工資、就業(yè)結構偏離與就業(yè)動態(tài)關系差異研究

劉日星，蔣文莉（.中南財經(jīng)政法大學公共管理學院，武漢430073；2.宜春學院 經(jīng)濟與管理學院，江西 宜春 336000）

工資、就業(yè)結構偏離與就業(yè)動態(tài)關系差異研究

劉日星1，2，蔣文莉1
（1.中南財經(jīng)政法大學公共管理學院，武漢430073；2.宜春學院 經(jīng)濟與管理學院，江西 宜春 336000）

在我國東部地區(qū)勞動密集型制造業(yè)，名義工資增長會促進就業(yè)增長。名義工資增長與產(chǎn)出增長共同促進就業(yè)結構偏離系數(shù)減小，就業(yè)結構偏離系數(shù)減小促進就業(yè)增加。在資本密集型制造業(yè)，名義工資上升促進就業(yè)結構偏離系數(shù)減小。名義工資增長、就業(yè)結構偏離對就業(yè)增長影響不顯著。在技術密集型制造業(yè)，在產(chǎn)業(yè)結構不變的情況下，名義工資上升會促進就業(yè)結構偏離系數(shù)減小。在名義工資增長率和就業(yè)結構不變的情況下，就業(yè)結構偏離系數(shù)減小會促進就業(yè)的增長。

工資；就業(yè)結構偏離；就業(yè)；動態(tài)關系

0 引言

工資對就業(yè)的影響問題一直是學界研討的熱點問題。從古典經(jīng)濟學派到凱恩斯學派，從西方到中國，研究的理論非常豐富。從數(shù)量分析方面，觀點歸納為兩個方面：一是工資上升會增加就業(yè)量；二是工資上升會減少就業(yè)量。制造業(yè)企業(yè)是工業(yè)企業(yè)，名義工資上升對制造業(yè)企業(yè)影響作用更為直接而顯著。在當前名義工資不斷上升的中國，制造業(yè)工業(yè)企業(yè)升級轉移，就是他們應對工資上升壓力的現(xiàn)實映證。那么，名義工資上升對就業(yè)總量影響到底是正效應，還是負效應？這二方面的效應在不同行業(yè)、不同時期的效果應該不同。對于單個企業(yè)來說，隨著名義工資成本的上升，在其他條件不變的情況下，企業(yè)的利潤就會減少。當利潤小于邊際可變成本時，企業(yè)會停止生產(chǎn)。這時，廠商要么轉移生產(chǎn)地，要么進行升級改造，用資本替代勞動力。這樣，整個行業(yè)的資本投入、勞動力雇傭量之間的結構隨之發(fā)生變化。

從結構方面考慮，名義工資上升過程中，由于各行業(yè)上升的速度、數(shù)量和比例不一致，所以各行業(yè)之間的工資成本結構就會發(fā)生改變。在其他條件不變的情況下，各行業(yè)的利潤結構就會隨之變化。王朝輝（2002）[1]認為在資本追逐利潤的目標下，各行業(yè)的資本結構隨之產(chǎn)生相應的變動。勞動被資本所雇傭是在于在一定社會關系下進行生產(chǎn)活動時資本和勞動所體現(xiàn)的社會屬性。郝玲玲（2015）[2]認為資本和雇傭勞動這兩者是互為前提的，它們兩個既相互制約，又相互生產(chǎn)。從勞動力市場的需求方面考慮，僅僅從資本雇傭勞動這一路徑推斷，勞動者的就業(yè)結構也會相應地產(chǎn)生變化。同時，各行業(yè)的產(chǎn)值結構也隨之產(chǎn)生相應變動，有的產(chǎn)品退出市場，有的新產(chǎn)品進入市場。

中國是制造業(yè)大國，近年來，工資成本上升和結構性失業(yè)問題日漸凸顯。工資成本上升、大量勞動力剩余和結構性失業(yè)并存的現(xiàn)象，引起學界和政府熱切關注。所以本文將用中國2001—2003年，以及2005—2011年10年間制造業(yè)經(jīng)驗數(shù)據(jù)（數(shù)據(jù)來源于2002—2004年，2006—2012年《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》），主要圍繞名義工資上升，由此而產(chǎn)生的行業(yè)工資成本結構、產(chǎn)值、行業(yè)產(chǎn)業(yè)結構、資本、行業(yè)資本結構、利潤、行業(yè)利潤結構、就業(yè)、行業(yè)就業(yè)結構及其變動進行經(jīng)驗分析，論證其關系，找出其在制造業(yè)行業(yè)內(nèi)部之間的差異。針對不同行業(yè)的工資上升壓力，提出與之相對應的化解對策。同時，以名義工資成本上升，工資行業(yè)成本變化為出發(fā)點，從資本雇傭勞動的勞動力需求視角，找出我國就業(yè)結構轉變以及由此而產(chǎn)生結構性失業(yè)的學理，分析他們之間在行業(yè)間的差異，提出相應的解決政策和措施。

