内部人势力、失业呆滞与货币政策*——基于包含非正规部门的NK-DSGE模型

陈利锋



内部人势力、失业呆滞与货币政策*——基于包含非正规部门的NK-DSGE模型

陈利锋

（中共广东省委党校经济学教研部 广东广州 510053）

行政性用人体制使得我国正规部门具有显著的失业呆滞特征。本文将这一特征引入包含非正规部门的NK-DSGE模型中，并基于这一模型考察了存在失业呆滞背景下的货币政策设计问题。研究结果表明：（1）正规部门的失业呆滞特征导致外生冲击给我国宏观经济产生了永久性伤害；（2）失业呆滞显著影响了不同货币政策机制的社会福利水平；（3）失业呆滞的程度越高，相对于最优货币政策机制而言，Evans规则所带来的社会福利改进的幅度越大。在此基础上，本文进一步考察了当非正规部门也存在由于内部人势力引起失业呆滞时外生冲击的效应以及社会福利水平。研究结果表明，即使非正规部门也存在失业呆滞，本文分析的结果仍然有效。因此，本文认为在劳动力市场失业呆滞显著存在的背景下， Evans规则对于劳动力市场仍然具有较好的稳定效果，并且相对改善了社会福利；同时，应该从源头上改革我国行政性用人体制，进而清除失业呆滞的形成诱因。

内部人势力 失业呆滞 货币政策 Evans规则 正规部门 非正规部门

一、引 言

失业呆滞是现实经济运行过程中的一个重要的现象。现有的相关研究表明，一旦一国或地区的劳动力市场具有失业呆滞特征，那么当外部因素对经济产生冲击时，失业将永久性上升并表现出非常强的持续性，进而导致外部冲击对一国或地区的宏观经济造成永久性伤害。因此，作为政策制定者而言，如何缓解劳动力市场失业呆滞所带来的负面影响将是其不得不面对的重要现实问题。金融危机后，与经济复苏的形势相比，发达国家尤其是欧洲国家劳动力市场的复苏迹象并不明显，就业形势依旧严峻；同时，发达国家的失业也表现出比危机之前更强的持续性（Aaronson等，2014），而导致这一现象的内在原因可能是劳动力市场失业呆滞特征（Galı´，2015）。那么，与之相关的一个问题是，发达国家的劳动力市场是否存在失业呆滞呢？

大量现有的经验研究对这一问题进行了验证。Cheng等（2012）以及Khraief等（2015）等采用了不同的实证模型对失业呆滞的存在性进行了检验，结果表明：欧洲、美国、日本、澳大利亚等国家和地区的劳动力市场均显著具有失业呆滞特征。这些研究主要基于国别数据考察失业呆滞的存在性，而较少对不同国家或者地区失业呆滞的程度进行量化比较。Galı´（2015）分别对欧洲和美国劳动力市场的失业呆滞程度进行了估计，其结果指出：相对而言，欧洲国家由于劳动力市场制度等方面的原因使得其失业呆滞的程度更高。正是由于这一原因，金融危机之后，欧盟中央银行组织欧盟各成员国相关领域的研究者对欧洲地区的通货膨胀和失业问题重新进行了深入的研究，并且尝试寻找存在失业呆滞的背景下改善欧洲劳动力市场表现的相关政策机制。①在这一背景下，Blanchard（2016）建立了一个简单的新凯恩斯主义模型，并采用带时变（Time-Varying）特征的菲利普斯曲线对美国的通货膨胀与失业的关系重新进行了验证。结果发现，与上世纪60年代相比，尽管当前美国的菲利普斯曲线并未发生根本性的变化，但是失业呆滞的存在显著改变了通货膨胀与失业之间的内在联系。Galı´（2016）则基于内部人-外部人模型考察了失业呆滞背景下的最优货币政策。研究表明，存在失业呆滞的背景下，传统的盯住通货膨胀的货币政策无法实现劳动力市场以及宏观经济的稳定。

