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    互聯(lián)網(wǎng)與高校人力資源管理的相關(guān)性研究

    2021-06-08 09:27:04孫永清
    山東工商學(xué)院學(xué)報 2021年3期
    關(guān)鍵詞:模型

    孫永清

    (山東工商學(xué)院 教務(wù)處,山東 煙臺 264005)

    一、引言

    互聯(lián)網(wǎng)的廣泛應(yīng)用促使高校的人力資源管理工作順應(yīng)信息時代的發(fā)展做出轉(zhuǎn)變,傳統(tǒng)的人力資源管理方式轉(zhuǎn)變?yōu)槎嘣?、信息化的管理方式。從人力資源管理的目標(biāo)任務(wù)與范疇來看,高校人力資源管理工作與企業(yè)有著很大的不同,不僅僅是管理與效益的需要,而是承擔(dān)著更廣泛、更深刻的使命與內(nèi)涵。包括教師發(fā)展、管理隊伍建設(shè)、學(xué)生培養(yǎng)等多方面的主體,最終目標(biāo)是通過豐富人力資源管理的方法與途徑,進(jìn)一步提升培養(yǎng)和開發(fā)人才的水平,落實立德樹人根本任務(wù)。因此,充分發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)在價值觀塑造上的積極作用、在管理手段的多樣化作用、在管理效果的便捷化特點,減少互聯(lián)網(wǎng)對高校人力資源管理工作所產(chǎn)生的負(fù)面影響,這是當(dāng)前的高校人力資源管理工作所面臨的一個難題。積極推進(jìn)以互聯(lián)網(wǎng)和大數(shù)據(jù)為特征的人力資源管理,可以更好地指導(dǎo)高校開展人力資源管理工作,使其在更加貼近教師、管理隊伍、學(xué)生主體的同時更加地高效。本文通過研究互聯(lián)網(wǎng)與高校人力資源管理的相關(guān)性一方面能夠明確互聯(lián)網(wǎng)在創(chuàng)新人力資源管理理論過程中的重要作用,另一方面在更新人力資源管理載體內(nèi)涵的基礎(chǔ)上能夠促進(jìn)人力資源管理理論的整體發(fā)展與創(chuàng)新。本文通過建立VAR模型來研究互聯(lián)網(wǎng)與高校人力資源管理的相關(guān)性,以達(dá)到構(gòu)建一個比較合理的人力資源管理模式的目的。

    目前,關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)與高校人力資源管理方面的研究主要有以下幾個方面:一是關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)時代人力資源管理新趨勢的研究。彭劍鋒(2014)指出互聯(lián)網(wǎng)時代的管理方式與體系的快速發(fā)展與變革,人力資源管理工作或多或少都受到了強烈的沖擊,給當(dāng)前人力資源管理帶來一些機遇和挑戰(zhàn)。作者指出互聯(lián)網(wǎng)時代人力資源管理工作的特征以及新思維。王曉麗(2018)指出,互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的廣泛應(yīng)用,給人力資源管理工作提出了新的要求,作者基于互聯(lián)網(wǎng)時代人力資源管理工作的發(fā)展特征,提出了一些新的發(fā)展思路。二是關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)對人力資源管理的影響的研究,宗月琴(2015)指出互聯(lián)網(wǎng)時代的到來使得人力資源管理工作出現(xiàn)了較大的轉(zhuǎn)變,作者圍繞人力資源管理受互聯(lián)網(wǎng)的影響進(jìn)行分析。作者認(rèn)為應(yīng)該遵循互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展潮流,構(gòu)建新環(huán)境下的人力資源管理模式。王思琪(2015)總結(jié)了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展人力資源管理工作的影響,提出了互聯(lián)網(wǎng)時代人力資源管理的實現(xiàn)路徑,希望對強化互聯(lián)網(wǎng)中的人力資源管理功能起到一定的作用。三是關(guān)于在互聯(lián)網(wǎng)時代高校人力資源管理模式研究,劉耀欣(2016)以高校人力資源管理工的難題為切入點,深入闡述了我國當(dāng)代高校人力資源管理模式在互聯(lián)網(wǎng)時代轉(zhuǎn)型的必要性及措施,對高等人力資源管理的發(fā)展具有較強的指導(dǎo)意義。楊雨薇(2019)立足于互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的特點,探討如何將互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用到大學(xué)生的人力資源管理當(dāng)中,旨在找到互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展與高校人力資源管理的契合點[1-9]。

