西部地區分省的2001-2009年恩格爾系數變化與人力資本變化相關性研究

摘 要：文章分析了我國西部地區恩格爾系數的發展演變過程，建立西部地區分省恩格爾系數與人力資本存量的固定效應回歸模型，對人力資本存量引起的恩格爾系數的變化進行了實證分析，并提出了一些相應的政策建議。

關鍵詞：恩格爾系數；人力資本；面板分析

中圖分類號：F224；F126.1 文獻標識碼：A doi:10.3969/j.issn.1672-3309（s）.2011.12.09 文章編號：1672-3309（2011）12-17-02

恩格爾系數(Engel's Coefficient) 指居民家庭中食物支出占消費總支出的比重，用于衡量一個國家和地區人民生活水平的狀況。我國西部12個分省的發展水平和改革開放力度不一，各地區間的經濟水平和居民消費情況明顯存在很大差別。弄清楚西部地區恩格爾系數區域差異與人力資本存量之間的關系，對于保證我國西部地區經濟持續、高速、協調發展有著非常重要的意義。本文試圖通過我國西部地區2001—2009年 GDP 與恩格爾系數等指標數據，建立起個體固定效應回歸模型，對西部地區恩格爾系數與人力資本存量之間關系進行分析。

一、西部地區人力資本存量和恩格爾系數的發展演變

近年來西部地區的人力資本存量與城鎮、農村恩格爾系數的具體演變趨勢分別見下圖 1、2、3。其中 YN、SC、GZ、XZ、QH、GX、XJ、NX、GS、SX、NMG、CQ 分別代表云南、四川、貴州、西藏、青海、廣西、新疆、寧夏、甘肅、陜西、內蒙古、重慶。

舒爾茨提出，人力資本存量是勞動者知識、能力和體力(健康狀況)的總和。對于人力資本存量的計算，大部分學者采用的是受教育年限法。Psacharopoulos Arriagada (1986)采用勞動力平均受教育年計算人力資本存量。Nehru et al. (1995)用平均入學率來估計平均受教育年限，進而估計某一地區或國家的人力資本存量。在國內也有眾多學者采用受教育年限來計量人力資本存量，劉宗超、呂永龍( 1999)和王紹光、胡鞍鋼(2000)就是先抽樣計算全國人口平均受教育年限，進而用平均受教育年限作為反映人力資本平均存量的指標。受教育年限法將每一年教育對人力資本的積累產生的貢獻看成是相同的，導致 1年小學教育等同于1年大學教育，顯然是不合理的(沈坤榮，2003)。但是用教育年限作為指標是客觀的數據，避免了收入、能力等主觀的變量；并且能夠獲得較充足的統計數據，比較可靠，因此被較多地用到實證研究當中。

二、實證分析

（一）模型設定和變量說明

1.數據的選取和指標的設定

以西部 12 省為研究對象，時間跨度定為 2001—2009年。 數據均來源于 2002—2010 年的《中國統計年鑒》和西部各省歷年的統計年鑒。研究變量選擇如下：（1）被解釋變量：就業人員人均受教育年限（JYNX）作為衡量人力資本的指標。（2） 解釋變量：分別選取城鎮恩格爾系數（czeg）和農村恩格爾系數(nceg)。

按照經濟統計一般處理方法，這里用各種文化程度的就業人口占社會6歲及以上人口的比重來衡量人力資本存量總體存量的變化情況。具體做法參照王金營(2001)、候亞非(2000)和譚永生(2007)的用勞動者受教育年限總和表示人力資本存量：

勞動者人均受教育年限=1×文盲半文盲人員比率+6×小學學歷人員比率+9×初中學歷人員比率+12×高中學歷人員比率+15×大專學歷人員比率+16×本科及以上人員比率

2．模型的建立

本文的模型構建主要是采用面板數據建立線性回歸模型，為了克服單一的線性回歸模型的局限性等缺陷，本文采用面板數據的個體固定效應回歸模型，具體模型如下：

lnJYNX=α+β1czeg+β2nceg+εit

其中，α為截距，β1為與城鎮居民人均消費性支出相對應的回歸系數，β2為與農村人均生活消費支出相對應的回歸系數，czeg為西部地區城鎮恩格爾系數，nceg為西部地區農村恩格爾系數，εit為干擾項或誤差項。

（二） 面板單位根檢驗

在對模型進行具體分析之前，為了讓結果更加穩健，我們分別對因變量（人力資本存量）和自變量（城鎮和農村恩格爾系數）作時間序列平穩性的單位根檢驗，檢驗其是否為平穩序列。若時間序列為非平穩，可能會導致偽回歸結果，即變量間本來不存在有意義的關系，但回歸結果都得出存在有意義關系的錯誤結論。因此，有必要對觀測值的時間序列數據進行平穩性檢驗。

