就業結構優化、經濟收斂與收入分配差距

2013-12-31 00:00:00段龍龍汪丹

商業研究 2013年11期

作者簡介：段龍龍（1988-），男，西安人，西南交通大學經濟管理學院博士研究生，研究方向：區域經濟；汪丹（1991-），女，湖北仙桃人，西南交通大學公共管理學院碩士研究生，研究方向：政治經濟學。

基金項目：國家社科基金項目，項目編號：06BZZ002；中央高校基本科研業務費項目，項目編號：SWJTU11CX103；西南交通大學公共管理學院理論經濟學創新團隊項目與文淵科研基金項目資助。

摘要：本文利用就業結構動態優化指數（EMI）、經濟收斂診斷估計法和泰爾熵指數區域分解法，對我國中東西三大政策區2000-2010年間就業結構優化效應、經濟收斂速率與收入分配格局之間的相關性進行實證研究，結果發現：經濟收斂和就業結構優化顯著影響我國區域收入分配差異。若經濟收斂條件內生，就業結構優化與收入分配差距呈負相關關系；若經濟收斂條件外生，則就業結構優化與收入分配差距呈現正相關。經濟增長帶來的收入差距極化效應明顯大于就業結構優化調整帶來的收入差距涓滴效應。

關鍵詞：就業結構；經濟收斂；收入分配

中圖分類號：F0615文獻標識碼：A

自20世紀90年代以來，非均衡發展戰略一直是中國區域經濟發展的主線，遵從比較優勢的梯度開發推移理論得到了國內主流經濟學家的一致認可。但經過20年的發展，中國區域經濟發展格局并未出現循環累積因果理論中的“涓滴效應”式收斂，反而產生了區域收入差異不斷拉大的“馬太效應”現象，廣大落后中西部地區在自身發展進程中不僅未出現林毅夫（2002）提出的“學習效應”和后發趕超，反而分別落入了技術變遷停滯和“資源詛咒”的比較優勢陷阱。新世紀以來，隨著我國相繼進入城市化中期和工業化中后期發展階段，農村剩余勞動力大規模的空間遷徙和產業結構優化升級成為這一時期中國經濟社會快速發展的主要標志，人口與土地的“雙重紅利”成為這一時期推動中國經濟迅速增長的主要動力（蔡昉，2008）。但由于法治建設不完善，各級地方政府又時常以行政權力代替價格機制，使得公共部門極易產生權力尋租和政府失靈問題，市場壁壘和體制弊端仍將長期存在，這將直接阻礙我國勞動力和資本要素的自由流動，進一步加劇收入分配不公。在我國仍以按勞分配為主的分配體制下，關注勞動力的就業結構是進一步研究收入分配問題的關鍵。產業結構是決定就業結構的充分條件，因此勞動力就業的產業分布和地區分布就成為影響當前中國收入分配變化的重要因素。當前對我國收入分配差距主要體現在城鄉、行業和區域三者之間的判斷已達成共識。另外需要格外關注的是：“十二五”時期收入分配體制在城鄉間和區域間的改革將邁入深水區，必須時刻警惕區域格局分化帶來的一系列社會問題，防止“梅佐喬諾陷阱”在中國的重現（蔡昉，2011）。因此，本文重點關注我國“十五”和“十一五”期間就業結構變遷帶來的結構優化效應與經濟增長帶來的區際收斂效應對全國層面收入分配格局的影響，并在此基礎上給出我國今后總體收入分配格局演變趨勢的一個基本判斷。

