城鄉(xiāng)居民食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)特征與差異

劉婷文等

[摘要]本文基于近似理想需求系統(tǒng)（Almost Ideal Demand System，AIDS）模型，對北京地區(qū)城鎮(zhèn)與農(nóng)村（城鄉(xiāng)）居民六類食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)行了實(shí)證對比分析，并分別估算出北京城鄉(xiāng)居民對各類食物需求的自身價(jià)格彈性、交叉價(jià)格彈性和支出彈性。結(jié)果表明：北京城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)具有差異性，其中，城鎮(zhèn)居民更具有食物消費(fèi)的現(xiàn)代化特征；城鄉(xiāng)居民對六類食物的需求皆缺乏自身價(jià)格彈性；與城鎮(zhèn)居民的交叉價(jià)格彈性相比，農(nóng)村居民的非休閑類食物需求對休閑類食物價(jià)格的變化反映比較敏感；北京城鄉(xiāng)居民對糧食、肉禽和蛋類皆缺乏支出彈性；城鎮(zhèn)居民更重視休閑食物的消費(fèi)，而農(nóng)村居民更重視蔬菜的消費(fèi)。

[關(guān)鍵詞]食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)；需求彈性；AIDS模型

[DOI]1013939/jcnkizgsc201521..121

1引言

“倉廩實(shí)而知禮節(jié)，衣食足而知榮辱。”衣、食、住、行是人們的基本生活需求，其中，食物是維系生存的第一要?jiǎng)?wù)，是民生之本，關(guān)系著民族素質(zhì)和國家振興。伴隨著我國城鄉(xiāng)居民收入水平的提高，食物消費(fèi)模式已由供給約束的溫飽型轉(zhuǎn)變?yōu)樾枨髮?dǎo)向的營養(yǎng)健康型。[ZW（]參見劉華·鐘甫寧：《食物消費(fèi)與需求彈性——基于城鎮(zhèn)居民微觀數(shù)據(jù)的實(shí)證研究》，《南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版）》2009年第9卷第3期。[ZW）]但近年來食品安全問題時(shí)有發(fā)生，城鄉(xiāng)差異或傳統(tǒng)的飲食習(xí)慣不科學(xué)等，極易產(chǎn)生區(qū)域性的群體健康問題。2014年1月28日國務(wù)院辦公廳頒布了《中國食物與營養(yǎng)發(fā)展綱要（2014—2020年）》 指出：“近年來我國農(nóng)產(chǎn)品綜合生產(chǎn)能力穩(wěn)步提高，食物供需基本平衡，食品安全狀況總體穩(wěn)定向好，居民營養(yǎng)健康狀況明顯改善，食物與營養(yǎng)發(fā)展成效顯著。但是，我國食物生產(chǎn)還不能適應(yīng)營養(yǎng)需求，居民營養(yǎng)不足與過剩并存，營養(yǎng)與健康知識缺乏，必須引起高度重視?！?月14日國務(wù)院常務(wù)會(huì)議原則通過了《 中華人民共和國食品安全法》 修訂草案，會(huì)議指出：保障食品安全關(guān)系每個(gè)消費(fèi)者的切身利益。修訂食品安全法體現(xiàn)了黨和政府對人民群眾生命健康安全的高度重視。

食物發(fā)展、品種增加與經(jīng)濟(jì)效益具有直接聯(lián)系，通過食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)的研究，可以客觀的指出某一時(shí)期內(nèi)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)和了解消費(fèi)者支出意向，有助于研究其變化趨勢，進(jìn)而引導(dǎo)食品生產(chǎn)商提供安全、高質(zhì)、富于營養(yǎng)的健康食品，也為相關(guān)部門引導(dǎo)居民健康食物消費(fèi)，制定食物供給、補(bǔ)貼、農(nóng)產(chǎn)品加工等政策提供依據(jù)。