显然，现有的大多数研究在分析失业呆滞时大多依据的是发达国家和地区的现实情况。但是，发展中国家经济的现实情况与发达国家存在较大的差别，其中一个典型的差别就是劳动力市场结构：以我国为代表的发展中国家，相当大比例的就业属于非正规就业（沈晓栋，2015；La Porta和Shleifer，2014；McCaig和Pavcnik，2015）。②同时，由于社会地位、福利待遇相对较高（La Porta和Shleifer，2014），导致了正规部门就业岗位成为劳动力市场的“香饽饽”。更重要的，我国长期以来的行政性用人体制，一方面充当了正规部门就业者获得相对较高收益的保护伞，另一方面也阻碍了劳动力的自由流动（丁守海和蒋家亮，2013）。在行政性用人体制下，正规部门就业者为了保护自身的利益，从而形成实际意义上的“内部人”（Insider）。依据Blanchard和Summers（1986）以及Galı´（2016）的研究结论，内部人势力的存在最终会导致劳动力市场“失业呆滞”。那么，失业呆滞存在于我国劳动力市场吗？

事实上，我国研究者较早就开始关注我国劳动力市场的失业呆滞问题。早期的研究基于统计分析，发现我国劳动力市场具有失业呆滞特征。金融危机之后，鉴于我国失业问题并未随着经济形势的复苏而缓解（朱炎亮，2016），我国劳动力市场失业呆滞问题重新成为研究中的热点问题。杨子晖（2009）采用面板数据对我国是否具有失业呆滞特征进行了经验验证，研究结果表明我国劳动力市场具有显著的失业呆滞特征；丁守海和蒋家亮（2013）、陈利锋（2016a）等分别基于菲利普斯曲线以及新凯恩斯主义框架发现失业呆滞在我国劳动力市场显著存在。那么，失业呆滞对于我国劳动力市场以及宏观经济具有怎样的影响呢？在失业呆滞显著存在的背景下，政府试图稳定劳动力市场的货币政策又具有怎样的宏观经济效应？

为了回答这一问题，基于我国劳动力市场的现实，我们建立了一个包含失业呆滞与非正规部门的NK-DSGE模型。与现有的研究相比，我们所建立的模型具有类似的特征，如垄断竞争、名义价格刚性、名义工资刚性等。不过，我们所建立的模型具有如下特色：第一，我们考虑了我国经济中显著存在的非正规部门以及与之相关的非正规就业；第二，我们考虑了我国劳动力市场的失业呆滞特征。研究的结果证实了失业呆滞对于我国宏观经济具有显著的影响，并且改变了货币政策对于劳动力市场的稳定效果。但是，失业呆滞对于最优货币政策的效应并不具有显著性影响。更重要的，即使正规部门存在失业呆滞，Evans规则仍能够较好的稳定劳动力市场；并且随着失业呆滞程度的提高，相对于基准货币政策（即对产出缺口与通胀做出反应的货币政策）而言，Evans规则对于社会福利的改进幅度越大。最后，基于谨慎性考虑，我们进一步设定非正规部门也存在失业呆滞，并重新考察了失业呆滞的影响。研究的结果表明，即使非正规部门也存在失业呆滞，Evans规则仍然是相对于最优货币政策而言的较优政策机制。

失业呆滞使得劳动力市场难以有效地自我修复，导致我国失业的持续性相对更强（陈利锋，2016b）。而我国行政性用人体制阻碍了劳动力在正规部门与非正规部门之间的自由流动，不利于缓解我国目前严重的失业及其持续性问题。因此，从源头上清理失业呆滞的形成诱因首先应该改革行政性用人体制。目前，我国正在推进的机关事业单位养老机制改革，推进养老金并轨，客观上有助于缩小正规部门与非正规部门之间的差距；同时，机关事业单位养老机制改革也有助于实现正规部门的“有进有出”和劳动力的自由流动。这些做法在一定程度上清理了失业呆滞的形成诱因，进而有利于实现我国劳动力市场的稳定。

二、基准模型与设定

本部分考虑一个存在部门差异的中国经济NK-DSGE模型。考虑部门差异主要是由于我国劳动力市场二元分割特征：在我国就业队伍中，非正规就业占据较大的比例（沈晓栋，2015）。在这一基准模型体系中，正规部门与非正规部门之间的差异除了现有研究中论及的名义价格刚性、名义工资刚性、名义工资、物质资本等方面之外，还表现为失业呆滞特征的不同。

