我國公務(wù)員薪酬水平的影響因素分析

劉 卉，孫劍平，李 鵬

（1.南京理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，南京210094；2.太原理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，太原030024；3.上海飛樂股份有限公司,上海200072）

0 引言

作為國家收入分配的標(biāo)桿，公務(wù)員的薪酬水平問題一直倍受國內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注。近年來，研究和分析公務(wù)員薪酬水平的視角呈現(xiàn)多維度，Craig結(jié)合政府部門外部的市場(chǎng)信息，在聯(lián)邦政府薪酬管理實(shí)踐的基礎(chǔ)上對(duì)美國聯(lián)邦政府公務(wù)員一般行政薪酬體系中薪酬水平的設(shè)置和等級(jí)分布對(duì)于當(dāng)?shù)厥袌?chǎng)薪酬和消費(fèi)水平的敏感度進(jìn)行檢驗(yàn)分析[1]；Joshua在分析美國政府部門薪酬結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)上，運(yùn)用分位數(shù)回歸方程及三年相關(guān)數(shù)據(jù)，明確提出教育回報(bào)率與薪酬水平成正比，即高教育回報(bào)率帶來高薪酬水平[2]；Keming,Moshe運(yùn)用分位數(shù)回歸法檢驗(yàn)學(xué)歷和工作經(jīng)驗(yàn)對(duì)薪酬的影響程度，并提出學(xué)歷和工作經(jīng)驗(yàn)對(duì)于薪酬的影響程度為正，但在不同的薪酬水平下，影響程度也會(huì)有所不同[3][5]；Lawrence，Rutkowski通過對(duì)薪酬結(jié)構(gòu)的具體描述，提出薪酬水平和技能的相關(guān)程度[4][6]。

國內(nèi)的相關(guān)文獻(xiàn)大多是從定性的角度來對(duì)其薪酬水平及其影響因素進(jìn)行描述[7],[8],從定量角度分析薪酬本身的定價(jià)因素的文獻(xiàn)屈指可數(shù)，盡管張燕對(duì)我國公務(wù)員薪酬水平影響因素進(jìn)行了定量分析，但她的研究忽略了人力資本因素對(duì)于薪酬的影響程度[9]。因此，本文從制定我國公務(wù)員薪酬標(biāo)準(zhǔn)的角度出發(fā)，以我國公務(wù)員為考察對(duì)象，收集我國1996年-2009年相關(guān)數(shù)據(jù)，分別運(yùn)用SPSS13.0軟件和Stata10.0軟件進(jìn)行回歸定量分析，檢驗(yàn)我國公務(wù)員的薪酬水平的影響因素及影響程度，并對(duì)我國公務(wù)員的薪酬水平的制定提供建議，以此來完善我國公務(wù)員的薪酬制度。

1 變量設(shè)計(jì)及模型構(gòu)建

1.1 變量設(shè)計(jì)

對(duì)于公務(wù)員薪酬水平理論體系的建立，國內(nèi)外相當(dāng)多的優(yōu)秀學(xué)者對(duì)此進(jìn)行修訂和完善。蓋伊·彼得斯認(rèn)為市場(chǎng)薪酬平均水平或與公共部門有競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系對(duì)手的薪酬水平影響了公務(wù)員的薪酬水平的確定，即公務(wù)員的薪酬水平是以市場(chǎng)為導(dǎo)向的[10]；美國法律規(guī)定其聯(lián)邦政府公務(wù)員的薪酬應(yīng)根據(jù)本地消費(fèi)水平指數(shù)的變動(dòng)來調(diào)整薪酬[11]；美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家舒爾茨開創(chuàng)了人力資本理論，并將公務(wù)員薪酬水平結(jié)合其人力資本含量進(jìn)行研究，提出人力資本投資與其他方面的投資相比，是一種投資回報(bào)率很高的投資；勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)的理論提及影響薪酬水平的因素不僅僅包括國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，社會(huì)勞動(dòng)生產(chǎn)率以及國民整體收入分配比率等外部因素，還涵蓋了員工的績效水平，職務(wù)高低，受教育程度等內(nèi)部因素；國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)也表明公務(wù)員的薪酬水平確定因素包括市場(chǎng)薪酬水平，公共財(cái)政支出總額，消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)和國民收入水平，本文認(rèn)為公務(wù)員規(guī)模和受教育程度對(duì)公務(wù)員薪酬水平的確定影響也相當(dāng)大，因此在先前的定量分析研究中多加入兩個(gè)研究變量，最終確定為六個(gè)變量，其含義如表1所示：