近年來，學(xué)術(shù)界對我國城鄉(xiāng)食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)有較多研究，但城鄉(xiāng)對比研究相對較少。本文以北京地區(qū)為代表，基于AIDS模型，選取六類食物，包括糧食、蔬菜、肉禽、蛋類、干鮮瓜果和飲料煙酒，進(jìn)行城鄉(xiāng)食物需求的實(shí)證對比分析。自2002年到2012年，北京城鎮(zhèn)居民可支配收入均值約為農(nóng)村居民純收入均值的2.3 倍，[ZW（]數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。城鎮(zhèn)居民可支配收入是指城鎮(zhèn)居民的實(shí)際收入中能用于安排日常生活的收入，用以衡量城市居民收入水平和生活水平；農(nóng)民純收入是指農(nóng)民的總收入扣除相應(yīng)的各項(xiàng)費(fèi)用性支出后，歸農(nóng)民所有的收入，用來衡量農(nóng)民實(shí)際收入水平和農(nóng)民擴(kuò)大再生產(chǎn)及改善生活的能力?？梢姡瑑蓚€(gè)指標(biāo)存在調(diào)查口徑和范圍的差異，而純收入相當(dāng)于初次收入分配，理解為對農(nóng)民可支配收入的高估較妥。因此，城鎮(zhèn)居民可支配收入與農(nóng)村居民純收入之差是為對城鄉(xiāng)收入差距的高估。之所以存在調(diào)查口徑和范圍的差異，是因?yàn)?013 年以前，我國城鄉(xiāng)居民收入統(tǒng)計(jì)工作是在城鄉(xiāng)分別進(jìn)行，城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民收入數(shù)據(jù)分別來源于城鎮(zhèn)和農(nóng)村住戶調(diào)查，并分別按可支配收入和純收入進(jìn)行統(tǒng)計(jì)。[ZW）]居民收入與食物消費(fèi)息息相關(guān)，北京城鄉(xiāng)收入差距表明城鄉(xiāng)居民食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)可能存在異質(zhì)性，因此對比研究北京城鄉(xiāng)居民食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)，將有助于勾勒出城鄉(xiāng)居民食物的消費(fèi)結(jié)構(gòu)特征與差異，并為相關(guān)政策的制定提供更有針對性的現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)。

本文結(jié)構(gòu)如下：第二部分對近年來的相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行簡要回顧；第三部分介紹數(shù)據(jù)來源；第四部分為實(shí)證研究，包括建立計(jì)量回歸模型和實(shí)證結(jié)果分析；最后為文章總結(jié)。

2文獻(xiàn)回顧

1983年出版的《社會(huì)主義消費(fèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)》開啟了我國對消費(fèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究。近年來，時(shí)有學(xué)者對該領(lǐng)域進(jìn)行研究。隨著這些研究的推進(jìn)，我國居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)愈見清晰。大部分研究食物需求文章的實(shí)證模型基于AIDS，QUAIDS（Quadratic-AIDS）或ELES（Extend Linear Expenditure System）?；谖恼碌难芯繂栴}，我們將研究食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)的相關(guān)文獻(xiàn)分為三類。

第一類是對城鎮(zhèn)居民食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)的研究。Jussaume（2001）通過對青島城鎮(zhèn)居民食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)的研究，認(rèn)為我國居民現(xiàn)代化的消費(fèi)模式正在建立。文章特別指出：與西方不同，我國具有重視蔬菜消費(fèi)的傳統(tǒng)，因此學(xué)者對于我國居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)現(xiàn)代化特征的判斷，應(yīng)以食物消費(fèi)是水果和豐富多樣的肉類為準(zhǔn)，而非以豬肉和蔬菜消費(fèi)為準(zhǔn)。之后劉華、鐘甫寧（2000），李瑾等（2010），張品一（2013）等相關(guān)研究基本與Jussaume（2001）的結(jié)論相一致，即我國城鎮(zhèn)居民食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)已呈豐富多彩之勢，蔬菜瓜果、肉禽水產(chǎn)琳瑯滿目。但我國傳統(tǒng)的消費(fèi)特征仍有跡可循。如劉華、鐘甫寧（2009）指出相比于其他肉類消費(fèi)，豬肉需求的價(jià)格和支出彈性都較小。此外，劉華、鐘甫寧（2009）和張品一（2014）指出隨著城鎮(zhèn)居民收入水平的提高，家庭消費(fèi)更多傾向于購買蔬菜瓜果類和肉禽水產(chǎn)類食品，而較少購買主食類、奶制品和雞蛋類食品。但也有學(xué)者持不同意見，如李瑾等（2010）通過對北京城鎮(zhèn)居民的研究，發(fā)現(xiàn)蔬菜肉禽的消費(fèi)較平穩(wěn)，而奶制品的消費(fèi)支出受收入影響較大。

