裴科峰

摘要： 我國改革開放之后，隨著經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，人民的生活水平也不斷提高。恩格爾系數(shù)，這個測定居民食品支出占總收入比重，從而間接衡量人民生活水平的指標(biāo)，在現(xiàn)在人們收入支出多樣化的年代，受到了除食品支出以外其他因素的影響。以江蘇省城鎮(zhèn)居民為研究對象，從更微觀的角度來分析影響恩格爾系數(shù)的其他直接和間接的因素。

關(guān)鍵詞：恩格爾系數(shù)；變量篩選；收支多樣化

中圖分類號：F014.4文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號：1673-291X（2012）20-0058-02

近年來，我國許多地區(qū)已經(jīng)步入小康社會，尤其是在長三角和珠三角地帶。然而，用于間接衡量人民生活水平的恩格爾系數(shù)并不只是受到食品支出的影響，在全社會收支多樣化的年代，有很多潛在的因素在影響恩格爾系數(shù)。

一、恩格爾系數(shù)的描述

恩格爾系數(shù)是由德國的統(tǒng)計學(xué)家恩格爾在19世紀(jì)根據(jù)當(dāng)時的統(tǒng)計資料對消費結(jié)構(gòu)的變化得出的一個規(guī)律，即一個家庭收入越少，家庭收入中（或總支出中）用來購買食物的支出所占的比例就越大；隨著家庭收入的增加，家庭收入中（或總支出中）用來購買食物的支出比例則會下降。推而廣之，一個國家越窮，每個國民的平均收入中（或平均支出中）用于購買食物的支出所占比例就越大，隨著國家的富裕，這個比例呈下降趨勢。

恩格爾系數(shù)的計算公式是：食物支出變動百分比÷總支出變動百分比×100%=食物支出對總支出的比率或食物支出變動1百分比÷收入變動百分比×100%=食物支出對收入的比率。

中國2010年的城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)是35.7，農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)是41.1。根據(jù)聯(lián)合國依恩格爾系數(shù)對世界各國人民生活水平的劃分，一個國家平均家庭恩格爾系數(shù)大于60%為貧窮，50%—60%為溫飽，40%—50%為小康，30%—40%屬于相對富裕，20%—30%為富裕，20%以下為極其富裕。所以，我國城鎮(zhèn)居民已達(dá)到小康水平，農(nóng)村居民幾乎接近小康。

2010年江蘇省城鎮(zhèn)居民的恩格爾系數(shù)為36.5，人民的生活正向相對富裕的水平邁進(jìn)。

二、影響恩格爾系數(shù)的其他潛在因素

恩格爾系數(shù)簡單來說就是食品支出占總支出的比例。但有許多因素是通過間接的方式影響食品支出或者總支出的。

這些因素主要包括地方的財政支出、居民的財產(chǎn)性收入、消費價格指數(shù)、總?cè)丝跀?shù)量、居住性消費支出等。地方的財政支出通過轉(zhuǎn)移支付的手段增加居民的收入，從而影響總支出；居民的財產(chǎn)性收入，如房產(chǎn)租金收入、不動產(chǎn)增值和理財產(chǎn)品等收入的增加會影響食品支出及總支出；消費價格指數(shù)的變動也顯然會對食品支出產(chǎn)生影響，而且消費價格指數(shù)的上漲代表總收入的縮水，進(jìn)而影響總支出；人口數(shù)量對恩格爾系數(shù)的影響顯得比較隱性，人口的增加，尤其在某些城市流動人口的增加代表著這個城市工業(yè)化水平的上升，居民的收入也會隨之增加；在總體支出的各個項目中，居住性消費占有很大比例，這類消費的比重增加可能會擠占食品消費的部分，但食品的消費比例是否會受居住性消費的影響還需要經(jīng)過實證分析得出結(jié)論 [1] 。

因此，本文與其說是對影響恩格爾系數(shù)的其他因素進(jìn)行研究，不如說是分別對影響食品支出和總支出因素的細(xì)化研究。

三、實證分析

本文將以江蘇省1992—2010年這將近20年的數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行研究，所使用的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》 [2] 。

首先，恩格爾系數(shù)的模型可以表示為Y=β0+β1X1+β2 X2+

β3 X3+β4 X4+β5 X5+β6 X6+β7 X7+β8 X8+μ，變量名稱及含義如表1。

其次，對變量進(jìn)行向前選擇法，從而減少多重共線性的嚴(yán)重程度。依據(jù)調(diào)整后可決系數(shù)2最大原則，列出所有單變量的回歸結(jié)果，如表2：

