我國人力資本水平與政府人力規模關系的實證研究

李丙紅

我國人力資本水平與政府人力規模關系的實證研究

李丙紅

在長期里,人力資本水平與政府人力規模之間存在穩定的正相關關系。而在短期里,人力資本水平與政府人力規模之間呈負相關關系。不過,在短期內增加人力資本水平的變化率,雖可降低政府人力規模增長率,但長期內維持協整關系卻持續地提高政府人力規模增長率,人力資本水平的提高率與政府人力規模增長率并非互為原因。這說明人力資本水平的提高可以促使政府人力規模增長的減緩,但政府人力規模的增長對人力資本水平增長的作用較弱。因此,提高人力資本水平有助于降低短期的政府人力規模增長率。

人力資本;政府人力規模;協整分析;Granger因果關系

目前,國內政治學和行政學界對政府人力規模的有關研究,大多集中于探討我國政府人力規模大小是否適當的問題。大多數學者認為規模過大,〔1〕少數學者認為問題的關鍵不在于規模過大,而在于結構不合理。〔2〕然而,既有的研究,大多或依靠歷史敘述,或借助國際比較立論,鮮有論者就我國政府人力規模增長的決定因素進行實證分析。有些學者使用 1952—1996年的數據建立回歸模型,發現公務人員規模隨著政府掌控的資源變動而變動:資源越多,規模越大,反之亦然。因此,控制政府公務人員規模的關鍵在于 “盡量讓能不需要政府控制的資源不由政府控制”。“要想從根本上精簡機構,必須從根本上改革政府的權力數量及其構成。”〔3〕還有學者使用 1978—2006年數據建立模型,發現改革開放時期我國公務人員規模的變動主要取決于政府本身的作為:財政支出規模、行政機構的編制改革是影響公務人員規模變動的主要因素;人口增長、市場化與公務人員規模增長保持顯著但微弱的相關關系;經濟增長和公務人員工資水平變動不是決定公務人員規模變動的原因。因此,控制公務人員規模,必須控制財政規模、進行行政改革和編制改革。〔4〕

筆者曾使用 2006年的年度數據對影響我國省級政府人力規模的因素進行定量回歸分析,發現經濟發展水平、市場化綜合指數、地域面積、政府財力因素與我國省級政府人力規模呈正相關關系,人口因素與我國省級政府人力規模呈負相關關系。〔5〕上文的模型沒有考慮我國人口質量的因素,而且,其他學者對人口質量因素與政府人力規模的關系也很少作過闡述,基于對大量樣本的定量分析的研究更是尚未發現,基本上是政府人力規模問題研究的空白點。本文研究的目的,就是通過分析人力資本水平與政府人力規模是否存在長期的均衡關系,是否具有相互的因果關系,如果有關系又是怎樣的關系,來系統地考察人力資本水平與政府人力規模的關系,彌補這個缺憾。

一、數據來源

在考察人力資本與政府人力規模增長的關系之前,首先要解決的問題是如何測度人力資本和政府人力規模。Barro和 Lee(1993)用勞動力平均受教育年限作為人力資本存量的指標,這一指標在一定程度上改善了人力資本度量效果,并成為經濟增長實證研究中度量人力資本的普遍做法。〔6〕本文將按照Barro等人的方法來測算人力資本存量。數據取自相應年份的《中國統計年鑒》。受教育年限數據按 6歲及 6歲以上人口中各級受教育程度人口的比重與各級教育折算年限計算 (文盲和半文盲、小學、初中、高中、大專及以上分別按 0、6、9、12、16年折算)。具體而言,平均受教育年限 =大學文化程度人口比重 ×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 +小學文化程度人口比重 ×6年。

對政府人力規模用政府公務人員與總人口的比率來表示,數據由本人計算得出。其中,對于政府公務人員人數,由于本文研究的公務人員是指供職于各級黨政部門、人大、政協以及工會、婦聯、共青團等官辦社會團體中的所有行政編制、事業編制以及單位自收自支人員,筆者從國家統計局提供的統計指標體系中選用“公共管理和社會組織工作人員”這個指標作為統計口徑。因此,這個指標實際是指“廣義的政府從業人口”。相關數據如表1所示。

