食品價格上漲對城鎮(zhèn)家庭消費與福利影響研究——基于EASI模型

趙昕東m，王小葉m

(1.華僑大學 數(shù)量經濟研究院，福建 廈門 361021；2.華僑大學 經濟與金融學院，福建 泉州362021；

3.河南財經政法大學 經濟學院，河南 鄭州 450046)

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食品價格上漲對城鎮(zhèn)家庭消費與福利影響研究
——基于EASI模型

趙昕東m1，王小葉m2，3

(1.華僑大學 數(shù)量經濟研究院，福建 廈門 361021；2.華僑大學 經濟與金融學院，福建 泉州362021；

3.河南財經政法大學 經濟學院，河南 鄭州 450046)

摘要：文章基于與2015年度諾貝爾經濟學獎得主迪頓的接近理想需求系統(tǒng)AIDS來源相同的EASI需求系統(tǒng)，采用CHNS調查數(shù)據(jù)，運用EASI需求系統(tǒng)實證分析了各類食品價格上漲對不同收入等級城鎮(zhèn)家庭消費與福利的影響，并比較了收入補貼與價格補貼的經濟效果。研究發(fā)現(xiàn)：(1)我國城鎮(zhèn)居民動物性食品消費支出占食品總支出的比重最大，其次是糧食和蔬菜，城鎮(zhèn)居民的食品消費結構為“動物性食品+糧食+蔬菜”，這說明動物性食品價格上漲對我國城鎮(zhèn)居民日常膳食消費的影響相對較大。(2)糧食價格對困難戶和最低收入家庭的福利影響最大，動物性食品價格對較低收入家庭的福利影響最大。(3)對低收入家庭而言，當動物性食品價格上漲時，收入補貼政策的效果優(yōu)于價格補貼政策；當糧食價格上漲時，價格補貼政策的效果優(yōu)于收入補貼政策。文章最后從生產、補貼政策和分配制度的角度提出了政策建議。

關鍵詞：食品價格；收入等級；消費；福利；EASI模型

一、引言

改革開放以來，我國城鎮(zhèn)居民食品消費價格分別于1994年10月、2008年4月和2011年7月出現(xiàn)過同比增長率高達40%、21.6%和14.4%的漲幅。城鎮(zhèn)居民是單純的食品消費者，受到食品價格上漲的影響尤為明顯。根據(jù)中經網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，2012年我國城鎮(zhèn)居民食品支出占總支出和可支配收入的比重分別達到了36.23%和24.59%，其中：按收入等級劃分的城鎮(zhèn)居民家庭中困難戶、最低收入戶、低收入戶、中等偏下收入戶和中等收入戶食品支出占總消費支出的比例分別為46.79%、45.34%、43.15%、40.95%和38.56%，食品支出占可支配收入的比例分別為45.69%、40.30%、33.21%、30.00%和27.04%，可見城鎮(zhèn)低收入居民的食品消費占總支出和可支配收入的比例相當大。而且，低收入家庭所消費食品多為維持生存的必需品，消費結構難以改變，一旦食品價格出現(xiàn)大幅度上漲，他們的實際購買力必然顯著下降，消費數(shù)量、消費結構與消費者福利將會受到嚴重影響。

食品價格易受糧食生產成本、匯率、自然災害與食品需求的影響。由于目前國際政治經濟形勢錯綜復雜，導致糧食進口價格出現(xiàn)了大幅變動。同時在供給方面，城鎮(zhèn)化導致的土地減少和氣候變化導致的自然災害等原因也使我國糧食供給存在較大不確定性。在需求方面，隨著我國經濟的高速發(fā)展，一方面，城鎮(zhèn)居民的食品消費結構正在發(fā)生變化，未來我國隨時可能出現(xiàn)食品價格的快速上漲。另一方面，貧富差距的存在導致食品的價格上漲對不同收入等級家庭會產生不同的影響。由此引發(fā)的一系列現(xiàn)實問題是：何種食品的價格對城鎮(zhèn)家庭的消費影響最大？何種食品的價格對城鎮(zhèn)家庭的福利影響最大？為提高補貼的精準度與針對性，除收入指標外，還應該以哪些家庭特征變量為依據(jù)？已有文獻選擇的研究對象通常是總的食品價格，而且很少對城鎮(zhèn)居民家庭進行細分，因而無法詳細反映不同特征家庭的食品消費規(guī)律，也就無法對上述問題做出解答。因此，系統(tǒng)研究食品價格上漲對不同特征的城鎮(zhèn)家庭特別是低收入家庭的消費與福利的影響機理，并提出有針對性的補貼政策，對促進消費、增強城鎮(zhèn)居民對食品價格上漲的承受能力，以及維護社會穩(wěn)定具有重要意義。