表1 公務(wù)員薪酬水平影響因素模型中變量定義

1.2 模型構(gòu)建

根據(jù)以上變量設(shè)計(jì)，采用SPSS軟件進(jìn)行多元回歸分析，以便提供他們對(duì)我國公務(wù)員薪酬水平影響的實(shí)證依據(jù)。基本回歸方程如下：

其中：

W：公務(wù)員年平均薪酬；

X1：市場(chǎng)薪酬水平；

X2：公務(wù)員人數(shù)（10000人）；

X3：全國財(cái)政支出總額（億元）；X4：消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)CPI；

X5：人均GDP；

在MIDAS/GTS NX模型后處理結(jié)果中，提供了Von Mises應(yīng)力，Von Mises應(yīng)力表示在一定的變形條件下，當(dāng)材料的單位體積形狀改變的彈性位能(又稱彈性形變能)達(dá)到某一數(shù)值時(shí)，材料就屈服；換言之，當(dāng)單元體的形狀改變比能達(dá)到一定程度，材料開始屈服。使用該準(zhǔn)則來評(píng)價(jià)豎井初期支護(hù)的受力情況是比較適合的[12-13]。

X6：學(xué)歷（本科及以上）百分比；ε：隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2 實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果

2.1 多元回歸模型結(jié)果

通過SPSS13.0對(duì)因變量和自變量做散點(diǎn)圖，圖形表明兩者之間呈線性關(guān)系，并且因變量P-P正態(tài)概率圖顯示，因變量基本服從正態(tài)分布，因此我們判定用多元回歸方程分析該模型是適合的。

逐步回歸結(jié)果顯示，所設(shè)定的回歸模型只引入了市場(chǎng)薪酬水平（X1）與學(xué)歷（本科及以上）百分比（X6）兩個(gè)變量，其余變量被剔出模型。根據(jù)表2得知我們所擬確定的回歸模型判定系數(shù)平方和為0.984，調(diào)整判定系數(shù)為0.981，估計(jì)值的標(biāo)準(zhǔn)差為.07759，此結(jié)果表明整個(gè)回歸方程的擬合優(yōu)度非常高，回歸方程的顯著性也比較高。但此回歸模型只引入兩個(gè)變量，其余變量全被剔出，這與實(shí)際經(jīng)濟(jì)含義不符合的，尤其是2006年《公務(wù)員法》第75條中明確表示，要定期進(jìn)行公務(wù)員和企業(yè)相關(guān)人員薪酬水平的調(diào)查比較，并將薪酬調(diào)查比較結(jié)果作為調(diào)整公務(wù)員薪酬水平的依據(jù)，綜上所述，我們判定目前得到的回歸模型存在多重共線性，從而引起回歸系數(shù)的失真，因此我們將對(duì)該模型進(jìn)行修訂以消除多重共線性。

表2 模型摘要

2.2 多元回歸模型修訂

20世紀(jì)70年代以來，嶺回歸方法（Ridge Regression）得到廣泛的發(fā)展和應(yīng)用，這,是一種專門用于共線性數(shù)據(jù)分析的有偏估計(jì)回歸方法，原理是通過放棄最小二乘法的無偏性，以損失部分信息，降低精度為代價(jià)來獲得回歸系數(shù)更符合實(shí)際，更可靠的回歸方程，通俗來講是一種改良的最小二乘估計(jì)法，在本文中我們使用嶺回歸法來消除模型中的多重共線性。

表3 線性回歸分析的系數(shù)

