我國農村恩格爾系數影響因素的研究

張 磊，范淑娟，趙悅辰

（上海海關學院 經濟與工商管理系，上海 201204）

一、引 言

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

恩格爾系數是消費經濟學中的概念，是世界上通用的衡量一國居民生活水平和經濟發展程度的重要指標。政府的財政支出作為社會財富再分配的工具，支出的結構和流向影響著城鎮和農村的恩格爾系數。樊國慶（2010）在分析財政農業支出與我國農村居民家庭恩格爾系數的關系時，認為財政對農業的支持是不容忽視的，我國在今后的經濟發展中應加大對農業投入[2]。

圖1 我國農村和城鎮恩格爾系數趨勢圖

同樣，價格的波動對城鎮和農村的恩格爾系數有著不可忽略的影響。周麗莎（2007）在對恩格爾系數的局限性分析中提到通貨膨脹因素導致的食品價格上漲，在農產品價格相對偏低、工業產品價格相對偏高的現狀下，恩格爾系數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滑坡[3]。

另外，貧富差距對恩格爾系數的影響有著不可替代的作用。李習鳳、姜秀山（2007）分析恩格爾系數在我國的應用及修正研究中發現，不同收入水平的城鄉居民之間的消費結構存在很大的差異，導致了恩格爾系數不能如實反映他們的生活水平，但是沒有深入分析也沒有進行實證說明[4]。

上述文章中都分析了恩格爾系數的影響因素，但幾乎都只涉及單因素或者兩因素，缺乏多維度的系統分析。這些文章中大部分都區別對待城鎮和農村，這樣有利于真實反映城鄉之間的不同情況，因此，本文也借鑒了這一做法，但是相比于城市而言，恩格爾系數在農村更為突出，降低農村居民的恩格爾系數，切實提高農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上，結合經濟學的分析，通過統計數據對農村恩格爾系數的影響因素進行多角度的實證分析。

二、恩格爾系數影響因素的定性分析

（一）經濟發展與恩格爾系數

經濟發展會使恩格爾系數下降，兩者呈負相關。一國的經濟發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，消費的重心才會開始向其他方面轉移。所以，經濟發展導致恩格爾系數下降的直接原因是收入增長影響消費結構的變化。

從歷年來反映我國農村居民消費結構的數據可以看出，只有食品支出的比例逐漸下降；居住、衣著、家用設備支出保持一定的比例；交通通訊、文教、醫療支出的比重逐漸上升（見圖2）。食品支出是缺乏彈性的，食品支出在消費支出中所占的比重將會隨著收入的增長而下降，這導致恩格爾系數會隨著經濟的發展不斷下降。此外，隨著經濟的發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、證券或不動產等各種形式儲蓄起來，這是一種潛在的購買力，主要是準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濟增長和收入的增加，恩格爾系數會不斷下降。

圖2 農村居民生活消費支出構成趨勢圖

（二）物價變動與恩格爾系數

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

由于特定的社會體制和經濟發展水平，我國的恩格爾系數的波動雖然在長期發展趨勢方面符合恩格爾定律，但在短期內卻會明顯地受到物價的影響。加入物價因素對支出的影響，可以把恩格爾系數的計算公式分解為：

這里，我們把食品物價變動幅度與總消費支出物價變動幅度的比值稱為相對物價變動系數。圖3反映了1995年至2010年，用CPI代表物價變動的情況下，農村恩格爾系數與相對物價變動系數的關系。恩格爾系數與相對物價變動系數的關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 農村恩格爾系數與相對物價變動系數的關系

（三）貧富差距與恩格爾系數

貧富差距的擴大會使得恩格爾系數的降低，兩者呈負相關。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，會把消費重心轉移到其他消費需求上，而對于食品的消費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屬于一種剛性需求，并將保持穩定不會產生較大的浮動[6]。

通過對統計數據的研究發現，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村居民家庭平均每人生活消費支出比較圖。不難發現，隨著收入增加，食品在居民家庭生活消費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是不同的。所以，貧富差距勢必會影響到恩格爾系數。隨著收入的增長，雖然消費水平會提高，但其消費率將下降，而越來越大的貧富差距會導致越來越低的平均消費率。這就是是高收入群體對恩格爾系數的稀釋作用[7]。