第二類是對農(nóng)村居民食物消費(fèi)需求的研究。周津春（2006）和張玉梅、喻聞和李志強(qiáng)（2012）的研究表明，我國農(nóng)村居民對糧食、食用油和蛋類的消費(fèi)缺乏支出彈性，對肉類、水產(chǎn)品和蔬菜的消費(fèi)富有支出彈性，而喻聞、許世衛(wèi)（2012）的分析表明這些食物的支出彈性都近似為單位彈性。周津春（2006）指出食物消費(fèi)的支出彈性存在地域差異，但其并未研究價(jià)格彈性的地域差異。李瑾、秦向陽和陸州（2011）通過對北京農(nóng)村居民消費(fèi)的研究，發(fā)現(xiàn)隨著收入的增加，農(nóng)民對糧食蔬菜的消費(fèi)需求呈下降趨勢，而對植物油、肉類、蛋類和水產(chǎn)品的需求呈上升趨勢。

第三類是對比我國城鄉(xiāng)食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)的研究。我國城鄉(xiāng)居民食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)已呈現(xiàn)多樣化的特征，但仍存在一定差異，如城鎮(zhèn)居民食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)為動(dòng)植物并重型，而農(nóng)村居民仍保持傳統(tǒng)植物性食物為主的消費(fèi)結(jié)構(gòu)（李哲敏，2008）。

上述文獻(xiàn)對我國食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)行了較細(xì)致的分析。研究共識為我國食物消費(fèi)已具有現(xiàn)代化特征，但區(qū)域、城鄉(xiāng)差異仍然顯著。在不同學(xué)者的研究結(jié)論中，對食物需求的價(jià)格、支出彈性也持有不同意見，另外對城鄉(xiāng)食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)的對比和針對某一地區(qū)的食物消費(fèi)研究相對較少。李瑾等（2010）和李瑾、秦向陽和陸州（2011）采用圖表分析和計(jì)量實(shí)證的方法，分別對北京地區(qū)城鄉(xiāng)居民食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)行了研究。但是文中計(jì)量模型只控制了可支配收入，并未控制價(jià)格變量對食物消費(fèi)的影響，這會(huì)使收入對食物消費(fèi)影響的估計(jì)值有偏差，降低文章結(jié)論的可信度。

3數(shù)據(jù)來源和處理

本文數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站和《北京統(tǒng)計(jì)年鑒（1997—2013）》，包括北京城鎮(zhèn)居民可支配收入、各類食物消費(fèi)支出額，農(nóng)村居民純收入、各類食物消費(fèi)量，以及各類食物消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（價(jià)格指數(shù)以1996年為基期）等數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)皆為年度數(shù)據(jù)，除了收入和食品支出數(shù)據(jù)為2002年至2012年外，其他數(shù)據(jù)跨度皆為1997年至2012年。

我們選取了六類食物進(jìn)行研究，包括糧食、蔬菜、肉禽、蛋類、飲料煙酒和干鮮瓜果類。[ZW（]基于三點(diǎn)原因選擇這六類食物進(jìn)行分析：一是考慮到國家和北京統(tǒng)計(jì)局所提供數(shù)據(jù)類別的約束；二是選取的食物應(yīng)具有梯度性：食物和蔬菜代表基本食物；肉禽類和蛋類代表營養(yǎng)型食物；干鮮瓜果和煙酒飲料代表休閑類食物；三是基于實(shí)證分析的有效性和可比性，避免類別劃分過粗或過細(xì)。[ZW）]由于數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑存在差異，我們對數(shù)據(jù)進(jìn)行了相應(yīng)處理，主要涉及以下三個(gè)方面。