（一）效用与偏好

与已有研究类似，家庭的偏好满足：

（二）正规部门

行政性用人体制的存在，使得我国正规部门部门就业者具有显著的“内部人”特征（丁守海和蒋家亮，2013）。因此，参考Galı´（2016）以及陈利锋（2016b）所构建的“内部人-外部人”模型，正规部门就业者构成了“内部人”，通过行政性用人体制的作用，内部人能够有效的影响工资调整决策与正规部门的雇佣决策：如果工资的调整导致内部人失业，那么工资的调整将会受到内部人的抵制。换言之，正规部门的工资调整得以进行的前提是工资的调整不会影响内部人的就业。显然，存在内部人势力的条件下，工资调整决策依据发生了显著的改变：现有的研究如Christiano et al.（2016）以及Gertler et al.（2016）等所构建的模型中，工资调整的决策依据为就业收益的最大化；而在本文所构建的包含失业呆滞的模型中，正规部门的“内部人”调整工资的决策依据为本部门内部人就业的稳定。定义、表示正规部门的名义工资刚性与最优名义工资，那么工资的调整方式为：，为正规部门不同就业之间的替代弹性。假定的有效期为，在这一工资水平下期正规部门的就业为；如果名义工资能够灵活调整，期正规部门的就业为。因此，与之间的关系满足：。定义为正规部门的最优就业，正规部门“内部人”势力的存在使得与有效期内的就业相等（这一设定可以保证在有效期内内部人不会失业）。这一条件可以对数线性化为：

在完全失业呆滞的情形下，驱动工资上涨的因素包括预期因素与正规部门就业的变化。而另一个极端的情形是当正规部门完全不存在内部人势力引起的失业呆滞，此时。那么，式（7）转化为：

显然，在这一情形下，驱动正规部门工资上涨的因素包括预期因素以及正规部门的就业。不过，与不存在内部人势力的NK-DSGE模型相比，式（7.2）所显示的工资膨胀的决定机理仍存在显著性不同。原因在于，尽管的取值为0意味着不存在失业呆滞，但是正规部门的内部人势力仍然存在（只是尚未形成失业呆滞），内部人势力仍然影响了正规部门的工资调整决策依据。

（三）非正规部门

基于以上设定，决定非正规部门最终产品生产企业是否调整价格的一阶条件为：

（四）加总、政府部门、市场出清与外生冲击

模型经济中的加总部门将正规部门与非正规部门生产的产品进行加总，加总之后的产品可以成为家庭的消费品。具体的，加总部门的技术为：

与现有的研究类似，在基准模型的货币政策下，中央银行的利率调整依据为产出缺口与通货膨胀，后者定义为：。另外，参考马理和娄田田（2015）等国内相关研究的设定，我们引入利率平滑机制。具体的，基准模型中中央银行的货币政策为：，反映了利率的平滑特征；和反映了利率对于通货膨胀和产出的敏感程度。模型经济中的总产出（即总供给）用于满足模型经济中的消费和投资（即总需求），这一条件可以表示为：。

三、参数的校准与估计

基于模型的可识别性考虑，我们首先进行部分参数的校准。表1给出了这些参数的取值及其选择来源。需要说明的是，失业呆滞参数，参考丁守海和蒋家亮（2013）估计的结果，我们将其取值校准为0.65；参数表示的是经济中正规部门就业占比，沈晓栋（2015）估计的结果表明，我国非正规部门就业占比约为0.51。因此，参数应取值为0.49。参数，表示投资调整成本函数二阶导数的稳态值，依据Galı´（2016），我们将其取值设定为1。最后，依据沈晓栋（2015）采用我国各省面板数据估算的结果，本文将参数与的取值均校准为0.67。

依据Herbst和Schorfheide（2016）以及Batini et al.（2010）等现有的相关研究，本文对待估计参数的先验均值与分布进行了设定。估计过程中使用的观测值主要包括产出、名义利率、通货膨胀以及消费等。在此基础上，我们对参数进行了估计。

