我国人力资本水平与政府人力规模关系的实证研究

李丙红

我国人力资本水平与政府人力规模关系的实证研究

李丙红

在长期里,人力资本水平与政府人力规模之间存在稳定的正相关关系。而在短期里,人力资本水平与政府人力规模之间呈负相关关系。不过,在短期内增加人力资本水平的变化率,虽可降低政府人力规模增长率,但长期内维持协整关系却持续地提高政府人力规模增长率,人力资本水平的提高率与政府人力规模增长率并非互为原因。这说明人力资本水平的提高可以促使政府人力规模增长的减缓,但政府人力规模的增长对人力资本水平增长的作用较弱。因此,提高人力资本水平有助于降低短期的政府人力规模增长率。

人力资本;政府人力规模;协整分析;Granger因果关系

目前,国内政治学和行政学界对政府人力规模的有关研究,大多集中于探讨我国政府人力规模大小是否适当的问题。大多数学者认为规模过大,〔1〕少数学者认为问题的关键不在于规模过大,而在于结构不合理。〔2〕然而,既有的研究,大多或依靠历史叙述,或借助国际比较立论,鲜有论者就我国政府人力规模增长的决定因素进行实证分析。有些学者使用 1952—1996年的数据建立回归模型,发现公务人员规模随着政府掌控的资源变动而变动:资源越多,规模越大,反之亦然。因此,控制政府公务人员规模的关键在于 “尽量让能不需要政府控制的资源不由政府控制”。“要想从根本上精简机构,必须从根本上改革政府的权力数量及其构成。”〔3〕还有学者使用 1978—2006年数据建立模型,发现改革开放时期我国公务人员规模的变动主要取决于政府本身的作为:财政支出规模、行政机构的编制改革是影响公务人员规模变动的主要因素;人口增长、市场化与公务人员规模增长保持显著但微弱的相关关系;经济增长和公务人员工资水平变动不是决定公务人员规模变动的原因。因此,控制公务人员规模,必须控制财政规模、进行行政改革和编制改革。〔4〕

笔者曾使用 2006年的年度数据对影响我国省级政府人力规模的因素进行定量回归分析,发现经济发展水平、市场化综合指数、地域面积、政府财力因素与我国省级政府人力规模呈正相关关系,人口因素与我国省级政府人力规模呈负相关关系。〔5〕上文的模型没有考虑我国人口质量的因素,而且,其他学者对人口质量因素与政府人力规模的关系也很少作过阐述,基于对大量样本的定量分析的研究更是尚未发现,基本上是政府人力规模问题研究的空白点。本文研究的目的,就是通过分析人力资本水平与政府人力规模是否存在长期的均衡关系,是否具有相互的因果关系,如果有关系又是怎样的关系,来系统地考察人力资本水平与政府人力规模的关系,弥补这个缺憾。

一、数据来源

在考察人力资本与政府人力规模增长的关系之前,首先要解决的问题是如何测度人力资本和政府人力规模。Barro和 Lee(1993)用劳动力平均受教育年限作为人力资本存量的指标,这一指标在一定程度上改善了人力资本度量效果,并成为经济增长实证研究中度量人力资本的普遍做法。〔6〕本文将按照Barro等人的方法来测算人力资本存量。数据取自相应年份的《中国统计年鉴》。受教育年限数据按 6岁及 6岁以上人口中各级受教育程度人口的比重与各级教育折算年限计算 (文盲和半文盲、小学、初中、高中、大专及以上分别按 0、6、9、12、16年折算)。具体而言,平均受教育年限 =大学文化程度人口比重 ×16年 +高中文化程度人口比重 ×12年 +初中文化程度人口比重 ×9年 +小学文化程度人口比重 ×6年。

对政府人力规模用政府公务人员与总人口的比率来表示,数据由本人计算得出。其中,对于政府公务人员人数,由于本文研究的公务人员是指供职于各级党政部门、人大、政协以及工会、妇联、共青团等官办社会团体中的所有行政编制、事业编制以及单位自收自支人员,笔者从国家统计局提供的统计指标体系中选用“公共管理和社会组织工作人员”这个指标作为统计口径。因此,这个指标实际是指“广义的政府从业人口”。相关数据如表1所示。

