中国存在失业回滞现象吗？，本文主要内容关键词为：中国论文,现象论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、问题的提出
失业回滞是劳动经济学的一个重要研究分支，它最早由Phelps(1972)提出，意指当劳动力市场遭受一个负向冲击信号后，上升的失业率难以在后续时期得到完全的修复而会残存，这类似于物理上的磁性回滞现象，因此被称为失业回滞。失业回滞假说对传统的自然率假说构成了挑战。自然率假说认为，在市场机制的柔性调节下任何冲击的长期效应都呈中性，虽然经济下滑会导致失业率上升，但随着经济复苏，冲击效应会消失，失业率会重回先前水平，所以在长期内失业率会始终围绕某一恒定的自然失业率上下波动。失业回滞假说则颠覆了这一传统，它认为经济中一旦失业率升高，其中一部分就会转化为自然失业率而长期持续，此后即便经济恢复正常，失业率也只能回复到新的升高的自然失业率水平上，而不会回复到冲击前的水平。所以，失业回滞的外在表现是失业率上升的持续性，背后则是自然失业率的抬升，它不再像自然率假说那样维持恒定。
失业回滞假说具有重要的政策内涵：如果我们通过检验发现一个经济体存在失业回滞现象，那就说明劳动力市场并不具有自我修复能力，在经济紧缩之后，必须采取特殊的反向干预措施才能使就业恢复到正常水平；相反，如果经济中并不存在失业回滞现象，那么对于经济冲击带来的失业率增量不必过于忧虑，无需特殊措施，随后的经济复苏就能自动抹平其影响。遗憾的是，诸多研究表明失业回滞现象普遍存在于各类经济体(Blanchard&Summers，1986；Jaeger & Parkinson，1994；Smyth，2003)，特别是在制度刚性明显的欧洲，程度更严重。
那么，中国是否存在失业回滞现象呢？目前国内学者对这一问题展开研究的还很少，它们大致可以分为两类：一是介绍西方回滞理论(如袁东明，2002)并探讨它对中国(或区域)劳动力市场的适用性(蒋长流、王晴，2007)。二是通过实证检验来考察中国是否存在失业回滞现象。就后者而言，基本上都是基于城镇失业率数据，利用单位根检验(如宋旺、钟正生，2004)或面板单位根检验(杨子晖、张光南、温雪莲，2009)的方法来展开研究的，且结论也基本一致，即中国存在回滞现象。但众所周知，城镇失业率本身有很多问题，很难反映我国真实的失业状况，以它为基础来展开分析，可靠性很难保证。
鉴于失业率数据的缺失，本文寻找了一种替代的检验方法，具体地，我们以Gordon(1989)模型为基础，结合新凯恩斯混合菲利普斯曲线，提出了一种通过考察产出缺口对通胀率影响来检验是否存在失业回滞现象的方法，并设计了估算失业回滞程度的指标。基于1992～2012年宏观季度数据，结合适应性预期和理性预期两种情形下的检验模型，我们发现中国存在明显的失业回滞现象，程度大约介于0.55～0.75之间。进一步，我们分析了失业回滞的原因。考虑到我国劳动力市场的分割性，我们区分体制内部门和体制外部门进行了分析，结果发现，失业回滞主要源于内部人协议的作用。就体制内部门来说，内部人协议主要源于行政性用人机制所导致的劳动供给垄断；体制外部门则主要源于基本工资过低背景下工人与雇主的秘密握手协议。而以劳动管制政策为代表的制度刚性会进一步强化内部人协议的作用。实证分析验证了上述判断。最后，我们就如何消除失业回滞干扰的问题，提出了相应的政策建议。
本文余下部分是这样安排的：第二节简要回顾西方文献中检验失业回滞问题的几种常用方法，并对照中国国情进行选择；第三节基于Gordon(1989)模型以及新凯恩斯混合菲利普斯曲线提出失业回滞的检验模型、构建失业回滞程度的估算指标，并对数据做出说明；第四节报告了失业回滞的检验结果；第五节分体制内部门和体制外部门分析了失业回滞的原因；第六节是结论性评语。
二、失业回滞的几种经典检验方法及比较选择
(一)失业回滞的几种经典检验方法
1.失业率的单位根检验
