基于VAR的我國體育人力資源投入的動態效能研究

朱漢義

(杭州電子科技大學，浙江 杭州 310018)

基于VAR的我國體育人力資源投入的動態效能研究

朱漢義

(杭州電子科技大學，浙江 杭州 310018)

基于1991-2011年時間序列數據，運用單整、協整、誤差修正模型(ECM)、Granger(格蘭杰)因果關系檢驗等計量方法，對我國體育人力資源投入與競技體育成績、居民健康指數的長期均衡、短期動態關系以及因果關系進行實證分析。結果顯示：體育人力資源投入與競技體育及群眾體育發展水平存在長期協整關系，且都具有正向作用；從長期來看，體育人力資源投入對居民健康的影響程度大于對競技體育的影響程度；從短期來看，競技體育成績的修正能力強于居民健康水平的修正能力；體育人力資源投入與競技體育成績之間為單向因果關系，體育人力資源投入與居民健康水平二者互為因果關系。同時，根據研究結果，結合體育人力資源投入現狀，提出了體育人力資源投入的政策建議。

體育人力資源投入；競技體育；群眾體育；協整；Granger 因果關系檢驗

體育的發展，離不開體育投入，除了國家和地方政府的財政支持即財政投入外，人力資源的投入也是體育投入的重要方面，人是生產力諸要素中最活躍和最具能動性的，體育事業的發展離不開人力資源的投入。然而，體育人力資源投入規模有限，還不能完全滿足社會發展以及居民日益增長的需求，如社會健身指導員的數量和質量都有待提高，政府部門的體育人力資源投入結構有待改善，因此，研究我國政府體育人力資源的投入效能具有重要的意義，將為提高體育投入效率提供有力的理論支撐。

1 體育人力資源投入及其效能

1.1 體育人力資源投入

經濟學把為了創造物質財富而投入于生產活動中的一切要素通稱為資源，包括人力資源、物力資源、財力資源、信息資源、時間資源等，其中人又是生產力諸因素中最積極、最活躍的“第一資源因素”,因此，人力資源是一切資源中最寶貴的資源[1]。人力資源是指能夠推動經濟和社會發展的、或對價值創造起貢獻作用的、具有智力勞動和體力勞動能力的人們的總和，它包括數量和質量兩個方面[2]。人力資源與其他資源一樣也具有特質性、可用性、有限性：①人力資源的物質性是指，有一定的人口，才有一定的人力；一定的人力資源必然表現為一定的人口數量。②人力資源的可用性是指，通過對體能、知識、能力、個性行為特征與傾向的使用可以創造更大的價值。③人力資源的有限性是指，人力資源有質和量的限制，只能在一定的條件下形成，只能以一定的規模加以利用[3]。

體育人力資源就是具有為體育事業創造價值能力，促進我國體育發展，并能被利用的勞動力資源或勞動力，它具有人力資源的一般特點，同樣包括數量和質量兩個方面。如體育運動員、教練員、體育場館經營與管理人員、社會體育指導員、體育專業畢業生等等都是體育人力資源。

體育人力資源投入是指一定時期，為了體育事業的發展而實際利用的具有一定能力的人的數量和質量的總和。體育人力資源投入包括體育人力資源量的投入和質的投入，人力資源投入的數量多少與質量的高低直接影響體育事業發展。

體育人力資源投入即競技體育和群體活動所利用的體育人力資源中的一部分,在體育系統中，科研、訓練、組織、管理、后勤保障等等都離不開人力資源的投入，投入人力資源的數量和質量直接影響我國體育事業的發展。本文中的體育人力資源投入特指一定時期我國體育系統內的在職員工，能為我國體育事業的發展起到積極作用的，具有智力勞動和體力勞動能力的人們的總和。

1.2 體育人力資源投入效能

“效能”這個詞的原意是指事物所蘊藏的有利的作用，有功效的意思，它與效率有所區別。效率指在單位時間里完成的工作量，或是某一工作所獲的成果與完成這一工作所花時間、資金和人力的比值。一般希望同時提高效率和效能，但在效率與效能無法兼得時，一般首先應著眼于效能，然后再設法提高效率，正如管理大師彼得·德魯克曾在簡明扼要地指出:“效率是‘以正確的方式做事’，而效能則是‘做正確的事’。效率和效能不應偏廢，但這并不意味著效率和效能具有同樣的重要性。我們當然希望同時提高效率和效能，但在效率與效能無法兼得時,我們首先應著眼于效能,然后再設法提高效率[4]”。