嶺回歸分析的第一步是要設(shè)置嶺參數(shù)K值范圍及搜索步長，我們先設(shè)置嶺參數(shù)K值范圍為0-1，搜索步長為0.05。其自變量的嶺跡圖如圖1所示，當(dāng)K=0.3時(shí)，六條嶺跡相對(duì)平穩(wěn)，公務(wù)員人數(shù)X2的系數(shù)為正數(shù)，通過經(jīng)濟(jì)學(xué)理論分析得知，公務(wù)員和薪酬水平應(yīng)成反比，即X2的系數(shù)應(yīng)該為負(fù)，為此，刪去關(guān)于公務(wù)員人數(shù)X2的數(shù)據(jù)，重新進(jìn)行嶺回歸。

圖1 自變量的嶺跡圖

圖2 自變量的嶺跡圖

同樣設(shè)置嶺參數(shù)K值范圍為0-1，搜索步長為0.05，如圖2所示，當(dāng)K值為0.35時(shí)，五個(gè)自變量的嶺軌跡平穩(wěn)，此時(shí)這五個(gè)變量的回歸系數(shù)也恰為正值，與實(shí)際經(jīng)濟(jì)含義相符。模型的可決系數(shù)為0.96815，說明公務(wù)員年平均薪酬（W）96.8%的變化可由其它五個(gè)變量的變化來解釋，自變量整體對(duì)因變量具有高度顯著的線性影響。因此，選擇K=0.35，對(duì)應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)化回歸方程為：

其中：

X1：市場(chǎng)薪酬水平；

X3：政府財(cái)政支出總額（億元）；

X4：消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)CPI；

X5：人均GDP；

X6：學(xué)歷（本科及以上）百分比；

ε：隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2.3 分位數(shù)方程回歸結(jié)果

OLS回歸方程中所求的參數(shù)得出的結(jié)果只是用來描述平均的回歸，對(duì)于在整體薪酬分布區(qū)間上各個(gè)自變量對(duì)因變量的影響程度的描述卻無法考慮，為了修訂OLS在回歸分析中的缺陷，Koenker和Bassett提出分位數(shù)回歸（Quantile Regression）的思想[12],分位數(shù)回歸方程的原理是依據(jù)因變量的條件分位數(shù)分別對(duì)自變量進(jìn)行回歸，這樣便可得到了所有分位數(shù)下因變量的回歸模型，也更能準(zhǔn)確描述自變量對(duì)于因變量的變化范圍以及條件分布形狀的影響程度。

以Qθ(lnW|Xi)表示給定解釋變量Xi的前提下，被解釋變量lnW的下θ分位數(shù)，建立的分位數(shù)回歸方程如下：

不同的分位數(shù)θ對(duì)應(yīng)不同的系數(shù)向量β，類似于通過最小化MSE得到OLS系數(shù)估計(jì)值，分位數(shù)回歸系數(shù)估計(jì)值下式得到：

QR精確的描述了自變量X對(duì)于因變量Y的變化范圍以及條件分布形狀的影響，因此我們可以把整個(gè)區(qū)間定義為1996～2009年這個(gè)時(shí)間段的時(shí)間區(qū)間，不同分位數(shù)表示不同的時(shí)間，且成遞增趨勢(shì)，通過這種方式我們可以看到不同變量在不同時(shí)期對(duì)于因變量的影響程度。表4是我國公務(wù)員薪酬水平分位數(shù)回歸方程的結(jié)果，五個(gè)代表性分位數(shù)的回歸系數(shù)一一被列出。對(duì)于本文的自變量而言，比如政府財(cái)政支出總額,各分位數(shù)的回歸系數(shù)意味著增加一個(gè)單位的政府財(cái)政支出總額，相對(duì)應(yīng)條件分布的下θ分位數(shù)的變化，本文將此理解為政府財(cái)政支出總額的影響程度。