1 理論設計

參照洪永淼等（2014）[3]等依據(jù)要素密集程度對制造業(yè)行業(yè)進行分類的方法，結合2002—2004年《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》分地區(qū)分行業(yè)經(jīng)濟指標和2006—2011年《中國勞動統(tǒng)計年鑒》分行業(yè)分地區(qū)平均勞動工資和報酬指標，選取其中有統(tǒng)計數(shù)據(jù)的20個行業(yè)進行分類分析。為了合理、全面、綜合地解釋勞動密集型企業(yè)、資本密集型企業(yè)和知識密集型企業(yè)的工資、資本、產(chǎn)出、利潤和就業(yè)之間的數(shù)量關系，本文用勞動密集型制造業(yè)7個行業(yè)、資本密集型制造業(yè)5個行業(yè)和知識密集型制造業(yè)8個行業(yè)的平均工資、實收資本、當年價格計算的銷售產(chǎn)值、總利潤和平均就業(yè)量進行平均，最后得出的平均值分別代表勞動密集型、資本密集型和知識密集型制造業(yè)的工資、資本、產(chǎn)出、利潤和就業(yè)水平。制造業(yè)具體20個行業(yè)歸類劃分如下表1所示。

表1 制造業(yè)分類

1．1 工資上升的就業(yè)結構偏離效應

名義工資上升主要從四條路徑對就業(yè)產(chǎn)生影響：（1）從勞動供給方面來說。名義工資上升，會提高勞動者參與率，增加勞動供給，從而增加就業(yè)總量。（2），從勞動需求方面來看。名義工資上升，會增加勞動力成本，在其他條件不變的情況下，會減少利潤，因而企業(yè)會減少勞動力需求，從而減少經(jīng)濟社會中的就業(yè)量。（3）從人力資本和勞動生產(chǎn)率方面考慮。名義工資上升，在其他條件不變的條件下，勞動者的收入水平上升，生活條件得到改善。勞動者的素質包括身體素質和知識存量都會相應提升，勞動者的積極性也會提高，從而提高勞動生產(chǎn)率。勞動者素質和勞動生產(chǎn)率的提高，可以為產(chǎn)業(yè)升級提供相應的高素質勞動者，并且會促使產(chǎn)業(yè)升級，為其他新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供條件。其他新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展會提供新的就業(yè)崗位，吸引更多的勞動者就業(yè)，從而增加社會經(jīng)濟體中的總就業(yè)量。（4）名義工資上升，在其他條件不變的情況下，會增加勞動者收入水平，促使勞動者增加消費水平，帶動相關產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，從而增加就業(yè)崗位和就業(yè)量。消費增加、產(chǎn)業(yè)升級帶動產(chǎn)業(yè)發(fā)展，創(chuàng)造勞動力需求，是通過資本的投入和擴張來實現(xiàn)的。本文以企業(yè)為研究對象，從企業(yè)微觀視角來分析名義工資上升的就業(yè)效應。基本假設為：

假設1：企業(yè)只有兩種投入要素：勞動力和資本。

假設2：利率水平對就業(yè)沒有影響。

假設3：企業(yè)生產(chǎn)滿足柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，且規(guī)模報酬不變，生產(chǎn)周期為一年。

在一年中，企業(yè)的生產(chǎn)總收入函數(shù)為：

式中y代表產(chǎn)出水平，A代表全要素生產(chǎn)率，k代表資本投入量，α代表資本產(chǎn)出彈性，且大于0，l（或L）代表勞動投入量，β代表勞動產(chǎn)出彈性，且大于0，α+β=1?？偼度氤杀竞瘮?shù)為：

式中c代表成本，r代表利率，w代表名義工資。那么一年中，企業(yè)的總利潤函數(shù)為：π=y-c，即：π=y-r×k-w×l，式中π代表總利潤。通過變換得到企業(yè)總就業(yè)量函數(shù)：