    從上述文獻(xiàn)可以看出,以往有關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)與人力資源管理的研究大部分都是從互聯(lián)網(wǎng)時代人力資源管理的發(fā)展模式入手,并提出相應(yīng)的引導(dǎo)對策。本文基于Stata和EViews分析軟件,建立VAR模型,并結(jié)合Granger因果檢驗和脈沖響應(yīng)函數(shù)等工具做出進(jìn)一步的分析,定量研究互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與高校人力資源管理的相關(guān)性,旨在更好地推動互聯(lián)網(wǎng)視域下高校人力資源管理工作的開展。

    二、模型設(shè)定以及數(shù)據(jù)的選取

    (一)VAR模型

    VAR模型的設(shè)立是以數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)為基礎(chǔ)的。也就是說,該模型在設(shè)定過程中把各個內(nèi)生變量都作為全部內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來建立模型, 該模型是將單變量模型轉(zhuǎn)變?yōu)橛啥鄠€時間序列變量組成的向量自回歸模型。本文構(gòu)建的VAR模型,即向量自回歸模型,含有k個時間序列、p期滯后的VAR模型一般形式可以表示為:

    yt=β0+β1yt-1+…+βpyt-p+εt.

    (1)

    其中,y表示k維的內(nèi)生變量;β表示相應(yīng)的系數(shù)矩陣;p表示內(nèi)生變量的滯后階數(shù);表示殘差向量。

    (二)構(gòu)建VAR模型的步驟

    在文獻(xiàn)中,大多數(shù)宏觀經(jīng)濟時間序列變量都有單位根,在模型中回歸非穩(wěn)態(tài)變量可能會導(dǎo)致虛假的回歸結(jié)果(Granger,1986)[10]。在本研究中,首先對所有變量進(jìn)ADF單位根檢驗,以確定變量的平穩(wěn)狀態(tài)。大多數(shù)變量的一階或二階差分項通常會是平穩(wěn)的,驗證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性之后,繼而可以構(gòu)建VAR模型。其次,選擇不同的滯后階數(shù)會得出不同的估計結(jié)果,因此我們需要根據(jù)信息準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后階數(shù)。第三,執(zhí)行協(xié)整檢驗以確定變量之間后續(xù)的長期關(guān)系。本研究執(zhí)行Johansen協(xié)整檢驗,如果檢驗統(tǒng)計量大于其臨界值1%、5%或10%的顯著性水平,則拒絕不存在協(xié)整的零假設(shè)。協(xié)整的存在意味著序列之間存在著固定的長期關(guān)系。第四,借助格蘭杰因果關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解等工具探求變量之間的相關(guān)關(guān)系。VAR模型是研究沖擊在變量間傳遞的最佳方法。對第i個變量的沖擊并不直接影響第i個變量,而是通過VAR的動態(tài)(滯后)結(jié)構(gòu)傳遞給其他所有內(nèi)生變量。VAR的脈沖響應(yīng)函數(shù)追蹤了一次創(chuàng)新沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前和未來值的影響。累積反應(yīng)是脈沖反應(yīng)的累積總和。脈沖反應(yīng)函數(shù)追蹤對一個內(nèi)生變量的沖擊對VAR中其他變量的影響,而方差分解則將一個內(nèi)生變量的變化分離為對VAR的沖擊成分。因此,方差分解提供了每個隨機創(chuàng)新在影響VAR中變量的相對重要性的信息。

