作者简介： 张光，三亚学院财经学院教授，曾任南开大学周恩来政府学院、厦门大学公共事务学院教授、博士生导师；严宇，清华大学政治学系博士后、清华大学数据治理研究中心项目研究员。
文献来源：《公共管理与政策评论》2021年第5期。
摘要：本文研究中国政府雇员规模扩张及其成因。它接续张光2008年发表于《政治学研究》的论文，将数据从1978-2006年延伸至2019年。更长的时间序列数据不但覆盖了自2002年以来的政府雇员持续扩张的趋势，而且在统计上有助于确认影响政府雇员规模扩张的内生性、长期性的因素和外生性、短期性的因素。我们分别估计了三个长期性、内生性的因素的影响，发现公共（预算内）财政行为具有抑制政府雇员规模扩张的长期效应，而非公共（预算外）财政行为具有扩张政府规模的长期和短期效应。财政分权在短期具有抑制作用，长期则无。在外生性和短期性的因素上，我们发现政府精兵简政改革的外部冲击显著地降低了政府雇员规模扩张的趋势。这些发现表明，为抑制政府雇员规模扩张，需要双管齐下，控制公共财政和非公共财政行为，并抑制分税制改革以来不断加大的中央财政集权倾向；在当前财政形势严峻的情况下，甚至有必要重启以精兵简政为目的的行政机构改革。
关键词：政府扩张决定因素；政府雇员；财政收入；财政分权；行政机构改革
一、研究的缘起
自古以来，“生之者众，食之者寡”就是中国政治追求的一个理想状态。反过来说，“生寡食众”则是“黄宗羲定律”的梦魇。精兵简政、控制政府和公共管理部门工作人员（以下简称为政府雇员）规模，是今日中国上及国家领导，下至民众的共识。党的十八大和党的十九大报告均设专节论述党和国家机构及行政体制改革。前者要求“严格控制机构编制，减少领导职数，降低行政成本”，后者强调要“转变政府职能，深化简政放权”。显然，是否需要控制政府雇员规模不是问题，问题在于如何控制。为此必须研究我国政府雇员扩张的特征，探究推动政府雇员规模扩张的原因，特别是制度性原因。
张光在2008年第四期《政治学研究》发表的论文《财政规模、编制改革和公务员规模的变动：基于对1978-2006年的实证分析》，通过对1978-2006年时间序列数据分析发现，人口增长与财政收入规模变动是影响公共管理部门就业人员规模增长的内生性长期因素；行政和编制改革则是外生性、短期性的影响因素。财政收入规模和行政编制改革都是制度性的原因。从2006年到2020年，时间又过去了14年。在这期间，中国的政府雇员规模发生了哪些变化？上述因素是否仍具有解释力？除了上述三个因素外，还有其他重要原因吗？能否揭示其他同等重要的制度性原因？本文将通过对跨度更长的时间序列（1978-2019）数据进行分析，来回答这些问题。
本文的发现在如下几个方面做出了新的贡献。第一，它不仅再次证明了财政收入变动是决定政府雇员变动的长期性决定因素，而且对公共财政（预算内）收入和非公共财政（预算外）收入的影响分别进行了估计，发现在控制了行政机构改革等变量的情况下，公共财政收入和非公共财政收入均对政府雇员规模具有显著影响，前者具有长期的负向影响，后者在短期和长期均为正向影响。第二，财政分权在短期具有控制减缓政府雇员的规模扩张作用，而长期则无。第三，精简行政的机构改革降低了政府的雇员规模。
论文由五部分组成。第一部分交代研究的缘起。第二部分说明为什么需要“再考”？为什么值得使用跨度更长的时间序列重新研究中国政府雇员规模的扩张及其成因。第三部分依据相关理论和实践，提出研究假设并操作化。第四部分报告并讨论统计分析发现。第五部分为结论。
二、为什么需要“再考”？
2006年以来，我国政府雇员规模扩张及其决定因素都出现了重要的变化。首先，如图1所示，从2006年到2019年14年间，政府雇员规模稳步强劲扩张。总数从1266万增至1990万，净增724万，年均51.75万；而在1978年到2006年的29年间，政府雇员从467万增至1265万，净增量798万（从467万增至1266万），年均27.5万。在这段时期，政府雇员规模从比教育行业就业人员少230万（2006年），转变为超过后者近百万（2017-2019）。更重要的是，从2004年开始，政府雇员规模以远远低于此前的波动性稳步增长，直到2018-2019年增长速度才明显加快。从1978年到2004年，增长率最低和最高分别为1994年的负10％和1984年的15％，均值和标准方差为3.86％和5.02％。2004年之后，增长率最低和最高为2013年的1.65％和2019年的9.48％，均值和标准方差为3.39％和1.97％。平均增长率两者相近，而波动性前者却是后者的2.5倍。凡增速大起（落）之年，往往随后是大落（起）之年。这类大起大落现象，难以用“自然的”、内生的和长期的因素加以解释，而是外生的、短期性行政命令政策即政府机构和编制改革干预的结果。显然，第二阶段之所以波动性较小，是因为行政和编制制度改革干预频数较少、或力度较小、或两者兼而有之。因此，通过分析1978-2019年时间序列数据，有助于揭示使用1978-2006年较短的时间序列数据难以揭示的长期因素的作用。
图1还清晰地显示了改革开放时期中国政府雇员规模变迁的三个阶段。第一阶段从1978年到1992年，政府雇员无一例外逐年增长，从467万增至1148万人，翻了一番多。第二阶段从1993年到2002年，政府雇员规模步人了负增长或零增长的轨道。1993年的规模从上一年的1148万人陡然降至1030万人，此后保持在1030万～1100万，接近零增长。2002年政府雇员总数为1075万人，低于十年前的记录。第三阶段从2003年到2019年，政府雇员重拾增长势能，继2003年从上年的1030万人增至1171万之后，逐年增至2019年的1990万人。把研究的时间序列数据延伸至2019年，使得第三阶段的长期增长趋势一目了然。于是，研究改革开放时期中国政府雇员规模扩张的动因，就成为一个如何解释它在20世纪80年代扩张、90年代停止扩张、21世纪以来再度扩张的三段论问题。为此我们既要纳入内生的、长期的动力性因素，也要启用外生的、短期的冲击性因素。
