我國(guó)恩格爾系數(shù)趨勢(shì)及影響因素分析

余茂平，金 洪

(滁州學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，安徽滁州239000)

恩格爾系數(shù)是指一國(guó)或家庭的食物性支出占總支出的比重，是衡量一國(guó)或家庭生活水平的主要標(biāo)準(zhǔn)之一。一般來(lái)說(shuō)，恩格爾系數(shù)越大，居民生活就越貧困，反之則越富裕。通過(guò)對(duì)恩格爾系數(shù)的分析，可以說(shuō)明一國(guó)人民收入增加對(duì)人們生活水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響。根據(jù)1981－2013年我國(guó)恩格爾系數(shù)的變化趨勢(shì)可知，首先，無(wú)論是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，恩格爾系數(shù)均明顯下降。這33年來(lái)，城鎮(zhèn)恩格爾系數(shù)由56.7%降至35%;農(nóng)村恩格爾系數(shù)由59.9%降至37.7%，這說(shuō)明自改革開放以來(lái)我國(guó)居民生活水平呈現(xiàn)不斷提高的趨勢(shì)。其次，城鎮(zhèn)恩格爾系數(shù)始終低于農(nóng)村恩格爾系數(shù)，由此反映出城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)有所升級(jí)，城鎮(zhèn)居民在滿足了自身溫飽需求后，有能力去實(shí)現(xiàn)中端甚至是高端的消費(fèi)，如旅游、健身、奢侈品的購(gòu)買等。最后，總體來(lái)看，我國(guó)居民生活水平已從貧困逐漸向小康水平過(guò)渡。根據(jù)聯(lián)合國(guó)糧農(nóng)組織的標(biāo)準(zhǔn)，恩格爾系數(shù)在59%以上為貧困，50% ～59%為溫飽，40% ～50%為小康，30% ～40%為富裕，低于30%為最富裕。從數(shù)據(jù)上看，自2000年起我國(guó)已達(dá)到小康生活水平。

自改革開放以來(lái)，我國(guó)人民生活水平大幅提高，恩格爾系數(shù)愈來(lái)愈受到國(guó)內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注。鑒于此，研究到底是哪些因素以及其如何影響我國(guó)居民恩格爾系數(shù)是非常必要的。本文通過(guò)經(jīng)濟(jì)學(xué)的定性分析與模型的定量描述，分析影響我國(guó)居民恩格爾系數(shù)的主要因素，為提高居民生活水平提供一定的政策建議。

1 研究現(xiàn)狀

1.1 國(guó)外研究現(xiàn)狀

Dorothy Brady和Barber Helen為了研究家庭有無(wú)子女對(duì)恩格爾系數(shù)的影響，建立計(jì)量模型進(jìn)行分析。結(jié)果表明，在同等收入條件下，恩格爾系數(shù)在無(wú)子女家庭比在有子女家庭的小。Angus Deaton和Anne Case通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，文化風(fēng)俗習(xí)慣對(duì)恩格爾系數(shù)的演變有較大程度的影響。John Gibson認(rèn)為，家庭的人口數(shù)量、性別構(gòu)成及戶主性別、年齡和數(shù)據(jù)采集的不同都會(huì)影響恩格爾系數(shù)。Ian Crawford，F(xiàn)rancois Laisney和Ian Preston通過(guò)建立計(jì)量模型，研究家庭中女性的消費(fèi)組成對(duì)恩格爾系數(shù)的影響。分析結(jié)果表明，在同等收入水平下，女性成員較少家庭的恩格爾系數(shù)通常比女性成員較多的家庭大。