表1 参数估计值

四、动态模拟分析

基于参数校准与估计的结果，本部分首先采用动态模拟方法分析宏观经济变量在外生冲击下的动态变化路径，然后集中分析外生冲击下失业呆滞对于失业的动态影响。不过，基于稳健性考虑，在基准参数校准的基础上，我们将失业呆滞参数分别取值为0和1，并且分别考察了不同取值下外生冲击的动态冲击效应。

图1显示的是1个单位标准差的需求冲击对于产出、投资等主要宏观经济变量以及正规部门通货膨胀、非正规部门通货膨胀、正规部门工资膨胀、非正规部门工资膨胀等两类部门宏观经济变量的动态影响。可以发现，积极的需求冲击推动了除产出之外的各个变量的上升。这是由于积极的需求冲击首先增加了社会总需求，总需求的增加对于宏观经济具有两个方面的效应：首先，总需求的增加推动了经济中的价格水平，因而导致了正规部门与非正规部门通货膨胀的上升；第二，总需求的增加刺激了企业投资的增加，进而有助于经济中产出水平的提高，因而积极的总需求冲击最终提高了产出。同时，投资的增加也意味着劳动力需求的上升，进而引起正规部门与非正规部门工资膨胀的上升。

基于图1还可以发现，失业呆滞显著改变了需求冲击的宏观经济效应。对于产出而言，当失业呆滞参数取值为1和0.65时，尽管积极的需求冲击最初引起了产出的增加，但是随着冲击效应的衰减，最终这一冲击引起了产出的下降。更重要的，产出最终收敛于低于零值的稳态，这一情形并未出现在取值为0时。对于投资以及两类部门通货膨胀、工资膨胀等变量而言，尽管失业呆滞并未影响其收敛的稳态，但在不同的失业呆滞程度下，其对于需求冲击的动态反应则具有明显的差异。具体表现为，失业呆滞的程度越高，积极的需求冲击对于投资等变量的影响越小。

图1 需求冲击的脉冲响应

那么，为什么失业呆滞显著性改变了外生冲击的效应呢？原因在于，正规部门内部人势力造成的失业呆滞使得正规部门的失业者更加难以获得就业机会，进而造成正规部门失业的持续。与之对应的，包括我国在内的发展中国家存在一个典型事实：正规部门与非正规部门在福利待遇方面存在显著的差异。而两类部门之间的差异使得正规部门就业岗位成为劳动力市场的“香饽饽”，进而导致正规部门失业者宁愿选择继续等待正规部门的就业机会，而非接受非正规部门的就业岗位。显然，这一现实导致了资源的错配（Mis-allocation）。失业呆滞与两类部门之间的差异造成了劳动力资源的浪费，因而失业呆滞的程度越高，稳态产出与自然率产出下降的幅度越大。表现在图1中，由于失业呆滞的存在，积极的需求冲击下产出最终收敛于低于零值的稳态。换言之，尽管积极的总需求冲击部分抵消了产出下行的趋势，但是失业呆滞最终还是导致了产出的永久性下降。而产出的下降则抑制了总需求的进一步扩张，进而导致投资以及两类部门通货膨胀和工资膨胀的较小幅度的变化。

我们进一步剖析失业呆滞对于失业的影响。图2给出了1个单位标准差的逆向货币政策冲击下失业的动态变化轨迹。基于图2可以发现，逆向货币政策冲击引起了失业的增加，但是失业呆滞参数的取值对于失业的动态变化路径具有显著的影响：的取值越大，逆向货币政策冲击对于失业具有更大的冲击效应。另外，的取值也影响了外生冲击下失业收敛的稳态。具体的，当取值为0时，失业收敛于零值稳态；当取值为0.65时，失业收敛于0.1个单位的稳态；而当取值为1时，失业收敛于0.25个单位的稳态。因此，基于图2可以发现，失业呆滞的存在使得外生冲击导致了失业永久性上升，进而对现实经济产生了永久性伤害。

图2 逆向货币政策冲击下失业的脉冲响应

五、货币政策与福利分析

在动态模拟分析的基础上，本文进一步进行货币政策分析。我们主要考察的是当正规部门存在失业呆滞背景下的最优货币政策以及Evans规则。具体的，我们首先求解正规部门存在失业呆滞条件下的最优货币政策机制，然后分析最优货币政策机制与Evans规则下失业呆滞对于失业的影响；在此基础上，进一步采用福利分析法考察失业呆滞对于不同政策机制下社会福利损失的影响。