其次，影响政府雇员规模扩张的长期因素——财政收入和财政分权——也发生了若干重要的变化。中国的财政收入向来有完全纳入国家预算、由各级政府财政部门直接管理的预算内／一般公共财政收入，和或多或少由征收部门管理运作的预算外／非公共财政收入的区别。前者包括了所有的税收收入和纳入公共财政预算管理的非税收入以及国债收入。后者的内容随着财政改革和统计口径变动而有所不同。其主要内容，从1978年到2010年为预算外资金，2011年以来为未纳入一般公共财政预算的政府性基金收入，包括国有土地使用权与出让权收入、社会保障基金收入、地方专项国债等。考虑到债务收入的特殊性，本文把历年各级政府的国债收入纳入后者的范围进行分析。两者在本文以下的行文中，一律称为公共财政收入和非公共财政收入。图2报告了改革开放时期公共财政（预算内）和非公共财政（预算外）收入及其占GDP比重的变化。从1978年到2006年，公共财政收入绝对值从1132亿元增至38760亿元，而相对规模，即占GDP比重，则经历了一个以1995年为谷底的U形增长过程。同期，非公共财政收入绝对值从347亿元增至22734亿元。表示相对规模的曲线则先是上升（1978-1985），继而进入平台期（1985-1992），再而在1993年和1994年连续下滑至低点，并保持到2000年后再度在波动中持续上升。非公共财政收入的相对规模波动显著大于公共财政收入。自2006年以来，两者在绝对值上均呈增长趋势，但后者波动更大。按相对规模衡量，两者的差别更加显著。公共财政收入上升和下降曲线均相当平滑。在2015年达到高点之后持续下降，反映了中央政府减税降费政策的效果。2006年以来非公共财政收入，无论是按绝对值还是相对规模，均呈波动中上升状态，其背后的主要推手为地方土地财政收入、地方国债收入以及社会保险收入。把时间序列数据分析推至2019年，使我们有可能对公共财政收入和非公共财政收入变量在改革开放全程中对政府雇员的影响做出更客观、更稳定的估计。
分权是中国改革开放时期重要的制度安排之一。图3报告了三个测量财政分权的指标-地方财政收入占全国收入比重、地方财政支出占全国支出比重和地方财政收入占地方财政支出比重-在1978年到2019年的变化。2006年以来，伴随着土地财政／非公共财政收入重要性增强，三个指标均出现了某些重要的变化。收入分权（按全国公共财政收入中地方占比测量）从2006年的47.22％逐步增至2019年的53.09％，而同期支出分权（公共财政支出中地方占比）则从61.13％增至85.3％。财政收支的垂直不平衡加大，意味着地方对中央转移支付的依赖度加大。这些发展进一步强化了1994年分税制改革的财政集权倾向。而在分税制改革之前，地方财政收支占国家财政总收支比重，经历了1985年之前收入比重显著大于支出比重，到收支比重相近或收入略大于支出的发展（见图3）。使用1978-2019年长时段时间序列数据，能够更好地估计财政体制的集分权变化对政府雇员规模的影响。
三、背景、理论与假设
本文的研究对象和被解释变量政府雇员是一个包含了多个类别群体的概念，有必要在此稍加解析。我们的政府雇员数据来自《中国统计年鉴》“就业与工资”一章中的“按行业分城镇单位就业人员数”表。《中国统计年鉴2020》对“单位就业人员（年底数）”做了如下定义和解释：
单位就业人员指报告期末最后一日在本单位工作，并取得工资或其他形式劳动报酬的人员数。该指标为时点指标，不包括最后一日当天及以前已经与单位解除劳动合同关系的人员，是在岗职工、劳务派遣人员及其他就业人员之和。就业人员不包括：（1）离开本单位仍保留劳动关系，并定期领取生活费的人员；（2）在本单位实习的各类在校学生；（3）本单位以劳务外包形式使用的人员。
1981年开始出版的《中国统计年鉴》，在不同的时期，对覆盖政府雇员的行业指标的称呼有所不同，从20世纪80年代的“机关团体”，到90年代的“国家机关、政党机关和社会团体”，到2000年的“公共管理和社会组织”，再到2010年以来的“公共管理、社会保障和社会组织”。2009年《中国统计年鉴》报告了2008年政府雇员的细分类分布数据。在该年1335万政府雇员中，4％供职于中共机关，92％于国家机构，近1％于政协与民主党派，2％于群众团体、社会团体和宗教组织。
在政府雇员内，有不同的身份分类。首先是编制人员和无编人员的区别。在编制人员中，又有公务员、行政编人员、参公编制人员和事业编人员的分类。在这些门类中，公务员地位最高。行政编制不都是公务员，但公务员一定有行政编制。参公编制是通常只有那些在政府行政单位工作的事业编人员才能拥有的身份，但并非所有在行政单位工作的事业编人员都享受参公待遇。编制管理是高度中央集权化的。中央编制委员会及其办事机构中编办负责制定中央以及地方政府各部门的行政级别和编制定额。在中央层面，编制定额直接下达到一级预算部门（如中编办、财政部、商务部、国家矿山安全监察局）；在地方层面按功能和地区切块分配编制定额。从财政的角度看编制的重要性，在于它与财政拨款的绑定关系，编制人员均为财政供养人员。有编制必有财政供养和拨款，没有无财政供养和拨款的编制。分税制改革以来，各地区的编制人员定额是决定中央对地方转移支付数额的主要决定因素之一。
尽管中国官方在《中国统计年鉴》中提供了政府雇员的年度和地区分布数据，但对其中的细分类，并无系统持续的报告。人社部发布的《2015年度人力资源和社会保障事业发展统计公报》《2016年度人力资源和社会保障事业发展统计公报》曾披露2015年和2016年全国公务员总数分别为716.7万和719万。财政部出版的《地方财政统计资料》（1993-2009）报告了部分年度全国各省级行政区的行政编和事业编财政供养人口数据。例如，从2000年到2007年，地方行政编在职人员从572.67万人增至976.24万人，而同期全国政府雇员从1101万人增至1291万人，地方行政编人员占比从52％增至75％。这些数据表明，在这期间，行政编人员增长较快，成为政府雇员规模扩张的主要因素。陈那波和黄伟民对广东省某市某区的调研发现，2017年底，该区在编工作人员为3679名，编外人员为5165人，在编人员占比42％。政府的层次越低，无编雇员占比越大。一个合理的推测是：在编和无编政府雇员规模变动的驱动因素可能不同，前者更可能受公共财政行为影响，后者则主要由非公共财政行为驱动。
我们将建立时间序列回归模型来解释改革开放时期中国政府雇员规模的年度变动。政府雇员总数（绝对规模）和官民比即政府雇员占人口比（相对规模）的年度数据构成模型的因变量。我们试图解释两个变量为什么在有的年份较高，而在其他年份较低（见图1）。长时段的时间序列数据分析非常适合包括中国政府雇员规模之类的国别研究。诚然，我们可以通过以省等行政区划为分析单位研究中国政府雇员的规模，但这样做实际上是关于中国地方政府，而非作为一个整体的中国政府雇员规模的成因研究。洪永淼和汪寿阳在题为《大数据革命和经济学研究范式与研究方法》论文中，引用日本马克思主义经济学家守健二和《21世纪资本论》作者皮凯蒂的研究，说明时间序列研究数据在经济学研究范式中的重要地位。守健二指出，马克思在《危机笔记》中编制了关于股票价格、公共债券价格、汇率和商品价格的时间序列表，显示他想考察这些商品价格随着危机的爆发究竟是如何下降的意图。皮凯蒂大量使用了长达300年的国别时间序列数据。他在接受采访时说：“我思考的独到之处是，我的分析可以基于历史直到今天的时间序列数据。”
