我國勞動力市場具有失業呆滯特征嗎？

摘 要？演在新凱恩斯主義的分析框架內，結合NKPC與NKWPC，分別采用單位根檢驗法、工資方程檢驗法以及基于NKPC的檢驗法對我國勞動力市場失業呆滯的存在性進行了檢驗。研究結果表明：我國勞動力市場具有顯著的失業呆滯特征；基于工資方程的失業呆滯檢驗的結果表明，我國失業呆滯的程度約為0.653，而基于NKPC的失業呆滯檢驗的結果指出，我國失業呆滯的程度約為0.625。在此基礎上，進一步嘗試提出失業呆滯顯著存在背景下促進就業的相關政策建議。

關鍵詞？演失業呆滯；勞動力市場；新凱恩斯主義

[中圖分類號]F015 [文獻標識碼] A [文章編號]1673-0461（2016）08-0001-05

一、引 言

失業呆滯是勞動力市場理論的一個重要的研究話題，也是政策制定者難以處理的棘手問題。國際金融危機以來，金融危機引起的負向沖擊導致各國失業率居高不下，并且勞動力市場表現出“緩慢復蘇”的形勢，這些因素使得研究者與政策當局開始注重分析勞動力市場內在作用機制，進而使得失業呆滯成為近年來研究中的熱門話題。

事實上，早在20世紀80年代研究者就已經開始關注失業呆滯問題。①Blanchard和Summers（1986）、Chang et al.（2007）、Ball（2009）以及Hoorebeke（2010）等通過對歐洲勞動力需求以及勞動力市場制度的分析，發現歐洲勞動力市場具有顯著的失業呆滯特征；而Mednik et al.（2008）則對拉美地區的勞動力市場進行了考察，結果發現拉美地區的勞動力市場也存在較為明顯的失業呆滯現象；Smyth（2003）采用面板數據單位根檢驗法對澳大利亞勞動力市場進行了實證檢驗，研究的結果證實澳大利亞勞動力市場也具有失業呆滯特征；Mohan et al.（2008）以及Khraief et al.（2015）等基于面板單位根方法對OECD國家失業率進行了檢驗，結果發現OECD國家勞動力市場具有失業呆滯特征。顯然，已有的相關研究通過經驗研究的方法證實失業呆滯廣泛存在于世界各個地區的勞動力市場，并且對于勞動力市場制度剛性較大的歐洲而言失業呆滯的特征則更為明顯。

那么作為世界上最大的發展中國家，我國勞動力市場是否具有失業呆滯特征呢？國內已有的研究對于這一問題的關注相對較少，并且主要集中于兩個方面：第一，對失業呆滯的影響進行定性分析。代表性研究包括宋旺和鐘正生（2004）、蔣長流和王晴（2007）等；第二，采用經驗研究方法對我國勞動力市場失業呆滯存在與否進行經驗估計。代表性研究包括楊子暉等（2009）以及丁守海和蔣家亮（2013）等。盡管這些研究采用不同的方法均檢驗出我國勞動力市場存在失業呆滯特征，但其所使用的研究方法仍基于數據建模，因而均缺乏理論基礎。

基于已有研究存在的不足，本文基于新凱恩斯主義的分析框架對我國勞動力市場失業呆滯的存在性進行經驗檢驗。我們之所以基于新凱恩斯主義分析框架建模主要是基于如下考慮：①我國的現實情況符合新凱恩斯主義框架的建模基礎（王君斌和王文甫，2010），進而使得本文所建立的模型具有現實基礎；②基于這一分析框架建模可以使得本文的分析具有理論基礎。在此基礎上，我們分別采用基于新凱恩斯主義菲利普斯曲線（即NKPC）的單位根檢驗法、基于新凱恩斯主義工資菲利普斯曲線（即NKWPC）的工資方程檢驗法以及基于包含前瞻性與后顧式預期的NKPC檢驗法等方法對我國勞動力市場是否具有失業呆滯特征進行了檢驗。研究的結果表明，我國勞動力市場具有明顯的失業呆滯特征，并且基于NKWPC的工資方程檢驗法以及基于包含前瞻性與后顧式預期的NKPC檢驗法均發現我國失業呆滯的程度超過60%。換言之，每一時期我國勞動力市場均有近60%的當前失業轉化為長期失業。