如前所述，失业回滞的一个重要表征就是，当劳动力市场遭遇负向冲击后，随失业率的上升，一部分会转换为自然失业率的上升。如果它能全部转换为自然失业率，那就意味着短期失业冲击会全部转换为永久性冲击，这就是完全意义的失业回滞。鉴于自然失业率难以观察，Brunello(1990)通过简单的数学推导来捕捉外显的实际失业率所应该具备的演进特征，并以此作为检验依据。他们发现，当存在完全回滞时失业率应该是一个单位根过程。具体推导过程如下。
正因为如此，人们只需考察失业率指标的平稳性就可以检验经济中是否存在完全的失业回滞。这种方法的优点就在于简单，特别地，相对于不可观察的自然失业率指标，人们可以方便地获取失业率数据，因此得到了广泛的应用。
但这种方法也有缺陷：一方面，它只能检验经济中是否存在完全的失业回滞或完全不存在失业回滞，而实际中可能很少出现这两种极端情况，更常见的情形是存在一定程度上的回滞，但单位根检验并不能估测失业回滞的程度。比如，Brunello(1990)通过ADF检验发现日本失业率为一个单位根过程，照此推理，应存在完全的失业回滞，但工资方程检验表明，实际的失业回滞程度要小得多，还远远达不到完全的程度。其次，就中国而言，鉴于失业率数据的缺失，失业率同样是“不可观察”的，在这一点上它并不比自然失业率占优。
2.BS工资方程
这是Blanchard和Summers(1986)在考察欧洲失业回滞问题时提出的一种检验方法。它先从微观角度剖析工资方程和就业方程的原理，再从中推导出失业回滞情况下工资所应具备的演进特征。他们认为，造成失业回滞的一个重要原因是内部人(insiders)协议。在职者尽力维护现有的就业规模而不希望外人介入。内部人的效用函数是就业机会和工资的组合，但工资对就业机会造成反向影响，所以在职者在与雇主谈判时将力图达到这样的水平，即在能维护现有的雇佣规模的前提下尽量提高工资，因此工资不会降到市场出清的水平，使外部人无法进入。当经济面临一个无法抗拒的冲击时，雇主不得不裁员，内部人规模将缩小，但在随后的经济复苏中，尽管雇主可以按市场均衡工资水平来增加雇佣规模，但新的内部人会通过工资谈判来阻止这一行为的发生，由此使曾经的就业损失难以得到完全弥补，这就是失业回滞产生的源头。
上述方法绕开了失业率的波动，为失业回滞的检验提供了新的视角，因此，常被作为补充检验方法引入到研究中(Brunello，1990)。但正如Blanchard和Summers(1986)自己所指出的，造成失业回滞的原因有多种，除内部人协议外，可能还有物质资本投资不足论、失业者技能退化论等，而上述方法只能对内部人协议所造成的失业回滞进行检验，对其他情形则无法检验。
3.第三代菲利普斯曲线
与Brunello(1990)类似，Gordon(1989)也是从菲利普斯曲线出发来推导失业回滞的检验方法，但与前者不同的是，他考察的是欧美日等经济体一战前的情况，而当时的失业率数据很难获取，为解决这一问题，他用产出缺口来代替失业率，通过观察产出缺口对通胀率的影响来检验是否存在失业回滞现象。
与反映货币工资增长率与失业率之间关系的第一代菲利普斯曲线以及反应通胀率与失业率之间关系的第二代菲利普斯曲线相比，上述方法侧重于考察产出缺口对通胀率的影响，这常被称作第三代菲利普斯曲线。时至今日，第三代菲利普斯曲线已经得到不断发展和完善，再加上产出数据和通胀率数据的易获取性，这种方法日益得到人们的重视，对于那些失业率数据缺失的经济体来说，不吝为一种可资考虑的检验方法。
但上述方法也有一定的问题：首先，产出缺口如何估算？尽管人们容易获得准确的产出数据，但直到目前为止，人们还没有形成一个公认的产出缺口的估算方法，如果产出缺口的估算存在偏误，那么，结论的科学性就会动摇。其次，Gordon(1989)只是以适应性预期的方法来处理通胀预期，但它无法解决卢卡斯批判问题。实际上，自20世纪80年代以来，特别是Calvo(1983)的经典论文发表以来，人们就注意到，厂商的价格调整行为不仅是后顾型的(对应于适应性预期)，更重要的，还会有前瞻型(对应于理性预期)。新凯恩斯混合菲利普斯曲线就是这种思想的代表(Fuhrer & Moore，1995；Gali & Gertler，1999)，它取代传统的菲利普斯曲线而得到快速发展。
