▍背景、理论与假设
本文的研究对象和被解释变量政府雇员是一个包含了多个类别群体的概念，有必要在此稍加解析。在政府雇员内，有不同的身份分类。首先是编制人员和无编人员的区别。在编制人员中，又有公务员、行政编人员、参公编制人员和事业编人员的分类。在这些门类中，公务员地位最高。行政编制不都是公务员，但公务员一定有行政编制。参公编制是通常只有那些在政府行政单位工作的事业编人员才能拥有的身份，但并非所有在行政单位工作的事业编人员都享受参公待遇。编制管理是高度中央集权化的。中央编制委员会及其办事机构中编办负责制定中央以及地方政府各部门的行政级别和编制定额。在中央层面，编制定额直接下达到一级预算部门（如中编办、财政部、商务部、国家矿山安全监察局）；在地方层面按功能和地区切块分配编制定额。从财政的角度看编制的重要性，在于它与财政拨款的绑定关系，编制人员均为财政供养人员。有编制必有财政供养和拨款，没有无财政供养和拨款的编制。分税制改革以来，各地区的编制人员定额是决定中央对地方转移支付数额的主要决定因素之一。
尽管中国官方在《中国统计年鉴》中提供了政府雇员的年度和地区分布数据，但对其中的细分类，并无系统持续的报告。人社部发布的《2015年度人力资源和社会保障事业发展统计公报》《2016年度人力资源和社会保障事业发展统计公报》曾披露2015年和2016年全国公务员总数分别为716.7万和719万。财政部出版的《地方财政统计资料》（1993-2009）报告了部分年度全国各省级行政区的行政编和事业编财政供养人口数据。例如，从2000年到2007年，地方行政编在职人员从572.67万人增至976.24万人，而同期全国政府雇员从1101万人增至1291万人，地方行政编人员占比从52％增至75％。这些数据表明，在这期间，行政编人员增长较快，成为政府雇员规模扩张的主要因素。陈那波和黄伟民对广东省某市某区的调研发现，2017年底，该区在编工作人员为3679名，编外人员为5165人，在编人员占比42％。政府的层次越低，无编雇员占比越大。一个合理的推测是：在编和无编政府雇员规模变动的驱动因素可能不同，前者更可能受公共财政行为影响，后者则主要由非公共财政行为驱动。
我们将建立时间序列回归模型来解释改革开放时期中国政府雇员规模的年度变动。政府雇员总数（绝对规模）和官民比即政府雇员占人口比（相对规模）的年度数据构成模型的因变量。我们试图解释两个变量为什么在有的年份较高，而在其他年份较低（见图1）。长时段的时间序列数据分析非常适合包括中国政府雇员规模之类的国别研究。诚然，我们可以通过以省等行政区划为分析单位研究中国政府雇员的规模，但这样做实际上是关于中国地方政府，而非作为一个整体的中国政府雇员规模的成因研究。
本文采用地方财政自主度测量财政分权，并预期其系数在负的方向上通过显著性检验。这一可能性的实现，还与中国财政体制从财政大包干转为分税制相关。在分税制改革之前，地方政府曾长期是大部分税收的征收者，中央政府必须依靠地方上解收入运作，或者说，地方政府作为一个整体，其转移支付收入为负。因此，当地方政府在财政包干体制下，获得了发展本地经济的权力的同时，仍旧负有向中央上解收入的责任时，它们有动机也有能力尽可能地减少对中央财政的上解，把更多的收入，或者以预算外收入的形式，或者以藏富于民的方式，留在地方。分税制改革之后，地方政府作为一个整体必须依靠中央转移支付才能维持运行。地方不但转移支付多多益善，在自有财政收入的征收上也不遗余力。换言之，财政体制的变化，导致中国财政相对规模（以财政收入占GDP比重测量）在分税制改革之前走低、之后走高（见图2），地方财政自主性在分税制改革之前较高、之后较低（见图3）。财政分（集）权对以货币规模（财政收支占GDP比）和人员规模（官民比）形式测量的政府规模可能产生负（正）的影响。