1.2 國(guó)內(nèi)研究現(xiàn)狀

馬敏娜、楊燕通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，CPI的變化和廣義貨幣供給量的變化對(duì)城鄉(xiāng)恩格爾系數(shù)有反向的滯后調(diào)整效應(yīng)。張磊、范淑娟、趙悅辰認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)發(fā)展、物價(jià)變動(dòng)和貧富差距都對(duì)恩格爾系數(shù)有顯著影響。其中，人均GDP、基尼系數(shù)與恩格爾系數(shù)為負(fù)相關(guān)，CPI相對(duì)變動(dòng)系數(shù)與恩格爾系數(shù)呈正相關(guān)。王宋濤提出，收入分配差距的擴(kuò)大使我國(guó)農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)降低了。李生輝認(rèn)為，恩格爾系數(shù)的下降是由于收入增長(zhǎng)、CPI升高和其他重要支出增加的綜合拉動(dòng)作用。郭長(zhǎng)安、王浩林指出，恩格爾系數(shù)的演變幅度與收入的增速存在顯著相關(guān)關(guān)系。王芳對(duì)城鄉(xiāng)恩格爾系數(shù)的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析的結(jié)果表明，食物價(jià)格水平和CPI下降是近些年我國(guó)恩格爾系數(shù)迅速下降的主要原因之一。羅國(guó)柱提出，除收入以外恩格爾系數(shù)的主要影響因素有消費(fèi)制度、價(jià)格水平、耐用消費(fèi)品、住房等大宗消費(fèi)、自然條件、消費(fèi)主體的特征等。

綜上所述，國(guó)外學(xué)者偏重于采用建立計(jì)量模型的方法，研究家庭構(gòu)成、地區(qū)文化差異等對(duì)恩格爾系數(shù)的影響，而較少地將恩格爾系數(shù)用于居民生活水平的分析。國(guó)內(nèi)學(xué)者偏向于將恩格爾系數(shù)與宏觀經(jīng)濟(jì)相關(guān)的因素為研究重點(diǎn)，進(jìn)行多因素的系統(tǒng)分析，并對(duì)其局限之處提出修正方案。此外，國(guó)內(nèi)外對(duì)恩格爾系數(shù)及其影響因素的研究時(shí)間大多較為久遠(yuǎn)，所選取樣本的時(shí)效性較差，樣本量較小，不能及時(shí)反映現(xiàn)狀。

2 實(shí)證分析

2.1 數(shù)據(jù)與模型設(shè)立

根據(jù)各年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》整理而得的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，1981－2013年，我國(guó)的基尼系數(shù)逐年增加，恩格爾系數(shù)逐年降低。此外，我國(guó)的CPI變動(dòng)系數(shù)與恩格爾系數(shù)呈正相關(guān)關(guān)系，我國(guó)人均GDP、基尼系數(shù)均與恩格爾系數(shù)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

基于對(duì)上述模型的改進(jìn)，本文建立以下模型進(jìn)行分析。

該模型中，Y作為被解釋變量，表示我國(guó)恩格爾系數(shù);X1代表我國(guó)居民的人均GDP;X2代表我國(guó)年度的CPI;X3代表基尼系數(shù);μ為隨機(jī)干擾項(xiàng)，代表其他所有影響因素。

2.2 參數(shù)估計(jì)

利用Eviews軟件對(duì)模型的參數(shù)進(jìn)行OLS估計(jì)得到如下結(jié)果。

模型回歸結(jié)果表明，模型的線性關(guān)系顯著，樣本對(duì)模型擬合較好，但模型可能存在序列相關(guān)性。

2.3 模型的檢驗(yàn)與修正

2.3.1 經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

在模型中，由變量系數(shù)的正負(fù)可知，人均GDP與恩格爾系數(shù)負(fù)相關(guān);CPI相對(duì)變動(dòng)系數(shù)與恩格爾系數(shù)正相關(guān)，即隨著人均GDP的增加，恩格爾系數(shù)減小;CPI變動(dòng)越大，恩格爾系數(shù)越大，經(jīng)濟(jì)意義合理。但基尼系數(shù)與恩格爾系數(shù)呈正相關(guān)關(guān)系，即基尼系數(shù)增大，恩格爾系數(shù)減小，這與某些學(xué)者研究的結(jié)論不太一致，筆者將在后文給出相應(yīng)解釋。