第一，自2005年起北京統(tǒng)計(jì)年鑒不再提供農(nóng)村居民糖果類食物消費(fèi)數(shù)據(jù)。城鎮(zhèn)居民的糖煙酒飲料類數(shù)據(jù)包括食糖、糖果、煙草、酒和飲料。因此，農(nóng)村居民糖果類數(shù)據(jù)的缺失使糖煙酒飲料類數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)口徑在農(nóng)村居民數(shù)據(jù)跨度內(nèi)和城鄉(xiāng)之間不具有一致性。針對此問題，本文將不對糖類食品需求進(jìn)行分析，并且因?yàn)樯唐穬r(jià)格指數(shù)將煙酒飲料作為一類，所以我們將煙酒飲料類數(shù)據(jù)進(jìn)行匯總作為一類食物進(jìn)行分析。[ZW（]因?yàn)楸本┙y(tǒng)計(jì)年鑒只統(tǒng)計(jì)了農(nóng)村居民的茶葉消費(fèi)，我們將茶葉記為農(nóng)村居民的飲料消費(fèi)。并且統(tǒng)計(jì)年鑒也未提供農(nóng)村居民的煙類消費(fèi)數(shù)據(jù)，因此城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民的煙酒飲料類數(shù)據(jù)存在統(tǒng)計(jì)口徑的偏差。[ZW）]第二，城鎮(zhèn)居民肉禽類消費(fèi)數(shù)據(jù)在北京統(tǒng)計(jì)年鑒上有直接數(shù)據(jù)，而農(nóng)村為分類數(shù)據(jù)。鑒于2004年之前，城鎮(zhèn)居民肉禽類[ZW（]肉禽類包括豬牛羊肉和家禽。[ZW）]消費(fèi)數(shù)據(jù)為匯總數(shù)據(jù)未提供分類數(shù)據(jù)，因此我們將農(nóng)村居民和2004年及之后的城鎮(zhèn)居民肉禽類消費(fèi)分類數(shù)據(jù)進(jìn)行匯總。第三，北京統(tǒng)計(jì)年鑒只提供了農(nóng)村居民的瓜果類消費(fèi)數(shù)據(jù)而無細(xì)類。對于城鎮(zhèn)居民的數(shù)據(jù)，2002年之前統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)未將堅(jiān)果類包含在干鮮瓜果類之內(nèi)，為保持統(tǒng)計(jì)口徑一致，我們將兩者數(shù)據(jù)匯總為干鮮瓜果類。在糧食、蔬菜、肉禽、蛋類、飲料煙酒和干鮮瓜果類中，飲料煙酒和干鮮瓜果屬于休閑食物。自2002 年起，國家統(tǒng)計(jì)局公布城鄉(xiāng)居民家庭平均每人食品消費(fèi)支出數(shù)據(jù)，該六類食物約占北京城鎮(zhèn)居民總食物消費(fèi)的66%。[ZW（]數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。[ZW）]

4實(shí)證分析

4.1計(jì)量回歸模型

計(jì)量回歸模型的設(shè)定以Deaton和Muellbauer（1980）的AIDS（Almost Ideal Demand System）模型為理論基礎(chǔ)，該模型基于PIGLOG（Price Independence Generalized Log）偏好假說，在給定價(jià)格體系和一定效用水平下，研究消費(fèi)者如何最小化其支出。迄今為止，AIDS模型被廣泛應(yīng)用于消費(fèi)問題的實(shí)證研究中。

AIDS模型指出食物消費(fèi)支出受到食物的相對價(jià)格和總食物消費(fèi)支出的影響，并且我們假設(shè)居民對各類食物的需求具有相關(guān)性，基本回歸模型如下：[ZW（]我們對相關(guān)變量進(jìn)行了Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin（KPSS）檢驗(yàn)，結(jié)果表明我們不能在5%的顯著性水平下拒絕變量平穩(wěn)的原假設(shè)，說明模型不存在虛假回歸的問題。[ZW）]

ωit=αi+[DD（]nj=1[DD）]γijlogpjt+βilog（[SX（]mtP*t[SX）]）+μit（1）

其中，ωit表示在年度t，第i類食物的消費(fèi)支出比重；pjt表示在年度t，第j類食物的價(jià)格；m表示食物的消費(fèi)總支出，mt=i pitqit；P*t表示食物Stone價(jià)格指數(shù)，P*t=ni=1pωitit，該指數(shù)用以剔除價(jià)格因素對支出的影響；μit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，滿足cov（μit，μjt）≠0，i≠j和E（X|μt）=0，其中X為所有控制變量矩陣。

經(jīng)濟(jì)理論要求模型（1）中參數(shù)滿足如下條件：

可加性：i αi=1[DD（X]i[DD）]γij=0[DD（X]i[DD）]βi=0（2）

齊次性：j γij=0（3）

對稱性：γij=γjii≠j（4）

AIDS模型的優(yōu)從在于齊次性和對稱性的條件易于設(shè)置和檢驗(yàn)。

我們可以用模型（1）中的參數(shù)表示各類食物的價(jià)格彈性和支出彈性。馬歇爾（非補(bǔ)償性）價(jià)格彈性和支出彈性可表示為：

εMij=-δij+[SX（]γijωi[SX）]-（[SX（]βiωi[SX）]）ωj（5）

ηi=1+（βi/ωi）（6）

其中，δij為克羅內(nèi)克符號（Kronecker delta）：當(dāng)i=j時(shí)，δij=1；當(dāng)i≠j時(shí)，δij=0。