关于政府规模扩张或变动的成因问题，中外学者提出了众多的理论假说，并验证于经验数据。有些影响很大的理论，如鲍莫尔的成本病理论，与布坎兰、塔洛克的官僚选举和政党理论，前者由于数据的限制，后者由于国情的不同，都难以通过改革开放时期中国政府雇员规模的时间序列数据加以检验。本文将就如下变量对政府雇员规模增长的影响做出假设：人口增长、人均GDP、财政收入（含公共财政／预算内和非公共财政／预算外）、财政分权和行政机构精简改革。这些假设可根据某些既有的关于政府规模扩张的解释性理论推出，包括瓦格纳法则、财政扩张说、财政分权论以及行政机构和体制改革论。下面逐一论述各假设及其所依据机理和操作化。
瓦格纳法则认为，工业化、经济发展和人口增长会导致政府扩张，以满足公民不断增长的公共服务需求。据此可假设，中国的政府雇员规模应随着人口增长和经济发展而增长。张光对1978-2006年的时间序列数据做的多元回归分析发现，人口年度增长率对政府雇员的年增长率变量具有正相关影响，而经济增长率的回归系数并未通过统计上的显著性检验。在本研究中，我们引入人口总数和人均实际GDP（测量经济发展水平）两个变量，以检验瓦格纳法则在中国的适用性。我们以1978年价格为基准，将每年人均名义GDP转化为不变价格的人均实际GDP。
一个国家的政府能够雇用多少人手来打理政治和行政取决于它的财力。财政收入规模之所以必然对政府雇员规模产生影响，说到底，是因为没有前者，后者就是无源之水。美国预算学家克利夫兰认为，控制政府这条船的行为的最好方式就是控制开船所需的燃料。控制政府权力扩张的最好方式是控制资金。不过，在此有必要就反向因果即政府雇员规模变动决定财政收入规模问题略加讨论。考虑到如下事实，我们认为，财政规模增长和政府雇员规模增长的影响关系主要是单向性的，后者对前者的影响不能说完全没有，但是很小，可以忽略。第一，从供给面看，政府财政收入规模受国民经济和收入的制约，政府雇员作为上层建筑的一部分，对国民经济的直接贡献很小，因此不存在政府雇员规模影响经济本体、后者继而影响财政收入规模的因果链条。第二，从需求面看，政府雇员工资福利支出仅占政府财政支出的一部分，公共服务、社会保障、经济基础设施建设和维护、国防外交等构成了政府财政支出的主体。第三，从制度层面看，官员的扩充可能提高科层制的能力，从而提高财政汲取能力，但冗官繁政更可能削弱国家治理的效率，从而损害财政汲取能力。而且，科层制不是国家制度的全部，其他制度如选举制度、政党制度、税收制度、政府间关系制度等可能对政府雇员和财政收入规模产生这样或那样的影响。第四，如上所述，政府雇员中无编雇员占相当大的比重。无编雇员终究也需要财力支持。编制雇员和公共财政拨款绑定，而非编人员则自然得多依靠来自非公共财政收入的支出。这正是本文引入公共财政收入和非公共财政收入两个变量建模的意义所在。与使用人均实际GDP的思路相同，为了排除通货膨胀的影响，我们以1978年价格为基准，计算了两类财政收入的实际值。我们还在稳健性检验中使用了两类财政收入占GDP的比重，进一步控制了财政收入随着经济发展而增加的趋势。
就中国财政收入对政府雇员规模扩张的影响研究而言，除了2008年张光的论文使用时间序列数据证明中国财政总收入规模增长会带来政府雇员规模增长外，还有许多研究使用跨省面板数据证明财政收入规模是推动地方政府雇员规模扩张的决定因素。但是，据我们所知，迄今为止，尚没有实证研究就公共财政收入和非公共财政收入规模变动对政府雇员规模的影响分别进行估计。我们预期两者的影响是不同的。由于非公共财政收入没有像公共财政收入那样在各级政府的财政部门直接管理之下，受各级人大的监督程度也远远低于后者，我们认为非公共财政收入对政府雇员扩张的推动显著大于公共财政收入。因此，我们期待非公共财政收入变量在模型中的系数以正的方向通过统计显著性检验，并显著大于公共财政收入的系数。后者的系数很可能没有通过显著性检验，甚或以负的方向通过检验。
财政管理体制是影响中国政府行为和社会经济发展的一个重要变量。中央集权与地方分权是观察财政管理体制的主要维度。众多公共经济学者，包括梯波特、斯提格勒和奥兹等，论证并主张分权的合理性。其核心论证如下：在社会经济发展过程中，当服务供给带来的边际福利收益与其边际成本相称时，该服务供给才是有效率的。私人部门通过市场价格体制即可达到这一目的。当市场在达到这一目的失灵时，解决之道之一是通过公共财政供给服务。而在公共部门干预上，财政分权在很多场合下，比集权更具效率。这是因为，就空间分布而言，贴近居民、了解地方需要的次国家政府比中央政府更有可能做出将收益与成本相匹配的财政预算安排。由此导出所谓分权定理：各项公共服务应当由与享受该项公共服务的公民最接近的政府提供。为此，在其他条件保持不变的情况下，财政体制分权水平越高，公共服务提供的效率越高。照此推论，财政分权应有助于政府雇员提高工作效率，从而有助于控制其规模。但是，在实证检验上，如一篇有关财政分权与政府规模关系经验研究的综述论文所指出的，问题的关键在于如何衡量财政分权。“总而言之，这些研究发现，分权的两类测量的不一致效应-支出分权增加了政府的总规模，而自有收入分权则有相反的效果。这一截然相反的效应意味着分权测量必须包含次国家政府的支出和收入双向的行为，从而才可能测量出分权对政府在经济中所占规模的抑制效应。其他的测量可能产生减少次国家政府对可移动的经济资源的竞争的公共池塘问题，导致我们无法对财政分权给政府规模造成的影响做出预测。”
中国的财政分权是一个难以测量和操作的概念。陈硕和高琳在梳理了中国有关财政分权测量指标的文献后，将其划分为三大类：收入指标、支出指标和地方财政自主度指标。以公式来表示为：