體育人力資源投入效能是專門針對體育人力資源投入發揮具體作用而言的，是通過人力資源要素的投入，最終所給體育事業發展所帶來的直接效果，如體育人力資源投入對競技體育、群眾體育等方面的直接影響。

2 體育人力資源投入狀況簡述

2.1 體育人力資源投入數量

為了我國體育事業的發展，政府除了財政支持外，人力資源投入也是體育投入的重要方面，從數量來看，自1991-2011年，我國體育人力資源投入量穩定增長，從1991年的131 336人到2011年的157 333人，增加了25 000多人，但在2003年和2006年出現了兩個低點，體育系統從業人員分別為97 062 人和126 910 人，21年間累計增長19.79%，體育系統職工人數變化趨勢見圖1，總體來看，體育人力資源投入穩中有升。

圖1 體育系統職工人數變化趨勢

2.2 體育人力資源投入結構

從體育人力資源投入的工作類型來看，1991—2011年體育系統職工人數主要包括：運動員、教練員、文化教師、科技人員、醫務人員、管理人員、其他人員。從數據來看(見圖2)，文化教師、科技人員、醫務人員人數相對較少，運動員、教練員、管理人員及其他人員相對較多。

從體育人力資源投入的工作對象來看，投入體育人力資源主要服務于競技體育和群眾體育。教練員、運動員純粹是為競技體育人力資源投入，從歷年數據來看(圖3)，2009年最低，占體育人力資源投入的28.43%，2003年最高，達到45.29%。如果將其他投入的人力資源平均分配到競技體育和群眾體育，競技體育的人力資源投入占比最低也達到了64.21%，最高達到72.65%，平均占人力資源投入的 65.78 %。而事實上，我們知道，體育系統群眾體育人力資源投入還沒有達到除開教練員、運動員外的體育人力資源投入的一半，由此可見，在過去的十幾年中，競技體育人力資源的投入是大大高于群眾體育人力資源的投入，相對于我國十幾億人口的群眾體育，其人力資源投入可謂捉襟見肘。

圖2 1991—2011年體委系統職工人數構成

圖3 1991—2011年競技體育人力資源投入估算比例注：數據根據1992—2012《中國統計年鑒》和《體育事業統計年鑒》整理，自2007年起公務員列入管理人員、工勤人員都列入其他

3 我國體育人力資源投入效能實證與分析

3.1 指標選擇與數據來源

一直以來，我國體育人力資源投入為我國體育事業的發展做出了巨大貢獻，體育經濟、競技體育及群眾體育得到了長足的進步，“體育搭臺，經濟唱戲”全面開花、競技體育的綜合實力和競爭力不斷提高，群眾體育活動蓬勃開展。

體育人力資源投入不僅僅考慮投入的數量，還應考慮投入的質量。投入的數量采用體育系統從業人數，而質量方面，由于我國行政事業單位長期以來都以學歷、工齡、職稱等來衡量工作情況，學歷高、工齡長、職稱高相對來說工作能力較強，它基本能反映體育人力資源的投入質量，同時，學歷的高低、工齡的長短和職稱的高低也是衡量從業人員工資收入的重要依據，因此，我們選取了衛生體育和社會福利業平均工資作為體育人力資源投入的質量指標。

體育人力資源投入采用體育系統從業人數與衛生體育和社會福利業平均工資(元/年)的乘積的結果，考慮價格變化影響，利用CPI價格指數，以1978年衛生體育和社會福利業平均工資為基期，進行平減處理；同時，考慮到對時間序列數據進行對數化后容易得到平穩序列及減少變量之間的異方差，對其取自然對數，并且利用1991-2011年的數據進行分析。

體育投入的目的是促進我國競技體育和群眾體育的發展。就競技體育而言，獲得世界冠軍個數最能反映我國競技體育真實水平，因此，選擇我國獲得世界冠軍的個數作為反映我國競技體育水平指標，同樣對其取自然對數。