目前，我國正面臨日益增大的社會就業壓力。盡管政府將降低失業作為重要目標，并嘗試通過經濟增長降低失業，但是失業呆滯的存在弱化了經濟增長與就業增長之間的聯系。因此，有效的估算我國勞動力市場失業呆滯程度，對于促進社會就業政策的制定和推行具有重要的現實意義。另外，已有研究如Gal？覦′（2013）等表明，勞動力市場在傳導外生沖擊影響宏觀經濟的過程中具有重要的作用，而失業呆滯對于勞動力市場動態具有不可忽視的影響。因此，準確估計我國勞動力市場失業呆滯程度對于外生沖擊下財政政策與貨幣政策的制定以及相應的效果評價也具有重要的作用。

二、模型與估計

本部分分別采用多種不同的方法對我國勞動力市場是否具有檢驗失業呆滯的特征進行檢驗。在已有的研究中，檢驗失業呆滯的方法主要包括基于失業率數據的單位根檢驗法、基于工資方程的檢驗方法以及基于菲利普斯曲線的檢驗方法等。這些研究方法具有不同的理論背景，建模的思路也存在較大的差異，進而造成了研究結論的差異。與之不同，本部分所采用的分析方法全部建立在新凱恩斯主義分析框架上。

（一） 基于失業數據的單位根檢驗法

基于失業呆滯的定義可知，失業呆滯實際上表現為過去的失業對當前失業具有正的影響。因此，Brunello（1990）提出了一種簡單的檢驗失業呆滯存在與否的方法，即基于失業率數據的單位根檢驗方法。定義π為依據消費價格指數（即CPI）計算的通貨膨脹，為失業率對其自然律水平的偏離，ut與ut*分別為失業率與自然失業率。②依據Gal？覦′（2013）可得NKPC為：

ut=us+？姿ut-1+et （2）

其中：us為截距項；et=k-1反映了預期的偏誤，因而可以看做式（2）的隨機干擾項。式（2）消除了自然失業率，進而使得檢驗勞動力市場是否存在失業呆滯的問題轉變為檢驗失業率是否具有單位根的特征。當然，式（2）僅僅構成了檢驗失業呆滯的基本方程，現實經濟中可能存在更具復雜性的失業呆滯問題，如Gal？覦′（2015）在檢驗美國與歐洲國家的失業呆滯問題時發現，美國的失業呆滯方程包含了二階滯后成分。③

基于式（2），并使用我國2002Q1至2014Q4的城鎮登記失業率數據，采用ADF單位根檢驗法以及DF-GLS方法對我國勞動力市場失業呆滯的存在性進行了檢驗，結果顯示在表1中。

表1左邊為ADF檢驗的結果，水平值檢驗的統計量為-1.143，其在10%的顯著性水平上仍不顯著，換言之，失業率水平值序列是非平穩的；而將其進行一階差分之后，ADF檢驗統計量為 -6.508，其在1%的顯著性水平上仍然是顯著的。因此，失業率序列的ADF檢驗結果表明其包含了一個單位根過程。

表1右邊給出了DF-GLS檢驗的結果。DF-GLS檢驗的STATA程序可以給出所有滯后階數的統計量與最優滯后階數，顯然，失業率水平值序列的最優滯后階數為10，這意味著1至10階滯后項的統計量均小于檢驗統計量（-0.552），因而這一序列是非平穩的；失業率的一階差分序列最優滯后階數為0，其對應的統計量為-6.710，即使在1%的顯著性水平下這一統計量仍然是顯著的，即失業率數據的一階差分序列是平穩的。因此，基于失業率數據的DF-GLS檢驗的結果表明，失業率序列為一階單位根過程。