他们把上述三个指标运用于中国的1952-2009年的长时段时间序列，发现都与真实的历史有出入。支出指标在改革开放时期整个长时段呈上升状态（见图3），意味着分权水平越来越高，这不符合财政关系体制在分税制时期，比财政包干时期集权程度更高的事实。收入指标和自主度指标尽管都无法准确描绘新中国成立以来全时段的变化，但却分别能胜任改革开放时期的中央地方关系测量，因为两者都描绘了分税制之前分权水平较高、之后集权水平较高的事实（见图3）。相比较而言，陈硕、高琳认为地方财政自主度在测量财政分权上优于收入指标。这是因为它兼顾了地方自有收入和转移支付两个因素，与前者和后者分别为正比和反比关系。它在理论上更符合分权的逻辑。首先，自有收入在地方支出中的比重提高，意味着具有自主收入权的地方政府能够展开真正的竞争，从而促使地方政府将注意力从转移支付和中央政府的需求转到本辖区居民的需求与偏好，避免决策成本外部化。其次，自主收入比重的提高也改善了地方政府对辖区居民需求的回应能力。最后，较高的自有收入份额保证地方政府在公共服务边际收益和边际成本相等时提供公共服务，从而提高财政资金的使用效率。他们还发现，财政自主性指标适用于改革开放时期的时间序列、跨地区（截面）和综合两者的面板数据。
在转移支付对地方政府规模影响的问题上，国际上有所谓“粘蝇纸效应”之说。如伯德和斯玛特指出的，人们在花自己挣的钱时通常更加谨慎。地方政府使用转移支付提供公共服务时，当地居民往往错把转移支付当作免费午餐，其实它的原始资金来自于包括该地居民在内的全体纳税人缴纳的国税。这一财政错觉给追求预算最大化的官员可乘之机。菲利莫尔等就此提出转移支付“粘蝇纸效应”理论。在他们的模型中，地方投票人因无法了解转移支付的真实成本，从而不会向地方政府施加压力要求减少地方税收，使转移支付替代或部分替代地方税收。于是，地方政府就像“粘蝇纸”一样，把转移支付粘留下来，照样征收地方税，从而导致地方财政规模扩张。一篇关于转移支付对地方支出影响的文献综述发现大多数经验研究都支持这个理论。这个理论也得到中国经验研究的支持，有研究使用省级面板数据，证明了转移支付刺激政府行政编制人员和财政供养人口规模扩张。
本文采用地方财政自主度测量财政分权，并预期其系数在负的方向上通过显著性检验。这一可能性的实现，还与中国财政体制从财政大包干转为分税制相关。在分税制改革之前，地方政府曾长期是大部分税收的征收者，中央政府必须依靠地方上解收入运作，或者说，地方政府作为一个整体，其转移支付收入为负。因此，当地方政府在财政包干体制下，获得了发展本地经济的权力的同时，仍旧负有向中央上解收入的责任时，它们有动机也有能力尽可能地减少对中央财政的上解，把更多的收入，或者以预算外收入的形式，或者以藏富于民的方式，留在地方。分税制改革之后，地方政府作为一个整体必须依靠中央转移支付才能维持运行。地方不但转移支付多多益善，在自有财政收入的征收上也不遗余力。换言之，财政体制的变化，导致中国财政相对规模（以财政收入占GDP比重测量）在分税制改革之前走低、之后走高（见图2），地方财政自主性在分税制改革之前较高、之后较低（见图3）。财政分（集）权对以货币规模（财政收支占GDP比）和人员规模（官民比）形式测量的政府规模可能产生负（正）的影响。
以上变量同因变量政府雇员规模的关系，在不同程度上是内生性的。我们假定，随着人口的增长，经济发展水平的提高，财政收入的增加，财政集权程度的上升，政府雇员亦将随之扩张。这些内生性变量对政府雇员规模扩张的影响是渐进的、长期性的，它们能够解释政府雇员变动的长期趋势，但难以解释如图1所示的政府雇员规模在短期间发生的大起大落。导致后者发生的主要力量来自于中央政府发动的、外生性行政机构改革。
改革开放以来，中央政府相继于1982、1988、1993、1998、2003、2008、2013和2018年进行了八次自上而下的行政机构改革。这八次改革，通常都以国务院机构改革的决议（或决定）在同年召开的全国人大会议上通过而发动，依靠对国务院及其组织部门和各级政府具有约束力的行政命令、自上而下推行。这些决议、决定的主要内容是调整国务院组成部门，有的部门不再保留，有的合并，或组建新的部门。然后，依靠中国“职责同构”的体制，从国务院开始的调整逐级向下传递，直至县区基层政府。这些调整一般都涉及人员的调整，但并非所有的行政机构改革都以减少政府雇员为主要目的，或者起到了显著减少政府雇员的作用。产生这一作用的机构改革必须符合两个标准：一是必须明确把精简人员作为改革的主要目的；二是精简人员必须不止于中央政府（国务院），而且要覆盖地方政府，因为后者才是绝大多数政府雇员所在。符合两个标准的机构改革，一般要经历2～3年，以使改革得以完成从中央（主要是国务院）到省及以下各级地方政府推行的过程。对照两个标准，1982年的行政机构改革在贯彻到地方的1984年，与以乡镇政府完全取代人民公社的改革相重叠，而这一取代伴随着基层政府人员的扩张。1988年开始的行政机构改革，则与“市管县”改革在各地大力推进同时发生。如国务院发展研究中心丁宁宁所指出的，“1982年中央政府精简机构时，各地正在根据宪法恢复乡镇政府。1988年国务院机构改革时，省里正忙于推广市管县的经验”。市管县体制使原先作为省级政府派出机构的地级政府实体化了，增加了政府层级，从而导致政府机构规模扩张。此外，1988年开始的行政机构改革因为治理整顿和次年政治风波的缘故，没有深入到地方层面。
20世纪90年代进行的两轮行政机构改革则完全符合上述两个标准。它们都把精简政府工作人员作为改革的主要目的，而且都在地方政府层面得到了贯彻执行。1993-1995年的改革明确把政府职能改变与以精简公务人员为目的的编制改革结合起来，明确要求地方政府贯彻执行精兵简政的编制改革。1993年的政府工作报告以“认真进行行政管理体制和政府机构改革”为题，专辟一节阐述“1993年行政机构改革方案”。该方案要求保留或改组的国务院部门要“大力精简内设机构，减少人员”，“用三年时间基本完成各级政府机构改革的任务”。在1993年7月21-23日期间召开的全国机构改革工作会议上，国务委员、中央机构编制委员会副主任罗干做了《适应社会主义市场经济的发展全面推进地方机构改革》的报告，要求“地方各级机构人员精简比例为25％左右”。此次改革，使中央政府直属机构从原有的86个减少到59个，人员减少20％。更重要的是此次改革在地方政府得到了严格的执行。