就群眾體育來說，目前還沒有反映群眾體育發展狀況的單一連續性指標，因此，我們根據黃小平[5]等人構建健康指數的方法，利用與居民體質健康相關的人口平均預期壽命、死亡率、體育文化消費支出、食品消費支出、醫療保健消費支出等指標計算所得。

采用Eviews6.0建立LnHri(體育人力資源投入)、LnWcn(獲世界冠軍數)、LnHi (居民健康指數)三個序列，分別替代投入指標、競技體育效能指標、群眾體育效能指標。(注：本文所有數據來源于《中國統計年鑒》和《體育事業統計年鑒》)。

3.2 單整檢驗

單位根檢驗用于檢查時間序列的平穩性，在實際中，大多數經濟數據是非平穩的，所以，首先必須對模型中的變量進行平穩性檢驗，即是否具有單位根。如果原時間序列不平穩，則需進行差分變換，變成平穩變量后再進行回歸分析[6]。

通過單整檢驗，結果(見表1)表明:所有變量原始序列都不能通過檢驗，因此,原序列都不是平穩序列；但所有變量序列的一階差分在 5%顯著性水平下，都不拒絕變量有一個單位根的原假設，根據同階平穩原則，這些序列都是一階單整序列，因而它們之間可能存在長期協整關系。

3.3 協整檢驗

協整表明變量之間存在長期的均衡關系，這種均衡關系意味著體育系統不存在破壞均衡的內在機制。如果變量在某時期受到干擾后偏離其長期均衡點，則均衡機制將會在下一期進行調整以使其重新回到均衡狀態。對于非平穩的變量序列，如果其都是單整序列，只有當它們的單整階數相同時才可能協整。以上單整檢驗說明LnHri與LnWcn、LnHi三者之間存在長期協整關系的可能，還需要進行協整檢驗以判斷它們之間是否存在協整關系，以確定體育人力資源投入與競技體育發展、群眾體育發展水平之間是否存在長期效應關系。

表1 各變量序列單位根檢驗結果

由于LnHri與LnWcn、LnHi都是一階單整變量，所以可按OLS方法法分別作如下協整回歸并檢驗，分別建立LnHri與LnWcn、LnHri與LnHi的協整方程(1)、(2)如下：

LnWcn=2.5390+0.1956*LnHri

T (5.8391) (4.8101)

P (0.0000) (0.0001)

(1)

LnHi=-1.4362+0.4965*LnHri

T (-6.1387) (22.6888)

P (0.0000) (0.0000)

(2)

由協整方程(1)、(2)估計結果可知，各自的擬合程度分別為54.91%、96.44%，同時各方程的T、F統計值均通過顯著性檢驗。可見，以上兩方程均通過了顯著性檢驗，回歸方程也是顯著的。

若LnHri與LnWcn、LnHri與LnHi之間存在協整關系，則由方程(1)、(2)計算的殘差項應具有平穩性。設e1、e2為協整方程(1)(2)殘差，則有e1=LnWcn-2.5390-0.1956*LnHri，e2=LnHi+1.4362-0.4965*LnHri，為了檢驗殘差e1、e2的平穩性,對殘差e1、e2進行ADF單位根檢驗。殘差序列的平穩性檢驗結果如表2。

表2 方程(1)(2)殘差序列的平穩性檢驗結果

注：e1、e2分別表示協整方程(1)、(2)的殘差序列

結果顯示，殘差序列ADF檢驗的P值分別0.0002、0.0346, 殘差在5%的顯著性水平下都拒絕存在單位根的原假設,表明殘差屬平穩序列。因此，LnWcn與LnHri、LnHri與LnHi之間長期協整關系成立。此外，我們根據以上兩方程發現，體育人力資源的投入對競技體育成績以及群眾健康水平的影響明顯不同，當體育人力資源投入增加1%，從長期來看將促進我國競技體育成績提升0.1956%，而居民健康指數提高0.4965%。也就是說長期增加體育人力資源投入對居民健康的影響程度要明顯大于對競技體育的影響程度。

3.4 誤差修正模型構建

通過對變量的協整分析，可以確定變量之間的長期均衡關系，但是無法得知這些變量短期偏離共同的隨機趨勢時的調整速度，這個問題可以用誤差修正模型加以解決。根據Granger定理，一組具有協整關系的變量可以建立誤差修正模型，因此，在協整檢驗的基礎上進一步建立包括誤差修正項在內的誤差修正模型(ECM)，來了解變量之間的短期動態調整關系。