一、文獻回顧

學術界關于就業結構變遷的理論論述最早可追溯到英國古典經濟學家威廉·配第，后經克拉克、庫茲涅茨等人的不斷完善成為了一國或者地區經濟發展過程中關于勞動力轉移和就業結構變遷的經典理論，即配第克拉克定律。產業結構變遷與就業結構變化緊密相關，勞動力就業的產業分布差異決定了勞動力收入水平的差異（蔡昉、都陽，2010）。20世紀90年代以來，針對就業結構變遷和區域收入分配差距的相關研究出現了幾點新的變化，一是更加關注引起就業結構變遷決定因素中的產業結構調整因素，把就業結構研究與產業結構研究結合起來，突出勞動力生產要素在產業部門間的分布和流動規律及其各產業的要素密集度需求，重點關注區域勞動力市場分割和制度因素障礙下不同產業部門對勞動力的就業吸納作用（就業彈性問題）（張車偉，2002）。二是通過區域就業結構的行業和產業內考察，在就業結構變遷動態規律下分析與區域收入分配關系緊密相連的廣大普通勞動者的工資水平變化，重點關注在不考慮社會福利水平和財政轉移支付的前提下，勞動力生產要素價格的市場均衡狀況，探討工資水平是否存在收斂規律，其收斂規律的根本原因來自于劉易斯拐點的來臨還是勞動生產率的提高（Ray 2003）？針對上述兩類前沿性研究，通過近20年世界不同發展階段國家的考察，有學者認為：世界各國在經濟史上都經歷了三次產業之間或內部就業結構的梯度轉換，且就業彈性隨經濟發達程度逐漸降低（張本波 2008）；勞動力市場雖然由于發育程度的差別在勞動力定價方面存在差異，但是不同人力資本群體的勞動力的工資水平仍然存在著相對收斂和俱樂部收斂規律（李文溥，2010）。針對中國地區研究的相關文獻表明：20世紀80年代以來中國地區就業結構變遷對區域收入差距已經產生影響，同時中國地區的勞動力就業的產業布局已經出現條件β收斂和σ收斂效應（汪增洋，2010）。隨著我國逐漸進入工業化中后期階段，資本有機構成的不斷提高，資本替代勞動已經成為這一時期的經濟規律，因此這一時期各產業的就業彈性會趨于下降（李紅松，2003）。而在三次產業中，隨著產業結構的動態變遷優化，勞動力的就業結構也趨于優化，并不斷向就業彈性最高的第三產業轉移。當前最新的研究發現：隨著我國二元經濟結構的不斷并軌，戶籍制度的試水性松動及人口紅利的減少，代表絕大部分外出農民工和普通工人主要收入來源的工資水平已經出現了趨同的趨勢（蔡昉、都陽，2007）。

綜上所述，學術界現有研究較為分散龐雜，鮮有系統將就業結構變遷過程中一國或地區經濟收斂情境下的收入分配格局變化進行深入探討，因而本文試圖在該領域做出一定探索。本文提出一個涵蓋三大政策區①就業結構、經濟收斂演變和區際收入差距變化的動態分析框架，通過構造符合現代區域經濟發展規律的就業結構指數（EMI）和泰爾熵指數等評價指標詳實考察我國三大區域2000-2010年的EMI指數、泰爾指數、城鄉人均可支配收入比等指標的時空序列變化，剖析我國三大區域就業結構變遷的基本趨勢和區域收入分配差異形成的深層原因，并在充分識別四大收斂規律的基礎上對研究區2000-2010年的就業結構指數、經濟收斂指標和收入分配差距程度進行廣義最小二乘（GLS）估算，探討三者之間的相關性變化和省際內部動態演變規律。文章試圖回答以下兩個問題：（1）21世紀以來我國三大區域及全國水平上的就業結構的動態變遷規律中就業規模擴張的引致原因是就業結構優化效應還是經濟總量擴張效應？（2）實證估算考慮區域就業結構變遷與經濟收斂條件下區域收入分配狀況變動趨勢，嘗試推斷就業結構優化效應與經濟總量收斂效應兩者誰對區域收入分配差距變化起主要驅動作用？

二、研究設計

研究需要用到2000年到2010年全國28個省市自治區的三次產業勞動力就業數據、名義人均GDP和名義人均GDP增長率、城市居民人均可支配收入、農村居民純收入、城鄉人口等數據。所需數據來自《新中國60年統計資料匯編》及《2011年中國統計年鑒》。為了研究方便，首先對本文所使用就業結構指標進行定義。學術界普遍認為：就業結構反映的是生產性勞動力在國民經濟部門中的分布結構，主要有按照行業劃分和按照產業劃分兩種標準，本文統一使用就業結構的產業劃分標準，因此使用產業就業指數（EMI）作為代替就業結構的工具變量，該指數計算方法如下：

EMI=第二產業的勞動力就業數量+第三產業的勞動力就業數量第一產業勞動力就業數量（1）

由于該指標能夠動態反映一個地區或國家城市化、工業化進程的變化和勞動力遷徙規律，因而有較好的指代效果。從我國EMI指數變化來看基本符合經濟理論的推斷，即隨著經濟水平的提高，一產業就業所占比重趨于下降，二、三產業就業比重提高，EMI指數趨于提高。

