西部地區(qū)分省的2001-2009年恩格爾系數(shù)變化與人力資本變化相關(guān)性研究

摘 要：文章分析了我國西部地區(qū)恩格爾系數(shù)的發(fā)展演變過程，建立西部地區(qū)分省恩格爾系數(shù)與人力資本存量的固定效應(yīng)回歸模型，對人力資本存量引起的恩格爾系數(shù)的變化進(jìn)行了實(shí)證分析，并提出了一些相應(yīng)的政策建議。

關(guān)鍵詞：恩格爾系數(shù)；人力資本；面板分析

中圖分類號：F224；F126.1 文獻(xiàn)標(biāo)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(shù)(Engel's Coefficient) 指居民家庭中食物支出占消費(fèi)總支出的比重，用于衡量一個國家和地區(qū)人民生活水平的狀況。我國西部12個分省的發(fā)展水平和改革開放力度不一，各地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)水平和居民消費(fèi)情況明顯存在很大差別。弄清楚西部地區(qū)恩格爾系數(shù)區(qū)域差異與人力資本存量之間的關(guān)系，對于保證我國西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)持續(xù)、高速、協(xié)調(diào)發(fā)展有著非常重要的意義。本文試圖通過我國西部地區(qū)2001—2009年 GDP 與恩格爾系數(shù)等指標(biāo)數(shù)據(jù)，建立起個體固定效應(yīng)回歸模型，對西部地區(qū)恩格爾系數(shù)與人力資本存量之間關(guān)系進(jìn)行分析。

一、西部地區(qū)人力資本存量和恩格爾系數(shù)的發(fā)展演變

近年來西部地區(qū)的人力資本存量與城鎮(zhèn)、農(nóng)村恩格爾系數(shù)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(nèi)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(xué)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(xué)率來估計平均受教育年限，進(jìn)而估計某一地區(qū)或國家的人力資本存量。在國內(nèi)也有眾多學(xué)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(jìn)而用平均受教育年限作為反映人力資本平均存量的指標(biāo)。受教育年限法將每一年教育對人力資本的積累產(chǎn)生的貢獻(xiàn)看成是相同的，導(dǎo)致 1年小學(xué)教育等同于1年大學(xué)教育，顯然是不合理的(沈坤榮，2003)。但是用教育年限作為指標(biāo)是客觀的數(shù)據(jù)，避免了收入、能力等主觀的變量；并且能夠獲得較充足的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，比較可靠，因此被較多地用到實(shí)證研究當(dāng)中。

二、實(shí)證分析

（一）模型設(shè)定和變量說明

1.數(shù)據(jù)的選取和指標(biāo)的設(shè)定

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

按照經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計一般處理方法，這里用各種文化程度的就業(yè)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(xué)學(xué)歷人員比率+9×初中學(xué)歷人員比率+12×高中學(xué)歷人員比率+15×大專學(xué)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(gòu)建主要是采用面板數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)的個體固定效應(yīng)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(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出相對應(yīng)的回歸系數(shù)，β2為與農(nóng)村人均生活消費(fèi)支出相對應(yīng)的回歸系數(shù)，czeg為西部地區(qū)城鎮(zhèn)恩格爾系數(shù)，nceg為西部地區(qū)農(nóng)村恩格爾系數(shù)，εit為干擾項(xiàng)或誤差項(xiàng)。

（二） 面板單位根檢驗(yàn)

在對模型進(jìn)行具體分析之前，為了讓結(jié)果更加穩(wěn)健，我們分別對因變量（人力資本存量）和自變量（城鎮(zhèn)和農(nóng)村恩格爾系數(shù)）作時間序列平穩(wěn)性的單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)其是否為平穩(wěn)序列。若時間序列為非平穩(wěn)，可能會導(dǎo)致偽回歸結(jié)果，即變量間本來不存在有意義的關(guān)系，但回歸結(jié)果都得出存在有意義關(guān)系的錯誤結(jié)論。因此，有必要對觀測值的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