?？怂梗ㄑa(bǔ)償）價(jià)格彈性可以利用斯勒茨基方程得到：

εHij=εMij+ωjηi（7）

本文價(jià)格彈性估計(jì)將采用馬歇爾價(jià)格彈性。由式（5）和（6）可以看出，若βi顯著為負(fù)，則說明居民對食物i的需求缺乏支出彈性；若顯著為正，說明對食物i的需求富有支出彈性。而若βi和γii皆不顯著，則說明對食物i的需求具有單位價(jià)格彈性。

由于食物價(jià)格數(shù)據(jù)不可得，我們使用食物價(jià)格指數(shù)作為食物價(jià)格的替代，因?yàn)槲覀兏信d趣的參數(shù)是彈性估計(jì)，替代后將不影響結(jié)果。此外，我們使用同樣的價(jià)格指數(shù)替代北京城鄉(xiāng)的食物價(jià)格，其隱含的假設(shè)為城鄉(xiāng)食物價(jià)格的變化趨勢相同。而如果該假設(shè)條件不滿足，參數(shù)估計(jì)將會(huì)有偏：如果真實(shí)價(jià)格趨勢高于價(jià)格指數(shù)趨勢，則會(huì)低估價(jià)格參數(shù)；反之，則會(huì)高估價(jià)格參數(shù)。

鑒于對各類食物需求相關(guān)性的假設(shè)，我們采用似無相關(guān)回歸的方法（Iterative Seemingly Unrelated Regression，ISUR）對北京城鄉(xiāng)居民食物需求模型系統(tǒng)分別進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。為避免參數(shù)估計(jì)的奇異性問題，需求模型系統(tǒng)只包含五個(gè)方程（糧食、蔬菜、肉禽、蛋類和煙酒飲料），對干鮮瓜果的需求不直接估計(jì)，該模型參數(shù)估計(jì)將由可加性約束計(jì)算而得。在估計(jì)時(shí)，我們將放松齊次性與對稱性的約束，并在回歸之后進(jìn)行檢驗(yàn)。

4.2回歸結(jié)果

北京城鄉(xiāng)的食物需求系統(tǒng)的回歸結(jié)果如表1和表2所示。Breusch-Pagan（BP）Breusch-Pagan（BP）檢驗(yàn)表明，在1%的顯著性水平下，可以拒絕城鄉(xiāng)食物需求系統(tǒng)內(nèi)各需求模型隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)是不相關(guān)的原假設(shè)。該結(jié)論支持居民食物需求具有相關(guān)性的假設(shè)，并且在該條件下，采用似無相關(guān)回歸的方法較之單個(gè)需求模型OLS回歸更有效率。除了城鎮(zhèn)居民的肉禽類和農(nóng)村居民的蔬菜類需求模型外，在1% 的顯著性水平下，城鄉(xiāng)需求系統(tǒng)內(nèi)模型皆滿足齊次性約束。對稱性約束并未完全滿足。并不是所有的交叉價(jià)格參數(shù)估計(jì)都滿足對稱性約束，這說明可能存在其他因素，如社會(huì)或風(fēng)俗因素，對食物需求也會(huì)產(chǎn)生影響。

考慮到數(shù)據(jù)為宏觀加總數(shù)據(jù)，食物價(jià)格的變化會(huì)受到總供需的影響，因此模型（1）可能存在內(nèi)生問題：價(jià)格的內(nèi)生性會(huì)低估模型中價(jià)格參數(shù)的絕對值。為了檢驗(yàn)該問題，我們使用一年期滯后價(jià)格為當(dāng)期價(jià)格的工具變量，[ZW（]之所以選擇一年期之后價(jià)格為工具變量，是因?yàn)榭紤]到不同期的價(jià)格變量具有相關(guān)性。[ZW）]并進(jìn)行HAUSMAN檢驗(yàn)。結(jié)果表明，城鄉(xiāng)HAUSMAN統(tǒng)計(jì)量分別為07和1..11，在10%的顯著性水平下，我們不能拒絕不存在內(nèi)生性問題的原假設(shè)。因此，在統(tǒng)計(jì)意義上，我們認(rèn)為模型（1）不存在系統(tǒng)性內(nèi)生性問題。[ZW（]該結(jié)論可說明食物價(jià)格的變化相對受供給方影響較大。[ZW）]

基于式（5）和（6）我們分別計(jì)算出城鄉(xiāng)居民對各類食物需求的自身價(jià)格彈性、交叉價(jià)格彈性和支出彈性，并列于表3和表4，其中，對角線上的數(shù)值表示食物需求的自身價(jià)格彈性。在計(jì)算時(shí)，我們選擇以5%的顯著性水平為準(zhǔn)，不顯著的參數(shù)估計(jì)在計(jì)算時(shí)視為0。