以上变量同因变量政府雇员规模的关系，在不同程度上是内生性的。我们假定，随着人口的增长，经济发展水平的提高，财政收入的增加，财政集权程度的上升，政府雇员亦将随之扩张。这些内生性变量对政府雇员规模扩张的影响是渐进的、长期性的，它们能够解释政府雇员变动的长期趋势，但难以解释如图1所示的政府雇员规模在短期间发生的大起大落。导致后者发生的主要力量来自于中央政府发动的、外生性行政机构改革。
改革开放以来，中央政府相继于1982、1988、1993、1998、2003、2008、2013和2018年进行了八次自上而下的行政机构改革。这八次改革，通常都以国务院机构改革的决议（或决定）在同年召开的全国人大会议上通过而发动，依靠对国务院及其组织部门和各级政府具有约束力的行政命令、自上而下推行。这些决议、决定的主要内容是调整国务院组成部门，有的部门不再保留，有的合并，或组建新的部门。然后，依靠中国“职责同构”的体制，从国务院开始的调整逐级向下传递，直至县区基层政府。这些调整一般都涉及人员的调整，但并非所有的行政机构改革都以减少政府雇员为主要目的，或者起到了显著减少政府雇员的作用。产生这一作用的机构改革必须符合两个标准：一是必须明确把精简人员作为改革的主要目的；二是精简人员必须不止于中央政府（国务院），而且要覆盖地方政府，因为后者才是绝大多数政府雇员所在。符合两个标准的机构改革，一般要经历2～3年，以使改革得以完成从中央（主要是国务院）到省及以下各级地方政府推行的过程。对照两个标准，1982年的行政机构改革在贯彻到地方的1984年，与以乡镇政府完全取代人民公社的改革相重叠，而这一取代伴随着基层政府人员的扩张。1988年开始的行政机构改革，则与“市管县”改革在各地大力推进同时发生。如国务院发展研究中心丁宁宁所指出的，“1982年中央政府精简机构时，各地正在根据宪法恢复乡镇政府。1988年国务院机构改革时，省里正忙于推广市管县的经验”。市管县体制使原先作为省级政府派出机构的地级政府实体化了，增加了政府层级，从而导致政府机构规模扩张。
20世纪90年代进行的两轮行政机构改革则完全符合上述两个标准。它们都把精简政府工作人员作为改革的主要目的，而且都在地方政府层面得到了贯彻执行。1993-1995年的改革明确把政府职能改变与以精简公务人员为目的的编制改革结合起来，明确要求地方政府贯彻执行精兵简政的编制改革。1993年的政府工作报告以“认真进行行政管理体制和政府机构改革”为题，专辟一节阐述“1993年行政机构改革方案”。该方案要求保留或改组的国务院部门要“大力精简内设机构，减少人员”，“用三年时间基本完成各级政府机构改革的任务”。在1993年7月21-23日期间召开的全国机构改革工作会议上，国务委员、中央机构编制委员会副主任罗干做了《适应社会主义市场经济的发展全面推进地方机构改革》的报告，要求“地方各级机构人员精简比例为25％左右”。此次改革，使中央政府直属机构从原有的86个减少到59个，人员减少20％。更重要的是此次改革在地方政府得到了严格的执行。
1998-2002年行政机构改革在精简人事上着力最大、持续最久。这次改革从1997年就开始酝酿。时任国务院主管经济工作的常务副总理朱镕基在1997年年底（12月11日）举行的中央经济工作会议上的总结讲话中谈到，当年9月产生的十五届中央政治局常委和政治局指定他负责牵头研究中央政府的机构改革问题。到12月中旬，他已经谈了50几个部门了，并就政府机构的精简取得了共识。“很多同志都认为机构臃肿问题，现在已经像一个脓疮都熟透了，必须把它割掉，这方面大家还是有共识的，也都有改革的意愿。”1998年的政府工作报告决定“建立一支适应社会主义市场经济要求、高素质的专业化国家行政管理干部队伍”，要求“各级地方政府·······自上而下有步骤有秩序地进行机构改革，精简机构和人员。要加强行政组织立法，实现各级政府机构、职能、编制的法制化”。据新华社报道，“从1998年开始，国务院机构改革首先进行，随后党中央各部门和其他国家机关及群众团体的机构改革陆续展开；1999年以后，省级政府和党委的机构改革分别展开；2000年，市县乡机构改革全面启动·····至2002年6月，经过四年半的机构改革，全国各级党政群机关共精简行政编制115万名”。
