張 磊，范淑娟，趙悅辰

（上海海關(guān)學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與工商管理系，上海 201204）

一、引 言

改革開放以來，在國家一系列強(qiáng)農(nóng)惠農(nóng)政策的引導(dǎo)下，我國農(nóng)民的消費(fèi)水平取得了長足發(fā)展，人均消費(fèi)支出由1980年的195.5元增加到2009年的6333.9元[1]。農(nóng)民消費(fèi)能力增長的同時，其恩格爾系數(shù)也在不斷降低，以目前數(shù)據(jù)顯示，我國農(nóng)民的生活水平現(xiàn)已接近富裕。但是，恩格爾系數(shù)是否真正反映了我國實(shí)際國情？此外，我國恩格爾系數(shù)在總體下降的趨勢下，分別在2004年和2007、2008年經(jīng)歷了兩次反彈（見圖1），這又是什么原因造成的呢？由此可見，研究恩格爾系數(shù)的影響因素對于解決上述問題很有必要。

恩格爾系數(shù)是消費(fèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)中的概念，是世界上通用的衡量一國居民生活水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的重要指標(biāo)。政府的財(cái)政支出作為社會財(cái)富再分配的工具，支出的結(jié)構(gòu)和流向影響著城鎮(zhèn)和農(nóng)村的恩格爾系數(shù)。樊國慶（2010）在分析財(cái)政農(nóng)業(yè)支出與我國農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)的關(guān)系時，認(rèn)為財(cái)政對農(nóng)業(yè)的支持是不容忽視的，我國在今后的經(jīng)濟(jì)發(fā)展中應(yīng)加大對農(nóng)業(yè)投入[2]。

圖1 我國農(nóng)村和城鎮(zhèn)恩格爾系數(shù)趨勢圖

同樣，價(jià)格的波動對城鎮(zhèn)和農(nóng)村的恩格爾系數(shù)有著不可忽略的影響。周麗莎（2007）在對恩格爾系數(shù)的局限性分析中提到通貨膨脹因素導(dǎo)致的食品價(jià)格上漲，在農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格相對偏低、工業(yè)產(chǎn)品價(jià)格相對偏高的現(xiàn)狀下，恩格爾系數(shù)下降非但不能反映居民生活水平的提高，反而可能意味著居民收入水平出現(xiàn)滑坡[3]。

另外，貧富差距對恩格爾系數(shù)的影響有著不可替代的作用。李習(xí)鳳、姜秀山（2007）分析恩格爾系數(shù)在我國的應(yīng)用及修正研究中發(fā)現(xiàn)，不同收入水平的城鄉(xiāng)居民之間的消費(fèi)結(jié)構(gòu)存在很大的差異，導(dǎo)致了恩格爾系數(shù)不能如實(shí)反映他們的生活水平，但是沒有深入分析也沒有進(jìn)行實(shí)證說明[4]。

上述文章中都分析了恩格爾系數(shù)的影響因素，但幾乎都只涉及單因素或者兩因素，缺乏多維度的系統(tǒng)分析。這些文章中大部分都區(qū)別對待城鎮(zhèn)和農(nóng)村，這樣有利于真實(shí)反映城鄉(xiāng)之間的不同情況，因此，本文也借鑒了這一做法，但是相比于城市而言，恩格爾系數(shù)在農(nóng)村更為突出，降低農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)，切實(shí)提高農(nóng)民的生活水平也更有意義，因此本文在這些已有研究的基礎(chǔ)上，結(jié)合經(jīng)濟(jì)學(xué)的分析，通過統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)對農(nóng)村恩格爾系數(shù)的影響因素進(jìn)行多角度的實(shí)證分析。

二、恩格爾系數(shù)影響因素的定性分析

（一）經(jīng)濟(jì)發(fā)展與恩格爾系數(shù)