（一）社会福利损失函数与最优货币政策

使用线性二次型方法，可以得到如下社会福利损失函数：

（二）扩展的泰勒规则：Evans规则

最优货币政策提供了一种理想的状态，但并不具有现实操作性。基于可操作性考虑，我们在这一部分将尝试寻找正规部门失业呆滞显著存在背景下我国最优可操作性货币政策机制。近年来，国内外研究者倾向于认为中央银行应该在货币政策盯住目标中加入失业，从而构建了一个被称为Evans规则的货币政策。具体的，Evans规则可以表述为：

（三）不同货币政策规则模型中的失业动态

基于以上设定的两种货币政策规则，我们进一步分析存在失业呆滞时外生冲击下失业的动态变化情况。具体的，我们首先将失业呆滞参数分别设定为0、0.65和1，然后分别计算逆向总需求冲击以及正向的正规部门价格加成冲击和技术冲击下失业的动态反应，结果显示在图3中。

图3 不同货币政策模型中外生冲击下的失业动态

（四）福利分析

对于政策制定者而言，宏观经济稳定才是宏观经济政策的重要目标，因而基于变量的超调特征和持续性特征进行政策评价似乎不够全面和合理。参考Galı´（2015）以及Galı´和Monacelli（2016）等，我们进一步采用社会福利损失这一指标进行货币政策评价。具体的，在考虑我国非正规部门显著存在以及正规部门存在失业呆滞特征的背景下，考察不同货币政策机制所引起的社会福利损失，进而有效的评价不同货币政策机制对于社会福利的影响以及失业呆滞所扮演的角色。与Galı´和Monacelli（2016）等相同，我们首先将跨期社会福利损失函数改写成如下平均社会福利损失函数：

表2 失业呆滞与社会福利

基于表2可以发现当正规部门劳动力市场具有失业呆滞特征时不同货币政策机制对于社会福利的影响。显然，基于表2可以发现如下事实：第一，当取值相同（比如0.65）时，最优货币政策所引起的社会福利损失最小，Evans规则则次之，而基准政策引起的社会福利损失最大。换言之，如果从社会福利的角度出发，当正规部门劳动力市场具有显著的失业呆滞特征时，Evans规则仍然是政策制定者相对较优的可操作性政策机制；第二，相对于基准货币政策机制而言，正规部门失业呆滞的程度越高，Evans规则所带来的社会福利改进的幅度越大；第三，失业呆滞显著影响了基准货币政策机制以及Evans规则下的社会福利损失，但对于最优货币政策的影响甚微。

因此，脉冲响应以及社会福利分析的结果均表明，即使当正规部门（也即整个经济中）存在失业呆滞，Evans规则对于劳动力市场仍具有较好的稳定效果。这一发现与Blanchard等（2015）等是一致的。后者在一个缩减形式（Reduced-Form）基准新凯恩斯主义模型分析了失业呆滞对于货币政策的影响，进而认为货币政策当局应该将失业作为货币政策盯住的目标，并且相对于通货膨胀而言，应该赋予失业更大的权重。

六、稳健性分析

尽管基于表2可以发现Evans规则有助于实现社会福利的相对改进，但这一结论是基于一个重要的前提：非正规部门不具有失业呆滞特征。然而事实上，非正规部门同样存在着内部人势力（丁守海和蒋家亮，2013）。与正规部门内部人势力相同，非正规部门的就业者也希望本部门调整工资时不会导致自身的失业。不过，正规部门失业呆滞来源于行政性用人体制，而非正规部门失业呆滞则仅仅是因为就业者的内部人势力：非正规部门就业者为了保证自身的就业，进而形成内部人势力以阻碍失业者的进入。不过，由于行政性用人体制的保护，正规部门失业呆滞的程度高于非正规部门。那么，当非正规部门也存在失业呆滞时，外生冲击下失业具有怎样的动态反应呢？本文基于正规部门存在失业呆滞所得到的研究结论（具体见表2）是否仍有效呢？本文在这一部分对这些问题进行回答。