2.3.2 統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

2.3.2.1 擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

由回歸結(jié)果可以得到，R2=0.946504，修正后的可決系數(shù)R2=0.94096，均接近于1，這說(shuō)明模型對(duì)樣本的擬合較好。

2.3.2.2 F 檢驗(yàn)

由Eviews計(jì)算出，F(xiàn)=171.0305，給定顯著水平α=0.05，查F分布表中自由度為29(n－k－1=33－3－1=29)的相應(yīng)臨界值，得到 F0.05(2，29)=3.33，顯然有 F ＞ Fα(k，n－k－1)，表明模型的線性關(guān)系在 95%的置信水平下均顯著成立。這說(shuō)明本文所建立的線性模型是合理的。

2.3.2.3 t檢驗(yàn)

由 Eviews計(jì)算出了 X1、X2和 X3的 t值，其絕對(duì)值分別為2.654731，5.591137，1.120020。而在顯著水平α=0.05下臨界值tα/2(29)=2.045，故僅X1，X2在95%的水平下通過(guò)t檢驗(yàn)，X3前的參數(shù)估計(jì)值未能通過(guò)t檢驗(yàn)，本文將在后文給出相應(yīng)解釋。

2.3.3 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)

2.3.3.1 異方差檢驗(yàn)

由White檢驗(yàn)知模型不存在異方差性。檢驗(yàn)原理為:記e2i為對(duì)原始模型進(jìn)行普通最小二乘回歸(OLS)得到的殘差平方項(xiàng)，將其與X1、X2和X3及其平方項(xiàng)、交叉項(xiàng)做輔助回歸，得到的可決系數(shù)R2為0.334477，懷特統(tǒng)計(jì)量nR2為11.034477，小于5%顯著水平下、自由度為10的χ2分布相應(yīng)的臨界值χ2=18.31，因此，認(rèn)為模型不存在異方差性。

2.3.3.2 序列相關(guān)性檢驗(yàn)與模型的修正

由偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)知模型存在序列相關(guān)性。向模型添加一階、二階自回歸進(jìn)行修正，回歸結(jié)果表明模型已不存在序列相關(guān)性。模型修正后的回歸結(jié)果如表1所示。

表1 模型修正后的回歸結(jié)果

2.4 模型分析

模型最終方程:

對(duì)模型最終方程分析后可知，在其他解釋變量不變的情況下，隨著人均GDP增加1單位，恩格爾系數(shù)減小0.000186單位;CPI變動(dòng)1，恩格爾系數(shù)增加0.031442;基尼系數(shù)增加1，恩格爾系數(shù)減少0.660102。模型的經(jīng)濟(jì)意義合理，但X3仍未通過(guò)t檢驗(yàn)。