為此，本文從以下幾個方面開展研究。首先，根據(jù)中國健康與營養(yǎng)調查(CHNS)數(shù)據(jù)整理出糧食、蔬菜、動物性食品、食用油和調節(jié)性食品的消費數(shù)量作為研究對象。其次，定量研究不同收入等級家庭在食品價格上漲時的消費變化和福利變化，以及其他家庭特征變量對福利影響的效果，為提高補貼政策的精準度提供實證參考。

本文其他部分的結構如下：第二部分是文獻綜述，第三部分是模型的構建，第四部分是食品價格上漲對不同收入等級城鎮(zhèn)家庭消費的影響，第五部分分析食品價格上漲對不同收入等級城鎮(zhèn)家庭福利的影響，第六部分是結論和政策建議。

二、文獻綜述

國內外關于食品價格上漲對家庭居民消費及福利影響的研究，從定性的角度看研究結論基本一致。但從定量角度看，因學者們選擇的研究對象、樣本區(qū)間、計量模型和估計方法等的不同，所得出的結論也有差異。本文主要從國外研究方法進展和國內實際問題研究兩個角度做簡要梳理。

研究方法方面，Lluch(1973)的擴展線性支出系統(tǒng)ELES(ExpendedLinearExpenditureSystem)和2015年度諾貝爾獎獲得者迪頓(Deaton和Muellbauer，1980)的接近理想需求系統(tǒng)AIDS(AlmostIdealDemandSystem)一直是學者們選擇的主要模型。ELES與AIDS均脫胎于Stone(1954)的線性支出系統(tǒng)LES(LinearExpenditureSystem)。LES系統(tǒng)將人們的需求分為基本需求和額外需求兩部分，基本需求與收入水平無關，超額需求與消費總支出和價格水平相關。在預算約束條件下，根據(jù)效用最大化原則得出的Marshallian需求函數(shù)。ELES模型對LES模型做出兩點改進：用收入代替總支出，用邊際消費傾向代替邊際預算份額。AIDS從特定形式的偏好類型出發(fā)，設定線性的和齊次的成本函數(shù)，并給定價格體系和一定的效用水平，進而求解最小的支出份額，并推導出各類消費品支出份額的系統(tǒng)方程。

ELES和AIDS模型屬于2秩模型，它們假定恩格爾曲線與總消費支出的對數(shù)之間是線性關系，也就是說，假定不同消費者增加同樣的支出時，增加的各種商品的支出份額也相等。近年來使用消費支出“大數(shù)據(jù)”的實證分析發(fā)現(xiàn)，不同商品的恩格爾曲線的曲度呈現(xiàn)顯著的差異。Blundell等(2007)指出，一些商品的恩格爾曲線接近線性或二次型，而另一些則呈現(xiàn)S形。無論是LES系統(tǒng)還是QUAIDS需求系統(tǒng)，恩格爾曲線無法超過二次型。Lewbel和Pendakur(2009)提出的準確映射斯通指數(shù)隱含Marshallian需求系統(tǒng)EASI(theExactAffineStoneIndeximplicitMarshalliandemandsystem)突破了這一約束，允許需求系統(tǒng)中某些商品有復雜的恩格爾曲線形式，這是EASI需求系統(tǒng)的突出優(yōu)點之一。Magaa-Lemus等(2013)應用EASI模型分析了食品價格上漲對墨西哥家庭居民的貧困化和福利的影響，并證實了同一需求系統(tǒng)中不同商品存在不同類型的恩格爾曲線，且相當一部分商品的恩格爾曲線明顯表現(xiàn)為多項式型或樣條型。Song等(2013)利用EASI需求系統(tǒng)分析了食品價格上漲對中國城鎮(zhèn)居民消費的影響，同樣證實了某些商品存在復雜的恩格爾曲線形式。