1998-2002年行政机构改革在精简人事上着力最大、持续最久。这次改革从1997年就开始酝酿。时任国务院主管经济工作的常务副总理朱镕基在1997年年底（12月11日）举行的中央经济工作会议上的总结讲话中谈到，当年9月产生的十五届中央政治局常委和政治局指定他负责牵头研究中央政府的机构改革问题。到12月中旬，他已经谈了50几个部门了，并就政府机构的精简取得了共识。“很多同志都认为机构臃肿问题，现在已经像一个脓疮都熟透了，必须把它割掉，这方面大家还是有共识的，也都有改革的意愿。”1998年的政府工作报告决定“建立一支适应社会主义市场经济要求、高素质的专业化国家行政管理干部队伍”，要求“各级地方政府·······自上而下有步骤有秩序地进行机构改革，精简机构和人员。要加强行政组织立法，实现各级政府机构、职能、编制的法制化”。据新华社报道，“从1998年开始，国务院机构改革首先进行，随后党中央各部门和其他国家机关及群众团体的机构改革陆续展开；1999年以后，省级政府和党委的机构改革分别展开；2000年，市县乡机构改革全面启动·····至2002年6月，经过四年半的机构改革，全国各级党政群机关共精简行政编制115万名”。
2002年后，中央依次在2003、2008、2013和2018年发起了四次行政机构改革。这四次改革的主要任务是转变职能，提高行政效率。转变职能的具体实施途径是改设整合国务院组成部门，如国家发展计划委员会改组为国家发展和改革委员会（2003年改革）、组建或调整工业和信息化部、环境保护部等15个部委（2008）、组建国家卫生和计划生育委员会等多部门（2013）和组建自然资源部、农村农业部、文化旅游部、国家卫生健康委员会等部门（2018）。在每次改革中，都有若干国务院组成部门被合并或取消。大部制是四次改革共同的内容。但是，在这四次改革中，没有一次像1993年和1998年改革那样，把“减少人员”写入政策文件。可以说，2003年以来，精简政府雇员不再是行政机构改革的主要任务。南开大学朱光磊教授和他的合作者在2003年第3期《政治学研究》发表的题为《中国政府官员规模问题研究》论文，提出中国在政府官员规模方面的主要问题并不是绝对规模过大，而是比例、结构不合理和“运行性过剩”的观点。这一观点不仅在学界，而且在舆论界甚至政界都产生了较大的影响。上文引用数据表明21世纪行政编制人员增加较快的事实，应该与此相关。此后，中共中央印发的关于2018年机构改革的指导性文件《深化党和国家机构改革方案》，包含了一系列跨军地机构改革项目，包括公安边防部队，公安消防部队，武警黄金、森林、水电部队转制为行政（如归属应急管理部）和事业单位编制。这些行政机构改革可能导致政府雇员规模剧增。
如何操作行政机构改革对政府雇员规模的影响变量？我们采取统计1978年到2019年每年国务院总理向全国人大会议做的政府工作报告中，“机构改革”和“精简”二词出现的频数来解决这个问题。与五年计划、中共全国代表大会报告等着眼于长期的、战略性的政策不同，一年一度政府工作报告突出强调的是当年的政策执行重点。因此，可以通过计算政府工作报告出现的“机构改革”和“精简”二词出现的频数之和，来测量各年中国政府行政机构改革和精简政府雇员的政策意愿及其实施的强度。一方面，政府工作报告中出现的“机构改革”字样，几乎均与行政机构改革相关。在改革开放时期，所有的精简政府人员改革都是作为行政机构的一部分而进行的，但如上所述，并非所有的行政机构改革都导向政府人事的精简。另一方面，“精简”一词在政府工作报告中出现，几乎毫无例外地蕴含有“精简政”的意义。为求稳健和平衡，我们把这两个词组在各个政府工作报告出现的频数加总，用来测量各年中国政府精简政府雇员政策意愿的强度。频数越大，政策意愿强度越大。除了少数例外，在精减人事上，至少从短期的观点上来看，中国政府的强政策干预意愿，通常是能奏效的。当然也有例外。例如，1988年的政府工作报告中，机构改革和精简出现的频数分别为16次和4次，前者为历史之最，后者仅低于1993年的8次。然而，如上所述，中央政府于1988年发起的行政机构改革，因治理整顿、地方推行“市管县”改革等，而不了了之。即便有这些例外，我们预期，由这两个关键词频数加总形成的“精简改革”变量，仍旧能够很好地操作中国政府行政干预的强度和效度。我们预期，这个变量在模型中以负向通过显著性检验。表1概括了纳入时间序列模型中的各个自变量回归系数的预期表现。
四、统计分析发现及讨论
在这一部分，我们依次报告并讨论建模变量的描述性分析和时间序列多元回归分析的结果和发现。描述性分析的结果如表2所示。
在进行数据时间序列分析之前，我们对所有变量的时间序列类型进行了诊断。诊断结果显示政府雇员总数、官民比、人口总数、人均GDP公共财政收人、非公共财政收入、地方财政自主度均为非平稳（non-stationary）时间序列，具体而言，都是一阶单整时间序列（integrated at order1)。政府工作报告中的“精简改革”变量比较接近平稳（stationary)时间序列的一阶移动平均序列（moving average at order1)
本文使用时间序列分析中的误差修正模型（error correction model）来估计多个一阶单整时间序列变量的关系。虽然本文所要建模的变量并不都是单整时间序列，但由于误差修正模型比较灵活，可以包括非平稳和平稳时间序列，因此成为本文建模的绝佳选择。误差修正模型的公式如下：
在误差修正模型中，公式的左边是因变量Y的一阶差分项ΔY，，即Y在时间t与时间t-1之间的差值。公式的右边包括Yt-1、ΔXt，和Xt-1，分别指的是Y的一阶滞后项、所有自变量的一阶差分项与一阶滞后项。其中Yt-1的系数取值在（0，-1）且显著，是误差修正模型适用的必备条件，因为只有这样，因变量Y的时间序列自相关才会在长期内加以修正，达到误差修正的目的。
在对非平稳时间序列，如本文所用的单整数据，进行回归分析时，一个常见的问题就是很容易出现“伪回归”问题（即虚假相关问题）。该问题指的是虽然回归系数显著，但现实中变量间并不存在关联。误差修正模型是解决“伪回归”问题的解决方式之一。在模型中，如果Yt-1和Xt-1都显著，则两个变量之间存在协整关系，即均衡相依关系。协整关系的存在表示时间序列变量间的关系是真实存在的、长期均衡的，而非“伪回归”。因此，在判定协整关系时，首先要确定误差修正模型中Yt-1和Xt-1的系数是否显著。其次，如果Yt-1的系数显著，Xt-1的系数不显著，但ΔXt，的系数显著且ΔXt，为平稳时间序列，则可以判定X对Y存在短期影响。在这种情况下，虽然Y与X不再存在长期均衡的协整关系，但X对Y的影响在短期内仍然是存在的。
在理解误差修正模型的回归结果时，每个自变量都有两个系数，因为每个自变量都有一阶滞后项和一阶差分项，如Xt-1的系数β1和ΔXt的系数β2。其中一阶差分项的系数β2代表着自变量对因变量的短期效应。短期效应并不是说该自变量的影响是短期的，而指的是该自变量数值发生变化时，短期内（在本文，短期内指的是一年内）对因变量产生的影响。不同于自变量的短期效应可以直接通过β2来展示，长期效应则需要通过计算获得。具体操作是将自变量一阶滞后项的系数β1除以Yt-1系数a1的绝对值，即自变量长期效应等于β1除以｜α1｜。