三、實證模型與估計結果

（一）三大區域是否存在經濟收斂的一個基本判斷

測度國家和地區之間經濟發展是否具有收斂性質主要參照絕對β收斂、條件β收斂、σ收斂和俱樂部（群體）收斂四類指標。絕對β收斂描述的是貧窮區域往往能比富裕區域獲得更高經濟增長率的一種現象，它要求經濟增長率與經濟發展水平呈現顯著的負相關關系，并且隨著時間推移，所有區域將收斂于相同人均收入水平。條件β收斂則放棄了絕對β收斂中的嚴格限制條件，不要求所有區域的一致收斂性，只要求在含有其它外生變量條件下初始收入水平與經濟增長率呈負相關即可，比絕對β收斂具有更好的現實意義。除此之外，σ收斂描述的是各國或地區間人均收入差距隨著時間推移而減少的規律，一般用區域人均收入或人均收入標準差、基尼系數衡量；俱樂部收斂則是指結構特征相似且初始收入水平類似的區域，其人均收入在長期中互相收斂的一種現象。我國的東部、中部和西部地區恰好具有各自相似的經濟特征和初始經濟條件，用它來分析我國東中西三大區域內部各自的收斂現象具有不可替代的優勢?；谏鲜隼碚摚疚姆謩e對我國2000-2010年三大區域28個省的經濟收斂現象進行檢驗。

1.中國三區域省際β收斂檢驗

β收斂檢驗分為絕對β收斂檢驗和條件β收斂檢驗兩個部分；由于β收斂檢驗的技術方法基本相近，我們構建如下包含絕對β收斂檢驗和條件β收斂檢驗的改進Baumol截面數據模型：

其中：Y*it表示第t年第i省的人均GDP增長率；Yit表示第t年第i省的人均GDP；Xit表示第t年第i省的就業結構指數（EMI），用Xit作為外生變量檢驗相對β收斂的存在性；εit和νit為隨機擾動項。模型最終需要估計參數γ和β的大小，β的符號和大小分別反映了β收斂的存在性及其收斂速率。該處的εit和νit不一定符合經典回歸假設，若存在異方差，模型將使用加權最小二乘法進行修正。

從檢驗結果來看，2000-2010年期間我國東中西三大區域28個省際之間并不存在嚴格意義上的絕對β收斂，但值得注意的是，部分年份如2006-2008年以及2010年出現了短期的絕對β收斂現象，這與Barro Sala-i-Martin（1992）的結論一致，即在大范圍和長時間的不同地區之間的確很難證明絕對β收斂的存在性。然而，在就業結構外生的條件下，中國三大區域省際之間存在相對β收斂，這和國內大部分學者的論點相一致。根據國內外已有研究并結合本文實證結果，可以判定：改革開放以來，中國地區間明顯存在著條件β收斂效應。

2.中國三大區域σ收斂及俱樂部收斂檢驗

檢驗我國東中西三大區域省際σ收斂的方法通常有人均GDP加權變異系數法、收入水平離差法或基尼系數（泰爾熵指數）法等，為計算方便，本文使用人均GDP的離差法。下面我們分別計算包含四個直轄市區域的28個區域樣本人均GDP對數的標準差和不包含四個直轄市的24個區域樣本人均GDP對數的標準差來探討σ收斂效應的存在性問題②，計算結果如圖1所示。

從圖形上來看2000年以來我國三大區域省際σ系數變動存在兩個不同階段：若包括直轄市地區，在2004年以前，整體σ系數逐年擴大，2004年以后逐漸縮小；若不包括直轄市地區，直到2006年以后才出現了σ系數逐漸縮小的趨勢。從總體28個省市自治區來看，11年期間σ系數有升有降基本趨于縮小狀態，但若剔除四個直轄市之后σ系數基本沒有太大變化，這說明四個直轄市的快速發展給整體σ系數變動的確帶來了較大干擾，但兩個σ系數的缺口的不斷縮小又說明了其它省份的發展速度和影響權重開始逐年超過四個直轄市的貢獻。因此我們認為自2000年以來，我國三大區域省際之間存在σ收斂規律，這一結論與林毅夫（2003）、蔡昉（2000）、Chun（2008）恰好相反，但并不足以推翻上述學者的論點，僅是研究期限不同而已。