二、研究的理论基础

长期以来,传统计量经济学在建立模型时,都要求随机过程必须是平稳的序列,并在此基础上建立模型。但是,现实中的经济时间序列往往是非平稳的,采用传统的计量经济方法建模容易产生“虚假回归”的问题。协整概念是 Engle-Granger在 1987年发表的论文《协整与误差修正、描述、估计与检验》中正式提出的,这一概念反映非平稳的单整序列之间存在的一种长期稳定关系。协整理论是目前应用最广泛的一种计量经济分析技术,它有效地克服了传统计量分析技术在进行非平稳时间序列分析时所面临的困境,防止了伪回归的出现。其基本思想是,如果两个 (或两个以上)的时间序列变量都是非平稳的,但它们的某种线性组合却表现出平稳性,则这些变量之间存在长期稳定关系,即协整关系。协整理论并不能处理所有的非平稳序列,它能检验的是单整序列的关系问题。实际分析时主要步骤如下:

1、平稳性检验

协整关系存在的前提是两个 (或两个以上)时间序列为同阶单整,判断时间序列单整阶数的方法是单位根检验,包括DF检验和ADF检验。ADF检验是对DF检验的改进,因为 DF检验常常因为序列存在高阶滞后相关而破坏了随机扰动项ε是白噪声的假设。因此,本文将用 ADF检验方法对各时间序列进行平稳性检验。

在ADF检验中,单位根检验的回归方程为:

并作假设检验 Ho:r=0。如果接受原假设,则说明序列 yt存在单位根,为非平稳时间序列。如果序列 yt平稳,则称该序列为 0阶单整序列,记为 I(0);如果 yt经过 d次差分后平稳,则称该序列为 d阶单整序列,表示为 I(d),具有相同单整阶数的两个时间序列才可以进行协整检验。

2、协整检验

对变量之间的协整检验有两种方法,一个是基于回归残差的 EG(Engle-Granger)两步法,另一个是基于回归系数的 Johansen检验法。前一种方法适合于检验两个变量之间的协整关系,而后一种方法适合于检验多个变量之间的协整关系。由于本文研究的是人力资本水平与政府人力规模这两个变量之间的关系,所以,将选用 EG两步法检验变量间的协整关系。首先,用 OLS(Ordinary Least Squares)对两变量进行回归;其次,对回归方程检验自相关性。若存在自相关性则需要修正,再考察回归残差是否平稳。如果平稳,则说明两变量之间存在协整关系。

3、误差修正模型

误差修正模型 (Error Correction Model,简记为 ECM)是协整分析的一个延伸,它是根据协整理论建立的一种特定形式的计量经济学模型,误差修正模型将短期波动和长期均衡结合在一个模型中。根据 Granger定理,对具有协整关系的序列,我们可以计算其误差修正项,并将误差修正项的滞后一期看作一个解释变量,连同其他反映短期波动关系的变量一起,建立误差修正模型。因此,本文将进一步建立包括误差修正项在内的误差修正模型,以此来研究变量之间的短期动态调整关系。建立误差修正模型如下:

使用OLS方法估计参数,θ为误差修正项系数,反映了对偏离长期均衡的调整力度。

4、Granger因果检验

协整检验的结果揭示了变量之间是否存在长期的均衡关系,但是否构成因果关系还需要进一步检验。Granger(1969)提出的因果关系检验提供了解决此类问题的工具。其基本原理是:如果变量 X有助于预测变量 Y,即根据 Y的过去值对 Y进行自回归时,如果再加上 X的过去值,能显著地增强回归的解释力,则称 X是 Y的 Granger因,否则称为非 Granger因。其验证模型为:

在该模型的基础上检验γ1=γ2=…=γq=0的原假设。如果γ1=γ2=…=γq=0成立,则认为不存在 X对 Y的 Granger因果关系;反之如果γ1=γ2=…=γq=0的原假设被拒绝,则存在 X对 Y的Granger因果关系。

三、我国人力资本水平与政府人力规模关系的实证分析

(一)平稳性检验

对各变量分别进行 ADF检验,滞后阶数的选择以赤池信息准则 (A I C)最小为准则。检验结果如表2所示。

?