對(duì)于上述模型的分析結(jié)果，本文有如下解釋。第一，中國(guó)還是發(fā)展中國(guó)家，與發(fā)達(dá)國(guó)家不同。美國(guó)、加拿大、日本等發(fā)達(dá)國(guó)家的恩格爾系數(shù)逐年下降，大多在20%以下。但廣大發(fā)展中國(guó)家的情況不容樂(lè)觀，恩格爾系數(shù)大多在40%水平小幅波動(dòng)。雖然從數(shù)據(jù)上看，中國(guó)已達(dá)到小康水平，但這種小康是全國(guó)平均的小康，并不是每個(gè)人的小康。恩格爾系數(shù)的降低并不能說(shuō)明每個(gè)人的生活水平都得到了提高。此外，就基尼系數(shù)的運(yùn)用而言，對(duì)于類似我國(guó)的人口眾多、地區(qū)發(fā)展不平衡、市場(chǎng)不完善的發(fā)展中國(guó)家具有一定的局限性。第二，中國(guó)的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)存在許多不完善的地方，仍需進(jìn)一步深化改革。我國(guó)的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)并未完全的市場(chǎng)化，電力、鐵路、電信等國(guó)家控制企業(yè)的壟斷破壞了市場(chǎng)公平競(jìng)爭(zhēng)，要素價(jià)格未完全市場(chǎng)化，政府掌握太多資源和行政權(quán)力頻繁干預(yù)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)等現(xiàn)象的存在，誘導(dǎo)企業(yè)“尋租”的商業(yè)模式，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)效率低下，缺乏創(chuàng)新，經(jīng)濟(jì)失去活力。第三，中國(guó)尚處于初級(jí)階段，有待發(fā)展?，F(xiàn)階段，我國(guó)的生產(chǎn)力水平遠(yuǎn)落后于發(fā)達(dá)國(guó)家，社會(huì)主義物質(zhì)基礎(chǔ)未完全建立，社會(huì)主義制度不夠完善，經(jīng)濟(jì)體制不成熟，地區(qū)發(fā)展不平衡，向更高級(jí)階段發(fā)展之路任重道遠(yuǎn)。第四，中國(guó)屬于東亞國(guó)家，東亞文明與西方文明不同。東亞國(guó)家長(zhǎng)期停留在農(nóng)業(yè)文明中，生產(chǎn)力低下，缺少完整的工業(yè)化基礎(chǔ)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為緩慢。而西方率先實(shí)現(xiàn)了工業(yè)現(xiàn)代化，實(shí)現(xiàn)了農(nóng)業(yè)文明向具有強(qiáng)大生產(chǎn)力的工業(yè)文明的轉(zhuǎn)化，經(jīng)濟(jì)發(fā)展更為迅速。

3 結(jié)論與政策建議

通過(guò)上述對(duì)恩格爾系數(shù)影響的實(shí)證分析，證實(shí)了人均GDP、CPI和基尼系數(shù)是影響恩格爾系數(shù)的重要因素。據(jù)此，為了促進(jìn)人民生活水平的提高，本文提出以下建議。

首先，避免物價(jià)總體水平大幅波動(dòng)，保持食品類支出穩(wěn)定。若食品類價(jià)格過(guò)快上漲，則會(huì)引發(fā)恩格爾系數(shù)隨之增大。因此，減少物價(jià)總體水平的波動(dòng)，尤其是食品類價(jià)格的過(guò)快上漲，是降低恩格爾系數(shù)和提高居民生活水平亟待解決的問(wèn)題。要將市場(chǎng)這只“看不見的手”的作用與政府的宏觀調(diào)控相結(jié)合。例如，對(duì)于重要的農(nóng)副產(chǎn)品，政府應(yīng)完善其市場(chǎng)體系和價(jià)格機(jī)制，并通過(guò)宏觀的調(diào)控，適量地增加短缺食品的供給，保持市場(chǎng)供求平衡，以實(shí)現(xiàn)價(jià)格水平的穩(wěn)定。

其次，保持居民的收入水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的同步增長(zhǎng)。近年來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)力不斷增強(qiáng)，居民的生活水平有著顯著的提高。與此同時(shí)我們也意識(shí)到，雖然我國(guó)GDP有著顯著性的增加，但人均GDP水平還有待提高，居民的人均可支配收入還有很大的增長(zhǎng)空間。就我國(guó)現(xiàn)狀而言，居民收入水平存在著明顯的兩極分化趨勢(shì)。一方面，存在著相當(dāng)一部分居民的溫飽問(wèn)題沒(méi)有完全解決的現(xiàn)象，這說(shuō)明可支配收入較低?？梢酝ㄟ^(guò)擴(kuò)大就業(yè)和增加轉(zhuǎn)移支付的方式來(lái)增加居民收入，增強(qiáng)居民的消費(fèi)能力，提高居民的生活水平。另一方面，存在著高積累、高儲(chǔ)蓄的現(xiàn)象，這表明現(xiàn)時(shí)消費(fèi)不足，潛在消費(fèi)上升?？梢酝ㄟ^(guò)利率機(jī)制，調(diào)節(jié)儲(chǔ)蓄額，促使貨幣回籠。