二、研究的理論基礎

長期以來,傳統計量經濟學在建立模型時,都要求隨機過程必須是平穩的序列,并在此基礎上建立模型。但是,現實中的經濟時間序列往往是非平穩的,采用傳統的計量經濟方法建模容易產生“虛假回歸”的問題。協整概念是 Engle-Granger在 1987年發表的論文《協整與誤差修正、描述、估計與檢驗》中正式提出的,這一概念反映非平穩的單整序列之間存在的一種長期穩定關系。協整理論是目前應用最廣泛的一種計量經濟分析技術,它有效地克服了傳統計量分析技術在進行非平穩時間序列分析時所面臨的困境,防止了偽回歸的出現。其基本思想是,如果兩個 (或兩個以上)的時間序列變量都是非平穩的,但它們的某種線性組合卻表現出平穩性,則這些變量之間存在長期穩定關系,即協整關系。協整理論并不能處理所有的非平穩序列,它能檢驗的是單整序列的關系問題。實際分析時主要步驟如下:

1、平穩性檢驗

協整關系存在的前提是兩個 (或兩個以上)時間序列為同階單整,判斷時間序列單整階數的方法是單位根檢驗,包括DF檢驗和ADF檢驗。ADF檢驗是對DF檢驗的改進,因為 DF檢驗常常因為序列存在高階滯后相關而破壞了隨機擾動項ε是白噪聲的假設。因此,本文將用 ADF檢驗方法對各時間序列進行平穩性檢驗。

在ADF檢驗中,單位根檢驗的回歸方程為:

并作假設檢驗 Ho:r=0。如果接受原假設,則說明序列 yt存在單位根,為非平穩時間序列。如果序列 yt平穩,則稱該序列為 0階單整序列,記為 I(0);如果 yt經過 d次差分后平穩,則稱該序列為 d階單整序列,表示為 I(d),具有相同單整階數的兩個時間序列才可以進行協整檢驗。

2、協整檢驗

對變量之間的協整檢驗有兩種方法,一個是基于回歸殘差的 EG(Engle-Granger)兩步法,另一個是基于回歸系數的 Johansen檢驗法。前一種方法適合于檢驗兩個變量之間的協整關系,而后一種方法適合于檢驗多個變量之間的協整關系。由于本文研究的是人力資本水平與政府人力規模這兩個變量之間的關系,所以,將選用 EG兩步法檢驗變量間的協整關系。首先,用 OLS(Ordinary Least Squares)對兩變量進行回歸;其次,對回歸方程檢驗自相關性。若存在自相關性則需要修正,再考察回歸殘差是否平穩。如果平穩,則說明兩變量之間存在協整關系。

3、誤差修正模型

誤差修正模型 (Error Correction Model,簡記為 ECM)是協整分析的一個延伸,它是根據協整理論建立的一種特定形式的計量經濟學模型,誤差修正模型將短期波動和長期均衡結合在一個模型中。根據 Granger定理,對具有協整關系的序列,我們可以計算其誤差修正項,并將誤差修正項的滯后一期看作一個解釋變量,連同其他反映短期波動關系的變量一起,建立誤差修正模型。因此,本文將進一步建立包括誤差修正項在內的誤差修正模型,以此來研究變量之間的短期動態調整關系。建立誤差修正模型如下:

使用OLS方法估計參數,θ為誤差修正項系數,反映了對偏離長期均衡的調整力度。

4、Granger因果檢驗

協整檢驗的結果揭示了變量之間是否存在長期的均衡關系,但是否構成因果關系還需要進一步檢驗。Granger(1969)提出的因果關系檢驗提供了解決此類問題的工具。其基本原理是:如果變量 X有助于預測變量 Y,即根據 Y的過去值對 Y進行自回歸時,如果再加上 X的過去值,能顯著地增強回歸的解釋力,則稱 X是 Y的 Granger因,否則稱為非 Granger因。其驗證模型為:

在該模型的基礎上檢驗γ1=γ2=…=γq=0的原假設。如果γ1=γ2=…=γq=0成立,則認為不存在 X對 Y的 Granger因果關系;反之如果γ1=γ2=…=γq=0的原假設被拒絕,則存在 X對 Y的Granger因果關系。

三、我國人力資本水平與政府人力規模關系的實證分析

(一)平穩性檢驗

對各變量分別進行 ADF檢驗,滯后階數的選擇以赤池信息準則 (A I C)最小為準則。檢驗結果如表2所示。

?