上式兩邊取對數(shù)得：1nL=1nY-1nw-1nr-1nk+1nw -1nπ+1nw，整理后得：

由（4）式可知，企業(yè)的實際就業(yè)量與總產(chǎn)出、總利潤、資本總投入、利率和名義工資有聯(lián)系。由于不同區(qū)域，不同行業(yè)，它們的名義工資、資本投入、產(chǎn)出的總量是不同的，并且名義工資、資本投入、產(chǎn)出的行業(yè)結構也不相同。因此，在利率等其他條件不變的情況下，本文得出以下推論：

推論1：在不同行業(yè)，名義工資上升對就業(yè)的影響不同。名義工資成本上升會對就業(yè)結構偏離產(chǎn)生影響。在名義工資成本上升條件下，行業(yè)工資成本結構會對就業(yè)結構偏離產(chǎn)生影響。

名義工資上升會吸引更多的勞動者進入該行業(yè)，有利于該行業(yè)企業(yè)選擇合適的勞動者與就業(yè)崗位相匹配，從而對就業(yè)結構偏離產(chǎn)生影響。由于勞動密集型制造業(yè)、資本密集型制造業(yè)、技術密集型制造業(yè)各要素之間的差異性，決定了名義工資上升對就業(yè)的影響不同。

推論2：名義工資上升會對產(chǎn)出產(chǎn)生影響，不同行業(yè)影響不同。產(chǎn)出會對就業(yè)產(chǎn)生影響，不同行業(yè)的影響不同。在名義工資成本上升條件下，行業(yè)產(chǎn)業(yè)結構會對就業(yè)結構偏離產(chǎn)生影響。

名義工資上升會吸引更多的勞動者進入該行業(yè)，有利于該行業(yè)企業(yè)選擇合適的勞動者與就業(yè)崗位相匹配。提高生產(chǎn)積極性，提高勞動生產(chǎn)率，對產(chǎn)出產(chǎn)生積極影響。由于勞動密集型制造業(yè)、資本密集型制造業(yè)、技術密集型制造業(yè)各要素之間的差異性，決定了名義工資上升對產(chǎn)出的影響的差異。

推論3：名義工資上升會對資本投入產(chǎn)生影響，不同行業(yè)影響不同。資本投入會對就業(yè)產(chǎn)生影響，不同行業(yè)的影響不同。在名義工資成本上升條件下，行業(yè)投入資本結構會對就業(yè)結構偏離產(chǎn)生影響。

名義工資上升，在其他條件不變的情況下，企業(yè)的利潤會減少，為了化解這一難題，很多企業(yè)就會采用資本替代勞動，如當前廣東省的勞動密集型企業(yè)使用機器人替代勞動力，來解脫名義工資上升帶來的困境。由于采用了新技術和新設備，企業(yè)的勞動生產(chǎn)率由此而得到提高。隨之總利潤也會增加。這樣，企業(yè)和社會的資本積累和存量就會提高，為了追逐利潤，企業(yè)會擴大生產(chǎn)規(guī)模或升級生產(chǎn)結構，相應地會增加整個經(jīng)濟社會中的就業(yè)規(guī)模。在這方面，寧光杰（2004）[4]認為：霍華德和金(M.C.Howard和J.E.King)兩位經(jīng)濟學家指出,資本有機構成提高必然伴隨著剩余價值率的提高，會加速資本積累,從而擴大對勞動力的需求。技術變革和機器的應用,會引起制造機器和有關生產(chǎn)資料的生產(chǎn)部門規(guī)模擴大,從而增加這些部門的就業(yè)量。技術進步帶來生產(chǎn)成本的降低,會使產(chǎn)品價格下降,這會有助于產(chǎn)品需求的上升,也會為增雇工人創(chuàng)造條件。由于勞動密集型制造業(yè)、資本密集型制造業(yè)、技術密集型制造業(yè)各要素之間的差異性，決定了名義工資上升對資本和就業(yè)的影響不同。

推論4：名義工資上升對利潤會產(chǎn)生影響，不同行業(yè)的影響不同。利潤會對就業(yè)產(chǎn)生影響，不同行業(yè)的影響不同。在名義工資成本上升條件下，行業(yè)利潤結構會對就業(yè)結構偏離產(chǎn)生影響。

