陳利鋒

(中共廣東省委黨校經(jīng)濟學(xué)教研部，廣州510053)

理解非正規(guī)就業(yè):異質(zhì)性雇傭成本、社會福利與穩(wěn)定化政策

陳利鋒

(中共廣東省委黨校經(jīng)濟學(xué)教研部，廣州510053)

在一個包含名義價格剛性、名義工資剛性和異質(zhì)性雇傭成本的多部門模型中，考察了勞動力在正規(guī)部門與非正規(guī)部門之間的流動及其宏觀經(jīng)濟效應(yīng)。外生沖擊的貝葉斯脈沖響應(yīng)函數(shù)表明，失業(yè)在外生沖擊下表現(xiàn)出較強的持續(xù)性，并且正規(guī)部門與非正規(guī)部門之間的顯著性差異使得中國勞動力市場存在顯著的“失業(yè)回滯”問題。社會福利分析的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，盡管非正規(guī)部門的廣泛存在通過降低名義價格剛性和名義工資剛性實現(xiàn)了社會福利的改善，但整體而言非正規(guī)部門與正規(guī)部門的顯著性差異導(dǎo)致了社會福利的惡化。在此基礎(chǔ)上，采用對失業(yè)做出反應(yīng)的政策機制以及進(jìn)行勞動力市場結(jié)構(gòu)性改革，有利于穩(wěn)定勞動力市場，也有利于降低非正規(guī)部門廣泛存在引起的社會福利損失。

異質(zhì)性雇傭成本;正規(guī)部門;非正規(guī)部門;社會福利;勞動力市場結(jié)構(gòu)性改革

一、引言

非正規(guī)部門的廣泛存在是發(fā)展中國家的一個典型事實(La Porta和Shleifer，2014［1］)，與之對應(yīng)的是在發(fā)展中國家就業(yè)總量中非正規(guī)就業(yè)占據(jù)相對較大的比例。那么，什么是非正規(guī)部門和非正規(guī)就業(yè)呢?依據(jù)Batini等(2011)［2］的定義，發(fā)展中國家非正規(guī)部門主要包括自我雇傭企業(yè)、家族企業(yè)以及微型企業(yè)等。胡鞍鋼和趙黎(2006)［3］認(rèn)為，在我國，非正規(guī)就業(yè)主要包括城鎮(zhèn)私營企業(yè)從業(yè)人員、個體經(jīng)濟從業(yè)人員以及大量從事非正規(guī)就業(yè)且未納入國家就業(yè)統(tǒng)計范疇的就業(yè)。國內(nèi)外已有的研究對發(fā)展中國家的非正規(guī)部門以及非正規(guī)就業(yè)的規(guī)模進(jìn)行了較為深入的研究。Perry等(2007)［4］對玻利維亞、印度、尼日利亞、巴拿馬、巴基斯坦、巴拉圭以及秘魯?shù)劝l(fā)展中國家非正規(guī)部門的規(guī)模進(jìn)行調(diào)查，結(jié)果發(fā)現(xiàn)這些國家非正規(guī)部門產(chǎn)值在GDP中的比重高達(dá)60% ～70%;Chen(2012)［5］在對發(fā)展中國家非農(nóng)人口就業(yè)情況的調(diào)查研究中發(fā)現(xiàn)，50% ～75%非農(nóng)人口就業(yè)于非正規(guī)部門。而在國內(nèi)的研究中，徐藹婷等(2012)［6］估算的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，2000～2009年間，我國各省非正規(guī)部門產(chǎn)出與GDP比值的最大值為 62%;胡鞍鋼和趙黎(2006)［3］估算的結(jié)果表明，2004年我國非正規(guī)就業(yè)在總就業(yè)中的占比為58．69%;任遠(yuǎn)和彭希哲(2007)［7］則發(fā)現(xiàn)2007年我國城鎮(zhèn)非正規(guī)就業(yè)所占的比例為51%。既然非正規(guī)部門和非正規(guī)就業(yè)在發(fā)展中國家廣泛存在，那么其對于發(fā)展中國家勞動力市場乃至宏觀經(jīng)濟具有怎樣的影響呢?

已有的研究主要從微觀的視角對發(fā)展中國家非正規(guī)部門和非正規(guī)就業(yè)的規(guī)模進(jìn)行考察，但卻較少從宏觀的視角分析其對勞動力市場和宏觀經(jīng)濟的影響。一個重要的原因是已有的新凱恩斯主義動態(tài)隨機一般均衡(New Keynesian Dynamic General Equilibrium，以下簡稱 NK －DSGE)模型主要基于發(fā)達(dá)國家的經(jīng)濟事實建模，而相對發(fā)展中國家而言，發(fā)達(dá)國家非正規(guī)部門和非正規(guī)就業(yè)的規(guī)模相對較小。①發(fā)達(dá)國家中也存在非正規(guī)部門，但更多指的是地下經(jīng)濟(Auroba，2010［8］;Oris等，2014［9］)。因而這一建模方式可能不符合發(fā)展中國家的現(xiàn)實。事實上，發(fā)展中國家正規(guī)部門就業(yè)與非正規(guī)部門就業(yè)存在較大的差異，具體表現(xiàn)為:(1)一個顯在的差異是正規(guī)部門就業(yè)者在工作穩(wěn)定性和收入上均高于非正規(guī)部門就業(yè)者;②羅楚亮(2008)［10］發(fā)現(xiàn)工作不穩(wěn)定群體的工資收入僅為工作穩(wěn)定群體的65%;屈小博(2011)［11］發(fā)現(xiàn)1997至2006年間，正規(guī)部門就業(yè)者的收入是非正規(guī)部門的1．28倍，并且呈現(xiàn)不斷擴大的趨勢;魏下海和余玲錚(2012)［12］估算的結(jié)果發(fā)現(xiàn)正規(guī)部門的工資水平比非正規(guī)部門高35．4%;常進(jìn)雄和王丹楓(2010)［13］發(fā)現(xiàn)我國正規(guī)部門收入分配高于非正規(guī)部門，且這一差距有不斷擴大的趨勢。(2)正規(guī)部門具有非正規(guī)部門不具有的隱性福利，包括良好的就業(yè)崗位培訓(xùn)以及帶薪休假等;(3)潛在的差異，如社會認(rèn)可程度、社會地位和集體歸屬感等。兩部門的顯著性差異對發(fā)展中國家勞動力市場具有不容忽視的影響，具體表現(xiàn)為:(1)正規(guī)部門失業(yè)者仍然希望在正規(guī)部門重新找到工作而不愿意進(jìn)入非正規(guī)部門，進(jìn)而使得失業(yè)更具持續(xù)性; (2)非正規(guī)部門就業(yè)者希望通過在職搜尋獲得正規(guī)部門就業(yè)機會，一旦在正規(guī)部門得到就業(yè)崗位將從非正規(guī)部門離職，進(jìn)而提高了離職率; (3)適齡勞動力如大學(xué)畢業(yè)生就業(yè)首選為正規(guī)部門，但是正規(guī)部門吸納就業(yè)的能力有限，因而增加了失業(yè)總量。③我國每年的公務(wù)員考試熱就是這一差異的現(xiàn)實表現(xiàn)之一?；谝陨戏治?，在已有研究如Blanchard和Gal1'(2010)［14］、Gal1'(2011)［15］單一部門雇傭成本模型的基礎(chǔ)上，本文構(gòu)建了一個包含正規(guī)部門與非正規(guī)部門的多部門異質(zhì)性雇傭成本模型。在這一模型框架中，勞動力可以在正規(guī)部門與非正規(guī)部門之間流動，而工資則取決于企業(yè)與工人之間的議價。為了更好地吻合我國的現(xiàn)實情況，我們通過在模型中引入名義價格剛性和名義工資剛性，進(jìn)而將2002年以來我國勞動力成本上升(即工資膨脹)的因素納入模型分析的范疇。

