公共部門(mén)臨聘人員崗位規(guī)模管理與控制模型建構(gòu)
——以深圳市羅湖區(qū)為個(gè)案的研究

王怡然，郭遠(yuǎn)遠(yuǎn)

（中央司法警官學(xué)院，河北保定 071000）

一、問(wèn)題提出

我國(guó)歷來(lái)對(duì)公務(wù)員實(shí)行嚴(yán)格的編制管理?！吨腥A人民共和國(guó)公務(wù)員法》第二十五條明確規(guī)定：錄用公務(wù)員，必須在規(guī)定的編制限額內(nèi)，并有相應(yīng)的職位空缺[1]。編制包括人員的數(shù)量定額和領(lǐng)導(dǎo)職數(shù)，由各級(jí)編制管理機(jī)關(guān)依據(jù)職能配置和職位分類(lèi)，按照精簡(jiǎn)的原則確定[2]。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)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(mén)機(jī)關(guān)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(huì)事務(wù)管理工作。在這種形勢(shì)下，我國(guó)各級(jí)機(jī)關(guān)事業(yè)單位均招聘了大量臨聘人員來(lái)承擔(dān)一些崗位工作。

所謂臨聘人員，是指由政府通過(guò)公共財(cái)政臨時(shí)聘用，并協(xié)助政府部門(mén)或事業(yè)單位從事公共管理活動(dòng)或行政事務(wù)的，不列入政府編制的人員[3]。這一特定群體通常是（街道）機(jī)關(guān)事業(yè)單位因工作需要，聘用于專(zhuān)業(yè)技術(shù)、輔助管理、工勤服務(wù)等崗位工作的人員[4]。其最大的特點(diǎn)就是不在公務(wù)員編制之內(nèi)，即所謂的“編外人員”，通過(guò)簽訂勞動(dòng)合同，其與用人單位之間形成一種臨時(shí)的聘用關(guān)系，聘期根據(jù)聘用崗位的實(shí)際工作任務(wù)確定，合同期滿需視工作需要并經(jīng)考核合格才能續(xù)簽合同。在實(shí)踐中，我國(guó)公共部門(mén)臨聘人員制度大大緩解了正式編制的不足，在我國(guó)各級(jí)政府，尤其是基層政府管理社會(huì)事務(wù)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(xué)的制度規(guī)范和監(jiān)控機(jī)制、入口管理較混亂、執(zhí)行公務(wù)的主體合法性受到質(zhì)疑等等；部分臨聘人員素質(zhì)不高、效率低下、態(tài)度惡劣甚至是違法亂紀(jì)現(xiàn)象屢見(jiàn)報(bào)端，引起公眾諸多不滿。與此同時(shí)，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(lì)機(jī)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(duì)我國(guó)機(jī)關(guān)事業(yè)單位臨聘人員實(shí)施科學(xué)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(shí)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(shù)（含編外和掛企借用人員）達(dá)到了32 264 人。在員額規(guī)模構(gòu)成中，街道一級(jí)臨聘人員員額規(guī)模占據(jù)較大份額，而且上升趨勢(shì)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)公安、教育、衛(wèi)生等其他系統(tǒng)。自2010 年以來(lái)，羅湖區(qū)街道臨聘人員員額規(guī)模絕對(duì)增長(zhǎng)值為4 583，占到該區(qū)臨聘人員員額總體增長(zhǎng)規(guī)模的81.27%；年均增長(zhǎng)率約為10.84%，遠(yuǎn)高于該區(qū)臨聘人員員額規(guī)模的增長(zhǎng)速度。由此可見(jiàn)，羅湖區(qū)臨聘人員員額規(guī)模壓力主要來(lái)自街道一級(jí)。因此，本文主要對(duì)羅湖區(qū)街道一級(jí)臨聘人員員額規(guī)模及其主要影響因素調(diào)查研究的基礎(chǔ)上，通過(guò)回歸分析，構(gòu)建綜合模型，以對(duì)臨聘人員的崗位規(guī)模實(shí)施管理與控制。

