朱汉义

(杭州电子科技大学，浙江 杭州 310018)

基于VAR的我国体育人力资源投入的动态效能研究

朱汉义

(杭州电子科技大学，浙江 杭州 310018)

基于1991-2011年时间序列数据，运用单整、协整、误差修正模型(ECM)、Granger(格兰杰)因果关系检验等计量方法，对我国体育人力资源投入与竞技体育成绩、居民健康指数的长期均衡、短期动态关系以及因果关系进行实证分析。结果显示：体育人力资源投入与竞技体育及群众体育发展水平存在长期协整关系，且都具有正向作用；从长期来看，体育人力资源投入对居民健康的影响程度大于对竞技体育的影响程度；从短期来看，竞技体育成绩的修正能力强于居民健康水平的修正能力；体育人力资源投入与竞技体育成绩之间为单向因果关系，体育人力资源投入与居民健康水平二者互为因果关系。同时，根据研究结果，结合体育人力资源投入现状，提出了体育人力资源投入的政策建议。

体育人力资源投入；竞技体育；群众体育；协整；Granger 因果关系检验

体育的发展，离不开体育投入，除了国家和地方政府的财政支持即财政投入外，人力资源的投入也是体育投入的重要方面，人是生产力诸要素中最活跃和最具能动性的，体育事业的发展离不开人力资源的投入。然而，体育人力资源投入规模有限，还不能完全满足社会发展以及居民日益增长的需求，如社会健身指导员的数量和质量都有待提高，政府部门的体育人力资源投入结构有待改善，因此，研究我国政府体育人力资源的投入效能具有重要的意义，将为提高体育投入效率提供有力的理论支撑。

1 体育人力资源投入及其效能

1.1 体育人力资源投入

经济学把为了创造物质财富而投入于生产活动中的一切要素通称为资源，包括人力资源、物力资源、财力资源、信息资源、时间资源等，其中人又是生产力诸因素中最积极、最活跃的“第一资源因素”,因此，人力资源是一切资源中最宝贵的资源[1]。人力资源是指能够推动经济和社会发展的、或对价值创造起贡献作用的、具有智力劳动和体力劳动能力的人们的总和，它包括数量和质量两个方面[2]。人力资源与其他资源一样也具有特质性、可用性、有限性：①人力资源的物质性是指，有一定的人口，才有一定的人力；一定的人力资源必然表现为一定的人口数量。②人力资源的可用性是指，通过对体能、知识、能力、个性行为特征与倾向的使用可以创造更大的价值。③人力资源的有限性是指，人力资源有质和量的限制，只能在一定的条件下形成，只能以一定的规模加以利用[3]。

体育人力资源就是具有为体育事业创造价值能力，促进我国体育发展，并能被利用的劳动力资源或劳动力，它具有人力资源的一般特点，同样包括数量和质量两个方面。如体育运动员、教练员、体育场馆经营与管理人员、社会体育指导员、体育专业毕业生等等都是体育人力资源。

体育人力资源投入是指一定时期，为了体育事业的发展而实际利用的具有一定能力的人的数量和质量的总和。体育人力资源投入包括体育人力资源量的投入和质的投入，人力资源投入的数量多少与质量的高低直接影响体育事业发展。

体育人力资源投入即竞技体育和群体活动所利用的体育人力资源中的一部分,在体育系统中，科研、训练、组织、管理、后勤保障等等都离不开人力资源的投入，投入人力资源的数量和质量直接影响我国体育事业的发展。本文中的体育人力资源投入特指一定时期我国体育系统内的在职员工，能为我国体育事业的发展起到积极作用的，具有智力劳动和体力劳动能力的人们的总和。