顯著性水平：*=10%，**=5%，***=1%；括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤差。

干鮮瓜果需求參數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)誤差估計(jì)根據(jù)可加性約束計(jì)算而得。顯著性水平：*=10%，**=5%，***=1%；括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤差。

干鮮瓜果需求參數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)誤差估計(jì)根據(jù)可加性約束計(jì)算而得。

縱列表示由不同的食物需求模型所計(jì)算而得的彈性估計(jì)，如蔬菜行與糧食列對應(yīng)的數(shù)值為01903，表示糧食需求對蔬菜價(jià)格的彈性。

縱列表示由不同的食物需求模型所計(jì)算而得的彈性估計(jì)，如蔬菜行與糧食列對應(yīng)的數(shù)值為-04784，表示糧食需求對蔬菜價(jià)格的彈性。

4.3結(jié)果分析

4.3.1北京城鎮(zhèn)居民食物需求分析

首先，北京城鎮(zhèn)居民對各類食物需求的自身價(jià)格彈性估計(jì)皆為負(fù)值，滿足需求定律。并且，在5%的顯著性水平性下，自身價(jià)格彈性估計(jì)的絕對值都小于1，說明城鎮(zhèn)居民對六類食物的價(jià)格變化并不敏感，缺乏彈性。在六類食物中，城鎮(zhèn)居民對蛋類需求的價(jià)格彈性最接近于單位價(jià)格彈性，煙酒飲料和肉禽類需求最缺乏價(jià)格彈性，說明居民消費(fèi)不再以糧食和蔬菜為主，食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)具有多樣性。其次，所有食物皆缺乏交叉價(jià)格彈性，表明城鎮(zhèn)居民的食物需求受其他食物價(jià)格影響較小，其中，在5%的顯著性水平下，其他食物價(jià)格對居民蔬菜類需求的影響顯著為0。交叉價(jià)格彈性并不具有對稱性，如飲料煙酒和干鮮瓜果價(jià)格的提高會(huì)增加居民對糧食和蛋類的需求，而糧食和蛋類價(jià)格對居民煙酒飲料和干鮮瓜果的需求影響為負(fù)。此外，肉禽類價(jià)格對居民煙酒飲料類需求的影響接近于單位互補(bǔ)彈性，這意味著當(dāng)肉禽類價(jià)格降低時(shí)，居民肉禽類食物消費(fèi)的增加對煙酒飲料類食物消費(fèi)有較大的拉動(dòng)作用。最后，北京城鎮(zhèn)居民對糧食、肉禽和蛋類的需求皆缺乏支出彈性，說明居民對這三類食物的需求對于消費(fèi)支出的變化并不敏感，其消費(fèi)已趨于穩(wěn)定。居民對蔬菜、煙酒飲料和干鮮瓜果的需求富有支出彈性，其中，蔬菜需求具有正單位支出彈性，[ZW（]張品一（2013）指出城鎮(zhèn)居民蔬菜消費(fèi)富有支出彈性，而李瑾等（2010）認(rèn)為北京城鎮(zhèn)居民蔬菜類消費(fèi)受消費(fèi)支出影響較小。[ZW）]即，當(dāng)消費(fèi)支出增加1% 時(shí)，蔬菜的需求量也會(huì)同比例增加；煙酒飲料和干鮮瓜果的需求支出彈性大于1，說明隨著消費(fèi)支出的增加，城鎮(zhèn)居民更重視這兩類休閑食物的消費(fèi)。