（一）非正规部门失业呆滞的引入

此时，非正规部门的工资膨胀取决于预期和非正规部门就业。在这一情形下，非正规部门的内部人势力并未引起失业呆滞。

（二）失业动态

非正规部门企业规模相对较小，并且数量众多，其福利待遇的吸引力相对较差。同时，行政性用人体制无法影响非正规部门。因此，我们设定非正规部门的失业呆滞程度低于正规部门，即，我们不妨将其设定为0.35。其他参数我们仍依据表1和表2进行设定。另外，我们依旧将正规部门失业呆滞程度参数的取值设定为0.65。在此基础上，图4给出了基准货币政策机制与Evans规则下1个单位标准差的扩张性货币政策冲击对于失业的动态影响。

图4 失业呆滞与失业动态

我们进一步考察Evans规则下积极的货币政策对于失业的影响。当取值为0时，Evans规则下，失业最初经历了4个时期的上升，之后则逐渐下降并收敛至零值稳态；当取值为0.35时，在积极的货币政策冲击发生之初的5个时期内，失业呈现出短暂的上升趋势，之后失业则逐渐下降并最终向零值稳态收敛。与基准货币政策机制类似，导致失业短暂上升的原因依旧为失业呆滞引致的失业惯性。同时，相对于取值为0的情形而言，当取值为0.35时，积极的货币政策冲击发生之初失业呈现出更大幅度的上升，并且之后表现出较小幅度的下降。导致这一现象的原因可能在于，当取值为0.35时，正规部门与非正规部门同时具有的失业呆滞特征意味着经济中具有更强的失业呆滞，而失业呆滞导致失业具有更强的惯性特征。在相同的外生冲击下，失业的惯性特征越强，冲击发生之初失业上升的幅度越大，并且之后失业下降的幅度越小。

另外，基于Evans规则下失业的动态反应可以发现，即使正规部门与非正规部门同时具有失业呆滞特征，Evans规则最终仍降低了失业。因此，这一发现意味着，即使当两类部门均具有失业呆滞特征，Evans规则仍具有相对较好的稳定劳动力市场的作用。

（三）福利分析

在失业动态分析的基础上，我们可以求解当正规部门与非正规部门均具有失业呆滞特征时的最优货币政策，进而可以计算正规部门与非正规部门均具有失业呆滞特征时不同货币政策机制模型对应的社会福利损失，结果显示在表3中。

表3给出的是总需求冲击下社会福利损失估算的结果。与表2相比，最优货币政策所引起的社会福利损失几乎不发生改变。因此，从社会福利的角度看，即使非正规部门也存在失业呆滞，最优货币政策的社会福利损失并未发生显著性改变。这一发现印证了本文基于表2所得到的结论。

表3 两部门失业呆滞模型中的社会福利

七、结论与展望

国内相关经验研究所得到的结论表明，我国劳动力市场具有显著的失业呆滞特征。基于这一事实并且考虑到我国非正规部门大量存在的现实国情，我们建立了包含部门异质性与失业呆滞的NK-DSGE模型。在这一模型框架中，行政性用人体制导致正规部门就业者形成实际意义上的“内部人”，进而内部人势力引起正规部门具有失业呆滞特征。在采用我国现实数据对包含部门异质性与失业呆滞的NK-DSGE模型中的参数进行估计之后，基于总需求冲击与逆向货币政策冲击的脉冲响应函数，本文发现如下事实：（1）在失业呆滞显著存在的背景下，逆向外生冲击给劳动力市场乃至宏观经济造成了永久性伤害；（2）正规部门失业呆滞的程度越高，积极的总需求冲击对于各主要宏观经济变量的影响越小；（3）失业呆滞的程度越高，逆向货币政策冲击下失业表现出更大幅度的上升；（4）失业呆滞的程度越高，Evans规则所带来的社会福利改进的幅度越大；（5）即使我国正规部门存在显著的失业呆滞，Evans规则仍然是具有可操作性的较优货币政策机制。基于谨慎的角度考虑，我们对基准模型进行了扩展：设定非正规部门就业者同样具有内部人势力，进而形成非正规部门失业呆滞。本文发现，非正规部门失业呆滞的引入并未改变基准模型的结论。