為了考察體育人力資源投入與競技體育成績短期動態關系，建立LnWcn與LnHri之間的誤差修正模型(3)。

D(LnWcn)=0.0204-0.3705*D(LnWcn(-1))+0.0499*D(LnHri(-1))-0.8805*ECM(-1)

(3)

從誤差修正模型(3)估計結果可看出，模型的擬合優度為70.51%，F統計量均通過顯著性檢驗。修正系數為-0.8805,且標準差和t值分別為0.3726、-2.3636，均能通過檢驗，誤差修正系數為負，符合反向修正機制，總體來看,誤差修正模型較理想。誤差修正模型說明長期均衡對短期波動的影響較大，短期波動對長期均衡趨勢偏離的程度較高，同時表明每年實際競技體育成績與長期均衡的偏差將以88.05%的調整力度將其從非均衡狀態調整到均衡狀態。這也說明短期競技體育的成績可以通過增加體育人力資源投入得以改善，其作用也較為明顯，且其偏離長期趨勢將以較大的調整力度重回長期趨勢狀態。究其原因，競技體育成績好壞主要是與運動員、教練員水平直接相關，同時輔以具有體育科研、創新能力的輔助力量，以及運動員、教練員以及輔助人員奉獻精神相關，而所有這一切都與人相關，即與體育人力資源投入相關。同時，一個國家和地區某一時間點體育人力資源的多少與優劣將是影響競技體育成績的關鍵因素。此外，從誤差修正模型還可以看出前一期體育人力資源投入對當期競技體育成績亦產生正效應，但效用系數較小為0.0499，這也進一步說明前期體育人力資源的投入對競技體育成績影響較小，當期體育人力資源投入對競技體育成績影響最大。

為了考察體育財政投入與競技體育成績短期動態關系，我們建立LnWcn與LnHri之間的誤差修正模型(4)。

D(LnHi)=0.0851-0.3951*D(LnHi(-1))-0.0663*D(LnHri(-1))-0.2227*ECM(-1)

(4)

從誤差修正模型(4)估計結果可看出，模型的擬合優度為61.83%，F統計量均通過顯著性檢驗。修正系數為-0.2227，且標準差和t值分別為0.0467、-4.7664，均能通過檢驗，誤差修正系數為負，符合反向修正機制，總體來看誤差修正模型較理想。此模型說明表明居民健康水平與長期均衡的偏差將以22.27%的調整力度對本年度做出修正，并將其從非均衡狀態拉回到均衡狀態。這也說明短期居民健康指數可以通過增加體育人力資源投入得以改善，但其作用與競技體育成績相比較弱，重回長期趨勢狀態的調整力度也較弱。同時，前一期人力資源投入對居民健康水平的影響甚至出現負效應，可能與我國目前體育人力資源投入過少，對居民健康影響不大有關。分析原因主要是居民整體健康水平的提高需要一個過程，不可能在短期內實現，另外，影響居民健康水平的因素眾多，不僅僅涉及到群眾體育活動開展，還涉及到人口老齡化、健康理念、醫療水平、飲食習慣等因素，僅僅靠短期增加體育人力資源投入效果不是很明顯。改善居民健康水平是本屆政府改善民生的重要組成部分，從理論和實踐來看，改善居民健康水平不可能一蹴而就，非一朝一夕之功，因此，改善居民健康水平要做到長遠規劃，長期投入。

從以上LnWcn與LnHri、LnHi與LnHri兩個誤差修正模型來看，短期競技體育成績的修正能力強于居民健康水平的修正能力；同時，前一期體育人力資源投入對競技體育成績的影響大于居民健康水平的影響。建國以來，我國體育發展重心均以競技體育為主，群眾體育投入欠債較多，因此，今后相當長的一段時間，必須改善體育人力資源投入結構，關注民生體育，重點向群眾體育傾斜，以滿足提高居民健康水平的需要。

3.5 Granger(格蘭杰)因果關系檢驗

計量模型的建立過程，本質上是用回歸分析工具處理一個變量對其他變量的依存性問題，但這并不是暗示變量之間必然存在著因果關系。由于沒有因果關系的變量之間常常有很好的回歸擬合，因此，回歸分析本身不能檢驗因果關系的存在性，也無法識別因果關系的方向。因此，采用Granger因果關系檢驗進一步研究體育人力資源投入與競技體育和群眾體育之間的因果聯系。