(二)几种方法的比较选择
综上所述，失业率检验方法虽然简单明了，但无法估算失业回滞的具体程度，而且对失业率数据的要求比较严格，而以Gordon(1989)模型为代表的第三代菲利普斯曲线正好相反，不需要完整的失业率数据，而且能估算出失业回滞程度。鉴于中国失业率数据的缺失，后一种方法应该有更广阔的空间，但在应用时还需结合新凯恩斯混合菲利普斯曲线的发展趋势通过引入理性预期来加以完善。至于BS工资方程，它只能用于检验失业回滞的原因，且只能检验内部人协议这一种可能性。但就中国而言，正如后文将要提到的，不管体制内部门还是体制外部门都存在内部人协议的可能性，只不过诱发机制有所不同，内部人协议可能是造成失业回滞的最主要原因。对此，我们需要借助BS工资方程来进行检验。
三、本文的检验模型及变量说明
(一)检验模型的设置
如前所述，我们将从第三代菲利普斯曲线出发来推导失业回滞的检验方法，但与Gordon(1989)模型不同的是，我们不再局限于适应性预期，而是引入更一般的预期形式(包括理性预期的可能)，并提出如下模型：
模型(4)构成了基本的检验模型，但在检验之前，我们还要区分通胀预期的处理方式，这里主要有两种，基于它们会分化出两种回滞检验方法。
一是适应性预期。这是一种传统的预期处理方式，自Friedman(1968)与Phelps(1967)提出附加预期的菲利普斯曲线以来，人们已习惯于滞后通胀率来表示通胀预期，并沿袭了很长时间。Gordon(1989)模型就继承了这一传统。当引入滞后通胀率后，我们发现模型(4)与Gordon(1996)的三角模型是一致的：滞后通胀率代表通胀的惯性力量；产出缺口代表需求压力；s代表供给冲击。当然，供给冲击的影响也可能会有一定时滞，因此再引入一个滞后项。这样有：
二是理性预期。随着时间推移，人们发现通胀预期并不是简单地、机械地取决于滞后通胀率，而会随着各种经济信息的汇集通过一种更加理性的方式来预期未来通胀率。只有承认这一点，卢卡斯批判的问题才能得到解决，因此引入理性预期成为菲利普斯曲线发展的一种趋势，但在这个问题上人们又有一定的分歧。在最初的Calvo(1983)模型中所有公司的定价调整行为都被视作具有前瞻性的，即基于对未来经济信息的判断而形成理性预期，但它又忽视了通胀惯性的影响，而通胀惯性的影响往往又是非常显著的(张成思，2007)。很多研究证明，影响通胀率的通常既有前瞻性的理性预期成分也有后顾性的滞后通胀因素，比如，在Taylor(1980)与Fuhrer和Moore(1995)的粘性工资契约模型中，工资就是由上一期工资以及对未来工资预期值的平均值所决定的，相应地，通胀率也取决于上一期通胀率以及对未来通胀率的预期。在另一些模型中，人们换了一些视角来论述这个问题，比如，在Gali和Gertler(1999)模型中引入了厂商的行为分化：部分厂商依据后视规则来调整价格，剩下的则遵守前瞻规则。不论如何，对未来通胀率的理性预期以及滞后通胀率都应该引入到当期通胀率的形成机制中。
由此，我们可以得出基于理性预期的检验模型：
可见，与(5)式相比，(6)式只是多出了一个通胀率的理性预期成分，但这一变化会导致估计方法的重大调整，因为预期变量与扰动项之间可能存在某种相关性并使传统的最小二乘估计失去一致性。为解决这一问题，需要使用广义矩估计方法，它不要求扰动项的准确分布信息，而且允许存在异方差和序列相关性，因此参数估计量会更符合实际。GMM估计的关键是选择合适的工具变量，对于这一问题，目前国内学者的选择各有不同，但基本上都是围绕那些能够反映当前经济形势并对未来通胀预期产生影响的变量进行的，比如，产出缺口、通胀率、利率的滞后变量等(张成思，2008；耿强等，2009；杨小军，2011)。我们认为，我国利率尚未市场化，并不能灵活地反映经济形势的变化，因此放弃这一指标。而产出缺口、通胀率及其滞后变量，均已出现在本文的解释变量中，因此，我们还要寻找新的工具变量，以保证工具变量数量不少于待估参数的个数。鉴于目前我国货币政策主要是通过调节货币供应量来对经济进行调控的，它既能反映央行对当前经济形势的判断，也是调控政策的风向标，因此会对人们的通胀预期造成显著影响。基于这一考虑，我们将
