDP的比重与就业对数值之间仍然是显著负相关的。因此，在负二项式回归(固定效应)和泊松回归(固定效应)两种不同估计方法的所得结果是比较接近的。这表明，第三产业发展对就业具有显著的正效应、而第二产业发展对就业具有显著负效应这个结论是比较稳健和可靠的。(二)产业结构与就业总量关系的地区差异中国各地区经济发展水平差异巨大，因此，我们将样本分为“发达地区”和“欠发达地区”两个子样本，并重新分别对两个子样本进行面板计数模型回归，以对比研究产业结构和就业总量之间关系在地区间是否存在差异。本文中，“发达地区”指北京、天津、上海、山东、江苏、浙江、福建和广东，其余地区为“欠发达地区”。表3中第二和第三列是使用发达地区子样本回归得到的结果。在第二列，第三产业总产值占GDP的比重(ter)与就业总量的对数值在1%的显著性水平显著，ter的就业弹性系数高达1.61；在第三列，第二产业总产值占GDP的比重(sec)与就业总量的对数值显著负相关，sec的就业弹性系数为-1.70。因此，从提高就业率的角度而言，发达地区大力发展第三产业和适当限制第二产业的发展非常重要。表3的第四列和第五列是对欠发达地区子样本回归的结果。第四列中，sec与就业总量的对数值在5%的显著性水平负相关；而第五列中，sec与就业总量对数值之间无显著相关性。相反，从第四列和第五列可以看出，在欠发达地区，人均受教育年限的对数值与就业总量的对数值之间正相关、人口年龄结构与就业总量对数值之间负相关。因此，在欠发达地区，提高人口素质、控制生育率以改善人口年龄结构可能是比产业结构调整更重要的提高就业总量的途径。必须指出的是，第二产业和第三产业对就业的不同影响与经济所处发展阶段紧密相关，在经济起飞阶段，第二产业对就业具有巨大的拉动作用。但在经济发展到一定阶段后，第三产业逐渐取代第二产业成为吸纳劳动力的主渠道。因此，无论是全样本还是两个子样本的结论都依赖于我们所考察的特定样本期(1997-2007)。同时，中国正处于经济转型期，存在大量非正规就业，数据的统计误差会对我们的结论产生一定影响。五、基本结论和含义本文利用1997-2007年中国省级面板数据和面板计数模型，分析了产业结构与就业总量之间的关系。并且，本文还对“发达地区”和“欠发达地区”两个子样本进行了回归，以对比产业结构和就业总量关系在地区间的差异。全样本回归结果表明，第三产业总产值占GDP的比重和就业总量之间存在显著的正相关性。相反，第二产业总产值占GDP的比重与就业总量之间是显著负相关的。并且在负二项式固定效应模型和泊松固定效应模型两种估计方法下，上述结论都是相同的。对发达地区的回归结果显示，第二产业比重与就业之间显著负相关，第三产业比重与就业显著正相关。而对欠发达地区而言，人均受教育年限和人口年龄结构比产业结构对就业总量具有更为显著的影响。需要注意的是，中国正处于经济转型期，存在大量非正规就业，数据的统计误差会对我们的结论产生影响。本文的重要政策含义是，根据中国目前所处的发展阶段和当前面临的就业压力，中国，尤其是发达地区，应大力发展第三产业，特别是能大量吸纳就业人口的服务业。当然，产业结构演进本身遵循市场的规律，政府除了营造良好的制度和市场运行环境以及制定指导性的产业发展规划之外，政府政策的着力点是放松管制，让市场充分发挥作用。中国目前仍处于制度转型期，教育、通讯、医疗和金融等服务行业垄断程度比较高，因此，打破行业垄断、消除所有制歧视和放松民营资本的行业进入壁垒，是促进第三产业发展，从而提高就业率的重要途径。由于各行业劳动力所拥有的人力资本的差异，劳动力在产业间的转移并不是一个顺利的过程。因此，政府在放松行业管制的同时，也要积极发挥公共职能，为进行产业转换的劳动力提供多样化的职业培训，这样有利于劳动力尽快适应产业升级的要求，有利于减少劳动力产业或职业转换的成本，从而促进就业增长。对欠发达地区而言，要提高就业总量，比产业结构调整更重要的政策是，提高人均受教育年限以提升人口素质、控制人口出生率以改变人口年龄结构。另外，本文还发现，GDP的就业弹性显著为正，因此，保持一定的经济增长速度也是解决中国就业难的重要手段之一。我们考察了第二和第三产业比重对就业的不同影响。但是，即使是第二产业内部，也有劳动密集型行业，第三产业内部也有技术或资本密集型行业。因此，分析第二或第三产业的内部结构对就业的不同影响，可以进一步延伸本文的结论。【参考文献】1蔡昉，都阳.我们需要什么样的劳动力市场制度J.吉林大学社会科学学报，2005，(5)：29-35.2陶然，徐志刚.城市化、农地制度与迁移人口社会保障一个转轨中发展的大国视角与政策选择J.经济研究，2005，(12)：45-56.3王美艳.中国城市劳动力市场上的性别工资差异J.经济研究，2005，(12)：35-44.4杨云彦，陈金永.转型劳动力市场的分层与竞争结合武汉的实证分析J.中国社会科学，2000，(5)：28-38.5王延中.