本文的研究结论反映了正规部门失业呆滞对于我国劳动力市场造成的不利影响，而导致正规部门失业呆滞的原因在于行政性用人体制。因此，改革行政性用人体制，缩小人为因素造成的正规部门与非正规部门之间的差距，有利于从源头上清除失业呆滞的产生诱因，进而也有利于实现劳动力的充分流动和缓解社会失业。目前，我国政府正积极推进机关事业单位养老机制改革，实现养老金并轨；同时，正在推行的机关事业单位改革，允许机关事业单位就业人员“有进有出”。这些举措缩小了政府机关、企事业单位等正规部门与非正规部门之间的差距，进而有利于实现劳动力在正规部门与非正规部门之间的流动。显然，依据本文的分析结论，这些做法在一定程度上清理了失业呆滞的形成诱因，进而也有利于实现我国劳动力市场的稳定。

本文的研究结论表明，即使正规部门与非正规部门均存在失业呆滞，Evans规则对于劳动力市场仍具有较好的稳定效果，并且仍然相对实现了社会福利的改善。因此，在当前我国正规部门与非正规部门仍显著存在失业呆滞的背景下，我国货币政策当局仍然可以采用Evans规则来尝试缓解失业和稳定劳动力市场。在具体操作过程中，可以借鉴美联储的相关做法，建立科学和可监测的指标对失业进行监控，并将其作为货币政策盯住的对象之一。当然，对于我国而言，正规部门失业的监测相对容易，而非正规部门失业则由于非正规部门的特殊属性而难以有效的监测。

本文首次将失业呆滞特征引入旨在刻画我国经济的NK-DSGE模型中，作为一种尝试，我们认为可以进一步对本文的模型进行拓展：首先，开放经济模型。考虑到我国经济开放程度不断提高，国际劳动力流动日益频繁，因而一个可能的拓展是建立开放经济模型分析本文所考察的问题；第二，本文指出需要从源头上清理失业呆滞的诱因，那么如果政府采用相关政策对失业呆滞的诱因进行清理，这些政策对于宏观经济会产生怎样的影响呢？政策推进过程中宏观经济变量会表现出怎样的动态过渡特征呢？因而一个可能的方向是基于本文的模型对这些问题进行考察；最后，现有研究表明，失业呆滞来源于内部人势力，那么一个较好的处理方式是将失业呆滞内生化，而本文与以往的研究均将失业呆滞参数看做外生的常数。因此，一个可行的尝试是在本文的分析框架内将失业呆滞内生化，进而考察失业呆滞对于劳动力市场以及货币政策的影响。

1. 陈利锋：《我国劳动力市场具有失业呆滞特征吗？》[J]，《当代经济管理》2016年第8期。

2. 陈利锋：《我国失业的持续性：理论假说与现实证据》[J]，《云南财经大学学报》2016年第4期。

3. 卞志村、杨源源：《结构性财政调控与新常态下财政政策工具选择》[J]，《经济研究》2016年第3期。

4. 丁守海、蒋家亮：《中国存在失业回滞现象吗？》[J]，《管理世界》2013年第1期。

5. 马理、娄田田：《基于零利率下限约束的宏观政策传导研究》[J]，《经济研究》2015年第11期。

6. 沈晓栋：《中国非正规部门规模估算与宏观效应量化分析》[M]，中国统计出版社，2015年。

7. 杨子晖、张光南、温雪莲：《我国是否存在失业回滞效应？—基于第一、二代面板单位根检验的实证分析》[J]，《南方经济》2009年第10期。

8. 朱炎亮：《劳动力流动、城乡区域协调发展的理论分析》[J]，《经济科学》2016年第2期。

9. Aaronson, S., Cajner, T., and Fallick, B., 2014, “Labor Force Participation: Recent Developments and Future Prospects” [J],, Vol. 49, No. 2: 197-255.

10. Ball, L., and Mazumder, S., 2014, “A Phillips Curve with Anchored Expectations and Short-Term Unemployment” [D], NBER Working Papers, No. w20715.