1.2 体育人力资源投入效能

“效能”这个词的原意是指事物所蕴藏的有利的作用，有功效的意思，它与效率有所区别。效率指在单位时间里完成的工作量，或是某一工作所获的成果与完成这一工作所花时间、资金和人力的比值。一般希望同时提高效率和效能，但在效率与效能无法兼得时，一般首先应着眼于效能，然后再设法提高效率，正如管理大师彼得·德鲁克曾在简明扼要地指出:“效率是‘以正确的方式做事’，而效能则是‘做正确的事’。效率和效能不应偏废，但这并不意味着效率和效能具有同样的重要性。我们当然希望同时提高效率和效能，但在效率与效能无法兼得时,我们首先应着眼于效能,然后再设法提高效率[4]”。

体育人力资源投入效能是专门针对体育人力资源投入发挥具体作用而言的，是通过人力资源要素的投入，最终所给体育事业发展所带来的直接效果，如体育人力资源投入对竞技体育、群众体育等方面的直接影响。

2 体育人力资源投入状况简述

2.1 体育人力资源投入数量

为了我国体育事业的发展，政府除了财政支持外，人力资源投入也是体育投入的重要方面，从数量来看，自1991-2011年，我国体育人力资源投入量稳定增长，从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年出现了两个低点，体育系统从业人员分别为97 062 人和126 910 人，21年间累计增长19.79%，体育系统职工人数变化趋势见图1，总体来看，体育人力资源投入稳中有升。

图1 体育系统职工人数变化趋势

2.2 体育人力资源投入结构

从体育人力资源投入的工作类型来看，1991—2011年体育系统职工人数主要包括：运动员、教练员、文化教师、科技人员、医务人员、管理人员、其他人员。从数据来看(见图2)，文化教师、科技人员、医务人员人数相对较少，运动员、教练员、管理人员及其他人员相对较多。

从体育人力资源投入的工作对象来看，投入体育人力资源主要服务于竞技体育和群众体育。教练员、运动员纯粹是为竞技体育人力资源投入，从历年数据来看(图3)，2009年最低，占体育人力资源投入的28.43%，2003年最高，达到45.29%。如果将其他投入的人力资源平均分配到竞技体育和群众体育，竞技体育的人力资源投入占比最低也达到了64.21%，最高达到72.65%，平均占人力资源投入的 65.78 %。而事实上，我们知道，体育系统群众体育人力资源投入还没有达到除开教练员、运动员外的体育人力资源投入的一半，由此可见，在过去的十几年中，竞技体育人力资源的投入是大大高于群众体育人力资源的投入，相对于我国十几亿人口的群众体育，其人力资源投入可谓捉襟见肘。

图2 1991—2011年体委系统职工人数构成

图3 1991—2011年竞技体育人力资源投入估算比例注：数据根据1992—2012《中国统计年鉴》和《体育事业统计年鉴》整理，自2007年起公务员列入管理人员、工勤人员都列入其他

3 我国体育人力资源投入效能实证与分析

3.1 指标选择与数据来源

一直以来，我国体育人力资源投入为我国体育事业的发展做出了巨大贡献，体育经济、竞技体育及群众体育得到了长足的进步，“体育搭台，经济唱戏”全面开花、竞技体育的综合实力和竞争力不断提高，群众体育活动蓬勃开展。

体育人力资源投入不仅仅考虑投入的数量，还应考虑投入的质量。投入的数量采用体育系统从业人数，而质量方面，由于我国行政事业单位长期以来都以学历、工龄、职称等来衡量工作情况，学历高、工龄长、职称高相对来说工作能力较强，它基本能反映体育人力资源的投入质量，同时，学历的高低、工龄的长短和职称的高低也是衡量从业人员工资收入的重要依据，因此，我们选取了卫生体育和社会福利业平均工资作为体育人力资源投入的质量指标。

体育人力资源投入采用体育系统从业人数与卫生体育和社会福利业平均工资(元/年)的乘积的结果，考虑价格变化影响，利用CPI价格指数，以1978年卫生体育和社会福利业平均工资为基期，进行平减处理；同时，考虑到对时间序列数据进行对数化后容易得到平稳序列及减少变量之间的异方差，对其取自然对数，并且利用1991-2011年的数据进行分析。