外生沖擊的貝葉斯脈沖響應(yīng)函數(shù)表明，對應(yīng)于同一外生沖擊，兩部門就業(yè)變量的反應(yīng)程度存在顯著性差異。這一發(fā)現(xiàn)表明考慮正規(guī)部門與非正規(guī)部門差異的異質(zhì)性雇傭成本模型可能更為合理，而基于整體經(jīng)濟建模的單一部門雇傭成本模型可能存在模型設(shè)定的偏誤。外生沖擊的貝葉斯脈沖響應(yīng)函數(shù)還表明，外生沖擊下我國的失業(yè)變量表現(xiàn)出較強的持續(xù)性。盡管已有的研究從多個方面對此進(jìn)行了解釋，但本文對這一現(xiàn)象提供了另一個角度的闡釋，即失業(yè)持續(xù)性源于兩部門之間的顯著性差異。更重要的是，兩部門之間的顯著性差異使得初始的失業(yè)在較長時期內(nèi)均對失業(yè)具有顯著性影響，即中國勞動力市場存在顯著性失業(yè)回滯問題，這一發(fā)現(xiàn)與丁守海和蔣家亮(2013)［16］是一致的。

失業(yè)回滯具有重要的政策含義。因為失業(yè)回滯使得勞動力市場自我修復(fù)機制難以有效地發(fā)揮作用，這意味著當(dāng)難以規(guī)避的外生沖擊發(fā)生時，勞動力市場難以迅速調(diào)整以實現(xiàn)市場出清，進(jìn)而失業(yè)更具持續(xù)性。失業(yè)回滯還弱化了傳統(tǒng)經(jīng)濟學(xué)強調(diào)的經(jīng)濟增長與就業(yè)之間的緊密聯(lián)系，進(jìn)而使得依靠經(jīng)濟增長推動就業(yè)進(jìn)而緩解失業(yè)的政策收效甚微。

NK－DSGE模型往往采用社會福利損失來考察政策機制的優(yōu)劣，本文沿用這一方法考察非正規(guī)部門廣泛存在的成本和收益。社會福利分析的結(jié)果表明，非正規(guī)部門的廣泛存在降低了經(jīng)濟中的名義價格剛性和名義工資剛性，進(jìn)而實現(xiàn)了社會福利的改善。但是，由于我國正規(guī)部門與非正規(guī)部門之間的顯著性差異導(dǎo)致了失業(yè)更具持續(xù)性，進(jìn)而導(dǎo)致了社會福利的惡化。進(jìn)一步比較的結(jié)果則發(fā)現(xiàn)，非正規(guī)部門的廣泛存在導(dǎo)致了我國社會福利的惡化。

在社會福利分析的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步考察了在非正規(guī)部門廣泛存在的背景下降低社會福利損失的政策即勞動力市場穩(wěn)定化政策。我們首先考察了對失業(yè)做出反應(yīng)的貨幣政策機制，福利分析的結(jié)果表明，這一政策機制可以使得貨幣政策直接盯住失業(yè)，進(jìn)而在緩和失業(yè)問題的同時也降低了政策機制引起的社會福利損失。不過，這一政策機制建立在對失業(yè)精確預(yù)警的基礎(chǔ)上，因而在實際操作過程中還存在一定的難度。而另一個降低社會福利損失和緩解社會失業(yè)的方法是進(jìn)行勞動力市場結(jié)構(gòu)性改革(如我國當(dāng)前正在醞釀推進(jìn)的事業(yè)單位養(yǎng)老機制改革)。社會福利分析的結(jié)果表明，在非正規(guī)部門廣泛存在的背景下，通過勞動力市場結(jié)構(gòu)性改革降低正規(guī)部門的雇傭成本將有利于降低社會福利損失。

與已有的NK－DSGE模型相比，本文主要做了如下幾個方面的工作:(1)構(gòu)建了一個包含名義價格剛性、名義工資剛性以及異質(zhì)性雇傭成本的多部門NK－DSGE模型，而已有的相關(guān)研究忽略了正規(guī)部門與非正規(guī)部門之間的差異;①陳利鋒(2014a)［17］構(gòu)建了一個包含正規(guī)部門與非正規(guī)部門的NK－DSGE模型，但卻沒有包含勞動力流動;袁志剛(2013)［18］對城鄉(xiāng)勞動力流動機制進(jìn)行了考察，但并未對就業(yè)類型進(jìn)行分類。(2)基于社會福利的視角對非正規(guī)部門廣泛存在的成本與收益進(jìn)行了分析;(3)考察了勞動力市場穩(wěn)定化政策包括對勞動力市場做出反應(yīng)的政策機制和勞動力市場結(jié)構(gòu)性改革的社會福利。

本文其余部分的結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分構(gòu)建了一個包含名義價格剛性、名義工資剛性和異質(zhì)性雇傭成本的多部門NK－DSGE模型;第三部分對模型進(jìn)行參數(shù)化和動態(tài)分析;第四部分則對非正規(guī)部門存在的成本和收益進(jìn)行分析，并在此基礎(chǔ)上對降低社會福利損失的勞動力市場穩(wěn)定化政策如對失業(yè)做出反應(yīng)的貨幣政策以及勞動力市場結(jié)構(gòu)性改革等進(jìn)行了考察。

二、模型與假設(shè)

(一)勞動力市場

定義Nt與Ut分別表示家庭成員中就業(yè)和失業(yè)所占的比例，為了分析的便利，我們將勞動力供給單位化為1，因此:

基于以上定義可知，失業(yè)Ut實際上是Jt中未找到工作的數(shù)量，即:

(二)家庭

代表性家庭的目標(biāo)為最大化如下函數(shù):

其中:Ct為消費;β為主觀貼現(xiàn)因子;η為 Frisch勞動供給彈性的倒數(shù);總需求沖擊滿足:為總需求沖擊的持續(xù)性參數(shù)，;勞動力供給沖擊滿足:為勞動力供給沖擊的持續(xù)性參數(shù)，。對應(yīng)的，家庭的預(yù)算約束為:

式(6)中，δk為物質(zhì)資本折舊率;資本調(diào)整成本函數(shù)滿足:S(δk)=δk，S'(δk)=1，S'＞0，S″≤0?；谝陨显O(shè)定，家庭效用最大化的一階條件為:

式(7)為消費的歐拉方程;式(8)為最優(yōu)投資決策條件;式(9)為Tobin的“Q”的定義。Λt，t+k為與消費有關(guān)的隨機貼現(xiàn)因子，且滿足:Λt，t+k=

(三)零售企業(yè)

兩部門零售企業(yè)使用Dixit－Stiglitz技術(shù)對批發(fā)商生產(chǎn)的中間產(chǎn)品進(jìn)行加總，即:

與已有研究類似，兩部門價格依據(jù)Calvo(1983)［20］的交錯方式調(diào)整。具體為:

(四)最終產(chǎn)品企業(yè)

經(jīng)濟中存在一個最終產(chǎn)品企業(yè)，通過購買兩部門零售企業(yè)的產(chǎn)品，最終產(chǎn)品使用加總技術(shù)生產(chǎn)出最終消費品并出售給家庭消費。其對應(yīng)的加總函數(shù)為:

其中:w為正規(guī)部門在經(jīng)濟中所占的比例;τ為加總參數(shù)。最終產(chǎn)品企業(yè)面臨競爭性市場環(huán)境，因而其利潤最大化時的利潤為0。加總后產(chǎn)品的價格為Pit，整體價格水平與兩部門零售產(chǎn)品價格的關(guān)系滿足:

(五)批發(fā)企業(yè)

兩部門批發(fā)企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為:

其中:αs為資本的產(chǎn)出彈性;Γ為非正規(guī)部門生產(chǎn)規(guī)模參數(shù);為技術(shù)沖擊，ρa為技術(shù)沖擊持續(xù)性，

企業(yè)雇傭勞動需要耗費成本，與已有研究類似，我們稱其為雇傭成本。就我國的現(xiàn)實情況而言，正規(guī)部門企業(yè)需要為員工購買“五險一金”、進(jìn)行就業(yè)培訓(xùn)以及提供其他隱性福利，因而雇傭成本相對較高;而非正規(guī)部門則由于對勞動力技能要求相對較低，進(jìn)而雇傭成本相對較低。與Blanchard和Gal1'(2010)［14］類似，設(shè)定兩類勞動力市場的雇傭成本分別為:

式(13)中，參數(shù)Bs反映了兩部門雇傭成本的規(guī)模，因而也度量了兩部門雇傭成本的差異，并且BF＞BI;γs為雇傭成本對于勞動力市場緊度的彈性系數(shù)。定義批發(fā)企業(yè)產(chǎn)品的相對價格為兩部門批發(fā)企業(yè)的目標(biāo)為最大化如下值函數(shù):

對應(yīng)的一階條件為:

(六)工資的決定

工資的調(diào)整并非同時同步進(jìn)行，而是依據(jù)Calvo(1983)［20］交錯調(diào)整的方式。具體的，設(shè)定為名義工資剛性(意味著正規(guī)部門與非正規(guī)部門具有不同的名義工資剛性)。依據(jù)這一設(shè)定，經(jīng)濟中每期僅有比例的工資能夠得以調(diào)整。具體的，工資調(diào)整方式為:

未調(diào)整和調(diào)整之后在非正規(guī)部門就業(yè)的價值之和;δ(1－Xt+1)為正規(guī)部門就業(yè)者離職后失業(yè)的概率。為非正規(guī)部門工人未離職和離職后在非正規(guī)部門重新找到工作的概率，為對應(yīng)于工資未調(diào)整和調(diào)整之后在非正規(guī)部門就業(yè)的價值之和;為離職后在正規(guī)部門找到工作的概率，其對應(yīng)于工資未調(diào)整和調(diào)整之后在正規(guī)部門就業(yè)的價值之和。

失業(yè)的價值包括:(1)未來在正規(guī)部門找到工作獲得的價值;(2)未來在非正規(guī)部門找到工作獲得的價值;(3)未來繼續(xù)失業(yè)的價值。因此，失業(yè)的價值為:

基于以上設(shè)定，決定工資是否調(diào)整的Nash議價問題為最大化:參數(shù)度量了批發(fā)企業(yè)的議價能力。其對應(yīng)的一階條件為:定義，結(jié)合式(22)、(23)可以得到:

(七)市場均衡與貨幣政策

市場均衡時，總供給與總需求平衡?？傂枨蟀?消費、投資和企業(yè)支付的雇傭成本。因此，市場均衡條件為:

三、模型的參數(shù)化與動態(tài)分析

(一)基本參數(shù)的校準(zhǔn)

首先對那些模型結(jié)論對其敏感度較小的參數(shù)進(jìn)行校準(zhǔn)。貼現(xiàn)因子 β的取值，依據(jù)Zhang(2009)［28］，將其設(shè)定為0．98;物質(zhì)資本折舊率δk的取值，依據(jù)He等(2007)［29］，將其設(shè)定為0．04。設(shè)定正規(guī)部門資本產(chǎn)出彈性系數(shù)αF的取值為0.6，而非正規(guī)部門資本產(chǎn)出彈性系數(shù)αI的取值為0．4。這一設(shè)定與我國的現(xiàn)實情況基本相符。正規(guī)部門企業(yè)資本相對非正規(guī)部門而言更為充裕，而對于資本較為稀缺的非正規(guī)部門則更多使用勞動密集型技術(shù)。非正規(guī)部門生產(chǎn)規(guī)模參數(shù)Γ取值為0．95，模型對于這一參數(shù)的取值并不敏感，只需要設(shè)定其小于1即可。由于正規(guī)部門的雇傭成本高于非正規(guī)部門，因而我們設(shè)定BF與BI取值分別為2．5和0．5;并且正規(guī)部門雇傭成本對于勞動力市場緊度的反應(yīng)程度大于非正規(guī)部門，因而γF＞γI，我們選取γF的取值為1．5，而γI的取值為0．75。