    (三)變量和數(shù)據(jù)的選取

    在對相關(guān)文獻(xiàn)查閱和借鑒的基礎(chǔ)上, 用互聯(lián)網(wǎng)上網(wǎng)人數(shù)這個指標(biāo)來反映本文所要研究的互聯(lián)網(wǎng)。而在高校人力資源管理方面則選用高校人力資源管理類學(xué)術(shù)論文數(shù)量這一指標(biāo),選用該指標(biāo)是因為思想政治教育類論文的數(shù)量在整體上是對高校人力資源管理成果的一種反映。表1報告了本次研究中相關(guān)指標(biāo)的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

    表1 描述性統(tǒng)計

    對照表1中所選取的指標(biāo),WM的數(shù)據(jù)是從《中國統(tǒng)計年鑒》中截取1997年—2019年的數(shù)據(jù)作為本文所要研究的樣本數(shù)據(jù),LW的數(shù)據(jù)是從萬方數(shù)據(jù)庫中截取的數(shù)據(jù)作為本文所要研究的樣本數(shù)據(jù),然后進(jìn)行模型的建立以及建模后的一系列分析。

    三、實證分析

    (一)平穩(wěn)性檢驗

    在建立線性VAR模型之前,我們需要檢驗數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。首先對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行取對數(shù)處理,并分別用lnWM、lnLW來表示取完對數(shù)后的新序列, 然后執(zhí)行單位根檢驗,以確定序列是否達(dá)到平穩(wěn)狀態(tài)。若ADF檢驗值小于在某種顯著性水平下的臨界值,則認(rèn)為該序列不存在單位根,為平穩(wěn)序列,拒絕原假設(shè);否則就接受原假設(shè),認(rèn)為序列存在單位根,即為非平穩(wěn)序列。單位根檢驗的結(jié)果如表2所示。

    表2 ADF單位根檢驗

    若變量的ADF統(tǒng)計值小于在某顯著性水平下的臨界值,則可認(rèn)為該變量為平穩(wěn)序列,變量不存在單位根。由表2的ADF單位根檢驗結(jié)果,可知,lnWM、lnLW這兩個變量的ADF值均小于在5%s的顯著性水平下的臨界值,故這兩個變量為平穩(wěn)序列。

    (二)VAR模型滯后階數(shù)的選取

    在建立由平穩(wěn)序列l(wèi)nWM、lnLW構(gòu)成的VAR模型時,需要確定最優(yōu)滯后期。一般來講,滯后期過少容易導(dǎo)致誤差項存在很嚴(yán)重的自相關(guān),并且也會導(dǎo)致參數(shù)的非一致性估計。為了估計VAR模型,首先需要根據(jù)信息準(zhǔn)則確定VAR模型的階數(shù),本文采用廣泛使用的AIC、SC、LR、FPE和HQIC等標(biāo)準(zhǔn)來確定最優(yōu)滯后期,滯后期選擇的計算結(jié)果如表3所示。

    其中,“LL”表示對數(shù)似然函數(shù);“LR”表示似然比檢驗,是對最后一階系數(shù)的聯(lián)合顯著性進(jìn)行的似然比檢驗。df和p分別表示似然比統(tǒng)計量的自由度和p值?!癋PE”表示度量向前一期預(yù)測的均方誤差。表3中的檢驗結(jié)果顯示,不同的信息準(zhǔn)則所選擇的滯后階數(shù)一致(表3中打*號者)。根據(jù)最簡潔的SBIC準(zhǔn)則、FPE準(zhǔn)則、LR檢驗準(zhǔn)、SBIC準(zhǔn)則和AIC準(zhǔn)則,選擇最佳滯后期為4,因此建立VAR(4)模型。