經(jīng)濟(jì)發(fā)展會使恩格爾系數(shù)下降，兩者呈負(fù)相關(guān)。一國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展可以帶動人民收入的增加。作為人類生存的基本需求的食品，在收入水平較低時，食品在消費(fèi)支出中必然占有重要地位。只有隨著收入的增加，在食物需求基本滿足的情況下，消費(fèi)的重心才會開始向其他方面轉(zhuǎn)移。所以，經(jīng)濟(jì)發(fā)展導(dǎo)致恩格爾系數(shù)下降的直接原因是收入增長影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化。

從歷年來反映我國農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的數(shù)據(jù)可以看出，只有食品支出的比例逐漸下降；居住、衣著、家用設(shè)備支出保持一定的比例；交通通訊、文教、醫(yī)療支出的比重逐漸上升（見圖2）。食品支出是缺乏彈性的，食品支出在消費(fèi)支出中所占的比重將會隨著收入的增長而下降，這導(dǎo)致恩格爾系數(shù)會隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展不斷下降。此外，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和居民的收入的增加，居民的儲蓄會逐漸增加，邊際儲蓄傾向呈遞增的趨勢。居民收入中有一部分以銀行存款、證券或不動產(chǎn)等各種形式儲蓄起來，這是一種潛在的購買力，主要是準(zhǔn)備用來購買耐用品而非用于食品支出的，這也解釋了為什么隨著經(jīng)濟(jì)增長和收入的增加，恩格爾系數(shù)會不斷下降。

圖2 農(nóng)村居民生活消費(fèi)支出構(gòu)成趨勢圖

（二）物價(jià)變動與恩格爾系數(shù)

物價(jià)的變動會帶動恩格爾系數(shù)的波動，其影響主要表現(xiàn)在兩個方面：一方面，從物價(jià)總體看，如果物價(jià)的漲幅基本接近收入的增長，價(jià)格因素的影響就會抵消收入因素所引起的恩格爾系數(shù)的波動；反之，價(jià)格的漲幅背離收入的增長，就會引起恩格爾系數(shù)的較大幅度波動。相對于名義收入而言，物價(jià)的上漲就會導(dǎo)致實(shí)際收入的減少，這一方面也可以看成經(jīng)濟(jì)原因引起的實(shí)際收入變動對恩格爾系數(shù)的影響。另一方面，從物價(jià)內(nèi)部看，食品物價(jià)與總消費(fèi)支出物價(jià)的不同變動幅度會導(dǎo)致恩格爾系數(shù)波動。如果食品物價(jià)的變動幅度相對于總消費(fèi)支出物價(jià)的變動幅度是上漲的，那么恩格爾系數(shù)上升；如果食品物價(jià)變動幅度相對于總消費(fèi)支出物價(jià)的變動幅度是下降的，那么將導(dǎo)致恩格爾系數(shù)下降[5]。

由于特定的社會體制和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，我國的恩格爾系數(shù)的波動雖然在長期發(fā)展趨勢方面符合恩格爾定律，但在短期內(nèi)卻會明顯地受到物價(jià)的影響。加入物價(jià)因素對支出的影響，可以把恩格爾系數(shù)的計(jì)算公式分解為：

這里，我們把食品物價(jià)變動幅度與總消費(fèi)支出物價(jià)變動幅度的比值稱為相對物價(jià)變動系數(shù)。圖3反映了1995年至2010年，用CPI代表物價(jià)變動的情況下，農(nóng)村恩格爾系數(shù)與相對物價(jià)變動系數(shù)的關(guān)系。恩格爾系數(shù)與相對物價(jià)變動系數(shù)的關(guān)系是吻合上述理論的。尤其是在2004年以后，兩者的波動狀況基本一致。

圖3 農(nóng)村恩格爾系數(shù)與相對物價(jià)變動系數(shù)的關(guān)系

（三）貧富差距與恩格爾系數(shù)