中国积极劳动政策的实践J.管理世界，2003，(3)：61-69.6靳卫萍.土地资本与农村剩余劳动力转移：基于当前货币经济的分析J.江西财经大学学报，2010，(6)：59-63.7李文.城市化滞后的经济后果分析J.中国社会科学，2001，(4)：64-75.8刘学军，赵耀辉.劳动力流动对城市劳动力市场的影响J.经济学(季刊)，2009，8(2)：693-710.9李文星，袁志刚.中国就业结构失衡：现状、原因与调整政策J.当代财经，2010，(3)：10-17.10安同良，卞加振，陆国庆.中国工业反哺农业的机制与模式：微观行为主体的视角J.经济研究，2007，(7)：23-35.11韩长赋.中国农民工发展趋势与展望J.经济研究，2006，(12)：4-12.12洪银兴.工业和城市反哺农业、农村的路径研究长三角地区实践的理论思考J.经济研究，2007，(8)：13-20.13Dooley, Michael P., David Folkerts-Landau, Peter Garber. An Essay on the Revived Bretton Woods SystemR.NBER Working Paper No. 9971, 2003.14Dooley, Michael P., David Folkerts-Landau, Peter Garber. The Revived Bretton Woods System: The Effects of Periphery Intervention and Reserve Management on Interest Rates and Exchange Rates in Center CountriesR. NBER Working Paper No. 10331, 2004.15Dooley, Michael P., David Folkerts-Landau, Peter Garber. Direct Investment, Rising Real Wages and the Absorption of Excess Labor in the PeripheryR. NBER Working Paper No. 10626, 2004.16Dooley, Michael P., David Folkerts-Landau, Peter Garber. The U. S. Current Account Deficit and Economic Development: Collateral for a Total Return SwapR. NBER Working Paper No. 10727, 2004.17Feenstra, Robert C., Hong, Chang. Chinas Exports and EmploymentR. NBER Working Paper No. 13552, 2007.18Fu Xiaolan, V. N. Balasubramanyam. Exports, Foreign Direct Investment and Employment: The Case of ChinaJ.World Economy, 2005, 28(4): 607-625.19赖德胜，田永坡.对中国“知识失业”成因的一个解释J.经济研究，2005，(11)：111-119.20吴忠民.转型经济下中国的城市失业及劳动力流动J.经济学(季刊)，2003，2(4)：857-874.21杨涛，盛柳刚.中国城市劳动力市场的一体化进程J.经济学(季刊)，2007，6(3)：817-840.22曾湘泉.变革中的就业环境与中国大学生就业J.经济研究，2004，(6)：87-95.23曾湘泉，于泳.中国自然失业率的测量与解析J.中国社会科学，2006，(4)：65-76.24潘锦棠.经济转轨中的中国女性就业与社会保障J.管理世界，2002，(7).25宋月萍.职业流动中的性别差异：审视中国城市劳动力市场J.经济学(季刊)，2007，6(2)：629-654.26姚先国，谭岚.家庭收入与中国城镇已婚妇女劳动参与决策分析J.经济研究，2005，(7)：18-27.27江小涓，李辉.服务业与中国经济：相关性和加快增长的潜力J.经济研究，2004，(1)：4-15.28张展新.劳动力市场的产业分割与劳动人口流动J.中国人口科学，2004，(2)：45-52.29王德文，王美艳，陈兰.中国工业的结构调整、效率与劳动配置J.经济研究，2004，(4)：41-49.30Fisher A. G. B. Primary, Secondary and Tertiary ProductionJ. Economic Record, 1939,(15): 24-38.31Clark