体育投入的目的是促进我国竞技体育和群众体育的发展。就竞技体育而言，获得世界冠军个数最能反映我国竞技体育真实水平，因此，选择我国获得世界冠军的个数作为反映我国竞技体育水平指标，同样对其取自然对数。

就群众体育来说，目前还没有反映群众体育发展状况的单一连续性指标，因此，我们根据黄小平[5]等人构建健康指数的方法，利用与居民体质健康相关的人口平均预期寿命、死亡率、体育文化消费支出、食品消费支出、医疗保健消费支出等指标计算所得。

采用Eviews6.0建立LnHri(体育人力资源投入)、LnWcn(获世界冠军数)、LnHi (居民健康指数)三个序列，分别替代投入指标、竞技体育效能指标、群众体育效能指标。(注：本文所有数据来源于《中国统计年鉴》和《体育事业统计年鉴》)。

3.2 单整检验

单位根检验用于检查时间序列的平稳性，在实际中，大多数经济数据是非平稳的，所以，首先必须对模型中的变量进行平稳性检验，即是否具有单位根。如果原时间序列不平稳，则需进行差分变换，变成平稳变量后再进行回归分析[6]。

通过单整检验，结果(见表1)表明:所有变量原始序列都不能通过检验，因此,原序列都不是平稳序列；但所有变量序列的一阶差分在 5%显著性水平下，都不拒绝变量有一个单位根的原假设，根据同阶平稳原则，这些序列都是一阶单整序列，因而它们之间可能存在长期协整关系。

3.3 协整检验

协整表明变量之间存在长期的均衡关系，这种均衡关系意味着体育系统不存在破坏均衡的内在机制。如果变量在某时期受到干扰后偏离其长期均衡点，则均衡机制将会在下一期进行调整以使其重新回到均衡状态。对于非平稳的变量序列，如果其都是单整序列，只有当它们的单整阶数相同时才可能协整。以上单整检验说明LnHri与LnWcn、LnHi三者之间存在长期协整关系的可能，还需要进行协整检验以判断它们之间是否存在协整关系，以确定体育人力资源投入与竞技体育发展、群众体育发展水平之间是否存在长期效应关系。

表1 各变量序列单位根检验结果

由于LnHri与LnWcn、LnHi都是一阶单整变量，所以可按OLS方法法分别作如下协整回归并检验，分别建立LnHri与LnWcn、LnHri与LnHi的协整方程(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)

由协整方程(1)、(2)估计结果可知，各自的拟合程度分别为54.91%、96.44%，同时各方程的T、F统计值均通过显著性检验。可见，以上两方程均通过了显著性检验，回归方程也是显著的。

若LnHri与LnWcn、LnHri与LnHi之间存在协整关系，则由方程(1)、(2)计算的残差项应具有平稳性。设e1、e2为协整方程(1)(2)残差，则有e1=LnWcn-2.5390-0.1956*LnHri，e2=LnHi+1.4362-0.4965*LnHri，为了检验残差e1、e2的平稳性,对残差e1、e2进行ADF单位根检验。残差序列的平稳性检验结果如表2。

表2 方程(1)(2)残差序列的平稳性检验结果

注：e1、e2分别表示协整方程(1)、(2)的残差序列

结果显示，残差序列ADF检验的P值分别0.0002、0.0346, 残差在5%的显著性水平下都拒绝存在单位根的原假设,表明残差属平稳序列。因此，LnWcn与LnHri、LnHri与LnHi之间长期协整关系成立。此外，我们根据以上两方程发现，体育人力资源的投入对竞技体育成绩以及群众健康水平的影响明显不同，当体育人力资源投入增加1%，从长期来看将促进我国竞技体育成绩提升0.1956%，而居民健康指数提高0.4965%。也就是说长期增加体育人力资源投入对居民健康的影响程度要明显大于对竞技体育的影响程度。