穩(wěn)態(tài)時就業(yè)率的取值以歷年就業(yè)率的平均值表示。我們以歷年經(jīng)濟活動人口與總?cè)丝诘谋戎底鳛榫蜆I(yè)率，估算的結(jié)果表明穩(wěn)態(tài)就業(yè)率N的取值約為0．7。正規(guī)部門就業(yè)所占的比重，依據(jù)任遠(yuǎn)和彭希哲(2007)［7］，將其取值為0．49。因而，對應(yīng)的非正規(guī)部門就業(yè)占比取值為0．51。正規(guī)部門的產(chǎn)出在總產(chǎn)出中的占比w的取值，依據(jù)徐藹婷等(2012)［6］的估算，將其取值為2/3;議價能力 參數(shù)，依據(jù) Gertler和Trigari (2009)［23］、Ravenna和 Walsh(2011)［24］以及Ravenna和Walsh(2014)［30］等將其設(shè)定為0．5。參數(shù)校準(zhǔn)的結(jié)果如表1。

表1 基本參數(shù)的校準(zhǔn)

(二)參數(shù)的貝葉斯估計

第二部分模型的其他參數(shù)我們采用貝葉斯方法進(jìn)行估計。定義Γ0為模型結(jié)構(gòu)性參數(shù)的真實值(True Value)，而Φ(Γ0)為模型觀測變量^Φ的真實值，依據(jù)漸進(jìn)定理，若樣本量T足夠大，則以下方程成立:

其中Λ0為模型中的外生沖擊。與廣義矩估計(GMM)方法不同，在貝葉斯估計過程中需要預(yù)先給定^Φ(即先驗分布)，設(shè)定待估計參數(shù)Γ0的先驗均值與先驗分布(Priors)并計算事后均值(Posteriors)。這一過程首先需要建立如下給定Γ0的條件下^Φ的似然函數(shù):

貝葉斯估計的Blanchard－Kahn條件要求估計過程中使用的觀測變量的組數(shù)不能超過外生沖擊的數(shù)量，因而本文在貝葉斯估計過程中最多可以選擇4組觀測數(shù)據(jù)。基于便利性考慮，我們分別選取產(chǎn)出、名義利率、通脹和工資膨脹等數(shù)據(jù)，其中:產(chǎn)出采用支出法核算的GDP表示，不過由于本文模型建立在封閉經(jīng)濟的基礎(chǔ)上，因而需要將凈出口和政府支出從GDP數(shù)據(jù)中剔除，并且采用CPI數(shù)據(jù)進(jìn)行平減得到產(chǎn)出的實際值;名義利率采用同業(yè)拆借利率數(shù)據(jù);通脹采用對CPI進(jìn)行環(huán)比處理之后的數(shù)據(jù)，這一做法在已有的研究中得到廣泛應(yīng)用;工資膨脹率采用季度全國實際工資總額數(shù)據(jù)的對數(shù)差分表示，這一做法主要是為了與模型中工資膨脹的定義保持一致。在此基礎(chǔ)上，所有數(shù)據(jù)采用X12方法剔除季節(jié)性因素，并且采用CF濾波提取各個觀測變量的周期性成分。以上數(shù)據(jù)全部來源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫，時間跨度為2002年第1季度至2013年第2季度。具體的，參數(shù)貝葉斯估計的結(jié)果如表2。

表2 參數(shù)貝葉斯估計的結(jié)果

需要說明的是，關(guān)于各個結(jié)構(gòu)性參數(shù)的先驗分布的確定主要依據(jù)的是已有研究的設(shè)定，而為了提高貝葉斯估計的精準(zhǔn)程度，本文要求估計程序使用5個平行馬爾科夫鏈(Parallel Markov Chains)?？紤]到外生沖擊下宏觀經(jīng)濟變量的動態(tài)反應(yīng)往往同時呈現(xiàn)滯后性和習(xí)慣性特征，在估算結(jié)構(gòu)性參數(shù)后驗均值的過程中，本文要求Metropolis－Hastings算法程序剔除前5000個和后5000個馬爾科夫鏈蒙特卡洛(Markov Chain Monte Carlo)模擬的結(jié)果。

(三)動態(tài)分析

在模型結(jié)構(gòu)性參數(shù)貝葉斯估計的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步采用貝葉斯脈沖響應(yīng)函數(shù)方法考察外生沖擊下模型各主要變量的動態(tài)變化軌跡。出于研究目的考慮，我們僅給出了總需求沖擊與貨幣政策沖擊的貝葉斯脈沖響應(yīng)函數(shù)。

圖1給出了1個單位標(biāo)準(zhǔn)差正向(Positive)外生總需求沖擊的貝葉斯脈沖響應(yīng)函數(shù)。正向總需求沖擊意味著總需求擴張，總需求擴張推動了社會生產(chǎn)，進(jìn)而總就業(yè)、兩部門就業(yè)、新雇傭數(shù)量以及產(chǎn)出均呈現(xiàn)上升趨勢。對應(yīng)的，經(jīng)濟中的失業(yè)和離崗的數(shù)量呈現(xiàn)下降趨勢?？傂枨蟮臄U張引起了物價的上漲，進(jìn)而總需求沖擊推動了通脹的上升;同樣，通脹的上升和雇傭數(shù)量的增加推動了工資的上升，因而總需求沖擊也推動了工資膨脹的上升。這些發(fā)現(xiàn)與 Ravenna和 Walsh(2011)［24］等是一致的。

圖1還給出了擴張性貨幣政策沖擊的貝葉斯脈沖響應(yīng)函數(shù)。擴張性貨幣政策沖擊降低了利率和物質(zhì)資本租金率，進(jìn)而推動了企業(yè)投資的增加。由于生產(chǎn)過程中需要投入勞動力，因而企業(yè)投資的增加推動了雇傭數(shù)量的增加，繼而引起總就業(yè)、兩部門就業(yè)以及產(chǎn)出的上升。對應(yīng)的，這一沖擊也降低了失業(yè)和離崗的數(shù)量。擴張性貨幣政策直接抬高了物價，因而通脹呈現(xiàn)上升趨勢;物價的上升最終引起工資的上升，進(jìn)而工資膨脹也呈現(xiàn)上升趨勢。