由表2可以看出,變量RLG M和RLZB的水平序列以及它們的一階差分序列的 ADF統計量均大于置信水平為 a=0.1時的臨界值,不能拒絕存在單位根的原假設,說明上述兩變量的水平序列以及它們的一階差分序列均存在單位根,均為非穩定序列。但是二階差分后RLG M和 RLZB的ADF統計量均小于置信水平為 a=0.05時的臨界值,說明它們的二階差分序列都拒絕了存在單位根的假設,是穩定序列,即RLG M和 RLZB在5%的顯著水平下都是 I(2)單整序列,滿足進行協整檢驗和因果關系檢驗的條件。

(二)協整檢驗

根據 EG兩步法,對RLG M和 RLZ B進行協整檢驗。首先對RLG M和RLZB進行OLS回歸:

方程括號內為 T值。從回歸結果來看,F和 T值均通過顯著性檢驗。但方程的擬合優度一般,而且DW偏小,Durbin-Watson檢驗的上下界值可以在DW檢驗的上下界值表中查得 (在顯著水平 a= 0.05)dL=1.08,dU=1.36,方程 (4)中 d= 0.588031＜1.08,殘差序列正自相關。為了消除自相關,需要對模型進行修正,本文通過加入解釋變量和被解釋變量的滯后因素,建立如下模型進行修正:

用軟件得出估計結果如下:

由于模型 (6)中變量 RLZBt-1的系數值沒有統計顯著性,表明滯后一期的 RLZ B水平對 RLG M的影響不明顯,所以把這個變量從模型中剔除。其分布滯后模型變為:

由上式可以看出,經過調整后,各變量的 t統計量和 F值都通過了顯著性檢驗,且由DW值檢驗可以看出自相關消除,模型的擬合優度較好。

要確定RLG M和RLZB是否存在協整關系,只需要檢驗模型 (7)的殘差是否是一個平穩序列。下面對模型 (7)的殘差序列進行ADF檢驗,檢驗結果如表3所示。

由表 3可知,殘差序列的 ADF統計量小于置信水平為 a=0.01時的臨界值,拒絕存在單位根的原假設,這表明殘差序列在 1%的顯著性水平下是平穩序列,服從零階單整,即μ～I(0),所以, RLG M和 RLZB之間存在長期均衡的協整關系,而且是唯一的。

可利用 (7)式根據β=(β1+β3)/(1-μ1-μ2)得出 RLG M和 RLZB之間的長期關系方程為:

從 (8)式可以看出,人力資本水平對政府人力規模的彈性約為 0.4272,即,在長期穩定關系中,我國勞動力平均受教育年限每增長一年,政府人力規模增長 0.4272個百分點。說明長期而言人力資本水平與政府人力規模之間存在穩定的正相關關系。

(三)誤差修正模型

根據協整理論,若變量間存在協整關系,則可以用誤差修正模型對短期波動和長期均衡直接進行描述。因為本文中RLG M和RLZ B之間存在協整關系,所以可以通過建立修正模型進一步分析其間的關系。首先選擇每個變量的滯后期 2,根據 Hendry的從一般到個別的建模,剔除回歸系數不顯著的滯后期,最終獲得的誤差修正模型為:

模型 (9)的 F和 T值均通過顯著性檢驗,模型的整體效果較好;調整后的 R2值仍能達到0.720115,表明模型擬合優度較高,解釋能力較強;且由DW值檢驗可以看出不存在自相關,上述模型是可靠的。

在上面的誤差修正模型中,差分項表明了相關變量的短期波動規律,誤差修正項 ECMt-1的系數估計值的大小反映了對偏離長期均衡的調整力度。根據該模型可以看到,滯后 1年的政府人力規模增長率對當年政府人力規模增長率影響最大,且二者呈反向變化,說明前期政府人力規模增長率對后期政府人力規模增長率有排斥作用;短期人力資本水平的提高率與政府人力規模增長率呈反向變化,而且,滯后 1年的人力資本水平的提高率對政府人力規模增長率的影響較之當年的人力資本水平的提高率而言,影響更大,反映了人力資本水平的滯后效應。誤差修正項系數為 -1.577697,符合反向修正原則,表明當短期波動偏離長期均衡時,誤差修正項系數將以 -1.577697的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。