最后來識別檢驗我國三大區域的俱樂部收斂（Club convergence）效應的存在性。本文使用巴羅和薩拉伊馬?。?000）提出的含虛擬變量的參數估計方法，測算計量模型如下：

其中：t為考察時間期限長度；yit為第t年第i地區的人均GDP水平；yi0為基期第i地區的人均GDP水平；D為地區虛擬變量，在實際估算中為了防止虛擬變量陷阱，分別建立D1和D2兩個工具變量，東部地區為（0，0），中部地區為（1，0），西部地區為（0，1）；εit為隨機誤差項；λ為收斂速率。采用Eviews6.0進行模型估計，結果如表2所示。

檢驗結果基本符合當前學術界關于中國地區存在俱樂部收斂規律的推斷，但各地區并不一致：東部地區群體收斂現象越發明顯，并逐年向更高收入水平收斂，年均收斂速率約為21%；中部和西部地區群體收斂現象不明顯，從統計學上來看只有在放寬置信區間的條件下進行模型修正之后勉強符合群體收斂現象；中部地區經過10年的發展之后，整體收入水平增加遠遠慢于西部地區，使得中西部地區的群體收斂穩態正在逼近。

（二）區際收入分配差距的變動趨勢及其決定因素

測量一國或地區收入分配差距程度可選擇多種指標，其中僅有泰爾熵指數具有區域可加性質，因此選擇泰爾熵指數來測定我國三大區域區際收入分配基本格局變動具有不可替代的優勢。泰爾熵指數的計算公式為：

泰爾指數越接近0，說明收入分配越不平等，收入差距越大。正是基于對泰爾熵指數在區域層面可分解性質的認識，Shorrocks（1980）提出泰爾熵指數的分解原理，可以把泰爾系數分解為“組內”差異和“組間”差異兩部分。如果將總體樣本分為K組，那么泰爾熵指數可做如下分解：

式中第一項為組內差異，第二項為組間差異，共分為K組；pi為第i組人口在總人口中所占比重；vi為第i組收入在總收入中的份額。

按照這種分解方法，林毅夫（2003）與鄧翔（2001）提出了按照我國東中西三區域劃分的泰爾熵指數分解方法，把我國總體的泰爾系數分為東部內部差異、中部內部差異、西部內部差異和地區間差異四部分，并計算四部分差異對整體泰爾熵指數的貢獻率。計算公式如下：

其中，Ie、Ic和Iw分別表示東中西部的地區泰爾熵指數；w為各地區的人口所占權重；IB為東中西部地區間差異。

利用公式（9）估算我國2000-2010年三區域整體（不包括東北地區）的泰爾熵指數及三大區域內部泰爾熵指數，結果如表3所示。

從表3可以看出：（1）該時期全國水平上的泰爾熵指數出現了緩慢縮小，跳躍式擴大和急速縮小三個階段的變化，說明了全國層面上的整體收入分配差距也呈現出先緩慢擴大、突然縮小和急速擴大三個階段的相應演變規律。（2）考察期內東部和中部地區泰爾熵指數變化與全國層面不同，泰爾系數的取值基本呈現先擴大后縮小的倒U型規律，預示著該時期東部和中部地區的收入分配差距經歷著先縮小后擴大的演變格局。（3）西部地區泰爾系數始終呈現出不斷擴大的特征，意味著西部地區一直經歷著內部收入分配差距不斷縮小的客觀事實。

為了更加細致地考察區內差異和區間差異對整體收入差距變動格局的影響特征，本文借鑒鄧翔（2004）的研究方法，分別計算東中西部內部差異和三地區間差異對全國泰爾熵指數變動的貢獻，結果如表4所示。

從表4可以看出：（1）東部地區內部收入差異對全國整體收入分配差距變化的貢獻始終處于絕對地位（東部有上海北京等十分富裕地區，也有河北等相對落后地區）。雖然在研究期內東部地區內部差異影響在逐漸下降，但總體貢獻比率仍然在50%上下徘徊。（2）西部地區雖然同屬落后地區，但由于要素稟賦、區位條件和產業政策的不同，即使同屬西部群體，內部經濟發展速度也不盡然相同，雖然從泰爾系數的相對值來看，西部地區內部收入差距在不斷縮小，但是從絕對值來看，西部地區各省份之間的收入差距仍然不可忽視（如增長速度極快的內蒙古和新疆與非常落后的西藏、貴州），其對整體差距的貢獻率在逐漸升高，大約貢獻份額達到1/4上下。（3）中部地區內部差異貢獻率極低并逐漸遞減，這從另一個側面說明了中部地區出現了俱樂部收斂現象。同時地區間差異顯示：2000-2010年間區域間差異對全國整體收入差距出現了擴大傾向（個別年份的波動可忽略），最高年份一度貢獻率達到1/3，近幾年一直維持在20%以上，這說明地區間差距變化已經成為影響整體收入分配差距變化的重要因素。