3.4 误差修正模型构建

通过对变量的协整分析，可以确定变量之间的长期均衡关系，但是无法得知这些变量短期偏离共同的随机趋势时的调整速度，这个问题可以用误差修正模型加以解决。根据Granger定理，一组具有协整关系的变量可以建立误差修正模型，因此，在协整检验的基础上进一步建立包括误差修正项在内的误差修正模型(ECM)，来了解变量之间的短期动态调整关系。

为了考察体育人力资源投入与竞技体育成绩短期动态关系，建立LnWcn与LnHri之间的误差修正模型(3)。

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

(3)

从误差修正模型(3)估计结果可看出，模型的拟合优度为70.51%，F统计量均通过显著性检验。修正系数为-0.8805,且标准差和t值分别为0.3726、-2.3636，均能通过检验，误差修正系数为负，符合反向修正机制，总体来看,误差修正模型较理想。误差修正模型说明长期均衡对短期波动的影响较大，短期波动对长期均衡趋势偏离的程度较高，同时表明每年实际竞技体育成绩与长期均衡的偏差将以88.05%的调整力度将其从非均衡状态调整到均衡状态。这也说明短期竞技体育的成绩可以通过增加体育人力资源投入得以改善，其作用也较为明显，且其偏离长期趋势将以较大的调整力度重回长期趋势状态。究其原因，竞技体育成绩好坏主要是与运动员、教练员水平直接相关，同时辅以具有体育科研、创新能力的辅助力量，以及运动员、教练员以及辅助人员奉献精神相关，而所有这一切都与人相关，即与体育人力资源投入相关。同时，一个国家和地区某一时间点体育人力资源的多少与优劣将是影响竞技体育成绩的关键因素。此外，从误差修正模型还可以看出前一期体育人力资源投入对当期竞技体育成绩亦产生正效应，但效用系数较小为0.0499，这也进一步说明前期体育人力资源的投入对竞技体育成绩影响较小，当期体育人力资源投入对竞技体育成绩影响最大。

为了考察体育财政投入与竞技体育成绩短期动态关系，我们建立LnWcn与LnHri之间的误差修正模型(4)。

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

(4)

从误差修正模型(4)估计结果可看出，模型的拟合优度为61.83%，F统计量均通过显著性检验。修正系数为-0.2227，且标准差和t值分别为0.0467、-4.7664，均能通过检验，误差修正系数为负，符合反向修正机制，总体来看误差修正模型较理想。此模型说明表明居民健康水平与长期均衡的偏差将以22.27%的调整力度对本年度做出修正，并将其从非均衡状态拉回到均衡状态。这也说明短期居民健康指数可以通过增加体育人力资源投入得以改善，但其作用与竞技体育成绩相比较弱，重回长期趋势状态的调整力度也较弱。同时，前一期人力资源投入对居民健康水平的影响甚至出现负效应，可能与我国目前体育人力资源投入过少，对居民健康影响不大有关。分析原因主要是居民整体健康水平的提高需要一个过程，不可能在短期内实现，另外，影响居民健康水平的因素众多，不仅仅涉及到群众体育活动开展，还涉及到人口老龄化、健康理念、医疗水平、饮食习惯等因素，仅仅靠短期增加体育人力资源投入效果不是很明显。改善居民健康水平是本届政府改善民生的重要组成部分，从理论和实践来看，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长远规划，长期投入。

从以上LnWcn与LnHri、LnHi与LnHri两个误差修正模型来看，短期竞技体育成绩的修正能力强于居民健康水平的修正能力；同时，前一期体育人力资源投入对竞技体育成绩的影响大于居民健康水平的影响。建国以来，我国体育发展重心均以竞技体育为主，群众体育投入欠债较多，因此，今后相当长的一段时间，必须改善体育人力资源投入结构，关注民生体育，重点向群众体育倾斜，以满足提高居民健康水平的需要。