失業率數據的ADF檢驗與DF-GLS檢驗的結果均表明，我國失業率為單位根過程。并且，基于ADF檢驗與DF-GLS檢驗檢驗的形式可以發現，我國失業率數據僅僅包含了一個單位根。因此，基于單位根的失業呆滯檢驗結果可知，我國勞動力市場存在失業呆滯。與Gal？覦′（2015）相比，我國勞動力市場失業呆滯問題與美國存在顯著的差異，但與歐洲存在一定的相似，因為后者的研究結果發現美國失業率方程具有二階滯后項，歐洲僅具有一階項。

盡管失業呆滯的單位根檢驗法操作簡單，并且能夠為失業呆滯的存在與否提供一個經驗上的直覺，但是仍可能存在三個方面的不足，即：①樣本依存性。已有的研究如Ball（2009）以及Gal？覦′（2015）等均指出，這一方法的結論具有較為嚴重的樣本依存性，換言之，依據這一方法估計的模型方程（2）所預測的失業率與現實失業率數據存在較大的差異。②城鎮登記失業率數據無法真實有效的反映我國失業問題。③這一方法只能檢驗是否存在失業呆滯而無法準確得知失業呆滯的程度。

（二）基于工資方程的失業呆滯檢驗

Blanchard和Summers（1986）首次采用這一方法對失業呆滯現象進行考察，這一方法通過考察工資與就業之間的關系即勞動力供給與勞動力需求來分析失業呆滯。與之不同，本文基于新凱恩斯主義的框架對這一方法進行擴展。與陳利鋒（2015a）類似，我們給出如下形式的NKWPC：

式（6）中，κ1=κwu1，κ2=-？姿κwu1，κ3=-κwu2，κ4=？姿κwu2。顯然，如果勞動力市場存在失業呆滯（即？姿>0），那么：κ2<0，κ4>0。式（6）與式（4）相比，失業率從模型方程中消去，由于我國目前實際失業率指標無法直接獲得，但產出與實際工資數據卻可以直接獲得，因而從數據的可得性考慮，式（6）比式（4）更具可操作性。基于經驗估計的需要，對式（6）進行了適當的調整，進而得到如下經驗估計模型：

其中：et為隨機干擾項。式（7）構成了新凱恩斯主義框架中基于工資方程檢驗失業呆滯的基本方程。名義工資采用對數季度全國總工資數據，④使用CPI對其進行調整得到實際工資；依據定義，工資膨脹率采用全國總工資數據的對數差分之后的數據；產出采用經CPI調整之后的對數GDP數據。不過，需要注意的是式（7）中包含了工資膨脹率的預期項，因而最小二乘法（即OLS）無法對其進行有效的估計。Gal？覦′與Gertler（1999）、楊繼生（2009）等在估計包含預期的模型中采用滯后項作為預期項的工具變量，進而使用廣義矩估計（即GMM）方法對模型進行估計。我們在對式（7）進行估計的過程中沿用這一方法，即使用工資膨脹率的一階滯后項與二階滯后項作為預期工資膨脹率的工具變量。本文采用CF濾波法提取產出與實際工資數據的周期成分，進而得到產出缺口與實際工資缺口的數據。在此基礎上，式（7）估計的結果見表2。

表2給出了基于工資方程失業呆滯檢驗GMM估計的結果。表2顯示，預期工資膨脹對于當期工資膨脹的影響為0.977，已有的研究將家庭的折現因子取值為0.98，顯然本文估計的結果與折現因子的取值較為接近。需要注意的是，工資與產出對于工資膨脹的影響系數的估計值均顯著，并且基于參數之間的關系可知：？姿=κ2/κ1≈0.653。因此，基于工資方程檢驗的結果表明，我國勞動力市場存在失業呆滯，并且失業呆滯的程度約為0.653。

