我國(guó)人力資本水平與政府人力規(guī)模關(guān)系的實(shí)證研究

李丙紅

我國(guó)人力資本水平與政府人力規(guī)模關(guān)系的實(shí)證研究

李丙紅

在長(zhǎng)期里,人力資本水平與政府人力規(guī)模之間存在穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系。而在短期里,人力資本水平與政府人力規(guī)模之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。不過(guò),在短期內(nèi)增加人力資本水平的變化率,雖可降低政府人力規(guī)模增長(zhǎng)率,但長(zhǎng)期內(nèi)維持協(xié)整關(guān)系卻持續(xù)地提高政府人力規(guī)模增長(zhǎng)率,人力資本水平的提高率與政府人力規(guī)模增長(zhǎng)率并非互為原因。這說(shuō)明人力資本水平的提高可以促使政府人力規(guī)模增長(zhǎng)的減緩,但政府人力規(guī)模的增長(zhǎng)對(duì)人力資本水平增長(zhǎng)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(guī)模增長(zhǎng)率。

人力資本;政府人力規(guī)模;協(xié)整分析;Granger因果關(guān)系

目前,國(guó)內(nèi)政治學(xué)和行政學(xué)界對(duì)政府人力規(guī)模的有關(guān)研究,大多集中于探討我國(guó)政府人力規(guī)模大小是否適當(dāng)?shù)膯?wèn)題。大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為規(guī)模過(guò)大,〔1〕少數(shù)學(xué)者認(rèn)為問(wèn)題的關(guān)鍵不在于規(guī)模過(guò)大,而在于結(jié)構(gòu)不合理?！?〕然而,既有的研究,大多或依靠歷史敘述,或借助國(guó)際比較立論,鮮有論者就我國(guó)政府人力規(guī)模增長(zhǎng)的決定因素進(jìn)行實(shí)證分析。有些學(xué)者使用 1952—1996年的數(shù)據(jù)建立回歸模型,發(fā)現(xiàn)公務(wù)人員規(guī)模隨著政府掌控的資源變動(dòng)而變動(dòng):資源越多,規(guī)模越大,反之亦然。因此,控制政府公務(wù)人員規(guī)模的關(guān)鍵在于 “盡量讓能不需要政府控制的資源不由政府控制”?！耙霃母旧暇?jiǎn)機(jī)構(gòu),必須從根本上改革政府的權(quán)力數(shù)量及其構(gòu)成?！薄?〕還有學(xué)者使用 1978—2006年數(shù)據(jù)建立模型,發(fā)現(xiàn)改革開(kāi)放時(shí)期我國(guó)公務(wù)人員規(guī)模的變動(dòng)主要取決于政府本身的作為:財(cái)政支出規(guī)模、行政機(jī)構(gòu)的編制改革是影響公務(wù)人員規(guī)模變動(dòng)的主要因素;人口增長(zhǎng)、市場(chǎng)化與公務(wù)人員規(guī)模增長(zhǎng)保持顯著但微弱的相關(guān)關(guān)系;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和公務(wù)人員工資水平變動(dòng)不是決定公務(wù)人員規(guī)模變動(dòng)的原因。因此,控制公務(wù)人員規(guī)模,必須控制財(cái)政規(guī)模、進(jìn)行行政改革和編制改革。〔4〕

筆者曾使用 2006年的年度數(shù)據(jù)對(duì)影響我國(guó)省級(jí)政府人力規(guī)模的因素進(jìn)行定量回歸分析,發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、市場(chǎng)化綜合指數(shù)、地域面積、政府財(cái)力因素與我國(guó)省級(jí)政府人力規(guī)模呈正相關(guān)關(guān)系,人口因素與我國(guó)省級(jí)政府人力規(guī)模呈負(fù)相關(guān)關(guān)系?！?〕上文的模型沒(méi)有考慮我國(guó)人口質(zhì)量的因素,而且,其他學(xué)者對(duì)人口質(zhì)量因素與政府人力規(guī)模的關(guān)系也很少作過(guò)闡述,基于對(duì)大量樣本的定量分析的研究更是尚未發(fā)現(xiàn),基本上是政府人力規(guī)模問(wèn)題研究的空白點(diǎn)。本文研究的目的,就是通過(guò)分析人力資本水平與政府人力規(guī)模是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系,是否具有相互的因果關(guān)系,如果有關(guān)系又是怎樣的關(guān)系,來(lái)系統(tǒng)地考察人力資本水平與政府人力規(guī)模的關(guān)系,彌補(bǔ)這個(gè)缺憾。