3.5 Granger(格兰杰)因果关系检验

计量模型的建立过程，本质上是用回归分析工具处理一个变量对其他变量的依存性问题，但这并不是暗示变量之间必然存在着因果关系。由于没有因果关系的变量之间常常有很好的回归拟合，因此，回归分析本身不能检验因果关系的存在性，也无法识别因果关系的方向。因此，采用Granger因果关系检验进一步研究体育人力资源投入与竞技体育和群众体育之间的因果联系。

从Granger(格兰杰)因果关系检验结果(见表3)来看，体育人力资源投入与竞技体育成绩为单向因果关系，在滞后四、五期的情况下，体育人力资源投入不是竞技体育成绩的原因被拒绝，说明体育人力资源投入是竞技体育成绩的原因，而竞技体育成绩不是体育人力资源投入的原因都被接受，说明竞技体育成绩对体育人力资源投入并没有影响，因此，体育人力资源投入和竞技体育成绩为单向的因果关系，而且DLnHri为因，DLnWcn为果，这进一步证实协整检验的体育人力资源投入对竞技体育成绩长期正向作用的结论。

表3 Granger(格兰杰)因果关系检验结果

注：表中的数值为概率P值，*表示拒绝原假设

体育人力资源投入与居民健康水平因果关系检验结果显示二者互为因果关系，即体育人力资源是居民健康指数提高的原因，居民健康水平也是体育人力资源投入原因。从检验数据来看，居民健康水平不是体育人力资源投入的原因在滞后五期被拒绝，说明居民健康水平是体育人力资源投入的原因，同样，体育人力资源投入不是居民健康水平的原因在滞后二期被拒绝，说明体育人力资源投入是居民健康水平提高的原因，因此二者关系为互为因果。分析原因主要是：一方面，增加体育人力资源投入，在居民健身的宣传、指导、组织、管理等一系列工作中发挥作用，对改善居民健身的健身理念、普及健身知识，传授健身的方法都具有积极的作用，因此，增加体育人力资源投入对居民健康水平的提高是毋庸置疑的。另一方面，居民健康水平是影响人力资本的重要因素之一，人力资本的改善会促进人力资源质量的整体提高，人力资源质量的提高也将导致体育人力资源投入水平相应的提升。

3.6 脉冲响应分析

通过Granger(格兰杰)因果关系检验可以确定变量之间的因果关系，但对变量之间的相互动态影响轨迹未知，为此，我们进一步对体育人力资源投入和竞技体育成绩及居民健康指数进行脉冲响应分析。

根据VAR模型估计结果进一步给出体育人力资源投入对竞技体育成绩脉冲响应路径(图2)，由于因果检验证明竞技体育成绩不是体育人力资源投入的Granger原因而被舍去其脉冲响应路径。由图4可以看出，当在本期给LnHri一个标准差正向冲击后，LnWcn当期有明显反映，第2、4、6期反映增加，达到高点，而在随后的几年反映逐步减小。这表明，LnHri的某一冲击会给LnWcn带来正向影响，而且这一冲击具有短期的促进作用，但随着时间的推移其影响会逐渐减弱。

图4 LnWcn对LnHri的脉冲响应

图5 LnHi对LnHri的脉冲响应

图6 LnHri对LnHi的脉冲响应

注：以上横轴代表追溯期数；纵轴表示因变量对自变量的响应大小，实线表示响应函数曲线，两条虚线代表正负两倍标准差的置信带

根据VAR模型估计结果进一步给出体育人力资源投入对居民健康水平之间的脉冲响应路径(图5、6)，由图5可以看出，当在本期给LnHri一个标准正向冲击后，LnHi当期有无反映，而在随后的两年快速增加，而在随后的几年反映基本平稳。这表明，LnHri的某一冲击会给LnHi带来正向影响，需要三年左右的时间其作用显现出来，并具有长期的促进作用。由图6可以看出，当在本期给Lnhi一个标准差正向冲击后，LnHri当期有正向反映，第二年下降，第三年正向反映达到最高，在随后的几年反映逐渐减弱。理论上分析LnHri反映不应该下降，原因可能前期体育人力资源投入中本身的健康水平较高，按照居民平均健康指数给予一定的冲击，可能反而降低了体育人力资源投入。这表明，LnHi的某一冲击总体上会给LnHri带来正向影响，但其长期的促进作用不是很大。