貧富差距的擴(kuò)大會使得恩格爾系數(shù)的降低，兩者呈負(fù)相關(guān)。在不同收入群體中，高收入人群在基本滿足食品需求的情況下，會把消費(fèi)重心轉(zhuǎn)移到其他消費(fèi)需求上，而對于食品的消費(fèi)比例會隨著收入的不斷增加而不斷下降；但是低收入人群對于食品的消費(fèi)屬于一種剛性需求，并將保持穩(wěn)定不會產(chǎn)生較大的浮動[6]。

通過對統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，不同收入等級的居民中食品支出占總支出的比例是不同的。圖4是按不同收入等級劃分的農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費(fèi)支出比較圖。不難發(fā)現(xiàn)，隨著收入增加，食品在居民家庭生活消費(fèi)支出中的比例越來越低，即不同收入群體之間的恩格爾系數(shù)是不同的。所以，貧富差距勢必會影響到恩格爾系數(shù)。隨著收入的增長，雖然消費(fèi)水平會提高，但其消費(fèi)率將下降，而越來越大的貧富差距會導(dǎo)致越來越低的平均消費(fèi)率。這就是是高收入群體對恩格爾系數(shù)的稀釋作用[7]。

圖4 2009年按收入五等份農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費(fèi)支出

三、實(shí)證分析與解釋

（一）數(shù)據(jù)選取

在前文分析的基礎(chǔ)上，選取最能代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展、物價(jià)變動、貧富差距這三個因素的典型指標(biāo)，即人均GDP、CPI相對變動系數(shù)和基尼系數(shù)，量化分析它們對恩格爾系數(shù)的影響。

人均GDP是將一個國家核算期內(nèi)（通常是1年）實(shí)現(xiàn)的國內(nèi)生產(chǎn)總值與這個國家的常住人口相比進(jìn)行計(jì)算，用于衡量各國人民收入的常用標(biāo)準(zhǔn)。與GDP反映一國總的財(cái)富值不同，人均GDP動態(tài)地考慮了人口的變化，能更加貼切地反映出人民收入的實(shí)際變化。

消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）是一種用來衡量各個時期家庭和個人消費(fèi)的商品及勞務(wù)價(jià)格平均變化程度的指標(biāo)。本文使用的CPI相對變動系數(shù)是指食品物價(jià)變動幅度與總消費(fèi)支出物價(jià)變動幅度的比值。

基尼系數(shù)是意大利經(jīng)濟(jì)學(xué)家基尼根據(jù)洛倫茨曲線提出的判斷社會收入分配平均程度的重要指標(biāo)?；嵯禂?shù)越小，收入差距越?。环粗?，基尼系數(shù)越大，收入差距也越大。

對恩格爾系數(shù)及其影響因素建立多元線性回歸模型，研究這些因素的影響機(jī)制。在已有研究基礎(chǔ)上建立多元線性回歸的計(jì)量模型：

其中，被解釋變量ENGLE代表恩格爾系數(shù)；解釋變量GDP表示人均GDP，CPI表示CPI相對變動系數(shù)，GINI表示基尼系數(shù)；c表示常數(shù)，μ表示隨機(jī)干擾項(xiàng)，t表示時間。

為了保證選用統(tǒng)計(jì)數(shù)字的準(zhǔn)確性、統(tǒng)計(jì)方法的一致性，本文選用了《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》中的相關(guān)數(shù)據(jù)。由于我國分編消費(fèi)領(lǐng)域的消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)是從1994調(diào)查統(tǒng)計(jì)制度改革后實(shí)行的，所以數(shù)據(jù)的起點(diǎn)為1995年。并且，年鑒中沒有基尼系數(shù)的數(shù)據(jù)，本文的基尼系數(shù)來自徐映梅、張學(xué)新（2011）根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》歷年的收入分組資料計(jì)算而成的數(shù)據(jù)。該文中只計(jì)算至2007年的基尼系數(shù)[8]。本文選取的數(shù)值是從1995年至2007年。