根據原值面板單位根檢驗結果（見表1），可以得到：原值是不穩定的。具體來看，Levin， Lin Chut表明所有變量是穩定的。Im-Pesaran-Sin檢驗和ADF - Fisher 檢驗表明nceg是非穩定的；czng變量在遠遠小于1%的顯著性水平下是不穩定的。PP-Fisher檢驗表明JYNX 和nceg是非穩定的?？傊瑥牟煌姘鍐挝桓鶛z驗可以得到：所有變量都是不穩定的。

一階差分的面板單位根檢驗結果顯示：一階差分值是穩定的。所有變量的一階差分在不同顯著水平下是穩定的。綜合原值和一階差分值面板單位根檢驗結果可以得到：所有變量均是一階求積即 I（1）序列。

（三）實證結果

在進行單位根檢驗后，我們采用 LLC 法對解釋變量和被解釋變量的平穩性進行檢驗和線性回歸，并對回歸結果進行了適當調整，權數選擇按截面加權的方式。估計方法采用面板校正標準誤差方法，可以有效的處理復雜的面板誤差結構，如同步相關，異方差，序列相關等，在樣本量不夠大時尤為有用。結論為：（1）模型的決定系數 R2=0.960253，說明變量之間存在高度相關性，且都通過了相關性檢驗。（2）回歸結果中czeg的對應 t 值為 2.936949，通過了顯著性水平為 0.1%的檢驗；nceg對應的t值為-1.990945，也通過了顯著性水平為 5%的顯著性檢驗。 而對應的聯合統計檢驗 F=139.7792，遠大于顯著性水平為 0. 05 的 F值，故回歸方程通過顯著性檢驗，DW=2.077680。可以看出，西部地區 GDP 與城鎮恩格爾系數存在正相關關系，城鎮恩格爾系數每上升 1%則就業人員的人均受教育年限會上升 0.046381%；而就業人員的人均受教育年限與農村恩格爾系數存在負相關關系，農村恩格爾系數每上升 1%則就業人員的人均受教育年限會下降 0.012331%。

三、結論解釋及政策建議

通過對西部地區現有數據的實證分析，我們發現恩格爾系數變化與西部分省間人力資本水平變化存在偏差。其中，農村恩格爾系數的變動與人力資本存量之間呈反方向變動的關系，符合恩格爾定律。但是城鎮恩格爾系數的變動卻與人力資本存量變動呈同向變動的關系，這明顯與恩格爾定律的一般規律相違背。對上述現象我們從理論結合現實出發進行解釋，并提出相應的政策建議：

（一）政府現有轉移支付力度不夠，應切實提高農村居民收入水平

從以上分析來看，雖然政府近幾年的財政政策一直主張支出結構的調整，并以改善民生為經濟增長的切入點，但實際上，農村居民的風險承擔能力仍然有限，教育、醫療支出對于他們生活的影響較大。政府應加大財政轉移支付的力度，將更多的社會福利向落后的省份和農村轉移。根本的解決方法是要改善農村居民的經營和創收能力，切實提高農村居民的支付水平和消費能力。

（二） 耐用消費品的擁有程度不一，城鎮化步伐有待加快

相對于西部較發達的省份和城鎮地區來說，落后省區和農村地區的耐用消費品的擁有程度較低，購買量較大，彈性較低，占整個消費性支出的比重也較高，從而影響了農村居民的教育支出，降低了農村的人力資本存量。對此，目前加快西部地區城鎮化進程是提高區域經濟運行速度和質量的捷徑。通過以西部各大中型城市為增長極，加快城鎮化步伐，鞏固各增長極的吸引力和帶動力，提高經濟發展的效率，帶動居民生活水平的提高。

（三）鼓勵和引導城鎮居民注重營養、休閑的小康型食品消費

城鎮居民的生活水平不斷上升表現為恩格爾系數的不斷上升，同時人力資本的開支也在上升，因為城鎮居民的食品消費逐漸由溫飽型轉向休閑型、營養型，他們用于非生活必需的食品類消費品的消費明顯增加。相反，農村居民用于這類消費支出很少。在西部城鎮中鼓勵和引導注重營養、注重休閑的小康型食品消費，不僅有利于城鎮居民人口素質的提高，同時也有利于構建社會主義和諧社會和全面建設小康社會的戰略政策的推進，從而提高西部地區的人力資本存量。這樣一來還可以從一定程度上克服城鎮恩格爾系數作為衡量居民生活水平的指標的無效性。但從本質上說，對于城鎮居民的生活消費水平應尋求其他更有用的衡量指標。

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