4.3.2北京農(nóng)村居民食物需求分析

首先，北京農(nóng)村居民對各類食物需求的自身價(jià)格彈性估計(jì)滿足需求定律。除了煙酒飲料類外，各類食物皆缺乏自身價(jià)格彈性，而在統(tǒng)計(jì)意義上，煙酒飲料類需求的價(jià)格彈性與單位價(jià)格彈性無差異。這說明農(nóng)村居民的食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)已具有多樣性。其次，交叉價(jià)格彈性并不具有對稱性，并且大部分農(nóng)村居民的食物需求缺乏交叉價(jià)格彈性，如在5%的顯著性水平下，其他食物價(jià)格對居民煙酒飲料類需求的影響顯著為0。干鮮瓜果的價(jià)格對糧食和蔬菜需求，以及煙酒飲料的價(jià)格對蔬菜和蛋類需求的交叉價(jià)格彈性絕對值都大于1。干鮮瓜果的價(jià)格上升會(huì)使居民傾向于增加糧食的消費(fèi)，減少蔬菜的消費(fèi)，這說明干鮮瓜果類食物價(jià)格相對于其他食物價(jià)格較高，當(dāng)其價(jià)格上升時(shí)，由于干鮮瓜果類食物缺乏自身價(jià)格彈性，農(nóng)村居民傾向于縮減蔬菜的消費(fèi)以保證干鮮瓜果的消費(fèi)，并且選擇糧食消費(fèi)作為蔬菜消費(fèi)的替代。而煙酒飲料的價(jià)格上升會(huì)使居民傾向于增加蛋類的消費(fèi)，減少蔬菜的消費(fèi)，這說明農(nóng)村居民煙酒飲料的消費(fèi)與蔬菜消費(fèi)具有單向互補(bǔ)性，而與蛋類消費(fèi)具有單向的替代性。再次，北京農(nóng)村居民對糧食、肉禽、蛋類和干鮮瓜果類需求皆缺乏支出彈性。農(nóng)村居民對蔬菜類的需求最富有支出彈性，當(dāng)支出增加1% 時(shí)，蔬菜需求量增加約2%，說明在六類食物中，農(nóng)村居民最重視蔬菜的消費(fèi)。煙酒飲料類，在統(tǒng)計(jì)意義上，具有單位正支出彈性。該結(jié)論與李瑾、秦向陽和陸州（2011）的結(jié)論存在差異，他們認(rèn)為隨著收入的增加，北京農(nóng)村居民傾向于減少蔬菜的消費(fèi)，并大幅增加肉禽類和瓜果類的消費(fèi)。

考慮到農(nóng)村肉禽類消費(fèi)量在2005年度變化較大，為避免極值對參數(shù)估計(jì)的影響，我們在農(nóng)村居民肉禽類需求模型中加入了2005年虛擬變量，以控制與該年份相關(guān)的其他因素的影響。重新回歸后，農(nóng)村居民肉禽類需求價(jià)格彈性和支出彈性如表5所示。結(jié)果雖略有調(diào)整但無礙于以上分析：居民對肉禽類需求仍缺乏價(jià)格彈性，但絕對值有所增大；其他食物價(jià)格對肉禽類的影響仍為缺乏彈性；支出缺乏彈性但轉(zhuǎn)變?yōu)檎怠?/p>

4.3.3北京城鄉(xiāng)居民食物需求對比分析

由回歸結(jié)果分析可見，首先城鄉(xiāng)居民食物需求皆缺乏自身價(jià)格彈性，但對價(jià)格的反應(yīng)程度存在差異。比如城鎮(zhèn)居民對蛋類需求的彈性絕對值大于農(nóng)村居民，這可能是因?yàn)楹芏噢r(nóng)戶會(huì)自己養(yǎng)雞產(chǎn)蛋，所以對蛋類的價(jià)格變化更加不敏感。其次，與農(nóng)村居民不同，城鎮(zhèn)居民對食物需求皆缺乏交叉價(jià)格彈性。農(nóng)村居民的食物需求對煙酒飲料和干鮮瓜果這類休閑食物的價(jià)格變化反應(yīng)較大。再次，城鄉(xiāng)居民對糧食、肉禽和蛋類皆缺乏支出彈性，表明這三類食物的消費(fèi)已趨于穩(wěn)定。城鎮(zhèn)居民更重視對休閑食物的消費(fèi)，而農(nóng)村居民更重視蔬菜的消費(fèi)，干鮮瓜果的需求缺乏對支出彈性。

簡言之，基于Jussaume（2001）的定義，北京城鎮(zhèn)居民的食物消費(fèi)更具有現(xiàn)代特征，農(nóng)村居民的食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)具有滯后性，因此北京城鎮(zhèn)居民的食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)是農(nóng)村居民食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)的未來趨勢。此外食物消費(fèi)特征的城鄉(xiāng)差異也可以折射出北京城鄉(xiāng)發(fā)展的不均衡等，如城鄉(xiāng)收入分配，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，食物消費(fèi)市場的不均衡。由于城鄉(xiāng)二元體制，農(nóng)村的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和市場發(fā)展落后于城市，這可能加大了農(nóng)村居民購買休閑食物的成本，導(dǎo)致農(nóng)村居民對干鮮瓜果的需求缺乏支出彈性。