一、數(shù)據(jù)來(lái)源

在考察人力資本與政府人力規(guī)模增長(zhǎng)的關(guān)系之前,首先要解決的問(wèn)題是如何測(cè)度人力資本和政府人力規(guī)模。Barro和 Lee(1993)用勞動(dòng)力平均受教育年限作為人力資本存量的指標(biāo),這一指標(biāo)在一定程度上改善了人力資本度量效果,并成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)實(shí)證研究中度量人力資本的普遍做法?！?〕本文將按照Barro等人的方法來(lái)測(cè)算人力資本存量。數(shù)據(jù)取自相應(yīng)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。受教育年限數(shù)據(jù)按 6歲及 6歲以上人口中各級(jí)受教育程度人口的比重與各級(jí)教育折算年限計(jì)算 (文盲和半文盲、小學(xué)、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(xué)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(xué)文化程度人口比重 ×6年。

對(duì)政府人力規(guī)模用政府公務(wù)人員與總?cè)丝诘谋嚷蕘?lái)表示,數(shù)據(jù)由本人計(jì)算得出。其中,對(duì)于政府公務(wù)人員人數(shù),由于本文研究的公務(wù)人員是指供職于各級(jí)黨政部門、人大、政協(xié)以及工會(huì)、婦聯(lián)、共青團(tuán)等官辦社會(huì)團(tuán)體中的所有行政編制、事業(yè)編制以及單位自收自支人員,筆者從國(guó)家統(tǒng)計(jì)局提供的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)體系中選用“公共管理和社會(huì)組織工作人員”這個(gè)指標(biāo)作為統(tǒng)計(jì)口徑。因此,這個(gè)指標(biāo)實(shí)際是指“廣義的政府從業(yè)人口”。相關(guān)數(shù)據(jù)如表1所示。

二、研究的理論基礎(chǔ)

長(zhǎng)期以來(lái),傳統(tǒng)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)在建立模型時(shí),都要求隨機(jī)過(guò)程必須是平穩(wěn)的序列,并在此基礎(chǔ)上建立模型。但是,現(xiàn)實(shí)中的經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列往往是非平穩(wěn)的,采用傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法建模容易產(chǎn)生“虛假回歸”的問(wèn)題。協(xié)整概念是 Engle-Granger在 1987年發(fā)表的論文《協(xié)整與誤差修正、描述、估計(jì)與檢驗(yàn)》中正式提出的,這一概念反映非平穩(wěn)的單整序列之間存在的一種長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。協(xié)整理論是目前應(yīng)用最廣泛的一種計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析技術(shù),它有效地克服了傳統(tǒng)計(jì)量分析技術(shù)在進(jìn)行非平穩(wěn)時(shí)間序列分析時(shí)所面臨的困境,防止了偽回歸的出現(xiàn)。其基本思想是,如果兩個(gè) (或兩個(gè)以上)的時(shí)間序列變量都是非平穩(wěn)的,但它們的某種線性組合卻表現(xiàn)出平穩(wěn)性,則這些變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系,即協(xié)整關(guān)系。協(xié)整理論并不能處理所有的非平穩(wěn)序列,它能檢驗(yàn)的是單整序列的關(guān)系問(wèn)題。實(shí)際分析時(shí)主要步驟如下:

1、平穩(wěn)性檢驗(yàn)

協(xié)整關(guān)系存在的前提是兩個(gè) (或兩個(gè)以上)時(shí)間序列為同階單整,判斷時(shí)間序列單整階數(shù)的方法是單位根檢驗(yàn),包括DF檢驗(yàn)和ADF檢驗(yàn)。ADF檢驗(yàn)是對(duì)DF檢驗(yàn)的改進(jìn),因?yàn)?DF檢驗(yàn)常常因?yàn)樾蛄写嬖诟唠A滯后相關(guān)而破壞了隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)ε是白噪聲的假設(shè)。因此,本文將用 ADF檢驗(yàn)方法對(duì)各時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

在ADF檢驗(yàn)中,單位根檢驗(yàn)的回歸方程為:

并作假設(shè)檢驗(yàn) Ho:r=0。如果接受原假設(shè),則說(shuō)明序列 yt存在單位根,為非平穩(wěn)時(shí)間序列。如果序列 yt平穩(wěn),則稱該序列為 0階單整序列,記為 I(0);如果 yt經(jīng)過(guò) d次差分后平穩(wěn),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(shù)的兩個(gè)時(shí)間序列才可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