（二）統(tǒng)計(jì)描述

由圖5可以看出，從1995年以來，農(nóng)村恩格爾系數(shù)總體上呈下降趨勢，農(nóng)村目前的恩格爾系數(shù)已接近小康水平，但在2004年和2007年有明顯的反彈跡象。人均GDP在這些年份中翻了兩番，表明我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展十分迅速，人民生活水平顯著提高；但與發(fā)達(dá)國家相比，這一數(shù)值還是遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后。農(nóng)村CPI相對變動系數(shù)總體上呈波動趨勢，且從2002年以后，食品的漲幅都超過總消費(fèi)支出的漲幅，在2004年和2007年體現(xiàn)得尤為明顯。農(nóng)村基尼系數(shù)起伏波動，在近幾年有所下降。表1是本文變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

圖5 變量折線圖

表1 變量的基本描述性統(tǒng)計(jì)

（三）多元回歸分析

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于本文模型中的恩格爾系數(shù)、人均GDP、CPI相對變動系數(shù)和基尼系數(shù)都是時間序列，而大部分時間序列的經(jīng)濟(jì)變量是非平穩(wěn)、具有時間趨勢的，并且協(xié)整關(guān)系要求被檢驗(yàn)的變量是同階單整的。所以，在檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系之前，本文首先采用單位根檢驗(yàn)法進(jìn)行變量序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，即ADF檢驗(yàn)。進(jìn)而討論是否可以采用協(xié)整分析方法。

ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，恩格爾系數(shù)、人均GDP、CPI相對變動系數(shù)和基尼系數(shù)的原始序列ENGLE、GDP、CPI、GINI在5%的水平上均不能拒絕單位根假設(shè)，即存在單位根，原時間序列都是不平穩(wěn)的。其一階差分序列△ENGLE、△GDP、△CPI、△GINI中，只有△ENGLE能夠在5%的水平上拒絕單位根假設(shè)，屬于平穩(wěn)序列；其他變量仍屬于非平穩(wěn)序列。其二階差分序列在5%的水平上均能拒絕單位根假設(shè)，屬于平穩(wěn)序列。

2.協(xié)整分析

由ADF單位根檢驗(yàn)可知，變量序列都是I（2）單整序列，滿足進(jìn)行協(xié)整的條件。采用EG兩步法確立協(xié)整方程：第一步，采用最小二乘法（OLS）構(gòu)建恩格爾系數(shù)與人均GDP、CPI相對變動系數(shù)、基尼系數(shù)之間的回歸方程，計(jì)算結(jié)果如表3所示。

表2 ADF單位根檢驗(yàn)

表3 模型的多元回歸結(jié)果

第二步，對其殘差序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，采用不包含常數(shù)項(xiàng)和時間趨勢項(xiàng)的檢驗(yàn)方程，檢驗(yàn)結(jié)果見表4。由檢驗(yàn)結(jié)果可知，回歸方程的殘差序列的ADF檢驗(yàn)值小于顯著性水平1%時的臨界值，因此變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即存在長期的均衡關(guān)系。

表4 協(xié)整方程殘差序列ADF檢驗(yàn)

由變量系數(shù)的正負(fù)可知，人均GDP、基尼系數(shù)與恩格爾系數(shù)負(fù)相關(guān)，CPI相對變動系數(shù)與恩格爾系數(shù)正相關(guān)，這和上文中的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析一致。決定系數(shù)（R-squared）為0.954076，說明模型在整體上有很好的擬合度，總離差平方和中可以由回歸方程解釋的部分所占的比例為0.954076，即這三個因素解釋了農(nóng)村恩格爾系數(shù)變化95.4076%的原因。F檢驗(yàn)結(jié)果中，方程的顯著性檢驗(yàn)值Prob.（F-statistic）遠(yuǎn)小于5%的顯著性水平，拒絕原假設(shè)，方程通過F檢驗(yàn)，該模型的總體線性關(guān)系成立。T檢驗(yàn)結(jié)果中，人均GDP、基尼系數(shù)和CPI相對變動系數(shù)的雙側(cè)概率（Prob.）都遠(yuǎn)小于5%的顯著性水平，拒絕原假設(shè)，方程通過T檢驗(yàn)，說明對這三個因素對農(nóng)村恩格爾系數(shù)的變動都有顯著影響。