二、研究依據(jù)

（一）樣本選取

本文選取深圳市羅湖區(qū)的五個(gè)典型街道作為一級(jí)抽樣對(duì)象，將調(diào)研對(duì)象定位于政府官員、臨聘人員與社區(qū)居民三個(gè)群體，確定每個(gè)群體的抽樣規(guī)模。而后采取等距抽樣法，分別在五個(gè)街道抽取以下樣本數(shù)量（見(jiàn)表1）。

表1 各街道問(wèn)卷選樣群體結(jié)構(gòu)分布

（二）數(shù)據(jù)獲取

本文主要通過(guò)實(shí)地問(wèn)卷調(diào)查獲取一手?jǐn)?shù)據(jù)。在羅湖區(qū)各街道辦的大力支持下，問(wèn)卷得以順利發(fā)放和回收，具體情況如表2 所示。在問(wèn)卷調(diào)查過(guò)程中，結(jié)合深度訪談、歷史文獻(xiàn)調(diào)查等方法，全面獲取數(shù)據(jù)與資料。

表2 問(wèn)卷發(fā)放與回收情況

（三）變量選取

根據(jù)調(diào)研資料分析，我們?cè)O(shè)定影響羅湖區(qū)臨聘人員規(guī)模的主要指標(biāo)包括以下11 項(xiàng)因素：戶籍人口規(guī)模、管理與服務(wù)人口規(guī)模、社區(qū)個(gè)數(shù)、地區(qū)生產(chǎn)總值、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額、人均生產(chǎn)總值、財(cái)政收入總額、一般預(yù)算收入總額、一般預(yù)算總支出、一般公共服務(wù)支出、轄區(qū)面積平方公里數(shù)。這些指標(biāo)構(gòu)成臨聘人員崗位規(guī)模這一目標(biāo)變量（又稱為因變量或被解釋變量）的預(yù)測(cè)變量（又稱為自變量或解釋變量）。

（四）分析方法

主要運(yùn)用SPSS 17.0 版分析軟件工具對(duì)獲取的數(shù)據(jù)資料進(jìn)行錄入和分析[5]。為了了解哪些因素對(duì)臨聘人員崗位規(guī)模這一變量具有影響力和預(yù)測(cè)力，通常的做法是先進(jìn)行皮爾森積差相關(guān)分析，再進(jìn)行回歸分析。在此基礎(chǔ)上，構(gòu)建多元回歸模型，最終實(shí)現(xiàn)對(duì)研究對(duì)象進(jìn)行預(yù)測(cè)和控制應(yīng)用。但是在實(shí)際操作過(guò)程中，我們發(fā)現(xiàn)個(gè)別重要的常識(shí)性影響變量，比如轄區(qū)區(qū)劃面積等相關(guān)變量，盡管在相關(guān)分析中顯示出高度顯著相關(guān)關(guān)系，但經(jīng)過(guò)回歸分析之后最終卻沒(méi)有被納入回歸方程中來(lái)。因此，為避免分析結(jié)論產(chǎn)生結(jié)構(gòu)性系統(tǒng)錯(cuò)誤，咨詢專(zhuān)家后，本文最終選擇采取非常規(guī)的分析思路，即經(jīng)由調(diào)研數(shù)據(jù)分析，結(jié)合專(zhuān)業(yè)常識(shí)和深度訪談資料，確定出有關(guān)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(jīng)由皮爾森積差相關(guān)分析階段，而是直接對(duì)所確定的解釋變量與被解釋變量進(jìn)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(qiáng)調(diào)專(zhuān)業(yè)知識(shí)、調(diào)查問(wèn)卷等多方面數(shù)據(jù)資料的綜合運(yùn)用，故而權(quán)且可以稱之為綜合回歸分析[6]。

三、模型的提出與檢驗(yàn)