11. Batini, N., Kim, Y., Levine, P., and Lotti, E., 2010, “Informal Labour and Credit Markets: A Survey” [D], IMF Working Papers, No. WP/10/42.

12. Blanchard, O., 2016, “The US Phillips Curve: Back to 60s?” [J],, Vol. 106, No. 5: 31-34.

13. Blanchard, O., Cerutti, E., and Summers, L., 2015, “Inflation and Activity: Two Explorations and Their Monetary Policy Implications” [J],, Vol. 1, No. 1: 25-46.

14. Blanchard, O., and Summers, L., 1986, “Hysteresis and the European Unemployment Problem” [J],, Vol. 1, No. 1: 15-90.

15. Cheng, K. M., Durmaz, N., Kim, H., and Stern, M. L., 2012, “Hysteresis vs. Natural Rate of US Unemployment” [J],, Vol. 29, No. 2: 428-434.

16. Christiano, L., Eichenbaum, M., and Trabandt, M., 2016, “Unemployment and Business Cycles” [J],, Vol. 84, No. 4:1523-1569.

17. Galı´, J., 2015, “Hysteresis and the European Unemployment Problem Revisited” [J],, Vol. 1, No. 1: 53-79.

18. Galı´, J., 2016, “Insider-Outsider Labor Markets, Hysteresis and Monetary Policy” [D], UPF Department of Economic Working Papers, No. 1506.

19. Galı´, J., and Monacelli, T., 2016, “Understanding the Gains from Wage Flexibility: The Exchange Rate Connection” [J],, Vol 106, No. 12: 3829-3868.

20. Gertler, M., Huckfeldt, C., and Trigari, A., 2016, “Unemployment Fluctuations, Match Quality, and the Wage Cyclicality of New Hires” [D], NBER Working Papers, No. 22341.

21. He, D., Zhang, W., and Shek, J., 2007, “How Efficient has been China’s Investment? Empirical Evidence from National and Provincial Data” [J],, Vol. 12, No. 5: 596-617.

22. Herbst, E., and Schorfheide, F., 2016, Bayesian Estimation of DSGE Models[M], Princeton: Princeton University Press.

23. Khraief, N., Shahbaz, M., Heshmati, A., and Azamn M., 2015, “Are Unemployment Rates in OECD Countries Stationary? Evidence from Univariate and Panel Unit Root Tests” [D]. IZA Working Papers, No. 9571.

24. La Porta, R., and Shleifer, A., 2014, “Informality and development” [J],, Vol. 28, No. 3: 109-126.

25. McCaig, B., and Pavcnik, N., 2015, “Informal Employment in a Growing and Globalizing Low-Income Countries” [D], NBER Working Papers, No. w20891.

26. Schaal, E., and Taschereau-Dumouchel, M., 2016, “Aggregate Demand and the Dynamics of Unemployment” [D]. University of Pennsylvania, Wharton School of Business Working Paper, No. 71914.

（H）

①欧盟中央银行于2015年5月21至23日在葡萄牙首都里斯本市的辛特拉（Sintra）小镇召开“2015欧盟中央银行论坛”（ECB Forum on Central Banking）。会议的主题为“欧洲地区的通货膨胀与失业”（Inflation and Unemployment in European）。

② Batini et al.（2010）对非正规就业的范畴进行了界定，指出发展中国家的非正规部门包括自我雇佣就业、家族企业从业人员以及小微企业就业人员等。国内学者关于我国非正规就业的界定基本上等同于非公共部门就业，沈晓栋（2015）对我国非正规就业进行了统计，其考察的范畴包括城镇私营企业与个体经济从业者、小微企业从业者以及其他从事非正规职业且未纳入国家就业统计范畴的就业。那么，对应的正规就业则指的是公共部门就业。

①限于篇幅，这里省略了正规部门存在失业呆滞背景下我国最优货币政策的行为方程。

* 本文为广东省自然科学基金项目“税收持续增长背景下的民生性财政支出对产业结构调整的影响机制及效应研究”（2016A030313615）、广东省哲学社会科学“十二五”规划学科共建项目“劳动力市场结构性改革与中国经济波动研究”（GD14XYJ02）的阶段性成果。