圖4 2009年按收入五等份農村居民家庭平均每人生活消費支出

三、實證分析與解釋

（一）數據選取

在前文分析的基礎上，選取最能代表經濟發展、物價變動、貧富差距這三個因素的典型指標，即人均GDP、CPI相對變動系數和基尼系數，量化分析它們對恩格爾系數的影響。

人均GDP是將一個國家核算期內（通常是1年）實現的國內生產總值與這個國家的常住人口相比進行計算，用于衡量各國人民收入的常用標準。與GDP反映一國總的財富值不同，人均GDP動態地考慮了人口的變化，能更加貼切地反映出人民收入的實際變化。

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

基尼系數是意大利經濟學家基尼根據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。基尼系數越小，收入差距越小；反之，基尼系數越大，收入差距也越大。

對恩格爾系數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制。在已有研究基礎上建立多元線性回歸的計量模型：

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

為了保證選用統計數字的準確性、統計方法的一致性，本文選用了《中國統計年鑒》中的相關數據。由于我國分編消費領域的消費者價格指數是從1994調查統計制度改革后實行的，所以數據的起點為1995年。并且，年鑒中沒有基尼系數的數據，本文的基尼系數來自徐映梅、張學新（2011）根據《中國統計年鑒》歷年的收入分組資料計算而成的數據。該文中只計算至2007年的基尼系數[8]。本文選取的數值是從1995年至2007年。

（二）統計描述

由圖5可以看出，從1995年以來，農村恩格爾系數總體上呈下降趨勢，農村目前的恩格爾系數已接近小康水平，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，表明我國農村經濟發展十分迅速，人民生活水平顯著提高；但與發達國家相比，這一數值還是遠遠落后。農村CPI相對變動系數總體上呈波動趨勢，且從2002年以后，食品的漲幅都超過總消費支出的漲幅，在2004年和2007年體現得尤為明顯。農村基尼系數起伏波動，在近幾年有所下降。表1是本文變量的描述性統計。

圖5 變量折線圖

表1 變量的基本描述性統計

（三）多元回歸分析

1.平穩性檢驗

由于本文模型中的恩格爾系數、人均GDP、CPI相對變動系數和基尼系數都是時間序列，而大部分時間序列的經濟變量是非平穩、具有時間趨勢的，并且協整關系要求被檢驗的變量是同階單整的。所以，在檢驗變量之間的協整關系之前，本文首先采用單位根檢驗法進行變量序列的平穩性檢驗，即ADF檢驗。進而討論是否可以采用協整分析方法。

ADF檢驗結果如表2所示，恩格爾系數、人均GDP、CPI相對變動系數和基尼系數的原始序列ENGLE、GDP、CPI、GINI在5%的水平上均不能拒絕單位根假設，即存在單位根，原時間序列都是不平穩的。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，屬于平穩序列；其他變量仍屬于非平穩序列。其二階差分序列在5%的水平上均能拒絕單位根假設，屬于平穩序列。

2.協整分析

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

表2 ADF單位根檢驗

表3 模型的多元回歸結果

第二步，對其殘差序列進行ADF單位根檢驗，采用不包含常數項和時間趨勢項的檢驗方程，檢驗結果見表4。由檢驗結果可知，回歸方程的殘差序列的ADF檢驗值小于顯著性水平1%時的臨界值，因此變量之間存在協整關系，即存在長期的均衡關系。

表4 協整方程殘差序列ADF檢驗

由變量系數的正負可知，人均GDP、基尼系數與恩格爾系數負相關，CPI相對變動系數與恩格爾系數正相關，這和上文中的經濟學分析一致。決定系數（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村恩格爾系數變化95.4076%的原因。F檢驗結果中，方程的顯著性檢驗值Prob.（F-statistic）遠小于5%的顯著性水平，拒絕原假設，方程通過F檢驗，該模型的總體線性關系成立。T檢驗結果中，人均GDP、基尼系數和CPI相對變動系數的雙側概率（Prob.）都遠小于5%的顯著性水平，拒絕原假設，方程通過T檢驗，說明對這三個因素對農村恩格爾系數的變動都有顯著影響。

3.異方差和自相關檢驗

為了檢驗模型數據是否存在異方差和自相關，本文對該模型數據序列進行了White檢驗和Ljung-Box Q統計量檢驗。White檢驗結果顯示，White統計量的（Obs*R-squared）的P值大于給定的顯著性水平，可以接受原假設，不存在異方差。Ljung-Box Q統計量檢驗顯示，1至11階Q檢驗的統計量的P值都大于給定的顯著性水平，可以接受原假設，該序列不存在自相關。