    表3 模型滯后期的選擇

    (三)VAR模型的檢驗

    1.AR根檢驗。建立 VAR 模型,需進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗,以確保建立的模型是穩(wěn)定的,基于上述建立的VAR(4)模型, 驗證該模型的穩(wěn)定性,本文運用AR根的方法檢驗,結(jié)果見圖1。

    圖1 AR根檢驗結(jié)果

    若VAR模型的所有特征值均落在單位圓內(nèi), 說明VAR系統(tǒng)是穩(wěn)定;反之, 說明該模型不穩(wěn)定。由圖1可以看出,所有特征值均在單位圓內(nèi),故通過檢驗,說明此VAR系統(tǒng)是穩(wěn)定的,可以對模型進(jìn)行進(jìn)一步的分析。

    2.基于VAR的協(xié)整分析。由單位根檢驗結(jié)果可知,lnWM和lnLW的一階差分序列為平穩(wěn)序列,即一階單整,故可對lnWM和lnLW這兩個平穩(wěn)序列進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗,具體檢驗結(jié)果見表4、表5所示。

    由表4所列檢驗結(jié)果可以看出,只有一個線性無關(guān)的協(xié)整向量(表4中打星號者)。當(dāng)統(tǒng)計量小于顯著性水平下的臨界值時拒絕對應(yīng)的原假設(shè)(沒有協(xié)整關(guān)系),可認(rèn)為變量之間存在協(xié)整關(guān)系。表5最大特征值檢驗結(jié)果表明,可以在5%的水平上拒絕“協(xié)整秩為0”的原假設(shè),但無法拒絕“協(xié)整秩為1”的假設(shè),故應(yīng)該接受“協(xié)整秩為1”的原假設(shè),認(rèn)為變量 lnWM 與lnLW之間存在一個協(xié)整關(guān)系,即,這兩個變量存在長期的均衡關(guān)系。

    表4 包含常數(shù)項和時間趨勢的協(xié)整檢驗結(jié)果

    3.Granger檢驗。格蘭杰因果關(guān)系能夠用來檢驗?zāi)硞€變量的所有滯后項是否對另一個或幾個變量的當(dāng)期值產(chǎn)生影響,lnWM和lnLW的因果關(guān)系檢驗結(jié)果如表6所示。

    由表6中的格蘭杰檢驗結(jié)果可知,在以lnLW為被解釋變量的方程中,如果檢驗變量lnWM系數(shù)的聯(lián)合顯著性,其卡方統(tǒng)計量為35.584,相應(yīng)P值為0.000,故可認(rèn)為lnWM是lnLW變化的格蘭杰原因。同樣可知, 在以lnWM為被解釋變量的方程中,如果檢驗變量lnLW系數(shù)的聯(lián)合顯著性,lnLW 是lnWM 變化的格蘭杰原因這個假設(shè)成立的概率為0.999, 因此可以在1%的顯著性水平下認(rèn)為lnLW是lnWM變化的格蘭杰原因。故,lnWM與lnLW 存在雙向格蘭杰因果關(guān)系, 即互聯(lián)網(wǎng)與高校人力資源管理之間存在相互格蘭杰因果關(guān)系。

    表5 最大特征值檢驗

    表6 格蘭杰檢驗結(jié)果

    4.脈沖響應(yīng)函數(shù)。脈沖響應(yīng)函數(shù)是用來反映當(dāng)模型受到?jīng)_擊時, 對系統(tǒng)的作出的動態(tài)反應(yīng)。在圖2中, 橫軸表示沖擊影響的滯后階數(shù), 縱軸為變化率。位于“0”軸上方意味著兩個變量之間是正相關(guān)關(guān)系,位于“0”軸以下意味著兩個變量之間是負(fù)相關(guān)關(guān)系。