由于多數(shù)街道辦所能提供的只有過(guò)去三至五年期間的歷史數(shù)據(jù)，而羅湖區(qū)只有10 個(gè)街道，每一年的截面數(shù)據(jù)極其有限。為解決樣本數(shù)據(jù)不足問(wèn)題，本文以各街道辦提供的“現(xiàn)有臨聘人員崗位總數(shù)”的歷史數(shù)據(jù)完整度為依據(jù)，將各個(gè)街道辦近年來(lái)的數(shù)據(jù)一并匯總，形成一個(gè)綜合數(shù)據(jù)文件。在此基礎(chǔ)上，對(duì)所形成數(shù)據(jù)文件進(jìn)行橫截面分析處理，而不是縱貫性的時(shí)間序列研究。

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

表3 現(xiàn)有臨聘人員崗位總數(shù)與自變量間相關(guān)性檢定

第一，“現(xiàn)有臨聘人員崗位總數(shù)”與“管理與服務(wù)人口規(guī)模”“社區(qū)個(gè)數(shù)”“財(cái)政收入總額”“一般預(yù)算收入總額”“轄區(qū)面積平方公里數(shù)”等幾個(gè)變量之間存在著p<0.01 的高度顯著相關(guān)關(guān)系，而與“全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額”“一般預(yù)算總支出”等兩個(gè)變量之間存在p<0.05 的顯著相關(guān)關(guān)系。

第二，“現(xiàn)有臨聘人員崗位總數(shù)”與“管理與服務(wù)人口規(guī)模（轄區(qū)總?cè)丝冢薄吧鐓^(qū)個(gè)數(shù)”“全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額”“財(cái)政收入總額”“一般預(yù)算收入總額”“一般預(yù)算總支出”等幾個(gè)變量之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系，而與“轄區(qū)面積平方公里數(shù)”之間具有顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。由此，分析剔除了“戶籍人口”“地區(qū)生產(chǎn)總值”“人均生產(chǎn)總值”“一般公共服務(wù)支出”4 個(gè)與因變量之間不存在顯著相關(guān)關(guān)系的影響因素。

對(duì)于上述7 個(gè)預(yù)測(cè)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(gè)（見(jiàn)表4）。最終，“管理與服務(wù)人口規(guī)模”進(jìn)入了一元回歸模型；“管理與服務(wù)人口規(guī)?！薄拜爡^(qū)面積平方公里數(shù)”兩個(gè)變量則進(jìn)入了二元回歸模型?！肮芾砼c服務(wù)人口規(guī)?！薄拜爡^(qū)面積平方公里數(shù)”“一般預(yù)算收入總額”三個(gè)變量則進(jìn)入了三元回歸模型。其中，三元回歸模型的決定系數(shù)最高，該回歸模型的決定系數(shù)R2=0.797，這表明，該模型對(duì)總平方和的解釋能力達(dá)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(cè)統(tǒng)計(jì)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(shù)項(xiàng)”外，“管理與服務(wù)人口規(guī)?！薄拜爡^(qū)面積平方公里數(shù)”“一般預(yù)算收入總額”等三個(gè)變量的參數(shù)值分別為0.002、4.102、0.016，檢測(cè)統(tǒng)計(jì)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(wù)人口規(guī)模”“轄區(qū)面積平方公里數(shù)”“一般預(yù)算收入總額”等三個(gè)解釋變量對(duì)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(shù)（LP）=-184.213+0.002* 管理與服務(wù)人口規(guī)模（MP）+4.102*轄區(qū)面積平方公里數(shù)（RS）+0.016*一般預(yù)算收入總額（BI）

進(jìn)一步檢測(cè)各自變量之間的容忍度與方差膨脹因子（VIF）等數(shù)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(shù)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(duì)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(shù)a