增速
引入到工具变量里。
(二)变量处理及数据来源说明
我们将利用1992年第三季度至2012年第二季度的宏观季度数据进行分析，之所以选择这一时期主要有两个原因：一是数据的可得性。在下面的检验工作中需要估算产出缺口，这又要用到季度GDP数据，国家统计局从1992年起才开始核算并公布季度GDP数据。二是产出缺口对价格的影响也会受到资源机制的影响，比如，在计划经济体制下，即便产出缺口再大，源于政府管制，产品价格也可能不会出现大的波动。我国从1992年党的十四大开始确立社会主义市场经济体制的改革取向，选择自1992年开始的样本期，可以在相当程度上剔除掉由于资源配置机制不同所带来的干扰。
对于被解释变量通胀率π，人们一般用居民消费价格指数来表示。需要指出的是，由于本文使用季度数据，居民消费价格指数应该为季度环比指数，但国家统计局只公布1992年以来各个月度的同比指数，对此我们还要进行相应的推算，具体地，以2011年国家统计局公布的各月度环比指数为基础，结合既往年份各月度的同比指数就可以推算出各月的定基指数和环比指数，再借鉴陈彦斌(2008)的做法，用季度内各月份环比指数连乘的方法即可得到季度环比指数。
核心解释变量为产出缺口
及其滞后项
为估算产出缺口，首先要用到季度GDP数据。我国自1992年开始进行季度GDP核算工作，随着统计工作的完善，又于2004年和2007年对其进行了调整。对于1992～2005年的季度GDP数据取自《中国季度国内生产总值历史资料1992～2005》，2005年之后的数据取自中经网数据库。根据国家统计局公布的季度GDP同比增长率和上述的名义GDP推算出以1992年为不变价的季度实际GDP。在此基础上，将用4种常见的滤波技术来估算产出缺口：一是HP滤波。其中λ参数，我们参照业界普遍做法，对季度数据取1600。二是BK滤波。参照Baxter和King(1999)的建议，截断参数k选3年长度，在季度数据中相应地取12，波的下界和上界分别取6和32。三是CF滤波。我们采取全样本非对称滤波，它不仅可以处理平稳序列，也可以处理非平稳时间序列，且不会造成数据损失。四是卡尔曼滤波。借鉴如下的状态空间模型(杨天宇、黄淑芬，2010)，可将实际产出序列做如下分解：
其中，
分别为实际产出、潜在产出、产出的周期性波动成分；e、v分别为满足白噪声条件的扰动项。利用卡尔曼滤波平滑算法可估算出各参数值，进而可计算出潜在产出和产出缺口。
由于季度GDP数据具有很大的季节波动性，我们先用Cencus X12方法对其进行季节调整，然后再使用上述4种方法分别计算产出缺口gap并代入模型(5)中进行分析，通过比较它们的结果来获得更稳健的判断结果。
s为外生供给冲击。按Gordon(1989)的初始界定，外生供给冲击主要表现在汇率波动、国际能源以及大宗商品价格的波动等方面。由于我国汇率一直处于严格管制之中，特别是在1995年汇率改革之前长期维持不变，因此我们不引入这一因素。考虑到石油在国民经济中的重要地位，而我国对进口石油的依赖度又非常高，国际石油价格的波动会对各行各业的生产成本乃至价格水平产生重要影响，因此我们将以国际原油价格来代表供给冲击，并用常用的北海布伦特原油期货价格指数来表示。通过Wind资讯网先获得每日期货价格，再计算其季度平均值，进而可计算出季度环比指数。
对于，可以先从中经网数据库查到各月末的存量，对应于各个季度，再计算该季度内3个月的月末平均值，最后再计算季度环比增速。
四、失业回滞的实证检验结果
在对(5)式进行回归之前，还要检验各变量的平稳性以避免伪回归的可能。从经验的角度看，本文选择的指标均为宏观经济变化率指标，不管居民消费价格指数、增长率还是北海布伦特原油期货价格指数，都是季度环比指数，应该没有系统性的变动趋势，都应该围绕100做上下波动的，产出缺口则更是如此，所以它们应该都能满足平稳性要求。表1所示的ADF检验结果验证了这一判断。
