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        江蘇省城鎮(zhèn)居民的恩格爾系數(shù)分析

        2012-04-29 12:26:53裴科峰
        經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊 2012年20期
        關(guān)鍵詞:恩格爾系數(shù)

        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。

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