由表2可以看出,变量RLG M和RLZB的水平序列以及它们的一阶差分序列的 ADF统计量均大于置信水平为 a=0.1时的临界值,不能拒绝存在单位根的原假设,说明上述两变量的水平序列以及它们的一阶差分序列均存在单位根,均为非稳定序列。但是二阶差分后RLG M和 RLZB的ADF统计量均小于置信水平为 a=0.05时的临界值,说明它们的二阶差分序列都拒绝了存在单位根的假设,是稳定序列,即RLG M和 RLZB在5%的显著水平下都是 I(2)单整序列,满足进行协整检验和因果关系检验的条件。

(二)协整检验

根据 EG两步法,对RLG M和 RLZ B进行协整检验。首先对RLG M和RLZB进行OLS回归:

方程括号内为 T值。从回归结果来看,F和 T值均通过显著性检验。但方程的拟合优度一般,而且DW偏小,Durbin-Watson检验的上下界值可以在DW检验的上下界值表中查得 (在显著水平 a= 0.05)dL=1.08,dU=1.36,方程 (4)中 d= 0.588031＜1.08,残差序列正自相关。为了消除自相关,需要对模型进行修正,本文通过加入解释变量和被解释变量的滞后因素,建立如下模型进行修正:

用软件得出估计结果如下:

由于模型 (6)中变量 RLZBt-1的系数值没有统计显著性,表明滞后一期的 RLZ B水平对 RLG M的影响不明显,所以把这个变量从模型中剔除。其分布滞后模型变为:

由上式可以看出,经过调整后,各变量的 t统计量和 F值都通过了显著性检验,且由DW值检验可以看出自相关消除,模型的拟合优度较好。

要确定RLG M和RLZB是否存在协整关系,只需要检验模型 (7)的残差是否是一个平稳序列。下面对模型 (7)的残差序列进行ADF检验,检验结果如表3所示。

由表 3可知,残差序列的 ADF统计量小于置信水平为 a=0.01时的临界值,拒绝存在单位根的原假设,这表明残差序列在 1%的显著性水平下是平稳序列,服从零阶单整,即μ～I(0),所以, RLG M和 RLZB之间存在长期均衡的协整关系,而且是唯一的。

可利用 (7)式根据β=(β1+β3)/(1-μ1-μ2)得出 RLG M和 RLZB之间的长期关系方程为:

从 (8)式可以看出,人力资本水平对政府人力规模的弹性约为 0.4272,即,在长期稳定关系中,我国劳动力平均受教育年限每增长一年,政府人力规模增长 0.4272个百分点。说明长期而言人力资本水平与政府人力规模之间存在稳定的正相关关系。

(三)误差修正模型

根据协整理论,若变量间存在协整关系,则可以用误差修正模型对短期波动和长期均衡直接进行描述。因为本文中RLG M和RLZ B之间存在协整关系,所以可以通过建立修正模型进一步分析其间的关系。首先选择每个变量的滞后期 2,根据 Hendry的从一般到个别的建模,剔除回归系数不显著的滞后期,最终获得的误差修正模型为:

模型 (9)的 F和 T值均通过显著性检验,模型的整体效果较好;调整后的 R2值仍能达到0.720115,表明模型拟合优度较高,解释能力较强;且由DW值检验可以看出不存在自相关,上述模型是可靠的。

在上面的误差修正模型中,差分项表明了相关变量的短期波动规律,误差修正项 ECMt-1的系数估计值的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。根据该模型可以看到,滞后 1年的政府人力规模增长率对当年政府人力规模增长率影响最大,且二者呈反向变化,说明前期政府人力规模增长率对后期政府人力规模增长率有排斥作用;短期人力资本水平的提高率与政府人力规模增长率呈反向变化,而且,滞后 1年的人力资本水平的提高率对政府人力规模增长率的影响较之当年的人力资本水平的提高率而言,影响更大,反映了人力资本水平的滞后效应。误差修正项系数为 -1.577697,符合反向修正原则,表明当短期波动偏离长期均衡时,误差修正项系数将以 -1.577697的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。