分别将4种滤波方法得到的产出缺口代入到模型(5)和(6)中，结果如下。
(一)基于适应性预期的估算结果
对时间序列模型来说，最主要的问题就是防止出现序列相关。尽管上述模型引入了被解释变量的滞后项，也不见得就能完全消除序列相关，为此，还要进行序列相关检验。我们知道，在含有被解释变量滞后项的动态模型中，传统的DW检验指标失去功效，这时可利用Breush-Godfrey LM指标进行检验。与DW检验指标相比，LM指标不仅可以检验残差项的一阶自相关，还可以检验高阶自相关，因此更具普遍意义。如果LM检验发现存在序列相关，则对残差项进行AR(p)的修正以矫正估计残差直至序列相关问题消失。最后，还要对回归残差做平稳性检验，以确保各变量之间确实存在协整关系。从表2可以看出，4个模型的残差均能至少在5%的显著性水平上拒绝单位根原假设，满足平稳性条件。
从4个模型的结果看，
的系数均显著为正，且几乎均能达到0.8，说明通胀率具有较强的波动惯性，这与多数研究的发现基本一致。至于外生供给冲击的影响，4个模型的结果并不一致，将HP滤波和CF滤波的产出缺口代入到模型中发现，s及其滞后项的系数并不显著，说明国际原油价格波动并没有对国内通胀率产生明显影响。将BK滤波和卡尔曼滤波的产出缺口代入到模型中，发现s的系数显著为正，说明国际原油价格会对通胀率产生一定正向影响。
现在再来看核心解释变量的情况。在4个模型中的系数均显著为负，说明滞后一期产出缺口会对通胀率产生明显的负向影响，按前述推论，我国应该存在失业回滞现象。至于失业回滞程度，还要综合及的系数来计算，对此，4个模型有较大的差距：在HP滤波模型中，、的系数分别为4.180和-0.596，按前述方法，用后者除以前者并取绝对值即可得到失业回滞程度，结果为0.143，可见回滞程度较小。类似地，在BK滤波模型中，、的系数分别为1.928和-1.215，据此计算出的失业回滞程度为0.63；在CF模型中，两个系数分别为2.26和-1.831，计算出的失业回滞程度为0.81；最后，在卡尔曼滤波模型中两个系数分别为3.056和-2.2，对应的回滞程度为0.72。
综上所述，将4种滤波方法得到的产出缺口代入到检验模型中均能证明我国存在失业回滞现象，但失业回滞程度存在较大差异，HP滤波模型只能证明我国存在轻微程度的回滞现象，而其他3个模型所计算出的失业回滞程度要大得多，大约在0.6～0.8之间。那么在这两类结果中，究竟哪个更可信呢？这还要取决于4种滤波方法的优劣性比较，对此，人们一般是从3个维度进行评价的：一是与历史上公认的经济周期的转折点是否吻合；二是对价格变化率的预测能力；三是估计的稳定性，即在增加(或减少)一定数量的样本后，估计出来的产出缺口还能否保持稳定(Camba-Mendez & Rodriguez Palenzuela 2003)。同样是基于1992-2012年的季度数据，丁守海(2012)依据上述3个标准发现，在4种滤波方法中HP滤波的可靠性最低，卡尔曼滤波最高，其他两种方法居中。其他一些研究也发现了类似的结论(杨天宇、黄淑芬，2010；郑挺国、王霞，2010)。因此，在上述结果中我们更倾向于接受除HP模型外其他3个模型的结论。
(二)基于理性预期的进一步验证
与适应性预期相比，各变量的系数均出现一定的变化，但在各模型中，的系数均显著为负，说明失业回滞仍然是存在的，至于失业回滞程度，则出现了不同变化：在HP模型中的系数降为3.275，变为-1.318，按前述方法可以算出，失业回滞程度为0.402，比适应性预期模型大很多。在BK模型中，和的系数分别为1.164和-0.876，回滞程度为0.753，比适应性预期模型也所有增加。在CF模型中，两个变量的系数分别为1.831和-1.005，失业回滞程度为0.549，比适应性预期模型有较大下降。在卡尔曼模型中，两个变量的系数分别为2.95和-2.015，回滞程度为0.683，比适应性预期模型略有降低。