2、協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)變量之間的協(xié)整檢驗(yàn)有兩種方法,一個(gè)是基于回歸殘差的 EG(Engle-Granger)兩步法,另一個(gè)是基于回歸系數(shù)的 Johansen檢驗(yàn)法。前一種方法適合于檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系,而后一種方法適合于檢驗(yàn)多個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系。由于本文研究的是人力資本水平與政府人力規(guī)模這兩個(gè)變量之間的關(guān)系,所以,將選用 EG兩步法檢驗(yàn)變量間的協(xié)整關(guān)系。首先,用 OLS(Ordinary Least Squares)對(duì)兩變量進(jìn)行回歸;其次,對(duì)回歸方程檢驗(yàn)自相關(guān)性。若存在自相關(guān)性則需要修正,再考察回歸殘差是否平穩(wěn)。如果平穩(wěn),則說(shuō)明兩變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

3、誤差修正模型

誤差修正模型 (Error Correction Model,簡(jiǎn)記為 ECM)是協(xié)整分析的一個(gè)延伸,它是根據(jù)協(xié)整理論建立的一種特定形式的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型,誤差修正模型將短期波動(dòng)和長(zhǎng)期均衡結(jié)合在一個(gè)模型中。根據(jù) Granger定理,對(duì)具有協(xié)整關(guān)系的序列,我們可以計(jì)算其誤差修正項(xiàng),并將誤差修正項(xiàng)的滯后一期看作一個(gè)解釋變量,連同其他反映短期波動(dòng)關(guān)系的變量一起,建立誤差修正模型。因此,本文將進(jìn)一步建立包括誤差修正項(xiàng)在內(nèi)的誤差修正模型,以此來(lái)研究變量之間的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整關(guān)系。建立誤差修正模型如下:

使用OLS方法估計(jì)參數(shù),θ為誤差修正項(xiàng)系數(shù),反映了對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度。

4、Granger因果檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果揭示了變量之間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系,但是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。Granger(1969)提出的因果關(guān)系檢驗(yàn)提供了解決此類問(wèn)題的工具。其基本原理是:如果變量 X有助于預(yù)測(cè)變量 Y,即根據(jù) Y的過(guò)去值對(duì) Y進(jìn)行自回歸時(shí),如果再加上 X的過(guò)去值,能顯著地增強(qiáng)回歸的解釋力,則稱 X是 Y的 Granger因,否則稱為非 Granger因。其驗(yàn)證模型為:

在該模型的基礎(chǔ)上檢驗(yàn)γ1=γ2=…=γq=0的原假設(shè)。如果γ1=γ2=…=γq=0成立,則認(rèn)為不存在 X對(duì) Y的 Granger因果關(guān)系;反之如果γ1=γ2=…=γq=0的原假設(shè)被拒絕,則存在 X對(duì) Y的Granger因果關(guān)系。

三、我國(guó)人力資本水平與政府人力規(guī)模關(guān)系的實(shí)證分析

(一)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對(duì)各變量分別進(jìn)行 ADF檢驗(yàn),滯后階數(shù)的選擇以赤池信息準(zhǔn)則 (A I C)最小為準(zhǔn)則。檢驗(yàn)結(jié)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(tǒng)計(jì)量均大于置信水平為 a=0.1時(shí)的臨界值,不能拒絕存在單位根的原假設(shè),說(shuō)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(wěn)定序列。但是二階差分后RLG M和 RLZB的ADF統(tǒng)計(jì)量均小于置信水平為 a=0.05時(shí)的臨界值,說(shuō)明它們的二階差分序列都拒絕了存在單位根的假設(shè),是穩(wěn)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(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)和因果關(guān)系檢驗(yàn)的條件。

(二)協(xié)整檢驗(yàn)

根據(jù) EG兩步法,對(duì)RLG M和 RLZ B進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。首先對(duì)RLG M和RLZB進(jìn)行OLS回歸:

方程括號(hào)內(nèi)為 T值。從回歸結(jié)果來(lái)看,F和 T值均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。但方程的擬合優(yōu)度一般,而且DW偏小,Durbin-Watson檢驗(yàn)的上下界值可以在DW檢驗(yàn)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(guān)。為了消除自相關(guān),需要對(duì)模型進(jìn)行修正,本文通過(guò)加入解釋變量和被解釋變量的滯后因素,建立如下模型進(jìn)行修正:

用軟件得出估計(jì)結(jié)果如下:

由于模型 (6)中變量 RLZBt-1的系數(shù)值沒(méi)有統(tǒng)計(jì)顯著性,表明滯后一期的 RLZ B水平對(duì) RLG M的影響不明顯,所以把這個(gè)變量從模型中剔除。其分布滯后模型變?yōu)?