（三） 基于包含前瞻性與后顧式預期的NKPC檢驗

式（1）給出的是基于基本新凱恩斯主義模型（Basic New Keynesian Model）得出的NKPC，Gal？覦′ et al.（2012）通過引入消費習慣，進而得到如下擴展的NKPC：

顯然，式（8）中既包含了通貨膨脹慣性，也包含了預期通貨膨脹。這與楊繼生（2009）等研究是一致的，后者發現我國通貨膨脹同時兼具前瞻性（即預期）與后顧式（即滯后項）的特征。采用與工資方程類似的處理方式得到如下方程：

對消費價格指數進行環比處理，進而得到通貨膨脹數據；其余變量的數據與基于工資方程檢驗過程中所使用的數據以及處理方式相同。在此基礎上，表3給出了基于NKPC進行的失業呆滯檢驗的結果。

表3給出了基于包含前瞻性與后顧式預期的NKPC的我國勞動力市場失業呆滯檢驗結果。通貨膨脹滯后項與預期通貨膨脹對于當期通貨膨脹的影響系數均為正值，并且二者在1%的顯著性水平上是顯著的。因此，基于NKPC的失業呆滯檢驗的結果表明了我國通貨膨脹同時具有前瞻式與后顧式特征。這與已有的研究如楊繼生（2009）等是一致的。更重要的，實際工資與產出對于當期通貨膨脹均具有顯著的影響，并且基于參數之間的關系可以計算出我國失業呆滯的程度，即：？姿=κ2′/κ1′≈0.653。

三、結論與政策建議

在新凱恩斯主義的分析框架內，本文結合NKPC與NKWPC分別采用單位根檢驗法、基于NKWPC的工資方程檢驗法以及基于包含前瞻性與后顧式預期的NKPC檢驗法等方法對我國勞動力市場是否具有失業呆滯特征的問題進行了檢驗。研究結果發現我國勞動力市場具有顯著的失業呆滯特征，并且無論是基于NKWPC的工資方程檢驗法還是基于包含前瞻性與后顧式預期的NKPC檢驗法均發現，我國勞動力市場失業呆滯的程度均超過0.6。這一結果表明，在本文的考察期內，我國60%以上的失業會轉化為長期失業，進而失業的持久性相對較強。

本文的發現為解釋我國日益嚴重的就業問題提供了一個新的視角。失業呆滯破壞了勞動力市場自身具有的自我恢復機制，當負向沖擊引起失業增加時，勞動力市場無法通過這一機制而恢復到初始狀態。因此，失業呆滯使得每一時期均有部分失業者進入長期失業隊伍。已有的研究表明，失業的持久性越強，失業問題越難以解決。因此，當負向沖擊導致失業上升時，失業呆滯使得勞動力市場難以自我修復，進而引起失業問題日益嚴重。

失業呆滯使得失業問題難以通過勞動力市場自身的調整得以解決。那么，在失業呆滯顯著存在的背景下，如何有效地緩解失業問題呢？已有的研究如Evans（2011）、陳利鋒（2015b）等鑒于失業問題日益嚴重的現實，指出對失業做出反應的貨幣政策對于緩解失業問題具有積極的意義。基于本文的研究，我國勞動力市場具有顯著的失業呆滯特征，勞動力市場無法自我修復，因而采用這一政策機制將是一個不錯的選擇。另外，作為宏觀經濟政策的重要構成部分，財政政策在我國政府宏觀經濟調控過程中具有重要的作用。已有的新凱恩斯主義研究如陳利鋒（2015a）指出，在失業呆滯顯著存在的背景下，傳統的財政政策對于就業的積極作用難以有效發揮。鑒于福利績效分析在新凱恩斯主義政策研究中的重要作用，本文認為將增加就業或者緩解失業作為財政政策績效評估的指標，并且通過財政政策干預勞動力市場，進而部分抵消失業呆滯的消極影響。顯然，這一做法有利于緩解日益嚴重失業問題。