总的来看，不管是基于适应性预期还是引入理性预期，菲利普斯曲线的估算结果均能证明中国存在失业回滞现象，如果不考虑HP模型的结论，回滞程度大约介于0.55～0.75之间。
五、对失业回滞现象的进一步解释
(一)基于内部人协议及制度刚性的可能解释
关于失业回滞的原因，目前主流解释有4种：一是投资减少论。该观点认为，萧条时期投资大幅减少，萎缩的资本存量会进一步削弱随后的经济复苏期的就业拉动能力，使就业难以恢复到萧条前的水平。二是人力资本退化论。该观点认为，萧条使大量工人失业，失业期间工人失去“干中学”的机会，技能退化，待经济复苏后即便有新的就业机会，鉴于人力资本的不匹配，他们也难以重返工作岗位(Hargreaves S.&Heap，1980)。三是制度刚性论。Phelps(1972)指出，僵化的劳动管制措施会弱化失业工人的再就业压力(如慷慨的失业保险)，同时也会增加雇主在经济复苏时期扩大雇佣规模的顾虑(如严格的解雇审批程序)并削弱就业扩张力度。四是前面提及的内部人协议(Blanchard & Summers，1986)。
我们认为前两种解释不会是造成我国失业回滞的主要原因：首先，一直以来我国在相当成程度上依靠投资来驱动经济增长，特别是在经济萧条时期凭借特殊的资源动员机制，投资不但不减少，反倒经常以超常的速度增加，所以投资减少论并不适用于我国。其次，改革30多年来，我国走的是刘易斯式的工业化道路，利用廉价劳动力无限供给的优势来扩大工业规模，其典型特征就是技术含量低，改革后大量低技能农村劳动力涌向工业部门就是真实的写照。在这种情形下，不太可能发生人力资本退化论所预测的由于技能不足而导致失业无法修复的情形。一个典型的例证就是，2008年金融危机曾使农民工就业出现大幅度的下滑，但在随后的经济复苏中他们并没有因为技能方面的原因而遭遇再就业的困难，包括粗工在内的招工难的问题反而愈演愈烈。
相对而言，内部人协议可能是造成我国失业回滞的最重要原因。众所周知，我国劳动力市场被人为地分割为两个组成部分：一是以体制内部门为代表的优等部门，工作稳定、工资高；二是以其他性质单位(如个体、私营)为代表的次级部门，稳定性差、工资待遇低。对体制内部门来说，要维护上述优越性，就必须避免自由进入带来的工资均等化和优势丧失的可能，这只能借助于行政机制来实现。在行政性用人机制的保护下，在职者垄断劳动供给，形成事实上的Blanchard和Summers(1986)笔下的内部人，他们通过自己的代言人(如管理层)与雇佣方(国有产权代表)谈判，目的就是维护自身的就业机会、阻止外人进入，并尽可能提高工资利益。Blanchard和Summers(1986)所描述的情形很容易出现：当就业经历一次无法抗拒的冲击而萎缩后，即便形势好转雇佣规模有望扩大，缩小了的内部人也会像既得利益集团一样阻止该行为的发生，并通过谈判将工资维持在市场出清水平之上，这样既维护了自己的就业机会也获得了工资租，并阻断潜在进入者的进入机会，于是就业很难恢复到冲击前的水平。
对体制外部门来说，同样存在内部人协议的动机，但诱发机制与体制内部门稍有不同。在改革后的很长一段时间内，我国体制外部门工人的工资利益一直得不到有效的保障，他们的基本工资普遍较低，在计件工资制下，工人主要是通过加班多干活来赚取收入。这方面的一个典型例子就是，最近富士康迫于社会压力决定减少工人加班时间，此举非但没有得到工人支持，反而招致他们对未来收入的担忧和不满①。当企业面临一次外部冲击而不得不缩减雇佣规模后，在随后的时间里即便生产再次扩张并导致劳动需求反弹，但雇佣规模未必能同比例扩张，因为企业增加劳动投入有两种方式：一是泛化方式，即在保持老员工工作时间不变的前提下增招新员工；二是深化方式，即尽量不增招新员工，主要通过延长既有员工的工作时间来满足劳动投入需求。对工人来说，当然希望雇主采纳第二种方式，以获取更长的工作时间和更高的工资利益。他们会形成一种内部人力量并游说雇主，而雇主也通常乐于接受，因为：一方面，他可以以此为筹码与员工进行工资谈判；另一方面，它还可以节约新员工招聘、培训、磨合以及未来可能发生的解雇成本等费用。因此双方具有达成秘密握手协议的基础。