表3报告了误差修正模型的结果，模型1和2分别以政府雇员规模总量和官民比作为因变量。调整后R平方数值表明两个模型引入的自变量可以解释55％～65％的因变量差异。
就模型1而言，人口总量和人均GDP在模型中都没有通过显著性检验，表明中国人口增长与经济增长对政府雇员规模可能并不存在因果关系。瓦格纳法则关于政府规模随经济发展而增大的主张并没有得到本文时间序列分析结果的支持。既有的经验研究，有的发现瓦格纳法则适用于中国，有的发现不适用。瓦格纳法则或许最好使用跨省截面或面板数据加以验证。
在财政收入变量中，公共财政收入与非公共财政收入均通过显著性检验，但二者对政府雇员规模扩张有着截然相反的影响。公共财政收入的一阶滞后回归系数负向显著，一阶差分则不显著。这意味着就长期而言，我国公共财政收入行为，是有利于抑制政府雇员规模扩张的，公共财政收入每增加1％，政府雇员规模长期内会降低0.44％；而在短期上，则无显著的影响。更具体地说，公共财政收入的年度边际增减，不会影响各级政府的当期雇员规模；但期而言，当收入边际增长时，各级政府不会把增长的资金用于扩张政府雇员，而是用于其他（如公共服务）；反过来，当公共财政收入边际减少或停滞时，也不会因此减少政府雇员。这个发现与我国财政一直坚持“保工资、保运转、保民生、促发展”中的“三保”原则契合。结合前文关于编制人员与公共财政拨款绑定的讨论，似可推测各级政府的公共财政行为对政府雇员规模的影响，仅限于编制雇员，而编制雇员的规模变动主要受国家编制定额变动的影响。由此可见，我国的财政供养编制政策在控制在编人员规模扩张上是有效的。
非公共财政收入的一阶滞后和一阶差分变量均以正向通过显著性检验，这意味着，预算外收入（2011年前统计指标）、土地财政、社保缴费等政府性基金收入以及债务收入等形成的合力，对政府雇员规模扩张，无论是在收入发生的当期，还是在滞后的长期，都起到了正向促进作用。根据模型，非公共财政收入每增加1％，政府雇员规模长期内会上升0.41％，短期内会增加0.14％。这一发现，与各级地方政府特别是基层政府雇用了大量无编人员的事实契合。土地财政收入等非公共财政资金的使用灵活性让地方政府能够根据需要，随时雇用或解雇非编人员。非公共财政收入的长期化，在改革开放期间其相对规模（占GDP比重）的变动方式（见图2及相应说明），都与政府雇员的增长趋势契合。这一切，在模型中表现为非公共财政收入的一阶滞后和一阶差分双双以正向通过检验，即对政府雇员的扩张产生了短期和长期的影响。
地方财政自主度变量的一阶滞后和一阶差分的回归系数均为负值，但前者没有通过显著性检验，后者通过。虽然在统计上，财政分权和政府雇员规模之间并不存在长期均衡的协整关系，但是，经检验，地方财政自主度的一阶差分项已变为平稳时间序列。因此，财政自主度变量的回归结果能够有效地证明财政分权对政府雇员规模扩张，在短期确实具有抑制作用，但长期则无。在控制其他变量的情况下，地方财政自主度每增加1单位，政府雇员当期规模会降低14.79％。
那么，如何解释地方财政自主度能在短期内抑制政府雇员规模扩张，长期却不再显著呢？为回答这一问题，我们需要明确自1978年以来的财政分权的变迁。学界普遍认为，过去40多年的财政分权制度，大致可分为1979年到1993年相对分权的财政包干制时期，与1994年分税制改革以及一系列财政收入集权措施为代表的分税制时期。但是，本文追随陈硕和高琳推荐的地方本级收入占支出比的分权指标，所指示的情况似乎并非如此简单。让我们回到刻画这个指标的图3上。该图的地方自有收入占支出比曲线显示，从1978年到1985年，该指标从1.62降至1.02。换言之，在这个时期，作为一个整体的地方政府从其收入不但可以覆盖全部支出，而且还有大量剩余上解中央，转向收支大体平衡。按照这个指标的定义，这是一个财政体系从分权转向集权的时期，这显然与常识不符。为了解决这个问题，我们需要把研究视野向前推至计划经济时期。
在计划经济体制下，一笔财政收入是属于中央还是属于地方收入，在财政体制和统计上，取决于征收方是中央还是地方。而由谁来征收，又在很大程度上取决于企业管理归属在中央与地方之间的划分。在“一五”计划期间（1953-1957），大量的国有大企业由中央部委直接管理，其利润和税收成为中央收入。因此，“一五”产生的预算内财政收入中，中央占比达45％。“二五”（1958-1962）期间，随着大跃进把大量企业下放到地方管理，预算内收入中央占比降至23％。此后，财政收入在中央与地方之间的分布，基本取决于大国企管理权上收中央还是下放地方的钟摆波动。在“四五”（1971-1975）和“五五”（1976-1980）计划时期，随着企业下放，预算内收入中央占比降至15％和16％。
然而，计划经济时期实行的是统收统支的财政体制，财政收入绝非谁征收归谁所有。地方政府仅仅是中央的代理机构，执行中央下派的财政收入和支出任务，没有任何财政自主权。地方征收的财政收入的使用权需要在中央与地方划分，地方完成中央指派的支出任务后的其他收入，均需上解中央。而划分的规则，如黄佩华所言，“并非事前规定好的，而是年年商谈决定的，并根据中央下派地方的支出任务的变动而调整。在这个体制中，转移支付和收入划分之间的界限是流动的·······严格地说，所有的地方支出都是用中央的转移支付开支的”。
以国务院1980年发布的《关于实行“划分收支、分级包干”财政管理体制的通知》为标志，财政大包干被引入中国的财政体制。在这个体制下，中央和地方的收入划分，虽然仍旧沿用中央企业收入归中央，地方企业收入归地方的做法，但与以往不同的是，地方财政收支实施多年不变的基数包干制。地方收入大于支出的地区，多余部分按一定比例上交中央。支出大于收入的地区，经过一系列调整，不足部分由中央财政给予定额补助。“分成比例或补助数额确定以后，原则上五年不变，地方多收了可以多支出。”钱颖一和他的合作者把这个体制称为“中国特色的联邦制”，在这个体制下，基层政府和乡镇企业对完成包干合约后的剩余收入，能够主张所有权（claiming rights）。相对于计划经济时代的统收统支，财政包干制无疑是中国财政体制转向分权的一个重要的发展。