5結(jié)論

本文基于AIDS需求模型，利用北京地區(qū)城鄉(xiāng)居民年度食物消費(fèi)的數(shù)據(jù)，對北京城鄉(xiāng)居民六類食物需求的特征和差異進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明，北京城鄉(xiāng)居民的食品需求受價(jià)格和消費(fèi)支出影響，但城鎮(zhèn)與農(nóng)村的影響存在差異。相對于農(nóng)村居民，城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)更具有現(xiàn)代化特征。因此，政府在制定食物政策時(shí)，應(yīng)對城鄉(xiāng)食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)的差異予以考慮。結(jié)論存在差異的原因本文結(jié)論簡述如下：第一，北京城鄉(xiāng)居民對六類食物的需求皆缺乏自身價(jià)格彈性，并且食物需求的交叉價(jià)格彈性不具有對稱性，其中，農(nóng)村居民食物需求對休閑類食物價(jià)格的變化反映比較敏感。第二，北京城鄉(xiāng)居民對糧食、肉禽和蛋類皆缺乏支出彈性。城鎮(zhèn)居民更重視休閑食物的消費(fèi)，而農(nóng)村居民更重視蔬菜的消費(fèi)。農(nóng)村居民對干鮮瓜果的需求缺乏支出彈性。第三，北京農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)滯后于城鎮(zhèn)，若以城鎮(zhèn)居民食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)為依據(jù)，預(yù)測農(nóng)村居民消費(fèi)的趨勢，預(yù)計(jì)農(nóng)村居民會(huì)增加休閑類食物的消費(fèi)，并降低糧食和蔬菜類的消費(fèi)比重。

參考文獻(xiàn)：

[1]ADeaton，Muellbauer JAn almost Ideal Demand System[J].American Economics Review，1980（70）：312-326

[2]LGallagher，John EDynamic Almost Ideal Demand Systems：An Empirical Analysis of Alcohol Expenditure in Ireland[J].Applied Economics，2003，35（9）：1025-1036

[3]CHalbrendt，F(xiàn)rancis T，Gempesaw C，et alRural Chinese Food Consumption：The case of Guangdong[J].American Journal of Agriculture Economics，1994（76）：794-799

[4]RJussaumeFactor Associated with Modern Urban Chinese Food Consumption Patterns[J].Journal of Contemporary China，2001（10）：219-232.

[5]郭愛君，武國榮基于AIDS模型的我國農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)分析[J].人口與經(jīng)濟(jì)，2008（2）：34-38

[6]李瑾，秦向陽，陸州北京農(nóng)村居民食物消費(fèi)特征及發(fā)展趨勢[J].廣東農(nóng)業(yè)科學(xué)，2011（1）：248-251.

[7]李瑾，楊利瓊，秦向陽，等北京市城鎮(zhèn)居民食物消費(fèi)特征與發(fā)展趨勢[J].廣東農(nóng)業(yè)科學(xué)，2010（8）：345-348

[8]李哲敏中國城鄉(xiāng)居民食物消費(fèi)與營養(yǎng)發(fā)展的趨勢預(yù)測分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2008（6）：50-57

[9]劉華，鐘甫寧食物消費(fèi)與需求彈性基于城鎮(zhèn)居民微觀數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2009（9）：36-43.

[10]徐洪水基于ELES的中國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)比較分析[J].金融與經(jīng)濟(jì)，2009（10）：21-23.

[11]喻聞，許世衛(wèi)2012年中國農(nóng)村居民食物消費(fèi)分析[J].農(nóng)業(yè)展望，2012（10）：52-55

[12]周津春農(nóng)村居民食物消費(fèi)的AIDS模型研究[J].中國農(nóng)村觀察，2006（6）：17-22.

[13]臧旭恒，孫文祥城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)：基于ELES模型和AIDS模型的比較分析[J].山東大學(xué)學(xué)報(bào)，2003（6）：122-126

[14]張王梅，喻聞，李志強(qiáng)中國農(nóng)村居民食物消費(fèi)需求彈性研究[J].江西農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2012（11）：7-13.

[15]張品一基于QUAIDS模型的中國城鎮(zhèn)居民食品需求異質(zhì)性研究[J].統(tǒng)計(jì)與研究，2013（23）：128-130

[16]尹世杰社會(huì)主義消費(fèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].上海：上海人民出版社，1983.

[17]北京統(tǒng)計(jì)局，編北京統(tǒng)計(jì)年鑒（1997—2013）[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社

[18]國務(wù)院辦公廳中國食物與營養(yǎng)發(fā)展綱要（2014—2020年）[M].北京：人民出版社，2014.