3.異方差和自相關(guān)檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛿?shù)據(jù)是否存在異方差和自相關(guān)，本文對該模型數(shù)據(jù)序列進(jìn)行了White檢驗(yàn)和Ljung-Box Q統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)。White檢驗(yàn)結(jié)果顯示，White統(tǒng)計(jì)量的（Obs*R-squared）的P值大于給定的顯著性水平，可以接受原假設(shè)，不存在異方差。Ljung-Box Q統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)顯示，1至11階Q檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量的P值都大于給定的顯著性水平，可以接受原假設(shè)，該序列不存在自相關(guān)。

4.誤差修正

上述分析中我們得出三個影響因素和恩格爾系數(shù)之間具有協(xié)整關(guān)系，即一種長期均衡關(guān)系。但是在短期中，變量在某個時期可能會受到干擾以致出現(xiàn)偏離均衡的情況，而均衡會在下一期進(jìn)行調(diào)整，以使其回到均衡狀態(tài)。為此，在此基礎(chǔ)上建立誤差修正模型（ECM）來刻畫變量短期波動與長期均衡之間的影響關(guān)系。計(jì)算結(jié)果如表5。

表5 誤差修正模型結(jié)果

根據(jù)分析結(jié)果可知，方程的顯著性檢驗(yàn)值Prob.（F-sta?tistic）非常小，從而表明模型估計(jì)總體上是非常顯著的。各變量的系數(shù)估計(jì)也是很顯著的，可以解釋為影響因素對恩格爾系數(shù)的短期彈性。

總體上說，恩格爾系數(shù)的波動可以分為兩部分：一部分是短期波動，一部分是長期均衡。其中，短期波動也可以分為兩部分：一部分是影響因素的短期變動，另一部分是前一期恩格爾系數(shù)偏離長期均衡關(guān)系（即ecmt-1）的影響。假如前一期恩格爾系數(shù)沒有偏離長期均衡關(guān)系，即ecmt-1=0，那么當(dāng)期恩格爾系數(shù)的波動全部來自影響因素變動的影響。假如前一期恩格爾系數(shù)偏離了長期均衡關(guān)系，即ecmt-1≠0，為了維持長期均衡關(guān)系，將受到一個很強(qiáng)的反向調(diào)整力，以-0.916的速度進(jìn)行調(diào)整，使其在在短期內(nèi)恢復(fù)到均衡狀態(tài)。

對于模型中未能解釋的原因部分，由于我國農(nóng)民要承受高昂的住宅價(jià)格、醫(yī)療費(fèi)用和子女教育費(fèi)用，而且農(nóng)民傳統(tǒng)的儲蓄觀念，不敢花太多的錢去買食品、去娛樂，因此即使目前的恩格爾系數(shù)低也不能表明他們過上了富裕的生活。只有當(dāng)整個社會福利制度完善、社會保障充足的情況下，農(nóng)村低于40%的恩格爾系數(shù)才可被視為“富?！钡臉?biāo)志。

四、結(jié)論與政策建議

經(jīng)過上述人均GDP、CPI相對變動系數(shù)和基尼系數(shù)對恩格爾系數(shù)影響的實(shí)證分析，證實(shí)了前文的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析猜測——經(jīng)濟(jì)發(fā)展、物價(jià)變動和貧富差距是影響恩格爾系數(shù)的主要因素。通過了解我國農(nóng)村的真實(shí)情況并結(jié)合農(nóng)民生活實(shí)際，提出以下進(jìn)一步改善農(nóng)民生活條件和提高農(nóng)民生活水平的政策建議：