(四)Granger因果關系檢驗

以上分析僅僅說明我國人力資本水平與政府人力規模之間在長期和短期內都存在相關關系,但是,這種關系是否構成因果關系,還需要進一步驗證。我們利用格蘭杰 (Granger)因果關系檢驗來考察RLZB與RLG M之間的格蘭杰因果關系。由于格蘭杰 (Granger)因果關系檢驗僅適應于平穩的時間序列,而前面我們通過單位根檢驗已經確定兩個變量的水平時間序列均為非平穩序列,而二者的二階差分序列則都為平穩序列。故,為了滿足模型中對變量平穩性的要求,只能從它們的增長效應來進行分析,即Δ2RLZB和Δ2RLG M之間是否具有因果關系。另外,Granger因果檢驗對滯后期的選擇十分敏感,選取不同的滯后期可能會帶來完全不同的結論。本文采用 A I C信息準則確定的最優滯后期為 3,檢驗結果見表 4。

由表4可見,“Δ2RLZ B不是Δ2RLG M的 Granger原因”在 5%的顯著水平上被拒絕,即Δ2RLZ B是Δ2RLG M的 Granger原因;而“Δ2RLG M不是Δ2RLZ B的 Granger原因”沒有被拒絕,即Δ2RLG M不是Δ2RLZ B的 Granger原因。這表明政府人力規模增長對人力資本水平增長的影響不明顯,但人力資本水平增長對政府人力規模增長的影響顯著。人力資本水平增長與政府人力規模增長之間只有單向因果關系,并不存在互為因果的反饋性聯系。

四、結論

本文以我國 1996—2009年的 RLZB和 RLG M為樣本,采用實證分析方法,檢驗了我國人力資本水平與政府人力規模之間的關系,結論是:

(1)協整回歸方程表明,盡管我國人力資本水平與政府人力規模增長都是非平穩的,但是人力資本水平與政府人力規模增長之間存在著長期穩定的均衡關系,我國勞動力平均受教育年限每增長 1年,政府人力規模增長 0.4272個百分點。說明長期而言人力資本水平與政府人力規模之間存在穩定的正相關關系。

(2)誤差修正模型 (ECM)進一步解釋了我國人力資本水平與政府人力規模增長之間的短期動態關系,RLZ B水平的短期變動對 RLG M存在負向的影響,本期勞動力平均受教育年限每增長 1年,本期政府人力規模減少 0.076531個百分點。說明短期而言人力資本水平與政府人力規模之間呈負相關關系。不過,在短期內增加人力資本水平的變化率,雖可降低政府人力規模增長率,但長期內維持協整關系卻持續地提高政府人力規模增長率,因為當短期波動偏離長期均衡時,誤差修正項將以 -1.577697的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。

(3)Granger因果檢驗結果表明,在短期內, Δ2RLZB與Δ2RLG M之間只有單向因果關系,并不存在互為因果的反饋性聯系,即人力資本水平的提高率與政府人力規模增長率并非互為原因。這說明人力資本水平的提高可以促使政府人力規模增長的減緩,但政府人力規模的增長對人力資本水平增長的作用較弱。因此,提高人力資本水平有助于降低短期的政府人力規模增長率。

〔1〕劉智峰.第七次革命 〔M〕.中國社會科學出版社,2003.

〔2〕朱光磊,張東波.中國政府官員規模問題研究 〔J〕.政治學研究,2003,(3).

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〔6〕高鐵梅.計量經濟分析方法與建模——Eviews應用及實例 〔M〕.清華大學出版社,2006.

F241

A

1004—0633(2011)05—052—05

湘潭大學博士科學基金資助項目《湖南省政府人力規模測度與評價》階段性成果。(項目編號:10QDZS01)

2011—07—10

李丙紅,管理學博士,湘潭大學哲學與歷史文化學院講師,主要從事公共部門人才資源管理研究。 湖南湘潭 411105

(本文責任編輯 王云川)