2002年后，中央依次在2003、2008、2013和2018年发起了四次行政机构改革。这四次改革的主要任务是转变职能，提高行政效率。转变职能的具体实施途径是改设整合国务院组成部门，如国家发展计划委员会改组为国家发展和改革委员会（2003年改革）、组建或调整工业和信息化部、环境保护部等15个部委（2008）、组建国家卫生和计划生育委员会等多部门（2013）和组建自然资源部、农村农业部、文化旅游部、国家卫生健康委员会等部门（2018）。在每次改革中，都有若干国务院组成部门被合并或取消。大部制是四次改革共同的内容。但是，在这四次改革中，没有一次像1993年和1998年改革那样，把“减少人员”写入政策文件。
如何操作行政机构改革对政府雇员规模的影响变量？我们采取统计1978年到2019年每年国务院总理向全国人大会议做的政府工作报告中，“机构改革”和“精简”二词出现的频数来解决这个问题。与五年计划、中共全国代表大会报告等着眼于长期的、战略性的政策不同，一年一度政府工作报告突出强调的是当年的政策执行重点。因此，可以通过计算政府工作报告出现的“机构改革”和“精简”二词出现的频数之和，来测量各年中国政府行政机构改革和精简政府雇员的政策意愿及其实施的强度。一方面，政府工作报告中出现的“机构改革”字样，几乎均与行政机构改革相关。在改革开放时期，所有的精简政府人员改革都是作为行政机构的一部分而进行的，但如上所述，并非所有的行政机构改革都导向政府人事的精简。另一方面，“精简”一词在政府工作报告中出现，几乎毫无例外地蕴含有“精简政”的意义。为求稳健和平衡，我们把这两个词组在各个政府工作报告出现的频数加总，用来测量各年中国政府精简政府雇员政策意愿的强度。频数越大，政策意愿强度越大。除了少数例外，在精减人事上，至少从短期的观点上来看，中国政府的强政策干预意愿，通常是能奏效的。当然也有例外。例如，1988年的政府工作报告中，机构改革和精简出现的频数分别为16次和4次，前者为历史之最，后者仅低于1993年的8次。然而，如上所述，中央政府于1988年发起的行政机构改革，因治理整顿、地方推行“市管县”改革等，而不了了之。即便有这些例外，我们预期，由这两个关键词频数加总形成的“精简改革”变量，仍旧能够很好地操作中国政府行政干预的强度和效度。我们预期，这个变量在模型中以负向通过显著性检验。表1概括了纳入时间序列模型中的各个自变量回归系数的预期表现。
▍统计分析发现及讨论
在这一部分，我们依次报告并讨论建模变量的描述性分析和时间序列多元回归分析的结果和发现。描述性分析的结果如表2所示。
在进行数据时间序列分析之前，我们对所有变量的时间序列类型进行了诊断。诊断结果显示政府雇员总数、官民比、人口总数、人均GDP公共财政收人、非公共财政收入、地方财政自主度均为非平稳（non-stationary）时间序列，具体而言，都是一阶单整时间序列（integrated at order1)。政府工作报告中的“精简改革”变量比较接近平稳（stationary)时间序列的一阶移动平均序列（moving average at order1)
本文使用时间序列分析中的误差修正模型（error correction model）来估计多个一阶单整时间序列变量的关系。虽然本文所要建模的变量并不都是单整时间序列，但由于误差修正模型比较灵活，可以包括非平稳和平稳时间序列，因此成为本文建模的绝佳选择。误差修正模型的公式如下：
表3报告了误差修正模型的结果，模型1和2分别以政府雇员规模总量和官民比作为因变量。调整后R平方数值表明两个模型引入的自变量可以解释55％～65％的因变量差异。