由回歸結(jié)果顯示，X1的Adjusted R2值最高，故保留X1，為檢驗變量之間的自相關(guān)性，故加入DW值的綜合比較，考慮兩個變量的回歸結(jié)果優(yōu)良性，如表3：

由回歸結(jié)果顯示，可以觀察到，在X1的基礎(chǔ)上加入X5后的調(diào)整后的R2=0.9369>0.8629，說明模型對樣本的擬合好且回歸方程顯著，參數(shù)的符號符合經(jīng)濟(jì)意義。X1，X5的綜合結(jié)果最好，故保留X1，X5。再加入第三個變量，并加入T值比較，進(jìn)行回歸，結(jié)果如表4：

由回歸結(jié)果顯示，通過T檢驗的變量組僅為X1，X5，X3，故保留X1，X5，X3。再加入第四個變量。經(jīng)回歸發(fā)現(xiàn)，沒有變量組通過檢驗，因此模型最終的解釋變量為X1，X5，X3，即總?cè)丝跀?shù)、居民消費價格指數(shù)和家庭平均每人全年居住消費性支出。

回歸結(jié)果為：i=280.7698-0.0363X1+0.1848X3+0.0167X5

（65.7160）（0.0095） （0.0669） （0.0079）

t= （4.2728） （-3.8431） （2.7621） （2.1417）

R2=0.92752=0.9130F=63.9894DW=1.9108

上述回歸結(jié)果基本上消除了多重共線性，通過T檢驗，各解釋變量對因變量的影響顯著。并且通過F檢驗，變量系數(shù)中至少有一個系數(shù)為0的概率非常小。

四、結(jié)論與政策建議

上述實證分析的結(jié)果顯示，回歸模型的有效變量為總?cè)丝跀?shù)、居民消費價格指數(shù)和家庭平均每人全年居住消費性支出。當(dāng)總?cè)丝谠黾?萬人，將使恩格爾系數(shù)下降0.036 3個單位。這意味著在我國計劃生育的背景下，人口的大幅增加即為流動人口的增加，表現(xiàn)出工業(yè)化水平對勞動力的客觀需要；工業(yè)化水平的上升會使當(dāng)?shù)鼐用竦目芍涫杖朐黾樱瑥亩绊懣傊С鏊?，降低恩格爾系?shù)。當(dāng)城鎮(zhèn)居民的消費價格指數(shù)上升時，通貨膨脹將導(dǎo)致居民實際資產(chǎn)縮水，可支配收入減少，另外，雖然人們對通貨膨脹率的預(yù)期將提高，但對于食品的支出來說，在恩格爾系數(shù)達(dá)到0.4以下的時候，可支配收入的減少不至于對基本生活必需品有顯著的影響。因此，如回歸結(jié)果所示，當(dāng)消費價格指數(shù)增加1個單位，恩格爾系數(shù)將上升0.184 8個單位。當(dāng)城鎮(zhèn)家庭平均每人全年居住消費性支出增加時，對于一般居民來說，可支配收入的很大一部分將用于房地產(chǎn)消費或投資，從而儲蓄總額變小，總支出也將減少，最終使恩格爾系數(shù)增大。

因此，為提高人民的生活水平，降低恩格爾系數(shù)，可以從三個方面入手。首先，取消戶籍制度，消除農(nóng)民剩余勞動力進(jìn)城工作的障礙，從而由短期的遷徙預(yù)期變?yōu)殚L期定居。這不僅會使城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)向一元結(jié)構(gòu)趨近，而且會使當(dāng)?shù)毓I(yè)化水平的提高保持穩(wěn)定的狀態(tài)，從而增加居民的收入 [3] 。其次，政府通過轉(zhuǎn)移支付增加居民的可支配收入，尤其是提高對住房公積金的補(bǔ)貼，或是在一定程度上抑制房地產(chǎn)市場的投機(jī)性投資行為，降低房價，提高居民的可支配收入。最后，價格消費指數(shù)涉及到國家對經(jīng)濟(jì)的宏觀調(diào)控作用，是一個很難控制的變量，但當(dāng)?shù)卣谕ㄘ浥蛎浡瘦^高的時期增加轉(zhuǎn)移支付和各種政府的補(bǔ)貼，使物價盡可能保持平穩(wěn)，這不僅關(guān)系到人民生活水平的提高，更關(guān)系到社會的穩(wěn)定。關(guān)于如何保持低通脹并不是本文研究的主題，故不再贅述。