表4 薪酬方程的分位數(shù)回歸結(jié)果

2.4 分位數(shù)回歸分析

QR分析分別顯示市場(chǎng)薪酬水平，政府財(cái)政支出總額，消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)，人均GDP以及學(xué)歷（本科及以上）百分比這五個(gè)因素在不同年份對(duì)公務(wù)員薪酬的影響程度，由表4得知，市場(chǎng)薪酬水平的影響程度1996～2002年之前逐年下降，2002年達(dá)到最低點(diǎn)，之后逐年上升，但不如1997年左右的影響程度大；政府財(cái)政支出總額的影響程度1996～ 2003年有所下降，2003年以后逐年上升，在2006年達(dá)到最高點(diǎn)，隨后趨于下降成為負(fù)值；消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)最開始的影響程度為負(fù)，隨后變成正的影響程度，并逐年上升；人均GDP除在2008年左右的影響力是正的，其余年份都是負(fù)的；學(xué)歷百分比的影響程度一直為正，但呈現(xiàn)曲線波動(dòng)，近年影響程度在升高。由表4得知，近些年來，影響程度比重一直呈上升趨勢(shì)的是市場(chǎng)薪酬水平和學(xué)歷百分比這兩個(gè)因素，這說明我國在制定公務(wù)員薪酬水平的同時(shí)，逐步將公務(wù)員薪酬水平與外部市場(chǎng)變化和個(gè)人人力資本緊密聯(lián)系

4 結(jié)論

由總體研究分析得知，我國在制定公務(wù)員薪酬水平的同時(shí)，逐步意識(shí)到與外部市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)變化和個(gè)人人力資本的緊密聯(lián)系，但對(duì)于制定科學(xué)，合理的公務(wù)員薪酬，還需要一些措施來進(jìn)一步的完善。

4.1 確定明確的公務(wù)員薪酬水平比較對(duì)象及標(biāo)準(zhǔn)

雖然《公務(wù)員法》第七十五條明確規(guī)定要定期進(jìn)行公務(wù)員和企業(yè)相關(guān)人員薪酬水平的調(diào)查比較，并將薪酬調(diào)查比較結(jié)果作為調(diào)整公務(wù)員薪酬水平的依據(jù)，但從表4來看，與市場(chǎng)薪酬水平的比較趨勢(shì)，有些年份相關(guān)程度大，有些年份相關(guān)程度小，由此得出其比較的對(duì)象和標(biāo)準(zhǔn)仍未確定，隨意性很大。

4.2 建立穩(wěn)定的公務(wù)員薪酬增薪機(jī)制

我國公務(wù)員的薪酬主要來源于政府財(cái)政收入，政府財(cái)政狀況的好壞直接影響著公務(wù)員薪酬制度的正常運(yùn)行，表4分析結(jié)果顯示，政府財(cái)政收入總額與公務(wù)員薪酬的相關(guān)程度除06年左右均為負(fù)值，這說明我國在每次的公務(wù)員薪酬增薪中，難以確定增薪的標(biāo)準(zhǔn)，并且各地政府對(duì)公務(wù)員增薪的程度也不同，因此我國在制定公務(wù)員薪酬政策的時(shí)候，需要避免片面的地方財(cái)政否決權(quán)，將公務(wù)員正常增薪機(jī)制法制化，確保公務(wù)員薪酬合理的增長水平。[13]

4.3 建立動(dòng)態(tài)的公務(wù)員薪酬調(diào)薪機(jī)制

由表4分析得出消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)近年對(duì)公務(wù)員薪酬水平產(chǎn)生正的影響，并逐年上升，但同美國相比，我國還沒有建立類似公務(wù)員薪酬與物價(jià)指數(shù)之間聯(lián)動(dòng)的權(quán)威性指標(biāo)，美國法律明確規(guī)定公務(wù)員的薪酬標(biāo)準(zhǔn)普調(diào)的計(jì)算公式為：I=ECI-0.5%,其中ECI為勞工部公布的薪酬成本指數(shù)，由于通貨膨脹，每年都要根據(jù)ECI的變動(dòng)來微調(diào)[14]。因此我們應(yīng)多借鑒國外的做法，設(shè)立專業(yè)的公務(wù)員薪酬評(píng)估機(jī)構(gòu)來專門從事公務(wù)員薪酬的評(píng)估工作，以此來動(dòng)態(tài)、及時(shí)地調(diào)整公務(wù)員的薪酬。

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