最后，縮小我國(guó)貧富差距，促進(jìn)社會(huì)公平。雖然我國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)力不斷增強(qiáng)、恩格爾系數(shù)不斷降低，但城鄉(xiāng)之間、地區(qū)之間的貧富差距逐步拉大，不利于我國(guó)的綜合發(fā)展。因此，一方面，要采用勞動(dòng)、資本、技術(shù)和管理等生產(chǎn)要素按其貢獻(xiàn)大小參與分配原則來(lái)完善收入分配制度。另一方面，要努力消除城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)民收入的限制性;此外，通過(guò)在壟斷行業(yè)中引入競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制以及加強(qiáng)對(duì)國(guó)家壟斷行業(yè)收入分配的監(jiān)督管理來(lái)降低壟斷性收入;再者，繼續(xù)“西部大開發(fā)”和“中部崛起”兩大戰(zhàn)略，增加政府投資和轉(zhuǎn)移支付，吸收外資、技術(shù)和人才以逐漸實(shí)現(xiàn)區(qū)域均衡發(fā)展。同時(shí)，加強(qiáng)對(duì)以權(quán)謀私、走私販私、官商勾結(jié)等非法收入的打擊力度，鼓勵(lì)先富幫帶后富。要逐步建立能夠覆蓋全民的社會(huì)保障制度。只有健全財(cái)產(chǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)等制度，縮小教育支出和醫(yī)療支出才能使得居民的生活水平逐步提高，使整個(gè)社會(huì)的消費(fèi)結(jié)構(gòu)不斷升級(jí)、消費(fèi)水平不斷提高，促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

[1]中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局.1981－2013中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒[M].北京:中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，2014.

[2]李子奈，潘文卿.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京:高等教育出版社，2000.

[3]張磊，范淑娟，趙悅辰.我國(guó)農(nóng)村恩格爾系數(shù)影響因素的研究[J].中國(guó)經(jīng)濟(jì)，2013(2):42－46.

[4]馬敏娜，楊燕.CPI和貨幣供應(yīng)量的變化對(duì)恩格爾系數(shù)的影響分析[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)，2014(11):130－131.

[5]王宋濤.收入分配對(duì)農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)的影響研究[J].經(jīng)濟(jì)數(shù)學(xué)，2012(3):1－6.

[6]李生輝.中國(guó)農(nóng)村恩格爾系數(shù)的影響因素分析[J].經(jīng)濟(jì)論壇，2011(7):138－139.

[7]郭長(zhǎng)安，王浩林.對(duì)恩格爾系數(shù)幾個(gè)相關(guān)因素的分析[J].寧波工程學(xué)院學(xué)報(bào)，2007(3):15－18.

[8]王芳.物價(jià)對(duì)城鄉(xiāng)恩格爾系數(shù)的影響分析[J].商業(yè)研究，2006(14):112－115.

[9]羅國(guó)柱.影響我國(guó)恩格爾系數(shù)的因素分析[J].武漢船舶職業(yè)技術(shù)學(xué)院學(xué)報(bào)，2006(4):117－120.

[10]黃波.恩格爾系數(shù)的修正與抽樣估計(jì)研究[D].無(wú)錫:江南大學(xué)，2008.

[11]Dorothy Brady S.，Barber Helen A .The Pattern of Food Expenditures[J].The Review of Economics and Statistics，1948(3):198－206.

[12]Angus Deaton，Anne Case.Analysis of Household Expenditure[J].LSMS working paper，1992(4):133－162.

[13]John Gibson.Why Does the Engle Method Work?Food Demand，Economies of Size and Household Survey Methods[J].Oxford Bulletin of Economics and Statistics，2002(4):341－359.

[14]Ian Crawford，F(xiàn)rancois Laisney，Ian Preston.Estimation of household demand systems with theoretically compatible Engel curves and unit value specifications[J].Journal of Econometrics，2003(2):221－241.