在其他條件不變的情況下，名義工資上升會增加勞動力成本，從而減少利潤，利潤會影響企業(yè)工資水平、產(chǎn)出和新一輪的投資，進而影響勞動力就業(yè)，最終影響就業(yè)結構偏離。由于勞動密集型制造業(yè)、資本密集型制造業(yè)、技術密集型制造業(yè)各要素之間的差異性，決定了名義工資上升對利潤的影響不同。

推論5：在就業(yè)結構偏離過程中，就業(yè)結構會產(chǎn)生轉變，資本密集型或技術密集型制造業(yè)就業(yè)結構比重上升，勞動密集型制造業(yè)就業(yè)結構比重下降。社會經(jīng)濟中的名義工資上升對就業(yè)數(shù)量影響，不同行業(yè)的效果不同。由于勞動密集型制造業(yè)、資本密集型制造業(yè)、技術密集型制造業(yè)各要素之間的差異性，決定了名義工資上升對就業(yè)的影響不同。

1．2 變量選擇和數(shù)據(jù)說明

下面對一些變量進行說明。

-1表示第t-1年的第i行業(yè)的年平均資本總額。

參考朱彤和龐磊（2015）[5]的算法，分析就業(yè)結構對產(chǎn)業(yè)結構偏離度用公式：表示，Ei表示就業(yè)結構對產(chǎn)值結構的偏離度、Li代表第i產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重，Xi代表第i產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重。在文中，此公式可以寫成：

其中：Ei表示第i產(chǎn)業(yè)就業(yè)結構偏離系數(shù)，aqi表示第i產(chǎn)業(yè)的年平均銷售總值，ali表示i產(chǎn)業(yè)的年平均從業(yè)勞動力總數(shù)。

下面用2001—2003年和2005—2011年的中國制造業(yè)的有關數(shù)據(jù)對上文推論進行實驗檢驗。

2 實驗分析

2．1 東部地區(qū)勞動密集型制造業(yè)實證結果分析

2.1.1 數(shù)量方面

為解決隨機擾動項自相關問題，作者考慮隨機擾動項服從AR過程。在估計過程中，吳建峰（2014）[6]認為使用橫截面加權系數(shù)回歸方法來解決面板數(shù)據(jù)可能存在的異方差問題。以就業(yè)結構偏離為自變量，名義工資增長率、產(chǎn)出增長率、利潤增長率為因變量進行回歸分析。通過隨機效應模型、固定效應模型、綜合效應模型回歸，回歸結果如下表2方程一所示。以就業(yè)增長率為因變量，就業(yè)結構偏離、名義工資增長率為自變量，通過隨機效應模型、固定效應模型、綜合效應模型回歸分析，回歸結果如表2方程二表示。

從表2方程一可知：三個模型都有效，根據(jù)回歸系數(shù)P值效果和AR過程，隨機效應不能反映AR過程，綜合效應調整R2顯著性強，所以選擇綜合效應模型回歸結果。結果表明：在東部地區(qū)勞動密集型制造業(yè)，名義工資增長率與就業(yè)結構偏離成正方向比例變動關系，名義工資每增長1%，就業(yè)結構偏離系數(shù)大約增加3.22%。名義工資增長率與產(chǎn)出增長率共同作用，與就業(yè)結構偏離成反方向變動關系，名義工資與產(chǎn)出增長率共同作用每增長1%，就業(yè)結構偏離系數(shù)大約減少10.31%。名義工資增長率與利潤增長率共同作，與就業(yè)結構偏離成正方向變動關系,名義工資與利潤增長共同作用每增長1%，就業(yè)結構偏離系數(shù)大約增加3.22%。

表2 回歸結果一

表2方程二表明：三個模型都有效，根據(jù)回歸系數(shù)P值效果和AR過程，隨機效應不能反映AR過程，固定效應調整R2顯著性強，所以選擇固定效應模型回歸結果。結果表明：在東部地區(qū)勞動密集型制造業(yè)，就業(yè)結構偏離與就業(yè)增長率成反方向變動關系，就業(yè)結構偏離每增長1%，就業(yè)增長率大約下降1.15%。名義工資增長率與就業(yè)增長率成正方向變動關系，名義工資增長率每增長1%，就業(yè)增長率大約增加9.30%。

2.1.2 結構方面

以就業(yè)結構偏離為因變量，名義工資成本結構與利潤增長率共同作用、名義工資成本結構與產(chǎn)業(yè)結構共同作用、名義工資成本結構與利潤結構共同作用、名義工資成本結構與資本結構共同作用、名義工資成本結構與就業(yè)結構共同作用、名義工資成本結構與名義工資增長率共同作用為自變量，通過隨機效應模型、固定效應模型、綜合效應模型回歸分析，回歸結果如表3表示。