由上式可以看出,經(jīng)過(guò)調(diào)整后,各變量的 t統(tǒng)計(jì)量和 F值都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn),且由DW值檢驗(yàn)可以看出自相關(guān)消除,模型的擬合優(yōu)度較好。

要確定RLG M和RLZB是否存在協(xié)整關(guān)系,只需要檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?(7)的殘差是否是一個(gè)平穩(wěn)序列。下面對(duì)模型 (7)的殘差序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

由表 3可知,殘差序列的 ADF統(tǒng)計(jì)量小于置信水平為 a=0.01時(shí)的臨界值,拒絕存在單位根的原假設(shè),這表明殘差序列在 1%的顯著性水平下是平穩(wěn)序列,服從零階單整,即μ～I(xiàn)(0),所以, RLG M和 RLZB之間存在長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系,而且是唯一的。

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

從 (8)式可以看出,人力資本水平對(duì)政府人力規(guī)模的彈性約為 0.4272,即,在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系中,我國(guó)勞動(dòng)力平均受教育年限每增長(zhǎng)一年,政府人力規(guī)模增長(zhǎng) 0.4272個(gè)百分點(diǎn)。說(shuō)明長(zhǎng)期而言人力資本水平與政府人力規(guī)模之間存在穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系。

(三)誤差修正模型

根據(jù)協(xié)整理論,若變量間存在協(xié)整關(guān)系,則可以用誤差修正模型對(duì)短期波動(dòng)和長(zhǎng)期均衡直接進(jìn)行描述。因?yàn)楸疚闹蠷LG M和RLZ B之間存在協(xié)整關(guān)系,所以可以通過(guò)建立修正模型進(jìn)一步分析其間的關(guān)系。首先選擇每個(gè)變量的滯后期 2,根據(jù) Hendry的從一般到個(gè)別的建模,剔除回歸系數(shù)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(guò)顯著性檢驗(yàn),模型的整體效果較好;調(diào)整后的 R2值仍能達(dá)到0.720115,表明模型擬合優(yōu)度較高,解釋能力較強(qiáng);且由DW值檢驗(yàn)可以看出不存在自相關(guān),上述模型是可靠的。

在上面的誤差修正模型中,差分項(xiàng)表明了相關(guān)變量的短期波動(dòng)規(guī)律,誤差修正項(xiàng) ECMt-1的系數(shù)估計(jì)值的大小反映了對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度。根據(jù)該模型可以看到,滯后 1年的政府人力規(guī)模增長(zhǎng)率對(duì)當(dāng)年政府人力規(guī)模增長(zhǎng)率影響最大,且二者呈反向變化,說(shuō)明前期政府人力規(guī)模增長(zhǎng)率對(duì)后期政府人力規(guī)模增長(zhǎng)率有排斥作用;短期人力資本水平的提高率與政府人力規(guī)模增長(zhǎng)率呈反向變化,而且,滯后 1年的人力資本水平的提高率對(duì)政府人力規(guī)模增長(zhǎng)率的影響較之當(dāng)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(yīng)。誤差修正項(xiàng)系數(shù)為 -1.577697,符合反向修正原則,表明當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí),誤差修正項(xiàng)系數(shù)將以 -1.577697的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

(四)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

以上分析僅僅說(shuō)明我國(guó)人力資本水平與政府人力規(guī)模之間在長(zhǎng)期和短期內(nèi)都存在相關(guān)關(guān)系,但是,這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系,還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。我們利用格蘭杰 (Granger)因果關(guān)系檢驗(yàn)來(lái)考察RLZB與RLG M之間的格蘭杰因果關(guān)系。由于格蘭杰 (Granger)因果關(guān)系檢驗(yàn)僅適應(yīng)于平穩(wěn)的時(shí)間序列,而前面我們通過(guò)單位根檢驗(yàn)已經(jīng)確定兩個(gè)變量的水平時(shí)間序列均為非平穩(wěn)序列,而二者的二階差分序列則都為平穩(wěn)序列。故,為了滿足模型中對(duì)變量平穩(wěn)性的要求,只能從它們的增長(zhǎng)效應(yīng)來(lái)進(jìn)行分析,即Δ2RLZB和Δ2RLG M之間是否具有因果關(guān)系。另外,Granger因果檢驗(yàn)對(duì)滯后期的選擇十分敏感,選取不同的滯后期可能會(huì)帶來(lái)完全不同的結(jié)論。本文采用 A I C信息準(zhǔn)則確定的最優(yōu)滯后期為 3,檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表 4。