盡管本文模型中，外生沖擊下產(chǎn)出、就業(yè)、通脹、失業(yè)等變量的動態(tài)變化路徑與未包含異質(zhì)性雇傭成本的模型是一致的，但是，圖1顯示出外生沖擊下兩部門就業(yè)對于同一外生沖擊的反應(yīng)程度存在顯著性差異。這一發(fā)現(xiàn)表明，包含異質(zhì)性雇傭成本的NK－DSGE模型可能更為合理。那么，為什么兩部門就業(yè)對于同一外生沖擊具有不同程度的反應(yīng)呢?原因在于兩部門具有不同的名義價格剛性和名義工資剛性(具體見表2貝葉斯估計的結(jié)果)。新凱恩斯主義經(jīng)濟學(xué)認(rèn)為，名義價格剛性與名義工資剛性的存在使得當(dāng)外生沖擊發(fā)生時價格和名義工資難以及時迅速做出反應(yīng)，進(jìn)而才導(dǎo)致產(chǎn)出、就業(yè)等變量發(fā)生變化以實現(xiàn)市場出清。由于兩部門具有不同的名義價格剛性和名義工資剛性，因而外生沖擊發(fā)生時兩部門的價格和工資對此將作出不同程度的反應(yīng)，進(jìn)而就業(yè)等變量的反應(yīng)程度也不同。這一發(fā)現(xiàn)意味著忽略部門之間的異質(zhì)性而基于整體經(jīng)濟建?？赡軙鸾Y(jié)論的偏誤。

圖1表明，無論是總需求沖擊還是貨幣政策沖擊，在外生沖擊發(fā)生之后的第20個時期失業(yè)仍未恢復(fù)至穩(wěn)態(tài)水平，即失業(yè)表現(xiàn)出相當(dāng)強的持續(xù)性。盡管已有的研究對這一現(xiàn)象提供了各種不同的解釋，但本文提供了另一個角度的闡釋，即失業(yè)的持續(xù)性可能源于兩部門之間在工作穩(wěn)定性、福利待遇以及社會地位等方面的差距。正規(guī)部門與非正規(guī)部門之間的顯著性差異導(dǎo)致了勞動力市場的扭曲:(1)正規(guī)部門失業(yè)者希望重新在正規(guī)部門找到工作(不愿意進(jìn)入非正規(guī)部門)，進(jìn)而增加了失業(yè)持續(xù)的時間;(2)非正規(guī)部門就業(yè)者與失業(yè)者也希望能夠在正規(guī)部門獲得工作，因而增加了非正規(guī)部門的離職率和失業(yè)持續(xù)的時間。因此，由于兩部門之間的顯著性差異，無論是正規(guī)部門失業(yè)者還是非正規(guī)部門失業(yè)者均希望在正規(guī)部門獲得就業(yè)機會，進(jìn)而增加了工作搜尋的時間和失業(yè)的持續(xù)性，這使得初始的失業(yè)在較長時期內(nèi)均對失業(yè)存在顯著性影響。這表明與西方國家類似，中國勞動力市場也存在顯著性失業(yè)回滯現(xiàn)象。這一發(fā)現(xiàn)證實了丁守海和蔣家亮(2013)［16］基于我國勞動力市場數(shù)據(jù)經(jīng)驗研究的結(jié)果，不同的是，本文異質(zhì)性雇傭成本模型對這一問題提供了另一個角度的可信性解釋。

四、非正規(guī)部門存在的成本收益與政策分析

(一)非正規(guī)部門存在的社會福利成本和收益

盡管貝葉斯脈沖響應(yīng)函數(shù)表明了外生沖擊下主要宏觀經(jīng)濟變量的變化路徑，但仍然存在的一個問題是，在發(fā)展中國家廣泛存在的非正規(guī)部門究竟具有怎樣的作用呢?顯然，非正規(guī)部門的存在具有如下作用:(1)降低了整體經(jīng)濟中的名義價格剛性和名義工資剛性，因為非正規(guī)部門的名義價格剛性和名義工資剛性均小于正規(guī)部門; (2)降低了用工成本上升的程度，原因在于非正規(guī)部門名義工資率較低;(3)從理論上講有利于促進(jìn)就業(yè)，因為正規(guī)部門失業(yè)者可以在非正規(guī)部門得到工作機會，進(jìn)而非正規(guī)部門具有就業(yè)緩沖器的作用。①改革開放以來，我國尤其是沿海地區(qū)如廣東和江浙一帶的非正規(guī)部門的快速發(fā)展促進(jìn)了社會就業(yè)，對于緩和我國社會失業(yè)問題具有不容忽視的影響，這一作用被已有的研究稱為非正規(guī)部門的“緩沖器”功能。但是，需要注意的是，這些生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模較小的企業(yè)吸引的勞動力大多無法滿足正規(guī)部門關(guān)于技能和知識水平等方面的約束條件。換言之，其吸引的勞動力本身難以進(jìn)入正規(guī)部門。而本文模型中論及的非正規(guī)部門就業(yè)指的是那些具備進(jìn)入正規(guī)部門的知識和技能但是卻由于各種原因進(jìn)入非正規(guī)部門的那部分勞動力。另外，非正規(guī)部門大量存在以及兩部門之間的顯著性差異實際上阻礙了勞動力的流動，進(jìn)而增加了正規(guī)部門失業(yè)的持續(xù)性，也通過提高非正規(guī)部門的離職率而增加了失業(yè)的波動，進(jìn)而惡化了社會福利。Gal1'(2013)［31］發(fā)現(xiàn)當(dāng)名義剛性較高時，名義剛性的下降會引起社會福利的改善。貝葉斯估計的結(jié)果表明，正規(guī)部門的名義價格剛性和名義工資剛性分別為0．6890和0．7152，那么，相對較高的名義剛性意味著非正規(guī)部門的廣泛存在有利于社會福利的改進(jìn)。但是，如果這一結(jié)論成立，那么發(fā)展中國家的社會福利水平應(yīng)該高于發(fā)達(dá)國家，因為發(fā)展中國家非正規(guī)部門的規(guī)模遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于發(fā)達(dá)國家。這顯然與現(xiàn)實不符。

事實上，非正規(guī)部門的存在也具有消極作用，這些消極作用構(gòu)成了非正規(guī)部門在發(fā)展中國家廣泛存在的福利成本。正規(guī)部門與非正規(guī)部門之間的顯著性差異導(dǎo)致了失業(yè)更具持續(xù)性，并且提高了非正規(guī)部門的離職率，進(jìn)而失業(yè)表現(xiàn)出更大的波動性。非正規(guī)部門大量存在以及兩部門之間的顯著性差異導(dǎo)致社會福利的惡化。

為了定量分析非正規(guī)部門存在的成本和收益，我們將 Gal1'(2011)［15］的模型作為對照模型，進(jìn)而可以將本文異質(zhì)性雇傭成本模型的社會福利損失與之進(jìn)行比較。由于對照模型中僅包含了正規(guī)部門，因而基于比較的結(jié)果可以得到非正規(guī)部門存在的成本和收益情況。采用與陳利鋒和范紅忠(2014)［32］類似的方法，我們對家庭的效用函數(shù)進(jìn)行線性二次型逼近(Linear－Quadric Approximation)，進(jìn)而得到如下社會福利損失函數(shù):