那么，我们应该如何解释地方自有收入占支出比在财政包干制下的变动呢？特别是它在1978-1985年期间从1.62到1.02即收大于支到收支平衡的变化呢？这些变化与政府雇员规模在财政包干时期的变动又有何关系？首先，当中央政府决定要跟地方政府分灶吃饭时，它在对产生大量财政收入的重点地区和重点企业的管理归属上，做了有利于自己的划分。在1980-1984年第一轮大包干期间，传统的财政上解大省京津沪仍旧实行“总额分成、一年一变”体制，另一个财政收入大户江苏也沿用旧制。此外，工业大省黑龙江省的大庆石油、三大动力、六大统配煤矿管理权上收，导致该省“由上缴财政变为国家补贴财政”，中央每年定额补助8.86亿元。在这轮包干期，所有的少数民族地区以及福建、吉林等省，也获得了中央补助的待遇。其次，在财政大包干制度下，各地政府，特别是那些沿用旧制的财税大省，有动机也有能力与中央展开博弈。博弈的基本策略一是按最低限度完成财政收入，二是尽量变预算内收入为预算外收入。地方政府的这两项博弈策略贯穿1980至1993年的整个财政包干时期。以上的这些发展能够解释为什么图3所显示的地方自有收入占支出比，从1978年的1.62升至1981年的1.69后，连续4年下滑至1985年的1.02，然后直到193年在1.0上下波动，即在1985年到1993年后两轮财政包干时期，地方政府作为一个整体收支大体平衡，对中央的净上解接近于零。虽然财政收入大省如上海仍旧是上解大户，但其上解额，无论是按绝对规模（总额）还是按相对规模（占地方收入比重）都在下降。
分税制完全改变了中央与地方的财政收入划分规则。首先，它按税种而非企业归属划分中央与地方收入，并按照同样的规则处理与各省级行政区的财政关系；其次，它不但逆转了中央政府开支大部依靠地方上解的传统，而且，在中央专享税、地方专享税和央地共享税收入的划分上，保证中央不仅具有充足的资金供给自身开支，而且还有大量的剩余对地方进行财政转移支付。通过这些改革，政府间财政关系的天平转向中央集权。
本文测量财政分权所采用的指标——地方自有收入占支出比重，在分税制下，理论上可因如下三个因素的变动而变动。其一，通过改变中央与地方收入划分规则：1994年税种划分、共享税增值税分享比例划分；2002年所得税分享比例重划；“营改增”从地区和部门试点运行到全面铺开，这些改革基本都有利于中央财政收入集权。如图3所示，1994年分税制首次全面实施，地方自有收入占支出比从上一年的1.01骤然至0.57。此后，收入划分规则改变产生的影响转为微调性质，如在所得税分享比例改变的2002年，这一变量从上年的0.59降至0.56；营改增全面实施的2016年，该比例为0.54，显著低于2014年的0.59，也低于2015年的0.55。
其二，调整中央和地方的支出责任。分税制改革以来，财政事权或支出责任的划分，并没有随着财权集中而上升中央。地方政府不但需要继续承担分税制改革前的支出任务，而且大多数新增的支出责任，特别是社会保障支出，也主要由地方负责。因此，地方在公共财政支出总额所占的比例越来越大，从1994年的0.7增至2019年的0.85。地方之所以能够承担更大的支出份额，主要依靠的是中央对地方财政转移支付规模的扩大。这是影响地方财政自主度的第二个因素。随着转移支付规模扩大，地方财政自主度降低。
影响地方财政自主度变化的第三个因素是地方的税收努力。在财政包干时期，地方政府可以利用它们征收大部分财政收入，然后提高上解中央的地位，与中央博弈，尽量减少上解，为此或者藏富于民，或者变预算内收入为预算外收入，从而削弱了地方税收努力。而在分税制下，地方非但没有了通过减少税收努力与中央博弈的动机和条件，反而因为财政收入央地划分的制度化，从而有强烈的动机尽可能地动员地方财政收入。因此，如图3所示，每当财政收入划分规则变动等原因导致中央在公共财政收入中的占比上升后，地方财政收入占比会在接下来的几年里，在不改变收入划分规则的情况下有所反弹。例如，1994年分税制改革全面实施，地方收入占比降至0.44，到1996年与1998年之间，地方占比超过0.5；2002年所得税分享比例改变，地方收入占比降至0.45的新低，而到2005和2006年，回升至0.47到0.48。自2010年以来，地方收入占比始终维持在0.5以上，并在2015年达到0.55的最高点。地方的税收努力，无疑是有助于提高地方财政自主度的，尽管提高的幅度有限。
以上对中央与地方财政关系的简要回顾，有助于我们解释时间序列模型中财政分权在短期具有抑制政府雇员扩张的效应而长期则无的发现。首先，需要注意到，我们采用的财政分权指标完全局限于公共财政收支。其次，还需提起上文指出的政府的编制雇员与公共财政供养绑定的事实。这就意味着，我们使用的财政分权指标对政府雇员的影响，主要在于编制人员。事实上，保证地方编制人员的工资发放和福利待遇，是纳入我国财政体制的一项内容。从1998年起，中央政府专设了一项叫作“调整工资转移支付”的财力性转移支付，并对不同的地区实施不同的补助系数；且补助系数隔若干年调整。每一次收入划分以及转移支付（特别是用于保运转的财力性转移支付）规则的重要变动，通常都会导致在编人员定额的扩大。而在编人员一旦扩大即进入政府编制人员的基数，长期获得财政供养的保障。在模型中，这些情况就表现为财政分权变量当期效应显著，长期效应则保持不变的结果。
最后，模型引入了政府工作报告中有关“机构改革”和“精简”词语的频数来测量政府的精简机构改革力度。结果符合假设预期，即政府精简改革降低了政府雇员规模。结果显示，精简改革词汇每增加1个，或者说，政府工作报告所显示的精简机构和人事的意愿强度每增加一个单位，政府雇员规模长期内会降低2.41％，短期内会降低0.30％。国务院政府工作报告词频统计所展现的中央政府机构改革、精兵简政的意愿强度，与历史的事实进展具有很高的吻合度。例如，1984年为1982年开始的行政机构改革的最后一年，但又是乡镇体制全面彻底取代人民公社的一年。当年的政府工作报告中只出现了1次机构改革字样，精简一词完全不见。2018年开始的机构改革，包含了大量导致政府雇员规模增长的军转民内容，这一年的政府工作报告中机构改革一词出现两次，精简一词没有现身。而在具有强烈的精兵简政的20世纪90年代发起的两次行政机构改革的对应年份中，具体而言，从1992年到2002年的11年的政府工作报告中，机构改革和精简出现的频数合计分别为41和19次，占1978-2019年的政府工作报告两词出现的总频数106和47次的38.7％和40.4％。1993年和1998年开始的两次行政机构和精兵简政改革，使得全国政府雇员总量在1993年到2002年完全被冻结，产生了1992年政府雇员总数1148万人、2002年1075万人的记录（见图1）。