表3 回歸結果二

從表3可知：三個模型都有效，根據(jù)回歸系數(shù)P值效果和AR過程，隨機效應不能反映AR過程，綜合效應調整R2顯著性、回歸系數(shù)P值整體顯著性效果更強些，所以選擇綜合效應模型回歸結果。結果表明：在東部地區(qū)勞動密集型制造業(yè)，工資成本結構與利潤增長率共同作用、工資成本結構與資本結構共同作用、工資成本結構與就業(yè)結構共同作用,與就業(yè)結構偏離成正方向變動關系，工資成本結構與利潤增長率共同作用、工資成本結構與資本結構共同作用、工資成本結構與就業(yè)結構共同作用分別每上升1%，就業(yè)結構偏離系數(shù)分別增加大約0.64%、14.03%、21.43%。工資成本結構與產(chǎn)業(yè)結構共同作用、工資成本結構與利潤結構、工資成本結構與名義工資增長率共同作用，與就業(yè)結構偏離成反方向變動關系，工資成本結構與產(chǎn)業(yè)結構共同作用、工資成本結構與利潤結構共同作用、工資成本結構與名義工資增長率共同作用分別每上升1%，就業(yè)結構偏離系數(shù)分別下降大約40.50%、1.02%、9.08%。

2．2 東部地區(qū)資本密集型制造業(yè)實證結果分析

2.2.1 數(shù)量方面

以就業(yè)結構偏離為自變量，名義工資增長率、就業(yè)增長率與名義工資增長率共同作用為因變量，通過隨機效應模型、固定效應模型、綜合效應模型回歸分析，結果如表4所示。

表4 回歸結果三

從表4可知：三個模型都有效，根據(jù)回歸系數(shù)P值效果和AR過程，由于隨機效應不能反映AR過程，綜合效應調整R2顯著性、回歸系數(shù)P值整體顯著性效果更強些，所以選擇綜合效應模型回歸結果。結果表明：在資本密集型制造業(yè)，名義工資增長率與就業(yè)結構偏離成反方向變動關系，名義工資每上升1%，就業(yè)結構偏離系數(shù)大約下降0.08%。就業(yè)增長率與名義工資增長率共同作用，與就業(yè)結構偏離成正方向變動關系，就業(yè)增長率與名義工資增長率共同作用每上升1%，就業(yè)結構偏離系數(shù)大約上升0.17%。

2.2.2 結構方面

以就業(yè)結構偏離系數(shù)為自變量，名義工資成本結構、資本結構與名義工資增長率共同作用、產(chǎn)業(yè)結構與名義工資成本結構共同作用、資本結構與名義工資成本結構共同作用、利潤結構與名義工資成本結構共同作用為因變量，通過隨機效應模型、固定效應模型、綜合效應模型回歸分析，結果如表5所示。

表5 回歸結果四

表5表明：三個模型都有效，根據(jù)回歸系數(shù)P值效果和AR過程，由于隨機效應不能反映AR過程，綜合效應調整R2顯著性、回歸系數(shù)P值整體顯著性效果更強些，所以選擇綜合效應模型回歸結果。結果表明：在資本密集型制造業(yè)，名義工資成本結構、利潤結構與名義工資成本結構共同作用，與就業(yè)結構偏離成正方向變動。名義工資成本結構、利潤結構與名義工資成本結構共同作用分別每增長1%，就業(yè)結構偏離系數(shù)大約分別上升1.79%、0.01%。資本結構與名義工資增長率共同作用、資本結構與名義工資成本結構共同作用、產(chǎn)業(yè)結構與名義工資成本結構共同作用，與就業(yè)結構偏離成反方向變動。資本結構與名義工資增長率共同作用、產(chǎn)業(yè)結構與名義工資成本結構共同作用、資本結構與名義工資成本結構共同作用分別每上升1%,就業(yè)結構偏離系數(shù)分別下降大約0.30%、0.24%、2.04%。

2.2.3 東部地區(qū)技術密集型制造業(yè)實證結果分析

以就業(yè)結構偏離系數(shù)為自變量，名義工資增長率和產(chǎn)業(yè)結構共同作用為因變量，通過隨機效應模型、固定效應模型、綜合效應模型回歸分析，結果如表6方程一所示。以就業(yè)增長率為自變量，名義工資增長率、產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構偏離共同作用、就業(yè)結構偏離為因變量，通過隨機效應模型、固定效應模型、綜合效應模型回歸，結果如表6方程二所示。