從Granger(格蘭杰)因果關系檢驗結果(見表3)來看，體育人力資源投入與競技體育成績為單向因果關系，在滯后四、五期的情況下，體育人力資源投入不是競技體育成績的原因被拒絕，說明體育人力資源投入是競技體育成績的原因，而競技體育成績不是體育人力資源投入的原因都被接受，說明競技體育成績對體育人力資源投入并沒有影響，因此，體育人力資源投入和競技體育成績為單向的因果關系，而且DLnHri為因，DLnWcn為果，這進一步證實協整檢驗的體育人力資源投入對競技體育成績長期正向作用的結論。

表3 Granger(格蘭杰)因果關系檢驗結果

注：表中的數值為概率P值，*表示拒絕原假設

體育人力資源投入與居民健康水平因果關系檢驗結果顯示二者互為因果關系，即體育人力資源是居民健康指數提高的原因，居民健康水平也是體育人力資源投入原因。從檢驗數據來看，居民健康水平不是體育人力資源投入的原因在滯后五期被拒絕，說明居民健康水平是體育人力資源投入的原因，同樣，體育人力資源投入不是居民健康水平的原因在滯后二期被拒絕，說明體育人力資源投入是居民健康水平提高的原因，因此二者關系為互為因果。分析原因主要是：一方面，增加體育人力資源投入，在居民健身的宣傳、指導、組織、管理等一系列工作中發揮作用，對改善居民健身的健身理念、普及健身知識，傳授健身的方法都具有積極的作用，因此，增加體育人力資源投入對居民健康水平的提高是毋庸置疑的。另一方面，居民健康水平是影響人力資本的重要因素之一，人力資本的改善會促進人力資源質量的整體提高，人力資源質量的提高也將導致體育人力資源投入水平相應的提升。

3.6 脈沖響應分析

通過Granger(格蘭杰)因果關系檢驗可以確定變量之間的因果關系，但對變量之間的相互動態影響軌跡未知，為此，我們進一步對體育人力資源投入和競技體育成績及居民健康指數進行脈沖響應分析。

根據VAR模型估計結果進一步給出體育人力資源投入對競技體育成績脈沖響應路徑(圖2)，由于因果檢驗證明競技體育成績不是體育人力資源投入的Granger原因而被舍去其脈沖響應路徑。由圖4可以看出，當在本期給LnHri一個標準差正向沖擊后，LnWcn當期有明顯反映，第2、4、6期反映增加，達到高點，而在隨后的幾年反映逐步減小。這表明，LnHri的某一沖擊會給LnWcn帶來正向影響，而且這一沖擊具有短期的促進作用，但隨著時間的推移其影響會逐漸減弱。

圖4 LnWcn對LnHri的脈沖響應

圖5 LnHi對LnHri的脈沖響應

圖6 LnHri對LnHi的脈沖響應

注：以上橫軸代表追溯期數；縱軸表示因變量對自變量的響應大小，實線表示響應函數曲線，兩條虛線代表正負兩倍標準差的置信帶

根據VAR模型估計結果進一步給出體育人力資源投入對居民健康水平之間的脈沖響應路徑(圖5、6)，由圖5可以看出，當在本期給LnHri一個標準正向沖擊后，LnHi當期有無反映，而在隨后的兩年快速增加，而在隨后的幾年反映基本平穩。這表明，LnHri的某一沖擊會給LnHi帶來正向影響，需要三年左右的時間其作用顯現出來，并具有長期的促進作用。由圖6可以看出，當在本期給Lnhi一個標準差正向沖擊后，LnHri當期有正向反映，第二年下降，第三年正向反映達到最高，在隨后的幾年反映逐漸減弱。理論上分析LnHri反映不應該下降，原因可能前期體育人力資源投入中本身的健康水平較高，按照居民平均健康指數給予一定的沖擊，可能反而降低了體育人力資源投入。這表明，LnHi的某一沖擊總體上會給LnHri帶來正向影響，但其長期的促進作用不是很大。