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之間具有協整關系，即一種長期均衡關系。但是在短期中，變量在某個時期可能會受到干擾以致出現偏離均衡的情況，而均衡會在下一期進行調整，以使其回到均衡狀態。為此，在此基礎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系。計算結果如表5。

表5 誤差修正模型結果

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

總體上說，恩格爾系數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偏離長期均衡關系（即ecmt-1）的影響。假如前一期恩格爾系數沒有偏離長期均衡關系，即ecmt-1=0，那么當期恩格爾系數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偏離了長期均衡關系，即ecmt-1≠0，為了維持長期均衡關系，將受到一個很強的反向調整力，以-0.916的速度進行調整，使其在在短期內恢復到均衡狀態。

對于模型中未能解釋的原因部分，由于我國農民要承受高昂的住宅價格、醫療費用和子女教育費用，而且農民傳統的儲蓄觀念，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低也不能表明他們過上了富裕的生活。只有當整個社會福利制度完善、社會保障充足的情況下，農村低于40%的恩格爾系數才可被視為“富裕”的標志。

四、結論與政策建議

經過上述人均GDP、CPI相對變動系數和基尼系數對恩格爾系數影響的實證分析，證實了前文的經濟學分析猜測——經濟發展、物價變動和貧富差距是影響恩格爾系數的主要因素。通過了解我國農村的真實情況并結合農民生活實際，提出以下進一步改善農民生活條件和提高農民生活水平的政策建議：

（一）增加農民收入，提高農民生活水平

近年來，隨著我國經濟實力的不斷增強以及中央出臺的一系列強農惠農政策，農民的生活水平也隨之有了很大的提高。但是我們也應該意識到，農民的收入還有很大的增長空間，要讓改革發展的成果惠及廣大農民。正如“十二五”規劃中指出，要加大惠農力度，拓寬農民增收渠道。同時，鞏固提高家庭經營收入，努力增加工資性收入，大力增加轉移性收入。通過增加對農村的政策扶持力度，提高農民的收入水平和消費水平，從根本上提升農民的消費能力。

（二）建立擴大消費需求的長效機制，進一步優化消費結構

建立擴大消費需求的長效機制是“十二五”規劃的要求，所以必須發展新型消費領域，拓展新興服務消費，完善鼓勵消費的政策，進一步改善農村的消費環境。同時，要注重保護農民消費者權益，積極促進消費結構的優化升級。相對于城市而言，農村對精神文化消費意識比較淡薄，受傳統的重物質追求、輕精神文化的消費觀念影響深刻。而在精神文化消費的內部，其結構也是不合理的，普遍而言，文化教育和科技知識含量偏低。所以，在提高農民的收入和消費水平之后，還必須合理引導農民的消費行為，進一步優化農村消費結構，堅持同等注重物質與精神，倡導與我國國情相適應的文明、節約、科學、低碳的消費模式。

（三）保持物價水平總體穩定，防止食品物價過快上漲

食品物價的過快上漲極易引發恩格爾系數的反彈。農村的恩格爾系數一直高于城市，相比于城市而言，食品物價上漲對農村的沖擊要大得多。因此，防止物價過快上漲，尤其是食品價格的過快上漲，已經成為農民生活水平提高過程中亟須解決的問題。政府應當加強對重要農副產品儲備的宏觀調控，完善農產品市場體系和價格形成機制，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、規范市場行為等方式減弱市場的通脹預期，抑制價格聯盟、“搭車”漲價等不良現象。

（四）減小城鄉收入差距，促進社會公平

我國恩格爾系數的不斷降低，表明我國人民生活明顯改善，但是，我國發展過程中城鄉不平衡、不協調的問題依然突出，與城市的收入水平相比，農村的收入水平明顯偏低。因此，要加大農村的政策扶持力度，完善城鄉平等的要素交換關系，促進土地增值收益和農村存款主要用于農業農村。同時，完善農村社會保障體系，逐步提高保障標準和扶貧標準，解決特別困難地區的貧困問題。

[1]中華人民共和國國家統計局.1996-2010年中國統計年鑒[M].北京：中國統計出版社，2011.

[2]樊國慶.財政農業支出與我國農村居民家庭恩格爾系數的回歸分析[J].才智，2010（36）：41-49.

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