表6 回歸結果五

表6方程一表明，三個模型都有效，根據(jù)回歸系數(shù)P值效果和AR過程，由于隨機效應不能反映AR過程，綜合效應調整R2顯著性更強些，所以選擇綜合效應模型回歸結果。結果表明：在東部地區(qū)技術密集型制造業(yè)，名義工資增長率與產(chǎn)業(yè)結構共同作用，與就業(yè)結構偏離成反方向變動關系，名義工資增長率與產(chǎn)業(yè)結構共同作用每增長1%，就業(yè)結構偏離系數(shù)大約下降9.66%。同理，表6方程二表明，三個模型都有效，根據(jù)回歸系數(shù)P值效果和AR過程，由于隨機效應不能反映AR過程，綜合效應調整R2顯著性更強些，所以選擇綜合效應模型回歸結果。結果表明：在技術密集型制造業(yè)，就業(yè)結構偏離與就業(yè)增長率成正方向變動關系，就業(yè)結構偏離系數(shù)每增長1%，就業(yè)增長率大約上升0.16%。名義工資增長率、產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構偏離共同作用，與就業(yè)增長率成反方向變動關系，名義工資增長率、產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構偏離共同作用增長1%，就業(yè)增長率大約下降2.65%。

3 結論及政策建議

通過回歸分析可以發(fā)現(xiàn)，在我國東部地區(qū)的勞動、資本、技術密集型制造業(yè)之間，工資上升對就業(yè)結構偏離和就業(yè)的影響是有差異的：在我國東部地區(qū)勞動密集型制造業(yè)，名義工資增長率會促進就業(yè)增長。名義工資增長與產(chǎn)出增長共同作用促進就業(yè)結構偏離系數(shù)減小，就業(yè)結構偏離系數(shù)減小促進就業(yè)增加。在資本密集型制造業(yè)，名義工資上升促進就業(yè)結構偏離系數(shù)減小。名義工資增長、就業(yè)結構偏離對就業(yè)增長影響不顯著。在技術密集型制造業(yè)，在產(chǎn)業(yè)結構不變的情況下，名義工資上升會促進就業(yè)結構偏離系數(shù)減小。在名義工資增長率和就業(yè)結構不變的情況下，就業(yè)結構偏離系數(shù)減小會促進就業(yè)的增長。這給政府和企業(yè)部門提供了兩點啟示：

（1）適當增加制造業(yè)的名義工資水平，使就業(yè)結構與產(chǎn)業(yè)結構協(xié)調發(fā)展，促進就業(yè)的增長。

（2）名義工資增長會引起勞動密集型、資本密集型和技術密集制造業(yè)利潤、產(chǎn)出、資本、就業(yè)、就業(yè)結構、產(chǎn)業(yè)結構、資本結構、利潤結構、名義工資成本結構的變化，產(chǎn)生結構性失業(yè)，所以要建立合理的制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構調整升級宏觀調控制度，建立合理的勞動力流動、培訓、結構優(yōu)化誘導制度，確保在名義工資上升的情形下就業(yè)與產(chǎn)出協(xié)調增長。

[1]王朝輝.“資本雇傭勞動”與“勞動雇傭資本”[J].南開經(jīng)濟研究，2002，（2）.

[2]郝玲玲.雇傭勞動與資本及其現(xiàn)實意義[J].法制與經(jīng)濟，2015，（1）.

[3]洪永淼.海峽西岸經(jīng)濟區(qū)發(fā)展報告[M].北京：北京大學出版社，2014.

[4]寧光杰.馬克思經(jīng)濟學的就業(yè)理論探析[J].政治經(jīng)濟學評論，2004，（3）.

[5]朱彤，龐磊.經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)同效應測度分析[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟評論，2015，（3）.

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（責任編輯/浩 天）

F241.4

A

1002-6487（2016）24-0135-05

國家社會科學基金資助項目（13CGL062）；教育部人文社科基金資助項目（11YJC630030）

劉日星（1973—），男，江西高安人，博士研究生，副教授，研究方向：勞動經(jīng)濟學。

蔣文莉（1966—），女，湖南黔陽人，教授，博士生導師，研究方向：勞動與就業(yè)。