由表4可見(jiàn),“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(méi)有被拒絕,即Δ2RLG M不是Δ2RLZ B的 Granger原因。這表明政府人力規(guī)模增長(zhǎng)對(duì)人力資本水平增長(zhǎng)的影響不明顯,但人力資本水平增長(zhǎng)對(duì)政府人力規(guī)模增長(zhǎng)的影響顯著。人力資本水平增長(zhǎng)與政府人力規(guī)模增長(zhǎng)之間只有單向因果關(guān)系,并不存在互為因果的反饋性聯(lián)系。

四、結(jié)論

本文以我國(guó) 1996—2009年的 RLZB和 RLG M為樣本,采用實(shí)證分析方法,檢驗(yàn)了我國(guó)人力資本水平與政府人力規(guī)模之間的關(guān)系,結(jié)論是:

(1)協(xié)整回歸方程表明,盡管我國(guó)人力資本水平與政府人力規(guī)模增長(zhǎng)都是非平穩(wěn)的,但是人力資本水平與政府人力規(guī)模增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,我國(guó)勞動(dòng)力平均受教育年限每增長(zhǎng) 1年,政府人力規(guī)模增長(zhǎng) 0.4272個(gè)百分點(diǎn)。說(shuō)明長(zhǎng)期而言人力資本水平與政府人力規(guī)模之間存在穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系。

(2)誤差修正模型 (ECM)進(jìn)一步解釋了我國(guó)人力資本水平與政府人力規(guī)模增長(zhǎng)之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系,RLZ B水平的短期變動(dòng)對(duì) RLG M存在負(fù)向的影響,本期勞動(dòng)力平均受教育年限每增長(zhǎng) 1年,本期政府人力規(guī)模減少 0.076531個(gè)百分點(diǎn)。說(shuō)明短期而言人力資本水平與政府人力規(guī)模之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。不過(guò),在短期內(nèi)增加人力資本水平的變化率,雖可降低政府人力規(guī)模增長(zhǎng)率,但長(zhǎng)期內(nèi)維持協(xié)整關(guān)系卻持續(xù)地提高政府人力規(guī)模增長(zhǎng)率,因?yàn)楫?dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí),誤差修正項(xiàng)將以 -1.577697的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

(3)Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果表明,在短期內(nèi), Δ2RLZB與Δ2RLG M之間只有單向因果關(guān)系,并不存在互為因果的反饋性聯(lián)系,即人力資本水平的提高率與政府人力規(guī)模增長(zhǎng)率并非互為原因。這說(shuō)明人力資本水平的提高可以促使政府人力規(guī)模增長(zhǎng)的減緩,但政府人力規(guī)模的增長(zhǎng)對(duì)人力資本水平增長(zhǎng)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(guī)模增長(zhǎng)率。

〔1〕劉智峰.第七次革命 〔M〕.中國(guó)社會(huì)科學(xué)出版社,2003.

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〔4〕張光.財(cái)政規(guī)模、編制改革和公務(wù)員規(guī)模的變動(dòng):基于對(duì) 1978-2006年的實(shí)證分析 〔J〕.政治學(xué)研究,2008,(4).

〔5〕李丙紅,李和中.我國(guó)省級(jí)政府人力規(guī)模影響因素定量分析 〔J〕.北京行政學(xué)院學(xué)報(bào),2008,(5).

〔6〕高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模——Eviews應(yīng)用及實(shí)例 〔M〕.清華大學(xué)出版社,2006.

F241

A

1004—0633(2011)05—052—05

湘潭大學(xué)博士科學(xué)基金資助項(xiàng)目《湖南省政府人力規(guī)模測(cè)度與評(píng)價(jià)》階段性成果。(項(xiàng)目編號(hào):10QDZS01)

2011—07—10

李丙紅,管理學(xué)博士,湘潭大學(xué)哲學(xué)與歷史文化學(xué)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(zé)任編輯 王云川)