王怡然，郭遠遠

（中央司法警官學院，河北保定 071000）

一、問題提出

我國歷來對公務員實行嚴格的編制管理?！吨腥A人民共和國公務員法》第二十五條明確規(guī)定：錄用公務員，必須在規(guī)定的編制限額內，并有相應的職位空缺[1]。編制包括人員的數量定額和領導職數，由各級編制管理機關依據職能配置和職位分類，按照精簡的原則確定[2]。隨著我國經濟社會的健康快速發(fā)展和公眾需求的日益多元化，不少地區(qū)和部門機關事業(yè)單位的編制人員出現(xiàn)了不同程度的缺口，難以勝任日漸繁重的社會事務管理工作。在這種形勢下，我國各級機關事業(yè)單位均招聘了大量臨聘人員來承擔一些崗位工作。

所謂臨聘人員，是指由政府通過公共財政臨時聘用，并協(xié)助政府部門或事業(yè)單位從事公共管理活動或行政事務的，不列入政府編制的人員[3]。這一特定群體通常是（街道）機關事業(yè)單位因工作需要，聘用于專業(yè)技術、輔助管理、工勤服務等崗位工作的人員[4]。其最大的特點就是不在公務員編制之內，即所謂的“編外人員”，通過簽訂勞動合同，其與用人單位之間形成一種臨時的聘用關系，聘期根據聘用崗位的實際工作任務確定，合同期滿需視工作需要并經考核合格才能續(xù)簽合同。在實踐中，我國公共部門臨聘人員制度大大緩解了正式編制的不足，在我國各級政府，尤其是基層政府管理社會事務中發(fā)揮了一定的積極作用，但是由于管理不夠規(guī)范，該制度還存在著不少弊端。例如缺乏科學的制度規(guī)范和監(jiān)控機制、入口管理較混亂、執(zhí)行公務的主體合法性受到質疑等等；部分臨聘人員素質不高、效率低下、態(tài)度惡劣甚至是違法亂紀現(xiàn)象屢見報端，引起公眾諸多不滿。與此同時，由于同工不同酬，工資福利待遇偏低，工作量大，加之缺乏有效激勵機制及職業(yè)發(fā)展前景，臨聘人員怨聲載道，離職率也比較高。要想破解上述難題，就必須對我國機關事業(yè)單位臨聘人員實施科學管理，而首要工作是合理確定臨聘人員的崗位規(guī)模。

深圳市羅湖區(qū)是實施臨聘人員制度的代表性地區(qū)，截至2017 年3 月，該區(qū)臨聘人員數（含編外和掛企借用人員）達到了32 264 人。在員額規(guī)模構成中，街道一級臨聘人員員額規(guī)模占據較大份額，而且上升趨勢遠遠超過公安、教育、衛(wèi)生等其他系統(tǒng)。自2010 年以來，羅湖區(qū)街道臨聘人員員額規(guī)模絕對增長值為4 583，占到該區(qū)臨聘人員員額總體增長規(guī)模的81.27%；年均增長率約為10.84%，遠高于該區(qū)臨聘人員員額規(guī)模的增長速度。由此可見，羅湖區(qū)臨聘人員員額規(guī)模壓力主要來自街道一級。因此，本文主要對羅湖區(qū)街道一級臨聘人員員額規(guī)模及其主要影響因素調查研究的基礎上，通過回歸分析，構建綜合模型，以對臨聘人員的崗位規(guī)模實施管理與控制。

二、研究依據

（一）樣本選取

本文選取深圳市羅湖區(qū)的五個典型街道作為一級抽樣對象，將調研對象定位于政府官員、臨聘人員與社區(qū)居民三個群體，確定每個群體的抽樣規(guī)模。而后采取等距抽樣法，分別在五個街道抽取以下樣本數量（見表1）。

表1 各街道問卷選樣群體結構分布

（二）數據獲取

本文主要通過實地問卷調查獲取一手數據。在羅湖區(qū)各街道辦的大力支持下，問卷得以順利發(fā)放和回收，具體情況如表2 所示。在問卷調查過程中，結合深度訪談、歷史文獻調查等方法，全面獲取數據與資料。

表2 問卷發(fā)放與回收情況

（三）變量選取

根據調研資料分析，我們設定影響羅湖區(qū)臨聘人員規(guī)模的主要指標包括以下11 項因素：戶籍人口規(guī)模、管理與服務人口規(guī)模、社區(qū)個數、地區(qū)生產總值、全社會固定資產投資總額、人均生產總值、財政收入總額、一般預算收入總額、一般預算總支出、一般公共服務支出、轄區(qū)面積平方公里數。這些指標構成臨聘人員崗位規(guī)模這一目標變量（又稱為因變量或被解釋變量）的預測變量（又稱為自變量或解釋變量）。