（三）就業結構優化與經濟收斂對區域收入分配差距的影響

上文已經相繼研究了我國東中西三大區域2000年以來的就業結構與收入分配差距演變規律，并對各地區是否存在四種經濟收斂效應進行了識別和檢驗，但仍缺乏把三者聯系起來的系統性研究，因此需要在前期研究成果的基礎上建立三者的省際面板數據（panel data）模型，對我國三區域28個?。ㄊ小⒆灾螀^）之間的就業結構、經濟發展水平和收入分配差距之間的相關關系做出定量闡述。欲達到上述研究目標，首先應對模型使用變量進行說明：（1）面板數據模型中使用的收入分配指標近似使用各省城鄉人均可支配收入比來代替。由于該指標能夠客觀反映一個地區收入分配差距隨經濟總量擴張的動態變化規律，并且不受人口規模和人口遷徙因素的影響，同時很大程度上反映當前影響收入分配最主要因素之一的城鄉收入差距之間的變化規律，因此可作為實證中較好的工具變量使用（在模型中設定為被解釋變量用CXI表示）。（2）就業結構指標仍使用前文所述的產業就業結構指數（EMI）代表。（3）經濟收斂指標使用各省人均GDP和人均GDP增長率兩者作為指示變量（在模型中分別表示為UGDP和RATE）。

首先對面板模型的三種一般模型形式進行模型設定檢驗：

其中：μ為隨機誤差項，各參數、常量和殘差項均為矩陣向量；在上述三種形式下，進行模型形式設定的假設檢驗，零假設條件為：

H1：斜率在不同的橫截面樣本點上和時間上都相同，但截距不相同，即形式二設定正確；

H2：截距和斜率在不同的橫截面樣本點和時間上都相同，即形式三設定正確。

若檢驗結果接受了假設2，則沒有必要進行進一步的檢驗；如果拒絕了假設2，就應該檢驗假設1，判斷是否斜率都相等；如果假設1被拒絕，就應該采用形式一模型。

因此構造如下統計量進行檢驗：

其中：S為殘差平方和，T為時間序列樣本自由度，n為橫截面樣本自由度，K為自變量個數自由度。

在模型設定檢驗之前，首先應對面板數據進行隨機/固定效應檢驗，因此建立如下隨機效應模型：

式中CXI表示城鄉人均可支配收入比；UGDP表示人均GDP；EMI表示就業結構指數；RATE表示人均GDP增長率；νi為隨機效應項。

經過eviews60的檢驗表明，該研究模型應該使用固定效應模型（豪斯曼檢驗的Chi-sq統計量p值小于005，拒絕原假設）。在此基礎上分別使用上述三種形式面板模型進行檢驗得出響應殘差平方和并計算F1和F2統計量的數值，假設檢驗結果顯示，應拒絕F2，接受F1，即應使用形式二不變系數變截距模型進行檢驗，模型形式變為：

式（15）是全國層面的總體方程，本文在（15）式的基礎上考慮分區域因素，分別以東部、中部和西部地區省份為樣本重新估計變量參數?？紤]到自變量個數較多，可能出現多重共線性的影響，因此在模型估計中使用逐步回歸法，在四變量方程估計中對于參數不顯著的變量進行逐一剔除（但考慮到經濟收斂外生因素的影響，可把三個自變量分為兩組，人均GDP和增長率指標為一組；產業就業結構指數為一組）。面板數據的參數估計結果如表5所示。其中，模型1是全變量參數估計結果，模型2是逐步回歸估計結果。