现在回过头看，20世纪90年代两次行政机构改革之所以能够大幅度地压缩政府雇员规模，仍旧是同当时严峻的财政收入状况密不可分的。1995年全国人大财经委员在对财政部同年向全国人大做的预算报告的审查报告中，在要求国务院想方设法提高财政收入占GDP比重、增强中央与地方各级财力，认真清理预算外资金，把该纳入预算的都纳入预算管理后指出，“全国由财政负担的国家机关和事业单位人员过多，要有步骤地精简机构和人员，努力节约行政事业费支出”。1998年，财政部部长在全国人大常委会会议上做1997年国家决算报告时指出，预算执行中存在的困难和问题之一是，“行政和事业单位庞大，冗员过多，已大大超过财政的负担能力”。2001年，全国人大财经委员在对财政部的预算报告的审查中指出，“拖欠机关事业单位职工工资现象仍然比较突出”。2002年财政部部长在全国人大的预算报告中指出，“确保机关事业单位职工工资按时足额发放是各级政府和财政部门应尽的职责”。20世纪90年代和21世纪初，中央政府和社会舆论在财力困难、冗员过多从而需要精简财政供养人员问题上，达成的共识度之高，危机感之强，为新中国历史之最。20世纪90年代进行的两轮行之有效的精简人员的行政改革是财政紧张压力倒逼的结果。
模型2以官民比为因变量，其结果与模型1结果高度相似，进一步验证了我们的假设。模型2显示公共财政收入在长期内显著地降低了官民比，但非公共财政收入却扩大了这一比率，且其影响力在长期和短期内都存在。地方财政自主度仍然在短期内会控制官民比上升。机构精简改革同样在长期和短期内对官民比起到了遏制作用。
为进一步提高上述研究发现的稳健性，我们还使用了公共财政收入和非公共财政收入的GDP占比来替代这两类财政收入的状态值。描述性统计值与回归模型结果见附录2。新模型的回归结果与模型1和模型2高度一致。公共财政收入与非公共财政收入对政府雇员规模的影响截然相反：公共财政收入控制了政府规模，但非公共财政收入会加剧政府规模的扩张。财政分权仍然起到了遏制政府规模的作用，虽然该作用只在短期内存在。此外，政府的精简改革对控制其雇员规模的影响也是显著的。
五、结论
我们通过对1978-2019年全国时间序列数据的分析，在实证的层面研究了改革开放时期我国政府雇员规模变动及其成因，获得了如下主要的发现。首先，改革开放时期的中国政府雇员规模变动，大致经历了20世纪80年代的持续扩张、90年代的停止扩张、21世纪以来的再度持续扩张三大阶段；这就需要我们引入内生的、长期的动力性因素和外生、短期的冲击性因素予以解释。其次，1978-2019年年度时间序列模型的分析结果表明，在控制了人口规模和人均GDP变动的情况下，就内生、长期的动力性因素而言，公共财政行为对政府雇员规模变动施加了长期性的负的影响，起到了控制雇员扩张的作用；与此相反，非公共财政行为的影响，无论是在长期还是短期，都推动政府雇规模的扩张；另外，以地方支出中地方自有收入所占比重测量的地方财政自主度变量，模型结果表明财政分权在短期内是有利于控制政府雇员规模扩张的。最后，我们使用历年国务院总理的政府工作报告的词频统计，生成的外生、短期性精简改革干预变量的建模结果表明，中央政府发动的行政机构改革，在明确含有精兵简政的目的并落实于各级地方政府的情况下，将有效地控制政府规模的扩张，90年代发起的两次行政机构改革就属于此类情形。
本文的研究发现具有重要的政策改进的启迪意义。首先，公共财政和非公共财政行为对政府雇员规模变动具有不同的影响，说明为实现精兵简政的政策目标，需要在公共财政和非公共财政两个方面均有所作为。公共财政具有抑制政府雇员扩张的长期效应，固然证明了公共部门编制与公共财政供养绑定控编政策的有效性，但短期效应不显著似乎表明我国的编制政策缺乏必要的弹性。上文曾引用人社部2015和2016年全国共有在职公务员716.7万和719万数据，两年增长了不到3万人；同一数据源还披露，这两年全国录用的公务员分别为19.4万人和19.46万人（小数点后数据系原文报告的数据），接近零增长。录用人数如此之少，大抵只能填补或稍高于因退休死亡等原因产生的出缺。而在这两年政府雇员从1637.8万人增至1672.6万人，净增35万人。公务员规模变动几乎完全与政府雇员规模变动脱节，说明我国的编制管理制度非常刚性，丧失了应对现实的弹性，似有调整的必要。非公共财政行为具有推动政府雇员扩张的长期和短期效应的发现，说明各级政府特别是基层政府在编制政策刚性情况下，必然要动用受财政部门管理约東弱、各级人大监督力度较小的非公共财政收入来支持政府雇员的扩张，所谓正门关闭旁门洞开，而旁门往往更难以控制。为控制政府雇员规模扩张，我国必须控制土地财政等非公共财政收的扩张。其次，财政分权具有控制政府雇员规模的短期效应，表明分税制改革以来财政集权、转移支付规模扩张的倾向不利于控制政府雇员扩张。为了控制政府雇员的扩张，需要调整中央与地方财权和事权关系。在财权方面，需要增大地方自有收入。在全面“营改增”后，地方丧失了能够与营业税相匹配的主力地方税种，引人房地产税不失为一个合理的解决方案。在事权方面可考虑目前由地方政府执行的财政支出责任上升中央，在这点上，涉及巨大资金的城镇职工基本养老保险业务，因其再分配的保障功能，业务主体为保费征收、基金管理和发放等具规模经济行为，因尽快实现全国统筹，由中央政府直接管理。财权事权调整后中央对地方转移支付规模自然有望缩小。最后，本文关于行政机构和精兵简政改革对于控制政府雇员规模扩张的有效性的发现，应当可以增强中央对这个政策工具的作用的信心。
在过去的十余年间，我国的政府雇员规模无疑增长过快了。从2005年到2019年，政府雇员年均增长3.5%，超过全国城镇非私营单位就业人员年均增长率（3%）0.5个百分点比教育行业就业人员年均增长率（1.8%）多了将近一倍。在经济体量已是世界第二的情况下，中国的进一步发展必须依靠自主创新。政府雇员规模过大、增长过快是不利于创新的。张维迎发现，平均每万人拥有政府的机构数增加1%，人均专利下降1.7%；；共部门就业比重上升1%，人均专利下降1.95%。目前国家面临的财政形势，如楼继伟所言，因“经济增速放缓，财政收入自然增长率受到限制，而财政刚性支出不减……财政收支矛盾异常尖锐，财政压力不断加大”。与此同时，中国人口增速放缓，由正转负拐点和人口深度老龄化渐行渐近，政府雇员增长即将失去人口增长的支撑。这一切似乎启示我们，中国需要像90年代那样，在财政和人口增长双双放缓的压力倒逼下，建立节约型财政和政府雇员体制。