（四）分析方法

主要運用SPSS 17.0 版分析軟件工具對獲取的數據資料進行錄入和分析[5]。為了了解哪些因素對臨聘人員崗位規(guī)模這一變量具有影響力和預測力，通常的做法是先進行皮爾森積差相關分析，再進行回歸分析。在此基礎上，構建多元回歸模型，最終實現(xiàn)對研究對象進行預測和控制應用。但是在實際操作過程中，我們發(fā)現(xiàn)個別重要的常識性影響變量，比如轄區(qū)區(qū)劃面積等相關變量，盡管在相關分析中顯示出高度顯著相關關系，但經過回歸分析之后最終卻沒有被納入回歸方程中來。因此，為避免分析結論產生結構性系統(tǒng)錯誤，咨詢專家后，本文最終選擇采取非常規(guī)的分析思路，即經由調研數據分析，結合專業(yè)常識和深度訪談資料，確定出有關羅湖區(qū)各街道臨聘人員崗位規(guī)模的可能解釋變量之后，不經由皮爾森積差相關分析階段，而是直接對所確定的解釋變量與被解釋變量進行逐步回歸分析，以求得回歸模型解。由于該分析方法更加強調專業(yè)知識、調查問卷等多方面數據資料的綜合運用，故而權且可以稱之為綜合回歸分析[6]。

三、模型的提出與檢驗

由于多數街道辦所能提供的只有過去三至五年期間的歷史數據，而羅湖區(qū)只有10 個街道，每一年的截面數據極其有限。為解決樣本數據不足問題，本文以各街道辦提供的“現(xiàn)有臨聘人員崗位總數”的歷史數據完整度為依據，將各個街道辦近年來的數據一并匯總，形成一個綜合數據文件。在此基礎上，對所形成數據文件進行橫截面分析處理，而不是縱貫性的時間序列研究。

將選取出的11 個自變量與“現(xiàn)有臨聘人員位總數”這一被解釋變量進行皮爾遜積差相關分析，找出與臨聘人員崗位規(guī)模有顯著相關的因素。由表3 可知，被解釋變量與7 個自變量之間存在不同程度顯著相關關系。

表3 現(xiàn)有臨聘人員崗位總數與自變量間相關性檢定

第一，“現(xiàn)有臨聘人員崗位總數”與“管理與服務人口規(guī)?！薄吧鐓^(qū)個數”“財政收入總額”“一般預算收入總額”“轄區(qū)面積平方公里數”等幾個變量之間存在著p<0.01 的高度顯著相關關系，而與“全社會固定資產投資總額”“一般預算總支出”等兩個變量之間存在p<0.05 的顯著相關關系。

第二，“現(xiàn)有臨聘人員崗位總數”與“管理與服務人口規(guī)模（轄區(qū)總人口）”“社區(qū)個數”“全社會固定資產投資總額”“財政收入總額”“一般預算收入總額”“一般預算總支出”等幾個變量之間存在顯著正相關關系，而與“轄區(qū)面積平方公里數”之間具有顯著負相關關系。由此，分析剔除了“戶籍人口”“地區(qū)生產總值”“人均生產總值”“一般公共服務支出”4 個與因變量之間不存在顯著相關關系的影響因素。

對于上述7 個預測自變量，我們采取逐步回歸分析方法，共形成了一元線性、二元線性、三元線性回歸模型各一個（見表4）。最終，“管理與服務人口規(guī)模”進入了一元回歸模型；“管理與服務人口規(guī)模”“轄區(qū)面積平方公里數”兩個變量則進入了二元回歸模型?！肮芾砼c服務人口規(guī)?！薄拜爡^(qū)面積平方公里數”“一般預算收入總額”三個變量則進入了三元回歸模型。其中，三元回歸模型的決定系數最高，該回歸模型的決定系數R2=0.797，這表明，該模型對總平方和的解釋能力達到79.7%，本文將其作為此次分析的優(yōu)選模型。

表4 模型匯總

由表5 可知，在所形成的三元回歸模型中，模型檢測統(tǒng)計量F=40.584，p=0.000<0.001，因此，該模型具有高度顯著性。又由表6 可知，在所生成的三元線性模型中，除了“常數項”外，“管理與服務人口規(guī)模”“轄區(qū)面積平方公里數”“一般預算收入總額”等三個變量的參數值分別為0.002、4.102、0.016，檢測統(tǒng)計量t 值分別為6.215、2.459 與2.433，都較大，且各自p 值分別為0.000、0.020 和0.021，皆小于0.05的顯著性水平。這表明，在置信度為95%的水平上，“管理與服務人口規(guī)?！薄拜爡^(qū)面積平方公里數”“一般預算收入總額”等三個解釋變量對臨聘人員崗位規(guī)模的影響是顯著的。