简言之，不管是体制内部门还是体制外部门，尽管诱发机制不同，但都存在Blanchard和Summers(1986)意义上的内部人协议的可能，它们都会阻碍经济复苏时期的就业扩张、引发失业回滞。
至于前面提到的以劳动管制政策为代表的制度刚性，我们认为可能也是诱发失业回滞的一个因素，但形式会比较独特：首先，它不是单独发挥作用的，而是通过强化内部人协议的力度来发挥叠加影响的。可以想象，在一个更严格的劳动管制环境下，鉴于解雇员工的手续变得更复杂、成本更高，企业招聘新员工也会变得更审慎，经济复苏时雇主更倾向于通过深化的方式来增加劳动供给，内部人协议也更容易达成，并会限制就业回升。其次，就中国而言，制度刚性的作用有一个明显的变化过程：自改革以来，我国对劳动利益的保护一直非常薄弱，劳动管制形同虚设，直到2004年之后，随着民工荒的爆发以及新的《最低工资规定》、《劳动合同法》等法规的出台，劳动管制政策才真正浮出水面(丁守海，2010)。在这一过程中，制度刚性对失业回滞的强化作用可能会凸显出来。
(二)对内部人协议及制度刚性作用的实证检验
在文献综述部分我们已经提到，基于内部人协议机制，借鉴(Blanchard & Summers，1986)的推导原理，可构建BS工资方程：
，该方程说明，如果存在基于内部人协议的失业回滞，那么，工资应该与上一期的雇佣规模呈反比，它构成我们检验的出发点，但还要做一些拓展。
首先，正如粘性工资模型(Taylor，1980；Fuhrer & Moore，1995)所指出的，工资调整具有一定的惯性，滞后工资变量必然会对当期工资变量产生影响，因此，我们应该把它引入到解释变量中。其次，工资变量可能还会受其他一些外部因素的影响。考虑到自20世纪90年代以来，随着农村劳动力的大量转移，转移劳动力在我国非农部门劳动供给中扮演着愈发重要的角色，考察工资波动时必须考虑此类劳动力的工资状况。根据Lewis(1954)模型的预测，农村转移劳动力工资在相当程度上取决于农业收益，只有当部门收益差距足够大时(比如30%)，他们才有动力提供劳动。2004年民工荒爆发时，很多学者就认为是由于新一轮支农政策使农业收益提高而工业工资未能及时跟进造成的。基于此，我们用农业收益agr来表征工资的外生冲击力量。国家统计局公布了1996年第一季度以来各季度农村家庭人均现金收入中家庭经营收入，这可作为农业收益的代理指标。同理，为控制住农业收益的滞后影响，我们也引入其滞后项。最后，正如前面所提到的，2004年之后随着我国劳动管制政策的强化，内部人协议的程度及其对失业回滞的影响均可能会增强，为了检验这种变化趋势是否发生，我们还应区分不同的时间段来进行比较。综合上述考虑，我们构建如下的最终检验模型：
下标t表示时间序列，我们以1999第一季度至2012年第二季度的宏观数据为样本进行分析，选择这一样本期是因为国家统计局自1999年第三季度开始才公布分季度的平均薪酬数据。为具有可比性，薪酬及农业收益均按定基通胀指数折实。D为时间哑元变量，引入它主要是为了对不同时间段进行比较：2004年第四季度之前的样本，D均取零；之后的均取1。因此2004年之前内部人协议的强度反映在系数
上；之后的则反映在合成系数+
上。如果也显著为负，则说明2004年之后内部人协议的强度确实加剧了。为了便于回归结果的解释，模型中各变量均采取对数形式。
需注意的是，(10)式中各变量均为水平变量，具有一定的递增趋势，ADF检验证明它们并不具有稳定性，因此直接将其代入模型中容易造成伪回归问题。为解决这一问题，我们先对(10)式做差分处理，再将各差分变量代入模型中回归。ADF检验证明各差分变量至少能在5%的显著性水平上拒绝单位根原假设，鉴于篇幅限制，这里未再列出检验结果。由于上述各变量均为对数形式，其差分变量也就对应着增长率。在差分方程中会产生一个新的问题，那就是，残差项