(四)Granger因果关系检验

以上分析仅仅说明我国人力资本水平与政府人力规模之间在长期和短期内都存在相关关系,但是,这种关系是否构成因果关系,还需要进一步验证。我们利用格兰杰 (Granger)因果关系检验来考察RLZB与RLG M之间的格兰杰因果关系。由于格兰杰 (Granger)因果关系检验仅适应于平稳的时间序列,而前面我们通过单位根检验已经确定两个变量的水平时间序列均为非平稳序列,而二者的二阶差分序列则都为平稳序列。故,为了满足模型中对变量平稳性的要求,只能从它们的增长效应来进行分析,即Δ2RLZB和Δ2RLG M之间是否具有因果关系。另外,Granger因果检验对滞后期的选择十分敏感,选取不同的滞后期可能会带来完全不同的结论。本文采用 A I C信息准则确定的最优滞后期为 3,检验结果见表 4。

由表4可见,“Δ2RLZ B不是Δ2RLG M的 Granger原因”在 5%的显著水平上被拒绝,即Δ2RLZ B是Δ2RLG M的 Granger原因;而“Δ2RLG M不是Δ2RLZ B的 Granger原因”没有被拒绝,即Δ2RLG M不是Δ2RLZ B的 Granger原因。这表明政府人力规模增长对人力资本水平增长的影响不明显,但人力资本水平增长对政府人力规模增长的影响显著。人力资本水平增长与政府人力规模增长之间只有单向因果关系,并不存在互为因果的反馈性联系。

四、结论

本文以我国 1996—2009年的 RLZB和 RLG M为样本,采用实证分析方法,检验了我国人力资本水平与政府人力规模之间的关系,结论是:

(1)协整回归方程表明,尽管我国人力资本水平与政府人力规模增长都是非平稳的,但是人力资本水平与政府人力规模增长之间存在着长期稳定的均衡关系,我国劳动力平均受教育年限每增长 1年,政府人力规模增长 0.4272个百分点。说明长期而言人力资本水平与政府人力规模之间存在稳定的正相关关系。

(2)误差修正模型 (ECM)进一步解释了我国人力资本水平与政府人力规模增长之间的短期动态关系,RLZ B水平的短期变动对 RLG M存在负向的影响,本期劳动力平均受教育年限每增长 1年,本期政府人力规模减少 0.076531个百分点。说明短期而言人力资本水平与政府人力规模之间呈负相关关系。不过,在短期内增加人力资本水平的变化率,虽可降低政府人力规模增长率,但长期内维持协整关系却持续地提高政府人力规模增长率,因为当短期波动偏离长期均衡时,误差修正项将以 -1.577697的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。

(3)Granger因果检验结果表明,在短期内, Δ2RLZB与Δ2RLG M之间只有单向因果关系,并不存在互为因果的反馈性联系,即人力资本水平的提高率与政府人力规模增长率并非互为原因。这说明人力资本水平的提高可以促使政府人力规模增长的减缓,但政府人力规模的增长对人力资本水平增长的作用较弱。因此,提高人力资本水平有助于降低短期的政府人力规模增长率。

〔1〕刘智峰.第七次革命 〔M〕.中国社会科学出版社,2003.

〔2〕朱光磊,张东波.中国政府官员规模问题研究 〔J〕.政治学研究,2003,(3).

〔3〕柯荣柱,章伟坤.政府规模及其变迁:经济实证分析 〔J〕.浙江社会科学,1999,(6)

〔4〕张光.财政规模、编制改革和公务员规模的变动:基于对 1978-2006年的实证分析 〔J〕.政治学研究,2008,(4).

〔5〕李丙红,李和中.我国省级政府人力规模影响因素定量分析 〔J〕.北京行政学院学报,2008,(5).

〔6〕高铁梅.计量经济分析方法与建模——Eviews应用及实例 〔M〕.清华大学出版社,2006.

F241

A

1004—0633(2011)05—052—05

湘潭大学博士科学基金资助项目《湖南省政府人力规模测度与评价》阶段性成果。(项目编号:10QDZS01)

2011—07—10

李丙红,管理学博士,湘潭大学哲学与历史文化学院讲师,主要从事公共部门人才资源管理研究。 湖南湘潭 411105

(本文责任编辑 王云川)