表5 Anovad

由此，我們得到回歸方程式I：

臨聘人員崗位總數（LP）=-184.213+0.002* 管理與服務人口規(guī)模（MP）+4.102*轄區(qū)面積平方公里數（RS）+0.016*一般預算收入總額（BI）

進一步檢測各自變量之間的容忍度與方差膨脹因子（VIF）等數值，由表6 可知，各自變量之間的容忍度在0.385 以上，方差膨脹因子數值低于2.60，基本可以排除共線性的疑慮。由此可以推論，此次分析所形成的三元線性回歸模型對于羅湖區(qū)臨聘人員崗位規(guī)模的發(fā)生具有較為顯著的解釋能力。

表6 系數a

四、回歸模型的預測區(qū)間與測算公式

（一）預測區(qū)間測算與運用

通過計算被解釋變量預測值的置信區(qū)間或說預測區(qū)間，可以對臨聘人員崗位規(guī)模進行員額上下限的預測控制。在進行預測時，一般有兩種不同的置信區(qū)間測算法，一個是“均值（mean）的置信區(qū)間”，另一個為“個值（individual）的置信區(qū)間”，“個值預測”的置信區(qū)間寬度往往比“均值預測”的置信區(qū)間大。因此，本文選擇以相對更為精準的“均值預測”來推算因變量的置信或預測區(qū)間。具體地，在置信度為95%的水平下，羅湖區(qū)各街道2017 年臨聘人員崗位規(guī)模預測區(qū)間上下限數值和實有員額數值詳細的數據結果如表7 所示。

表7 臨聘人員崗位人數上下限控制

從表7 可知，除了黃貝由于缺乏關鍵變量“一般預算收入總額”而無法進行測算之外，各街道辦2017 年臨聘人員崗位規(guī)模呈現(xiàn)以下特征：

（1）大部分街道臨聘人員崗位規(guī)模都在信度為95%的置信區(qū)間之內。其中，東曉、南湖、筍崗、東湖、蓮塘等5 個街道2017 年的臨聘人員崗位規(guī)模都在這一置信區(qū)間之內。簡言之，在能夠進行測算的9 個街道中，將近56%的街道臨聘人員崗位規(guī)模都在預測控制區(qū)間之內。

（2）桂園、東門、翠竹、清水河等4 個街道辦都屬于臨聘人員員額規(guī)模超標的地區(qū)。清水河、桂園街道的超標程度較低，分別在1.2%和3%；翠竹和東門街道的超標情形較為嚴重，超標程度分別達到25.6%和30%。

（二）點估計測算與運用

進一步將各個街道辦2017 年的數據代入回歸方程式中，得到的預期值（也稱為點估計值或理論值），然后，再計算預期值與實際值（也稱為觀察值）之間的差值，并將相關數值列成表，如表8 所示。

從表8 可知，運用回歸方程式（I）進行計算，考慮管理與服務人口規(guī)模、轄區(qū)面積平方公里數與一般預算收入總額等三個自變量，則深圳市羅湖區(qū)9個街道的臨聘人員全部超額，共計超標1 749 個員額。因此，結合公共部門崗位編制與員額管理專業(yè)理論和我國公共組織運行實踐經驗，可以推論，本研究所構建的臨聘人員崗位規(guī)模三元線性回歸模型能比較準確地反映公共部門人員配置的管理與控制要求。

表8 臨聘人員崗位實際人數與理論人數差異表

需進一步說明的是，本研究以深圳市羅湖區(qū)街道一級臨聘人員員額規(guī)模為個案所構建的回歸模型可以較為準確地解釋羅湖區(qū)街道一級臨聘人員崗位規(guī)模及其變動規(guī)律。實際操作中，關于公共部門臨聘人員崗位規(guī)模的配置還應結合不同地區(qū)社會管理工作現(xiàn)狀與實踐要求來進行，需由相關決策部門綜合考慮各方面實際情況在控制區(qū)間內確定臨聘人員具體崗位數值。同時，在總體條件不發(fā)生重大變化的情況下，本研究還可為其他地區(qū)臨聘人員崗位規(guī)模變動提供較為精確的數理基礎，為政府決策部門進一步加強街道臨聘人員員額動態(tài)管理、核定員額規(guī)模提供借鑒依據。