N為總就業(yè)的穩(wěn)態(tài)值。對應(yīng)的，平均每期社會福利損失函數(shù)為:

基于式(32)可以得到非正規(guī)部門存在的社會福利損失，不過，由于對照模型中沒有非正規(guī)部門，因而式(32)中和在對照模型中不復(fù)存在。社會福利估算的結(jié)果如表3。

表3 社會福利損失估算

表3給出了本文異質(zhì)性雇傭成本模型與對照模型社會福利損失估算的結(jié)果。在異質(zhì)性雇傭成本模型中，正規(guī)部門與非正規(guī)部門通脹波動引起的社會福利損失分別為0．5713和0．3469個單位;而對應(yīng)的對照模型中通脹引起的社會福利損失為0．9316。由于后者僅包含正規(guī)部門，因此，非正規(guī)部門的存在通過降低名義價格剛性使得社會福利損失降低了0．0134個單位。換言之，非正規(guī)部門的存在通過降低名義價格剛性而實現(xiàn)了社會福利的改善。

與通脹類似，異質(zhì)性雇傭成本模型中，正規(guī)部門與非正規(guī)部門工資膨脹引起的社會福利損失分別為0．6892和0．1883個單位;而對照模型中工資膨脹引起的社會福利損失為0．8846個單位。因此，非正規(guī)部門的存在通過降低名義工資剛性使得社會福利損失降低了0．0071個單位，即非正規(guī)部門通過降低名義工資剛性進(jìn)而實現(xiàn)了社會福利的改善。

另外，異質(zhì)性雇傭成本模型中失業(yè)引起的社會福利損失為0．1226個單位，而對照模型中失業(yè)引起的社會福利損失為0．0720，因此，非正規(guī)部門的存在通過提高失業(yè)的持續(xù)性和失業(yè)波動性使得社會福利損失增加了0．0502個單位。換言之，非正規(guī)部門的廣泛存在通過失業(yè)而惡化了社會福利。

基于以上分析，盡管非正規(guī)部門的存在通過降低經(jīng)濟中的名義剛性而實現(xiàn)了社會福利的改進(jìn)(具體數(shù)值為0．0205個單位)，但卻通過失業(yè)使得社會福利損失增加了0．0502個單位。因此，整體而言，非正規(guī)部門的存在以及正規(guī)部門與非正規(guī)部門之間的顯著性差距導(dǎo)致了社會福利的惡化(具體數(shù)值為0．0297個單位)。

(二)穩(wěn)定化政策分析

社會福利分析的結(jié)果表明，我國非正規(guī)部門的廣泛存在實際上惡化了社會福利。而導(dǎo)致這一結(jié)果的實質(zhì)性原因在于正規(guī)部門與非正規(guī)部門在工作穩(wěn)定性、福利待遇以及社會地位等方面存在著顯著性差異。兩部門的顯著性差異提高了非正規(guī)部門離職的數(shù)量，也增加了兩部門失業(yè)者工作搜尋的時間，進(jìn)而使得我國勞動力市場存在顯著性失業(yè)回滯問題。失業(yè)回滯的存在不利于勞動力市場自我修復(fù)機制作用的發(fā)揮，因而當(dāng)不可避免的外生沖擊發(fā)生時，勞動力市場往往呈現(xiàn)緩慢復(fù)蘇(Slow Recovery)的特征。由于勞動力市場自我修復(fù)機制失靈，那么傳統(tǒng)經(jīng)濟學(xué)理論強調(diào)的經(jīng)濟增長與降低失業(yè)之間的關(guān)系也無法成立。因此，失業(yè)回滯使得“永久性傷害”成為可能。在現(xiàn)實經(jīng)濟中，這一事實表現(xiàn)為經(jīng)濟增長的就業(yè)彈性系數(shù)相對較小，換言之經(jīng)濟增長對于社會就業(yè)的推動作用較為有限。這意味著依靠經(jīng)濟增長推動就業(yè)的做法可能無法達(dá)到預(yù)期的效果，即我國的政策機制不應(yīng)該偏重盯住或服務(wù)于經(jīng)濟增長。

由于非正規(guī)部門廣泛存在引起的社會福利損失主要來源于其對于失業(yè)的影響，因而通過貨幣政策機制直接影響失業(yè)將有利于降低社會福利損失。Evans(2011)［33］提出了一個對失業(yè)做出反應(yīng)的貨幣政策機制，在這一政策機制框架下，一旦失業(yè)超過預(yù)先設(shè)定的閾值區(qū)間，美聯(lián)儲將立即調(diào)整貨幣政策以影響勞動力市場。具體的，本文引入如下備擇政策機制:

圖2給出了基準(zhǔn)政策機制與備擇政策機制下社會福利損失隨時間變化的軌跡。顯然，基準(zhǔn)政策引起的社會福利損失高于備擇政策機制，并且隨著時間的推移二者之間的差距呈現(xiàn)不斷擴大的趨勢。因此，對失業(yè)做出反應(yīng)的政策機制引起的社會福利損失相對較小，貨幣政策應(yīng)該對勞動力市場做出反應(yīng)。當(dāng)然，這一發(fā)現(xiàn)與劉宗明(2013)［34］以及陳利鋒(2014a)［17］是一致的。在社會就業(yè)問題日益嚴(yán)峻的形勢下，由于失業(yè)回滯的存在使得依靠經(jīng)濟增長推動就業(yè)的做法收效甚微，政府可以通過執(zhí)行對失業(yè)做出反應(yīng)的政策機制，使得貨幣政策的目標(biāo)直接盯住失業(yè)，將有利于穩(wěn)定勞動力市場和降低社會福利損失。

不過，盡管對勞動力市場做出反應(yīng)的政策機制能夠穩(wěn)定勞動力市場和降低社會福利損失，但是對于我國而言在具體操作過程中仍存在較大的困難。首先，這一政策機制實施過程中遇到的第一個難題就是精確失業(yè)率的估算。當(dāng)前我國失業(yè)統(tǒng)計中使用的指標(biāo)為城鎮(zhèn)登記失業(yè)率，顯然，這一數(shù)據(jù)無法反映我國真實失業(yè)狀況;第二，在實際操作過程中存在的另一個難題是政策制定者需要預(yù)先確定一個合理的失業(yè)閾值區(qū)間，而這一區(qū)間的確定本身就是一個非常困難的工作;第三，即使政策制定者可以有效且精確的設(shè)定失業(yè)閾值區(qū)間，當(dāng)失業(yè)出現(xiàn)頻繁波動時，政策將不斷進(jìn)行調(diào)整。政策的調(diào)整導(dǎo)致經(jīng)濟活動主體預(yù)期的不斷改變，進(jìn)而也降低了政策的可信度和有效性。