（一）增加農(nóng)民收入，提高農(nóng)民生活水平

近年來，隨著我國經(jīng)濟(jì)實(shí)力的不斷增強(qiáng)以及中央出臺的一系列強(qiáng)農(nóng)惠農(nóng)政策，農(nóng)民的生活水平也隨之有了很大的提高。但是我們也應(yīng)該意識到，農(nóng)民的收入還有很大的增長空間，要讓改革發(fā)展的成果惠及廣大農(nóng)民。正如“十二五”規(guī)劃中指出，要加大惠農(nóng)力度，拓寬農(nóng)民增收渠道。同時，鞏固提高家庭經(jīng)營收入，努力增加工資性收入，大力增加轉(zhuǎn)移性收入。通過增加對農(nóng)村的政策扶持力度，提高農(nóng)民的收入水平和消費(fèi)水平，從根本上提升農(nóng)民的消費(fèi)能力。

（二）建立擴(kuò)大消費(fèi)需求的長效機(jī)制，進(jìn)一步優(yōu)化消費(fèi)結(jié)構(gòu)

建立擴(kuò)大消費(fèi)需求的長效機(jī)制是“十二五”規(guī)劃的要求，所以必須發(fā)展新型消費(fèi)領(lǐng)域，拓展新興服務(wù)消費(fèi)，完善鼓勵消費(fèi)的政策，進(jìn)一步改善農(nóng)村的消費(fèi)環(huán)境。同時，要注重保護(hù)農(nóng)民消費(fèi)者權(quán)益，積極促進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。相對于城市而言，農(nóng)村對精神文化消費(fèi)意識比較淡薄，受傳統(tǒng)的重物質(zhì)追求、輕精神文化的消費(fèi)觀念影響深刻。而在精神文化消費(fèi)的內(nèi)部，其結(jié)構(gòu)也是不合理的，普遍而言，文化教育和科技知識含量偏低。所以，在提高農(nóng)民的收入和消費(fèi)水平之后，還必須合理引導(dǎo)農(nóng)民的消費(fèi)行為，進(jìn)一步優(yōu)化農(nóng)村消費(fèi)結(jié)構(gòu)，堅(jiān)持同等注重物質(zhì)與精神，倡導(dǎo)與我國國情相適應(yīng)的文明、節(jié)約、科學(xué)、低碳的消費(fèi)模式。

（三）保持物價(jià)水平總體穩(wěn)定，防止食品物價(jià)過快上漲

食品物價(jià)的過快上漲極易引發(fā)恩格爾系數(shù)的反彈。農(nóng)村的恩格爾系數(shù)一直高于城市，相比于城市而言，食品物價(jià)上漲對農(nóng)村的沖擊要大得多。因此，防止物價(jià)過快上漲，尤其是食品價(jià)格的過快上漲，已經(jīng)成為農(nóng)民生活水平提高過程中亟須解決的問題。政府應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)對重要農(nóng)副產(chǎn)品儲備的宏觀調(diào)控，完善農(nóng)產(chǎn)品市場體系和價(jià)格形成機(jī)制，增加短缺食品的供給，保持市場供需平衡。同時，也要通過信息引導(dǎo)、規(guī)范市場行為等方式減弱市場的通脹預(yù)期，抑制價(jià)格聯(lián)盟、“搭車”漲價(jià)等不良現(xiàn)象。

（四）減小城鄉(xiāng)收入差距，促進(jìn)社會公平

我國恩格爾系數(shù)的不斷降低，表明我國人民生活明顯改善，但是，我國發(fā)展過程中城鄉(xiāng)不平衡、不協(xié)調(diào)的問題依然突出，與城市的收入水平相比，農(nóng)村的收入水平明顯偏低。因此，要加大農(nóng)村的政策扶持力度，完善城鄉(xiāng)平等的要素交換關(guān)系，促進(jìn)土地增值收益和農(nóng)村存款主要用于農(nóng)業(yè)農(nóng)村。同時，完善農(nóng)村社會保障體系，逐步提高保障標(biāo)準(zhǔn)和扶貧標(biāo)準(zhǔn)，解決特別困難地區(qū)的貧困問題。

[1]中華人民共和國國家統(tǒng)計(jì)局.1996-2010年中國統(tǒng)計(jì)年鑒[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，2011.

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