    圖2第一行的兩個圖均以lnLW為響應(yīng)變量,分別描述lnLW對lnLW以及l(fā)nWM變化的動態(tài)反應(yīng)??梢钥闯?,在初期,lnLW對自身的S.E值反應(yīng)比較強烈,在第一期的時候就達(dá)到整個變化過程的峰值,達(dá)到峰值之后逐步開始回落,在第3期時開始回升,在第5期之后一直保持不斷下降的趨勢。lnLW對lnWM變化的反應(yīng)在初期并不強烈,不過在第1期之后開始上升,并于第2期達(dá)到峰值,之后開始逐步回落,繼而保持比較平穩(wěn)的狀態(tài)。由圖2中的脈沖響應(yīng)圖可以看出,給lnWM一個沖擊,lnLW會受到正向沖擊,即,互聯(lián)網(wǎng)在短期內(nèi)會促進(jìn)高校人力資源管理,只不過變化幅度比較小。

    圖2第二行的兩個圖均以lnWM為響應(yīng)變量,分別描述lnWM對lnWM與lnLW變化的動態(tài)反應(yīng)。由第二行的第一個圖可以看出,給lnLW一個沖擊,lnwn會受到正向沖擊,即,人力資源管理會促進(jìn)互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展。在初期,lnWM對lnLW變化的動態(tài)反應(yīng)并不強烈,但在初期,這種反應(yīng)呈現(xiàn)一個不斷上升的趨勢,在第4期達(dá)到峰值,在第4期之后開始逐步回落,繼而保持一個較為緩慢的下降趨勢。lnWM對lnLW變化的反應(yīng)趨勢一直位于“0”軸上方,這說明人力資源管理會促進(jìn)互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展,只不過這種變化波動幅度比較大。在前2期的時候,lnWM對自身的S.E值反應(yīng)比較強烈,在第一期的時候就達(dá)到整個變化過程的峰值,達(dá)到峰值之后逐步開始回落,在第3期達(dá)到低值,繼而保持在一個比較平穩(wěn)的狀態(tài)。

    圖2 正交化脈沖響應(yīng)圖

    5.方差分解分析?;诿}沖響應(yīng)函數(shù)能夠考量VAR模型當(dāng)中一個內(nèi)生變量的沖擊對于其他的內(nèi)生變量的作用趨勢, 但是難以更進(jìn)一步地評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的程度及其重要性。這就需要我們通過方差分解來衡量其每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的解釋力度。文章基于VAR模型, 分別對lnWM和lnLW進(jìn)行方差分解,預(yù)測方差分解結(jié)果如圖3所示。

    圖3第一行是對lnLW進(jìn)行的預(yù)測,由圖示檢驗結(jié)果可以看出,lnLW的預(yù)測方差在整個滯后期幾乎都來自lnLW自身。lnWM從第1期之后開始慢慢對lnLW的變化有解釋能力,并于第3期達(dá)到峰值,繼而慢慢回落,在第5期下降到低值,繼而保持比較平穩(wěn)的狀態(tài)。這個變化趨勢說明,在短期內(nèi)互聯(lián)網(wǎng)對高校人力資源管理的變化有一定的解釋能力,但從長期來看,互聯(lián)網(wǎng)對高校人力資源管理的變化并沒有解釋能力,故,從第一行兩個圖來看,lnLW主要受自身的影響,變量lnWM對lnLW幾乎沒有影響。

    圖3第二行是對lnWM進(jìn)行預(yù)測,從圖示檢驗結(jié)果來看,其預(yù)測方差在第1期幾乎都來自lnWM自身。lnLW從第2期開始對lnWM的變化有解釋能力,并且這種解釋能力迅速變強,在第4期達(dá)到第1個峰值之后,又進(jìn)入新一輪的增強過程,從圖示檢驗結(jié)果來看,解釋能力的增強速度較為緩慢,這說明高校人力資源管理對互聯(lián)網(wǎng)的變化具有很強的預(yù)測作用,雖然在第1期的時候比較低,但總體上增速比較快。人力資源管理的變化對互聯(lián)網(wǎng)的變化的預(yù)測能力的變化到第8期之后穩(wěn)定在比較高的水平,人力資源管理變化一個單位的外生沖擊會在很大程度上影響互聯(lián)網(wǎng)的變化,并且這種影響在短期內(nèi)還會逐漸增強,長期會趨于穩(wěn)定。

