江蘇省農(nóng)村恩格爾系數(shù)與通貨膨脹指數(shù)關(guān)系研究

章翔

摘要：本文選用江蘇省1990-2014年時間序列數(shù)據(jù)，利用VAR模型，對江蘇省農(nóng)村恩格爾系數(shù)和通貨膨脹指數(shù)之間的動態(tài)相互作用關(guān)系進(jìn)行了實證分析。研究結(jié)果表明，通貨膨脹指數(shù)變化率對農(nóng)村的恩格爾系數(shù)增長率的影響是很小的，而且只存在正向影響。

關(guān)鍵詞：恩格爾系數(shù)；通貨膨脹指數(shù)；VAR模型

一、引言

一個家庭食物支出占消費(fèi)支出的比重被定義為恩格爾系數(shù)，恩格爾系數(shù)越小說明一個家庭或個人的收入越高；反之，恩格爾系數(shù)越大表明了一個家庭或個人的收入越低。家庭貧困程度越高必然會導(dǎo)致只有較少的支出被用在娛樂、享受、教育這些方面，使得消費(fèi)的重心在食物上，這表明恩格爾系數(shù)與貧困程度密切相關(guān)，家庭越富裕，恩格爾系數(shù)越小，反之，恩格爾系數(shù)越大反映出家庭越貧困?！笆晃濉?、“十二五”計劃的實施，使江蘇省的經(jīng)濟(jì)飛速增長，很大程度的提高了農(nóng)村居民的生活水平，進(jìn)一步優(yōu)化了農(nóng)村居民的生活質(zhì)量。然而，當(dāng)恩格爾系數(shù)下降時，江蘇省的通貨膨脹指數(shù)卻一直較高。彈性小是食物這種商品的特征，由于整體物價的變動與食物價格的變動有著較為密切的關(guān)系，而整體物價的變動產(chǎn)生的影響在不同水平的消費(fèi)人群中有著很大的差異，所以本文以恩格爾系數(shù)為角度上分析較物價上漲對農(nóng)村生活居民的影響。

二、實證研究結(jié)果及分析

（一）指標(biāo)的選擇與數(shù)據(jù)來源。本文選擇的指標(biāo)有可以表示江蘇省農(nóng)村居民生活水平的農(nóng)村恩格爾系（RE）和農(nóng)村居民消費(fèi)價格指數(shù)（CPI），二者均來源于《江蘇省統(tǒng)計年鑒》，選取1990-2014年數(shù)據(jù)。

（二）實證分析

1、平穩(wěn)性檢驗。AR模型是建立在平穩(wěn)的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)之上的，為了避免時間序列數(shù)據(jù)所存在的偽回歸現(xiàn)象，對每一個數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)化處理。變換后的變量用LnRE、LnCPI表示。對上述數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗使用了ADF單位根的方法，單位根檢驗結(jié)果表明，非平穩(wěn)序列LnRE、LnCPI在經(jīng)過一階差分后平穩(wěn)，得到的LnRE、LnCPI均為一階單整，即LnRE～I(xiàn)（1）、LnCPI～I(xiàn)（1）。

2、Granger因果檢驗。由于利用F統(tǒng)計量對非平穩(wěn)變量進(jìn)行因果分析推斷時會出現(xiàn)問題，并且Granger因果檢驗對滯后階數(shù)非常敏感，所以首先要確定DLnRE和DLnCPI的VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)。在選擇滯后階數(shù)p時，一方面使滯后階數(shù)足夠大以便能反映出所構(gòu)造模型的動態(tài)特質(zhì)。另一方面，滯后階數(shù)越大，就要保證有足夠數(shù)目的滯后項和自由度。對于VAR模型滯后階數(shù)選擇結(jié)果見表1：

表1VAR滯后階數(shù)不同選擇標(biāo)準(zhǔn)的取值情況

從表1中可以看出，在LR、FPE、AIC、SC、HQ這5個標(biāo)準(zhǔn)給出的最優(yōu)滯后期都是1階，所以建立DLnRE和DLnCPI的VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)選擇1階。

在VAR（1）模型中對DLnRE和DLnCPI之間是否存在Granger因果進(jìn)行檢驗，結(jié)果顯示，模型中DLnRE不是DLnCPI的Granger原因，DLnCPI是DLnRE的Granger原因，兩個變量存在單向Granger因果關(guān)系。

3、模型穩(wěn)定性檢驗。VAR模型所有根的模的倒數(shù)小于1，即位于單位圓內(nèi)，則其是穩(wěn)定的。由檢驗結(jié)果可知，模型1、2的AR根的倒數(shù)都在單位圓內(nèi)，即模型是穩(wěn)定的，因此可以在此基礎(chǔ)上對兩個模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析。