另一個影響失業(yè)進(jìn)而降低社會福利損失的方法是進(jìn)行勞動力市場結(jié)構(gòu)性改革。由于非正規(guī)部門廣泛存在對于失業(yè)持續(xù)性和波動性的影響主要來源于正規(guī)部門和非正規(guī)部門的顯著性差異，那么通過勞動力市場結(jié)構(gòu)性改革以縮小兩部門之間的差異，將有利于改善勞動力市場的表現(xiàn)，進(jìn)而也有利于降低社會福利損失。當(dāng)前我國政府正在積極推行事業(yè)單位養(yǎng)老體制改革，盡管其目的在于提高事業(yè)單位工作效率，但客觀上降低了正規(guī)部門的雇傭成本。為便于分析，本文設(shè)定勞動力市場結(jié)構(gòu)性改革的做法是使得BF下降至BI的水平。當(dāng)然，這里僅僅做的是一個簡單的政策模擬，因為即使BF與BI相等，只要勞動力市場緊度不同，雇傭成本的差異仍然存在。采用 Coenen等(2008)［35］以及 Angelopoulos等(2013)［36］的方法，本文對勞動力市場結(jié)構(gòu)性改革的社會福利效應(yīng)進(jìn)行了分析。

圖3給出了正規(guī)部門雇傭成本規(guī)模參數(shù)BF由初始值逐漸下降至BI時社會福利損失的變化軌跡，顯然，隨著BF的不斷下降社會福利損失也呈現(xiàn)逐漸下降的趨勢。原因在于勞動力市場結(jié)構(gòu)性改革縮小了正規(guī)部門與非正規(guī)部門之間的差異，降低了非正規(guī)部門的離職率，也降低了正規(guī)部門失業(yè)持續(xù)的時間，進(jìn)而削弱了失業(yè)回滯對于勞動力市場的消極影響。更重要的，與對勞動力市場做出反應(yīng)的貨幣政策機制相比，勞動力市場結(jié)構(gòu)性改革對于勞動力市場的影響更為直接。顯然，政策模擬的結(jié)果顯著支持了我國事業(yè)單位改革的做法。

五、結(jié)論與展望

基于發(fā)展中國家經(jīng)濟中非正規(guī)就業(yè)廣泛存在的事實，本文構(gòu)建了一個包含名義價格剛性、名義工資剛性和異質(zhì)性雇傭成本的多部門NKDSGE模型，從而為討論正規(guī)部門與非正規(guī)部門勞動力市場流動、勞動力市場波動以及穩(wěn)定化政策提供了一個較好的分析框架。這一框架與已有的NK－DSGE模型存在較大的差異，因為已有的研究大多忽略了正規(guī)部門與非正規(guī)部門之間的差異。外生沖擊的貝葉斯脈沖響應(yīng)函數(shù)表明，正規(guī)部門與非正規(guī)部門就業(yè)在外生沖擊下所作出的動態(tài)反應(yīng)具有顯著性差異，這一發(fā)現(xiàn)表明考慮正規(guī)部門與非正規(guī)部門之間的差異可能更為合理。更重要的是，外生沖擊下我國的失業(yè)變量表現(xiàn)出較強的持續(xù)性特征。本文為這一現(xiàn)象提供了另一個角度的解釋。非正規(guī)部門的廣泛存在導(dǎo)致了勞動力市場的失業(yè)回滯問題。失業(yè)回滯破壞了勞動力市場自我修復(fù)機制，進(jìn)而使得我國經(jīng)濟增長的就業(yè)彈性系數(shù)較小，依靠經(jīng)濟增長推動就業(yè)的政策收效甚微。進(jìn)一步的社會福利分析的結(jié)果表明，非正規(guī)部門的廣泛存在導(dǎo)致了我國社會福利的惡化。

在福利分析的基礎(chǔ)上，我們進(jìn)一步基于降低社會福利損失的角度考察了勞動力市場穩(wěn)定化政策。我們首先考察了對失業(yè)做出反應(yīng)的貨幣政策機制，福利分析的結(jié)果表明，這一政策機制可以使得貨幣政策直接盯住失業(yè)，進(jìn)而在緩和失業(yè)的同時也降低了政策機制引起的社會福利損失。不過，這一政策機制建立在對失業(yè)精確預(yù)警的基礎(chǔ)上，因而在實際操作過程中還存在一定的難度。而另一個降低社會福利損失和緩解社會失業(yè)的方法是進(jìn)行勞動力市場結(jié)構(gòu)性改革(如我國當(dāng)前正在醞釀推進(jìn)的事業(yè)單位養(yǎng)老機制改革)。社會福利分析的結(jié)果表明，在非正規(guī)部門廣泛存在的背景下，通過勞動力市場結(jié)構(gòu)性改革降低正規(guī)部門的雇傭成本，將有利于降低社會福利損失。

［1］La Porta R．，Shleifer A．Informality and development［R］．NBER Working Papers，2014，No．w20205．

［2］Batini N．，Levine P．，Lotti E．，Yang B．Informality，frictions and monetary policy［R］．University of Surrey Discussing Papers in Economics，2011，No．DP07－11．

［3］胡鞍鋼，趙黎．我國轉(zhuǎn)型期非正規(guī)就業(yè)與正規(guī)經(jīng)濟(1990－2004)［J］．清華大學(xué)學(xué)報:哲學(xué)社會科學(xué)版，2006，(3):111－119．

［4］Perry G．，Maloney W．，Arias O．，F(xiàn)ajnzylber P．，Mason A．，Saavedra C．Informality:exit and exclusion［R］．World Bank Report，2007．

［5］Chen M．The informal economy:definitions，theories， data and policies［R］．WIEGO Working Paper，2012．

［6］徐藹婷，劉波，李金昌．居民收入分配如何影響非正規(guī)經(jīng)濟的規(guī)模［J］．經(jīng)濟學(xué)家，2012，(4):29－36．

［7］任遠(yuǎn)，彭希哲．中國非正規(guī)就業(yè)發(fā)展報告(2006)［M］．重慶:重慶出版社，2007．

［8］Aruoba S B．Informal sector，government policy and insititutions［R］．Society for Economic Dynamics 2010 Meeting Papers，2010，No．324．

［9］Oris R．，Raggi D．，Turino F．Size，trend，and policy implications of the underground economy［J］．Review of Economic Dynamics，2014，17(3):417－436．