综上所述，由于LnHri的冲击会给LnWcn带来短期作用较明显，随着时间的推移其影响会逐渐减弱，因此，在竞技体育人力资源投入时要注重奥运周期或比赛周期及运动员的生命周期；由于LnHri与LnHi具有相互促进的作用，而且其作用都具有长期的促进作用，因此，政府在体育人力资源投入是应采取长期政策而非短期策略，使得我国居民健康水平的稳步提高。

4 结论与政策建议

4.1 结论

4.1.1 通过体育人力资源投入与竞技体育成绩、居民健康水平的协整分析，发现体育人力资源投入与竞技体育成绩、居民健康水平存在长期协整关系，并对二者都有正向作用。从长期来看，体育人力资源投入对居民健康的影响明显大于对竞技体育成绩的影响。

4.1.2 通过建立LnWcn与LnHri、LnHi与LnHri两个误差修正模型来看，短期竞技体育成绩的修正能力强于居民健康水平的修正能力；同时，前一期体育人力资源投入对竞技体育成绩的影响大于居民健康水平的影响，即体育人力资源投入短期对竞技体育成绩的影响较大。

4.1.3 通过Granger(格兰杰)因果关系检验，体育人力资源投入与竞技体育成绩为单向因果关系，而且DLnHri为因，DLnWcn为果；体育人力资源投入与居民健康水平二者互为因果关系，相互促进。

4.1.4 通过脉冲响应分析，LnHri的冲击会给LnWcn带来短期的作用，随着时间的推移其影响会逐渐减弱；LnHri的某一冲击会给LnHi带来较长时间的影响；LnHi的某一冲击总体上会给Lnhri带来较长时间的影响。

4.2 政策建议

4.2.1 结合短期、长期发展目标，制定我国体育人力资源投入长远发展规划，对竞技体育人力资源投入注重投入周期，对群众体育的人力资源投入应采取长期政策而非短期策略。

4.2.2 优化体育人力资源投入结构，提高体育人力资源投入效率，为建设“体育大国”、“体育强国”服务，促进竞技体育和群众的协调发展，提高群众体育的人力资源投入比例,保障民生体育的发展。

4.2.3 加强体育人才培养，提高体育人力资源规模和质量，为提高体育人力资源投入效能奠定基础，充分发挥体育人力资源规模和质量的递增效应，以体育院(系)校为龙头，企业、各体育机构为纽带，充分发挥社会体育组织的作用，全面推动体育人才的培养[7]。

4.2.4 加强市场对体育人力资源配置的调节作用，利用利益杠杆、市场竞争,调动体育人力资源提供者、经营者、使用者的积极性,实现体育人力资源的有效利用，逐步建立多层次、多形式、多渠道的体育人力资源投入体系。同时，加强各类体育人力资源进行有效管理，使得人尽其才，最大化发挥其作用，推动我国体育事业的发展[8,9]。

总之,应抓关注民生的历史时机,根据我国体育人力资源投入的实际情况,实现体育与经济、社会的协调发展，实现竞技体育与群众体育的协调发展,实现体育人力资源投入数量扩充、质量提高、结构优化、布局合理的目标,进一步促进我国体育事业的发展。

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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

浙江省哲学社会科学规划重点课题(14NDJC001Z)；教育部人文社会科学研究规划基金项目(13YJA890039)

2017-01-03

朱汉义(1967-)，男，江西九江人，副教授，主要研究体育人文社会学，体育经济学等.

1004-3624(2017)02-0034-07

G80-05

A