綜上所述，由于LnHri的沖擊會給LnWcn帶來短期作用較明顯，隨著時間的推移其影響會逐漸減弱，因此，在競技體育人力資源投入時要注重奧運周期或比賽周期及運動員的生命周期；由于LnHri與LnHi具有相互促進的作用，而且其作用都具有長期的促進作用，因此，政府在體育人力資源投入是應采取長期政策而非短期策略，使得我國居民健康水平的穩步提高。

4 結論與政策建議

4.1 結論

4.1.1 通過體育人力資源投入與競技體育成績、居民健康水平的協整分析，發現體育人力資源投入與競技體育成績、居民健康水平存在長期協整關系，并對二者都有正向作用。從長期來看，體育人力資源投入對居民健康的影響明顯大于對競技體育成績的影響。

4.1.2 通過建立LnWcn與LnHri、LnHi與LnHri兩個誤差修正模型來看，短期競技體育成績的修正能力強于居民健康水平的修正能力；同時，前一期體育人力資源投入對競技體育成績的影響大于居民健康水平的影響，即體育人力資源投入短期對競技體育成績的影響較大。

4.1.3 通過Granger(格蘭杰)因果關系檢驗，體育人力資源投入與競技體育成績為單向因果關系，而且DLnHri為因，DLnWcn為果；體育人力資源投入與居民健康水平二者互為因果關系，相互促進。

4.1.4 通過脈沖響應分析，LnHri的沖擊會給LnWcn帶來短期的作用，隨著時間的推移其影響會逐漸減弱；LnHri的某一沖擊會給LnHi帶來較長時間的影響；LnHi的某一沖擊總體上會給Lnhri帶來較長時間的影響。

4.2 政策建議

4.2.1 結合短期、長期發展目標，制定我國體育人力資源投入長遠發展規劃，對競技體育人力資源投入注重投入周期，對群眾體育的人力資源投入應采取長期政策而非短期策略。

4.2.2 優化體育人力資源投入結構，提高體育人力資源投入效率，為建設“體育大國”、“體育強國”服務，促進競技體育和群眾的協調發展，提高群眾體育的人力資源投入比例,保障民生體育的發展。

4.2.3 加強體育人才培養，提高體育人力資源規模和質量，為提高體育人力資源投入效能奠定基礎，充分發揮體育人力資源規模和質量的遞增效應，以體育院(系)校為龍頭，企業、各體育機構為紐帶，充分發揮社會體育組織的作用，全面推動體育人才的培養[7]。

4.2.4 加強市場對體育人力資源配置的調節作用，利用利益杠桿、市場競爭,調動體育人力資源提供者、經營者、使用者的積極性,實現體育人力資源的有效利用，逐步建立多層次、多形式、多渠道的體育人力資源投入體系。同時，加強各類體育人力資源進行有效管理，使得人盡其才，最大化發揮其作用，推動我國體育事業的發展[8,9]。

總之,應抓關注民生的歷史時機,根據我國體育人力資源投入的實際情況,實現體育與經濟、社會的協調發展，實現競技體育與群眾體育的協調發展,實現體育人力資源投入數量擴充、質量提高、結構優化、布局合理的目標,進一步促進我國體育事業的發展。

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Research on Dynamic Efficiency of Human Resources Input in Sports Based on VAR

ZHU Han-yi

( Hangzhou Dianzi University, Hangzhou 310018, China)

Based on time series data from 1991 to 2011, by the methods of integration, cointegration, error correction model, granger causality test, this article using methods of the long-term equilibrium,short-term dynamic relationship, and causality, discussed and analyzed the HR input and performance of sports, the health index of residents.The results show that: There is a long-term cointegration relationship between the HR input in sports and the sports performance, the health index of residents,and the impact is positive. In the short term, the correction ability of sports performance is stronger than the health index of residents. A one-way causality exists between the HR input in sports and the sports performance, there is a bidirectional causality between the HR input in sports and the health index of residents. At the same time, the policy propose of the HR input in sports put forward to according to the research results and present situation.

HR input in sports; competitive sports； mass sports； cointegration； Granger Causality Test

浙江省哲學社會科學規劃重點課題(14NDJC001Z)；教育部人文社會科學研究規劃基金項目(13YJA890039)

2017-01-03

朱漢義(1967-)，男，江西九江人，副教授，主要研究體育人文社會學，體育經濟學等.

1004-3624(2017)02-0034-07

G80-05

A