［10］羅楚亮．就業(yè)穩(wěn)定性與工資收入差異［J］．中國人口科學(xué)，2008，(4):11－21．

［11］屈小博．城市正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)收入差距及影響因素貢獻(xiàn)——基于收入不平等的分解［J］．財經(jīng)論叢，2011，(2):3－8．

［12］魏下海，余玲錚．我國城鎮(zhèn)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)工資差異的實證研究［J］．?dāng)?shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2012，(1):78－90．

［13］常進(jìn)雄，王丹楓．我國城鎮(zhèn)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)的工資差異［J］．?dāng)?shù)量經(jīng)濟與技術(shù)經(jīng)濟研究，2010，(9):94－106．

［14］Blanchard O．，Gal1'，J．Labor markets and monetary policy:A new Keynesian model with unemployment［J］．Macroeconomics，2010，2(2):1－30．

［15］Gal1'J．Monetary policy and unemployment［C］// Friedman，B．，Woodford，M．eds．Handbook of Monetary Economics，Elsevier，2011．

［16］丁守海，蔣家亮．中國存在失業(yè)回滯現(xiàn)象嗎?［J］．管理世界，2013，(1):56－66．

［17］陳利鋒．二元市場、信貸摩擦與貨幣政策——貨幣政策應(yīng)對勞動力市場做出反應(yīng)嗎?［J］．云南財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2014，(2):83－95．

［18］袁志剛．鄉(xiāng)—城勞動力流動、工資決定機制與勞動力市場政策［J］．云南財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2013，(6): 12－23．

［19］Galí J．，López－Salido J．D．，Valles J．Understanding the effects of government spending on consumption［J］．Journal of the European Economics Association，2007，5(1):227－270．

［20］Calvo G A．Staggered prices in a utility－maximizing framework［J］．Journal of Monetary Economics，1983，12(3):983－998．

［21］Choudhary M．，Naeem S．，F(xiàn)aheem A．，Haneef N．，Pasha F．Formal sector price discoveries:Result from a developing country［R］．Mimeo，2010．

［22］Gal1'J．Monetary policy，inflation，and the business cycle:A introduction to the new Keynesian framework［M］．Princeton:Princeton University Press，2008．

［23］Gertler M．，Trigari A．Unemployment fluctuations with staggered Nash wage bargaining［J］．Journal of Political Economy，2009，117(1):38－86．

［24］Ravenna F．，Walsh E C．Welfare－based optimal monetary policy with unemployment and sticky prices: A linear－quadratic framework［J］．American Economic Journal:Macroeconomics，2011，3(2):130－162．

［25］李成，王彬，馬文濤．資產(chǎn)價格、匯率波動與最優(yōu)利率規(guī)則［J］．經(jīng)濟研究，2010，(3):91－103．

［26］賈俊雪，郭慶旺．財政支出類型、財政政策作用機理與最優(yōu)財政貨幣政策規(guī)則［J］．世界經(jīng)濟，2012，(11):3－30．

［27］陳利鋒．中國貨幣政策:價格規(guī)則還是數(shù)量規(guī)則—基于DSGE－貝葉斯VAR方法的考察［J］．求索，2014，(3):90－95．

［28］Zhang W．China’s monetary policy:Quantity versus price rules［J］．Journal of Macroeconomics，2009，31 (3):473－484．

［29］He D．，Zhang W．，Shek J．How efficient has been China’s investment?Empirical evidence from national and provincial data［J］．Pacific Economic Review，2007，12(5):596－617．

［30］Ravenna F．，Walsh E C．Slow recoveries，worker heterogeneity，and the zero lower bound［R］．UCSC Working Papers，2014．

［31］Gal1'J．Notes for a new guide to Keynes(I):Wages，aggregate demand，and employment［J］．Journal of the European Economic Association，2013，11 (5):973－1003．

［32］陳利鋒，范紅忠．房價波動、貨幣政策與中國社會福利損失［J］．中國管理科學(xué)，2014，(5):42－50．

［33］Evans C．The Fed’s dual mandate responsibilities and challenges facing U．S．monetary policy［R］．Federal Reserve of Chicago，2011，No．R110916e．

［34］劉宗明．工資加成、就業(yè)抑制與最優(yōu)貨幣政策分析——貨幣政策是否應(yīng)該對勞動力市場做出反饋［J］．南開經(jīng)濟研究，2013，(1):68－90．

［35］Coenen G．，McAdam P．，Straub R．Tax reform and labour－market performance in the euro area:A simulation– based analysis using the new area－wide model［J］．Journal of Economic Dynamics and Control，2008，32(8):2543－2583．

［36］Angelopoulos K．，Jiang W．，Malley J．Tax reforms under market distortions in product and labour markets［J］．European Economic Review，2013，61:28－42．

責(zé)任編輯、校對:張友雙

The Understanding of Informal Employment:Heterogeneous Hiring Cost，Social Welfare and Stabilization Policy

CHEN Li－feng
(Teaching and Research Department of Economics，Guangdong Provincial Party School of CPC，Guangzhou510053，China)

In a multi－sector model with nominal price rigidities，nominal wage rigidities and heterogeneous hiring cost，the paper investigates labor flows between formal sectors and informal sectors and its macroeconomic effect．The Bayesian impulse response function of exogenous shocks shows that unemployment has strong persistence due to the shocks，and the significant difference between formal and informal sectors leads to the problem of unemployment hysteresis of the labor market．The result of social welfare analysis argues that though the prevailing existence of informal sectors improve the social welfare by decreasing nominal price and wage rigidities，the significant difference between formal and informal sectors deteriorates the social welfare in general．Based on this，the policy targeting unemployment and the structural reforms of labor market may help to stabilize the labor market and decrease the social welfare loss caused by the prevailing existence of informal sectors．

Heterogeneous Hiring Cost;Formal Sector;Informal Sector;Social Welfare;Labor Market Structural Reform

F241.4

A

1674－4543(2015)01－0003－13

2014－12－16

國家社會科學(xué)基金項目“城鎮(zhèn)間真實差距與我國城鎮(zhèn)化研究”(13BJL056);廣東省哲學(xué)社會科學(xué)“十二五”規(guī)劃學(xué)科共建項目“勞動力市場結(jié)構(gòu)性改革與中國經(jīng)濟波動研究——基于動態(tài)凱恩斯主義的視角”(GD14XYJ02);廣東省委黨校(廣東行政學(xué)院)一般項目“二元勞動力市場、失業(yè)波動與中國最優(yōu)貨幣政策”(YXYB201302)

陳利鋒(1982－)，男，湖北黃岡人，中共廣東省委黨校經(jīng)濟學(xué)教研部副教授，博士，研究方向為貨幣與金融經(jīng)濟學(xué)、勞動經(jīng)濟學(xué)。