四、回歸模型的預(yù)測(cè)區(qū)間與測(cè)算公式

（一）預(yù)測(cè)區(qū)間測(cè)算與運(yùn)用

通過(guò)計(jì)算被解釋變量預(yù)測(cè)值的置信區(qū)間或說(shuō)預(yù)測(cè)區(qū)間，可以對(duì)臨聘人員崗位規(guī)模進(jìn)行員額上下限的預(yù)測(cè)控制。在進(jìn)行預(yù)測(cè)時(shí)，一般有兩種不同的置信區(qū)間測(cè)算法，一個(gè)是“均值（mean）的置信區(qū)間”，另一個(gè)為“個(gè)值（individual）的置信區(qū)間”，“個(gè)值預(yù)測(cè)”的置信區(qū)間寬度往往比“均值預(yù)測(cè)”的置信區(qū)間大。因此，本文選擇以相對(duì)更為精準(zhǔn)的“均值預(yù)測(cè)”來(lái)推算因變量的置信或預(yù)測(cè)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(yù)測(cè)區(qū)間上下限數(shù)值和實(shí)有員額數(shù)值詳細(xì)的數(shù)據(jù)結(jié)果如表7 所示。

表7 臨聘人員崗位人數(shù)上下限控制

從表7 可知，除了黃貝由于缺乏關(guān)鍵變量“一般預(yù)算收入總額”而無(wú)法進(jìn)行測(cè)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(nèi)。其中，東曉、南湖、筍崗、東湖、蓮塘等5 個(gè)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(nèi)。簡(jiǎn)言之，在能夠進(jìn)行測(cè)算的9 個(gè)街道中，將近56%的街道臨聘人員崗位規(guī)模都在預(yù)測(cè)控制區(qū)間之內(nèi)。

（2）桂園、東門(mén)、翠竹、清水河等4 個(gè)街道辦都屬于臨聘人員員額規(guī)模超標(biāo)的地區(qū)。清水河、桂園街道的超標(biāo)程度較低，分別在1.2%和3%；翠竹和東門(mén)街道的超標(biāo)情形較為嚴(yán)重，超標(biāo)程度分別達(dá)到25.6%和30%。

（二）點(diǎn)估計(jì)測(cè)算與運(yùn)用

進(jìn)一步將各個(gè)街道辦2017 年的數(shù)據(jù)代入回歸方程式中，得到的預(yù)期值（也稱為點(diǎn)估計(jì)值或理論值），然后，再計(jì)算預(yù)期值與實(shí)際值（也稱為觀察值）之間的差值，并將相關(guān)數(shù)值列成表，如表8 所示。

從表8 可知，運(yùn)用回歸方程式（I）進(jìn)行計(jì)算，考慮管理與服務(wù)人口規(guī)模、轄區(qū)面積平方公里數(shù)與一般預(yù)算收入總額等三個(gè)自變量，則深圳市羅湖區(qū)9個(gè)街道的臨聘人員全部超額，共計(jì)超標(biāo)1 749 個(gè)員額。因此，結(jié)合公共部門(mén)崗位編制與員額管理專(zhuān)業(yè)理論和我國(guó)公共組織運(yùn)行實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)，可以推論，本研究所構(gòu)建的臨聘人員崗位規(guī)模三元線性回歸模型能比較準(zhǔn)確地反映公共部門(mén)人員配置的管理與控制要求。

表8 臨聘人員崗位實(shí)際人數(shù)與理論人數(shù)差異表

需進(jìn)一步說(shuō)明的是，本研究以深圳市羅湖區(qū)街道一級(jí)臨聘人員員額規(guī)模為個(gè)案所構(gòu)建的回歸模型可以較為準(zhǔn)確地解釋羅湖區(qū)街道一級(jí)臨聘人員崗位規(guī)模及其變動(dòng)規(guī)律。實(shí)際操作中，關(guān)于公共部門(mén)臨聘人員崗位規(guī)模的配置還應(yīng)結(jié)合不同地區(qū)社會(huì)管理工作現(xiàn)狀與實(shí)踐要求來(lái)進(jìn)行，需由相關(guān)決策部門(mén)綜合考慮各方面實(shí)際情況在控制區(qū)間內(nèi)確定臨聘人員具體崗位數(shù)值。同時(shí)，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(dòng)提供較為精確的數(shù)理基礎(chǔ)，為政府決策部門(mén)進(jìn)一步加強(qiáng)街道臨聘人員員額動(dòng)態(tài)管理、核定員額規(guī)模提供借鑒依據(jù)。