四、主要結論

從全國層面的參數估計結果來看，2000-2010年期間的經濟總量增長的確與地區城鄉人均可支配收入比呈現正相關關系。從影響系數來看，國民經濟的存量影響要大于其增量影響。由于全國28個省際之間存在一定的收斂效應，所以在經濟收斂外生因素影響下（控制人均GDP和增長率指標不變），就業結構變遷與城鄉人均可支配收入比存在較弱的負相關關系。綜合前文對全國該時期產業就業結構指數（EMI）的估算可知：在就業結構趨于優化的動態進程中，我國2000-2010年間出現了城鄉收入差距逐漸縮小的涓滴效應，但若在不考慮經濟收斂的外生性影響下，單純的就業結構優化僅對城鄉收入差距起著正向的極化效應；而若從結構效應和增長效應兩個層面來看，經濟增長帶來的收入差距極化效應還是要大于就業結構優化調整帶來的收入差距涓滴效應。除了上述共性的結論之外，分析變截距的個體之間變化我們還可以發現：我國28個省份個體之間基本存在按照東中西部劃分的群體俱樂部現象。東部地區由于經濟起飛較早，已經進入庫茲涅茨假說的后期階段（即隨著經濟水平的提高，城鄉收入差距不斷縮?。?，西部地區基本處于庫茲涅茨曲線的轉折點附近，而西部地區仍處于庫茲涅茨假說的前期階段。

從東中西部各地區的面板數據模型的參數估計結果來看，能夠再次證明存在著較為顯著的俱樂部收斂現象。其中，東部地區最為明顯。東部地區的各變量在統計學上都具有很好的顯著性，且在收斂效應外生的情況下，就業結構調整與收入差距也存在著顯著的負相關。中部和西部雖然也呈現出群體收斂的現象，但是卻存在著內部不同程度的分異。從個體之間的變截距來看，西部地區分化程度更大，既有內蒙古、四川這類由于經濟快速增長導致城鄉收入差異拉大程度得以遏制的省份，也有云南、西藏這類經濟增長導致城鄉收入差距拉大程度不斷增加的省份存在。

綜上所述，本文認為：不論是基于全國層面還是東中西三大區域內部層面的詳細考察都證實了在經濟收斂效應外生的情況下，就業結構變遷優化對地區城鄉收入差距具有縮小功能，但是由于我國經濟結構調整速度始終落后于總量擴張速度（經濟發展階段與經濟結構不匹配），導致就業結構優化的區際收入差距涓滴效應弱于經濟快速增長帶來的收入差距極化效應，全國層面的收入分配差距有繼續拉大的風險。

注釋：

①本文所研究的中國三大區域包括東部、西部和中部地區，不包括東北地區和臺港澳數據。東部地區包括：北京、天津、河北、上海、浙江、江蘇、福建、廣東、海南、山東10?。ㄖ陛犑校?；西部地區包括：內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆12?。ㄖ陛犑?、自治區）；中部地區包括：山西、江西、安徽、河南、湖南、湖北六省。

②由于四個直轄市中京、滬、津初始經濟發展水平遠遠高于其他地區，且在我國享受著不同的政策待遇，因此對整體效應測算有較大影響，在這里我們試圖分兩個層面（包含直轄市與不包含直轄市）進行σ收斂測算，以盡量減少制度因素對估計結果的干擾。

參考文獻：

[1]林毅夫.發展戰略、自生能力與經濟收斂[J].經濟學（季刊），2002（1）：269-273.

[2]蔡昉，都陽.中國人口與勞動力問題報告No.9[M].北京：社會科學文獻出版社，2008：13-17.

[3]蔡昉，都陽.中國人口與勞動力問題報告NO.12[M].北京：社會科學文獻出版社，2011：7-15.

[4]張車偉，蔡昉.就業彈性的變化趨勢研究[J].中國工業經濟，2002（5）：22-30.

[5]Ray Brooks. China’s Lsbor Market Performance and Challenges[J].IMF Working Paper，2010（3）：110-118.

[6]張本波.我國就業彈性系數變動趨勢及影響因素分析[J].經濟學動態，2005（8）：31-36.

[7]李文溥，陳貴富.工資水平、勞動力供求結構與產業發展型式：福建案例[J].廈門大學學報（哲學社會科學版），2010（5）：5-12.

[8]汪增洋.中國就業結構變遷收斂效應研究[J].經濟問題探索，2010（9）：64-68.

[9]李紅松.我國經濟增長與就業彈性問題研究[J].財經研究，2003（4）：23-27.

[10]林毅夫，劉培林.中國的經濟發展戰略與地區收入差距[J]經濟研究，2003（3）：19-25.