不是严格的白噪声，至少会产生一阶序列相关问题。为此，在回归时我们直接对残差项做AR(1)自相关修正，然后再用LM指标来检验序列相关问题是否消失并决定是否要做进一步的处理。
为了对体制内部门与体制外部门进行比较，我们将分全部单位、国有单位、集体单位及其他性质单位进行分析。回归结果见表4。
从表4可以看出，对于各个性质的单位来说，
的系数显著为负，说明工资波动具有自动平抑功能。至于
的系数，除集体单位外，其余基本上都不显著，说明农业收益并没有像预期的那样对工业工资产生正向影响，其中的原因可能在于我国工农业部门收益差距巨大，往往高达数倍甚至十数倍，远超过Lewis(1954)所预测的30%。在这种情况下，农业收益的微小变化很难对工业工资产生明显的撼动(丁守海，2011)。
下面看核心解释变量
的系数。首先看全部单位，
的系数显著为负，达到-0.323，说明经济总体上存在内部人协议现象；交叉变量
的系数也显著为负，为-0.114，说明自2004年之后内部人协议的程度确实增强了。进一步，在三类性质单位中，除集体单位外，国有及其他性质单位的系数均显著为负，分别达到-0.409和-0.176，说明它们均存在内部人协议现象，并且相较于集体单位来说，国有单位更严重。类似地，除集体单位外，国有以及其他性质单位的系数均显著为负，分别为-0.053和-0.203，说明内部人协议的程度在2004年之后均得到了强化，且其他性质单位的强化程度大于国有单位。
至于集体单位为什么没有出现内部人协议现象，我们认为这可能与其复杂的产权属性以及统计方面的误差有关，进一步，由于集体单位在国民经济中的就业比重较低且不断下降，它不会对前述内部人协议的判断构成实质影响。众所周知，以乡镇企业为代表的集体单位兴起于20世纪80年代，但自90年代中期开始，源于产权不明晰所带来的治理难题，它们普遍遭遇了困境，并由此拉开产权改革的序幕，集体单位的就业占比也不断下降，在1992～1996年短短4年时间内，从近1/4滑落至不足20%，截至2012年第二季度只剩下4%左右。
六、结论性评语
本文试图考察中国是否存在失业回滞现象，鉴于失业率数据的缺失，我们摒弃了传统的单位根检验方法，借鉴Gordon(1989)模型以及新凯恩斯混合菲利普斯曲线的思想，提出了一种通过检验产出缺口对通胀率的影响来考察失业回滞问题的检验方法，同时设计了计算失业回滞程度的指标。基于1992～2012年宏观季度数据，我们发现，我国存在较明显的失业回滞现象，其程度大约介于0.55～0.75之间。进一步，基于我国劳动力市场的二元分割性以及不同部门就业机制的不同，我们进行了原因分析并指出，尽管诱发机制不同，但体制内部门和体制外部门都存在内部人协议的可能，而制度刚性会进一步强化这种可能性。它们是造成我国失业回滞现象的主要原因。利用改进的BS工资方程我们验证了这一判断。
失业回滞的主要危害在于它限制了就业的自我修复能力，当劳动力市场面临一次负向冲击后，就业损失将难以平复，除非政府采取特殊的、反向干预措施，比如超常的经济刺激计划，但这又会加剧通货膨胀等问题。对于这一点，我国4万亿投资计划已经给出了最好的诠释。要使劳动力市场健康运转，就必须清除失业回滞的诱发因素，就当前而言：首先，应改革体制内部门的用人机制，打破行政保护机制所诱发的内部人劳动供给垄断，增加外部人的进入机会，从制度层面减少内部人协议发生的可能性。其次，对于体制外部门，应加强对工人基本工资利益的保护，降低工人对加班工资的依赖，比如，适当提高最低工资标准，减少内部人协议的内在动力机制。最后，还要把握好劳动管制政策的出台频度和力度，避免多项政策集中出台可能带来的剧烈振荡，减少制度刚性对内部人协议及失业回滞的强化调节作用。
注释：
①资料来源：《富士康工人不满缩短加班时间：担心收入减少》，南方网，2012年3月31日。
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