    圖3 預(yù)測方差分解圖

    綜上所述,高校人力資源管理在短期內(nèi)受到自身變化的影響最為劇烈,而互聯(lián)網(wǎng)的變化對高校人力資源管理的數(shù)量影響效果不甚明顯。高校人力資源管理的變化對互聯(lián)網(wǎng)的變化影響比較大,并且這種影響比較持久,這一點可以直觀的通過圖示結(jié)果看出來。

    四、結(jié)論與建議

    本研究建立VAR模型,探討了互聯(lián)網(wǎng)與高校人力資源管理之間的相關(guān)性,由實證分析可知,互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與高校人力資源管理之間存在相互促進(jìn)關(guān)系。首先,由協(xié)整檢驗與格蘭杰檢驗結(jié)果可知,互聯(lián)網(wǎng)與高校人力資源管理之間存在相互促進(jìn)的關(guān)系,互聯(lián)網(wǎng)在短期內(nèi)會促進(jìn)高校的人力資源管理狀況不斷改善,而高校人力資源管理對互聯(lián)網(wǎng)有長期的持續(xù)性的正向影響。脈沖響應(yīng)和方差分解的結(jié)果均顯示互聯(lián)網(wǎng)對高校的人力資源管理沖擊的響應(yīng)較為靈敏和強烈,說明高校人力資源管理顯著影響了互聯(lián)網(wǎng),并且這種影響比較持久,而互聯(lián)網(wǎng)的變化對高校人力資源管理影響效果不甚明顯。通過分析,本文提出以下幾點建議,加快促進(jìn)互聯(lián)網(wǎng)與高校校人力資源管理融合發(fā)展,積極構(gòu)建互聯(lián)網(wǎng)+高校人力資源管理模式,更好的發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)在高校人力資源管理中的作用。一是要自覺轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)的高校人力資源管理觀念。高校人力資源管理工作是一項持續(xù)的系統(tǒng)性工程,要想做好高校人力資源管理工作,必須注重因時而新、循序漸進(jìn)?;ヂ?lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)、云計算等技術(shù)的快速發(fā)展,給高校人力資源管理工作的開展提供了極大便利。必須轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)的人力資源管理觀念,緊跟時代發(fā)展步伐,不斷解放思想,積極樹立與互聯(lián)網(wǎng)相適應(yīng)的新觀念,主動融入互聯(lián)網(wǎng)平臺使用中,從而帶動人力資源管理工作實現(xiàn)創(chuàng)新和突破。二是要積極拓展高校人力資源管理領(lǐng)域。高校人力資源管理要站在立德樹人高度,積極承擔(dān)在師資隊伍建設(shè)、教師個人發(fā)展、學(xué)生培養(yǎng)等方面的使命與擔(dān)當(dāng),發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)時代,信息(數(shù)據(jù))高度發(fā)達(dá)、數(shù)據(jù)挖掘便利、形式多樣高效的特點,使新技術(shù)與高校人力資源管理高度融合。三是要有序推進(jìn)高校人力資源管理信息化平臺建設(shè)?;ヂ?lián)網(wǎng)與信息技術(shù)的發(fā)展為高校人力資源管理效能的提升提供了廣闊的空間,要積極融合傳統(tǒng)方式方法與新型互聯(lián)網(wǎng)各自優(yōu)勢,促進(jìn)高校人力資源管理模式轉(zhuǎn)變。要有序推進(jìn)基礎(chǔ)設(shè)施、數(shù)據(jù)資源、管理平臺、管理制度等方面的建設(shè),逐步形成運行高效、功能完備的高校人力資源管理生態(tài)系統(tǒng)。

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