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

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

（三）實(shí)證結(jié)果

在進(jìn)行單位根檢驗(yàn)后，我們采用 LLC 法對解釋變量和被解釋變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)和線性回歸，并對回歸結(jié)果進(jìn)行了適當(dāng)調(diào)整，權(quán)數(shù)選擇按截面加權(quán)的方式。估計方法采用面板校正標(biāo)準(zhǔn)誤差方法，可以有效的處理復(fù)雜的面板誤差結(jié)構(gòu)，如同步相關(guān)，異方差，序列相關(guān)等，在樣本量不夠大時尤為有用。結(jié)論為：（1）模型的決定系數(shù) R2=0.960253，說明變量之間存在高度相關(guān)性，且都通過了相關(guān)性檢驗(yàn)。（2）回歸結(jié)果中czeg的對應(yīng) t 值為 2.936949，通過了顯著性水平為 0.1%的檢驗(yàn)；nceg對應(yīng)的t值為-1.990945，也通過了顯著性水平為 5%的顯著性檢驗(yàn)。 而對應(yīng)的聯(lián)合統(tǒng)計檢驗(yàn) F=139.7792，遠(yuǎn)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(yàn)，DW=2.077680?？梢钥闯?，西部地區(qū) GDP 與城鎮(zhèn)恩格爾系數(shù)存在正相關(guān)關(guān)系，城鎮(zhèn)恩格爾系數(shù)每上升 1%則就業(yè)人員的人均受教育年限會上升 0.046381%；而就業(yè)人員的人均受教育年限與農(nóng)村恩格爾系數(shù)存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，農(nóng)村恩格爾系數(shù)每上升 1%則就業(yè)人員的人均受教育年限會下降 0.012331%。

三、結(jié)論解釋及政策建議

通過對西部地區(qū)現(xiàn)有數(shù)據(jù)的實(shí)證分析，我們發(fā)現(xiàn)恩格爾系數(shù)變化與西部分省間人力資本水平變化存在偏差。其中，農(nóng)村恩格爾系數(shù)的變動與人力資本存量之間呈反方向變動的關(guān)系，符合恩格爾定律。但是城鎮(zhèn)恩格爾系數(shù)的變動卻與人力資本存量變動呈同向變動的關(guān)系，這明顯與恩格爾定律的一般規(guī)律相違背。對上述現(xiàn)象我們從理論結(jié)合現(xiàn)實(shí)出發(fā)進(jìn)行解釋，并提出相應(yīng)的政策建議：

（一）政府現(xiàn)有轉(zhuǎn)移支付力度不夠，應(yīng)切實(shí)提高農(nóng)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(jié)構(gòu)的調(diào)整，并以改善民生為經(jīng)濟(jì)增長的切入點(diǎn)，但實(shí)際上，農(nóng)村居民的風(fēng)險承擔(dān)能力仍然有限，教育、醫(yī)療支出對于他們生活的影響較大。政府應(yīng)加大財政轉(zhuǎn)移支付的力度，將更多的社會福利向落后的省份和農(nóng)村轉(zhuǎn)移。根本的解決方法是要改善農(nóng)村居民的經(jīng)營和創(chuàng)收能力，切實(shí)提高農(nóng)村居民的支付水平和消費(fèi)能力。

（二） 耐用消費(fèi)品的擁有程度不一，城鎮(zhèn)化步伐有待加快

相對于西部較發(fā)達(dá)的省份和城鎮(zhèn)地區(qū)來說，落后省區(qū)和農(nóng)村地區(qū)的耐用消費(fèi)品的擁有程度較低，購買量較大，彈性較低，占整個消費(fèi)性支出的比重也較高，從而影響了農(nóng)村居民的教育支出，降低了農(nóng)村的人力資本存量。對此，目前加快西部地區(qū)城鎮(zhèn)化進(jìn)程是提高區(qū)域經(jīng)濟(jì)運(yùn)行速度和質(zhì)量的捷徑。通過以西部各大中型城市為增長極，加快城鎮(zhèn)化步伐，鞏固各增長極的吸引力和帶動力，提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效率，帶動居民生活水平的提高。

（三）鼓勵和引導(dǎo)城鎮(zhèn)居民注重營養(yǎng)、休閑的小康型食品消費(fèi)

城鎮(zhèn)居民的生活水平不斷上升表現(xiàn)為恩格爾系數(shù)的不斷上升，同時人力資本的開支也在上升，因?yàn)槌擎?zhèn)居民的食品消費(fèi)逐漸由溫飽型轉(zhuǎn)向休閑型、營養(yǎng)型，他們用于非生活必需的食品類消費(fèi)品的消費(fèi)明顯增加。相反，農(nóng)村居民用于這類消費(fèi)支出很少。在西部城鎮(zhèn)中鼓勵和引導(dǎo)注重營養(yǎng)、注重休閑的小康型食品消費(fèi)，不僅有利于城鎮(zhèn)居民人口素質(zhì)的提高，同時也有利于構(gòu)建社會主義和諧社會和全面建設(shè)小康社會的戰(zhàn)略政策的推進(jìn)，從而提高西部地區(qū)的人力資本存量。這樣一來還可以從一定程度上克服城鎮(zhèn)恩格爾系數(shù)作為衡量居民生活水平的指標(biāo)的無效性。但從本質(zhì)上說，對于城鎮(zhèn)居民的生活消費(fèi)水平應(yīng)尋求其他更有用的衡量指標(biāo)。

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