4、模型估計結(jié)果。對模型建立VAR模型進(jìn)行估計，模型的VAR估計結(jié)果為：

DLnCPIt=0358817DLnCPIt-1-64.24559DLnREt-1-0.550276

DLnREt=0.002785DLnCPIt-1-0.194650DLnREt-1-0.010115

其擬合優(yōu)度為R2（DLnCPIt ）

R2（DLnREt ） = 0.184378

0.366794，F(xiàn)統(tǒng)計量為F（DLnCPIt）=2.260580

F（DLnREt）=5.792659

從整體上看，以DLnCPI、DLnCE為自變量的兩個方程從F統(tǒng)計量來看都是顯著的。從上述模型方程的擬合優(yōu)度來看，兩個方程的擬合優(yōu)度都不甚理想。以DLnRE為因變量的方程系數(shù)較小，說明一階滯后量對其影響甚微，雖然以DLnCPI為因變量的方程的系數(shù)也比較小，但是相比以DLnRE為因變量的方程系數(shù)較大，說明受其滯后量影響的幅度也大。對此，可運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解對此作出解釋。

5、脈沖響應(yīng)分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是VAR模型中一個內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來的影響，隨著時間的推移，觀察模型的各變量對于沖擊是如何反應(yīng)的。

圖1是基于模型脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，橫軸代表的是響應(yīng)函數(shù)的追蹤期數(shù)，縱軸代表因變量對解釋變量的響應(yīng)程度。在模型中，將響應(yīng)函數(shù)追蹤期設(shè)為9期。

從圖1可以看到，江蘇省農(nóng)村恩格爾系數(shù)對通貨膨脹指數(shù)變化率的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)在前5期中處于波動的階段，期間正負(fù)響應(yīng)更替一次，到第5期以后趨于穩(wěn)定的收斂跡象。具體的響應(yīng)軌跡是：通貨膨脹指數(shù)變化率的增加在開始階段對農(nóng)村恩格爾系數(shù)增長率并沒有立即形成沖擊，但隨后在第2期就達(dá)到了最大的正向沖擊，通貨膨脹指數(shù)增長率每提高1個百分點(diǎn)江蘇省農(nóng)村恩格爾系數(shù)增長率大約上升了0.011個百分點(diǎn)，從第2期到第3期力度迅速減弱，第3期以后減弱力度逐漸放緩，并于第4期初減弱為零，隨后農(nóng)村恩格爾系數(shù)增長率開始出現(xiàn)負(fù)向反應(yīng)，也即江蘇省農(nóng)村恩格爾系數(shù)增長率增長開始放慢。并且在第4期到第5期這種負(fù)效應(yīng)一直存在，這期間農(nóng)村恩格爾系數(shù)增長率先略微下降，然后又小幅度上升，隨后趨于穩(wěn)定的收斂狀態(tài)。

6、方差分解分析。方差分解是通過分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。方差分解分析結(jié)果表明，通貨膨脹指數(shù)變化率對江蘇省農(nóng)村恩格爾系數(shù)增長率波動的沖擊第2期就占了全部預(yù)測誤差的32.4%，此后略有上升，相對貢獻(xiàn)率保持穩(wěn)定在32.7%左右。這表明，無論是長期還是短期，通貨膨脹指數(shù)變化率對江蘇省農(nóng)村恩格爾系數(shù)增長率變動的影響是很大的，它解釋了江蘇省農(nóng)村恩格爾系數(shù)增長率變動的32.7%。

三、結(jié)論

本文在建立向量自回歸模型基礎(chǔ)上，以江蘇省1990-2014年的樣本數(shù)據(jù)，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分解分析了江蘇省農(nóng)村恩格爾系數(shù)與通貨膨脹的動態(tài)相互影響。

通貨膨脹指數(shù)變化率對江蘇省農(nóng)村恩格爾系數(shù)增長率的影響是比較大的，而且存在正負(fù)效應(yīng)影響，在前期是正影響，在中期是負(fù)影響，其原因可以推測為江蘇省農(nóng)村居民生活水平不斷提高，居民消費(fèi)多元化，物價上漲，使其在短期內(nèi)減少了在食物之外的消費(fèi)，恩格爾系數(shù)短期增長加快，但在中遠(yuǎn)期，由于消費(fèi)的多元化，食物價格上升的幅度是小于其他商品的，最終反而導(dǎo)致在食物方面支出的相對減少，從而降低恩格爾系數(shù)的增長率。（作者單位：河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)）

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