關于福利問題的研究，國外學者普遍通過補償變量(CompensatingVariation)度量食品價格上漲對消費者福利的影響。例如Ackah 和 Appleton(2007)用AIDS模型估計了1990年代加納六種食品的需求價格彈性和收入彈性，進而估計了福利變化。Leyaro等(2010)估計了1991-2007年期間，坦桑尼亞的食品價格和稅收對消費者福利的影響。Cranfield等(2010)用1996 年ICP(InternationalComparisonsProject)數(shù)據(jù)計算了四種食品價格上漲的福利效應。Azzam 和Rettab(2012)用AIDS模型得出了Hicksian需求價格彈性，然后通過補償變量估計了2010年12月至2011年1月不同進口食品價格變化對阿拉伯聯(lián)合酋長國居民福利的影響。

國內對現(xiàn)實問題的研究方面，黃程(2004)分析了食品價格上漲對浙江省城鎮(zhèn)低收入家庭生活水平的影響。夏曉平等(2012)根據(jù)廣東省2011年上半年居民消費數(shù)據(jù)，采用多元回歸方法考察了物價上漲對居民生活的影響，研究發(fā)現(xiàn)，無論是長期還是短期，物價上漲對低收入戶的影響最大，他們的消費性支出的增長幅度高于其他收入等級居民支出的增長速度。吳蓓蓓等(2012)使用2007-2009年廣東省城鎮(zhèn)居民家庭食品消費數(shù)據(jù)，利用QUAIDS模型對不同收入家庭食品消費結構及消費行為進行了研究，結果表明，當收入和價格同比例變化時，城鎮(zhèn)居民家庭更愿意增加對肉類、蛋類和乳品的消費。

綜上所述，首先，現(xiàn)有研究絕大部分模型使用的恩格爾曲線是線性的或二次型的，無法反映某些商品存在復雜形式的恩格爾曲線的現(xiàn)實。其次，尚未發(fā)現(xiàn)國內文獻中有針對困難家庭和最低收入家庭的深入研究。第三，國內學者的研究大多是針對總的食品價格進行研究，而食品種類很多，不同類別家庭消費結構不同，對不同食品的消費數(shù)量也不同，如果不細致到具體食品的價格和數(shù)量，就不能詳細把握不同特征家庭食品消費的特征，也就無法制定科學合理的政策。為此，本文研究不同種類食品價格變動對各收入等級家庭消費及福利的影響，研究具有何種特征的低收入家庭在食品價格上漲中的福利損失最大，為政府穩(wěn)定重要食品價格，保障重點人群生活水平提供可靠的實證依據(jù)。

三、食品價格影響城鎮(zhèn)居民消費與福利的模型構建

(一)模型的選擇

為保證研究的可靠性，本文在實證方法上采用準確映射的斯通指數(shù)隱含馬歇爾需求系統(tǒng)(theExactAffineStoneIndeximplicitMarshalliandemandsystem，簡稱EASI模型)。EASI模型與2015年度諾貝爾獎獲得者迪頓(Deaton和Muellbauer，1980)的接近理想需求系統(tǒng)AIDS(AlmostIdealDemandSystem)來源相同。EASI模型的思想比較簡單，在給定消費者收入和各種商品價格的條件下，消費者如何選擇支出比例以使效用最大化。自凱恩斯之后，在宏觀經濟問題的研究上主要依靠宏觀數(shù)據(jù)。由于宏觀經濟數(shù)據(jù)是微觀調查數(shù)據(jù)的加總，因此宏觀數(shù)據(jù)反映的經濟規(guī)律可能與微觀數(shù)據(jù)反映的經濟規(guī)律相背離。事實上，在消費與收入的關系上存在著Deaton悖論。而EASI模型直接使用家庭層面的微觀調查數(shù)據(jù)研究居民消費行為的規(guī)律，結果將更直觀，結論與政策建議也更有效。

從經濟學的意義看，EASI模型屬于結構模型的范疇，其估計的參數(shù)是某種政策條件下消費者的支出函數(shù)，這為反事實分析和福利分析提供了堅實的基礎。比如某種商品價格發(fā)生變化時，就可以使用補償變化來度量消費者福利的變化。而有了度量消費者福利的工具，就給政策制定提供了較大的方便。EASI模型的另一個優(yōu)點是使恩格爾曲線突破3秩*按照Lewbel(1991)的定義，需求系統(tǒng)的秩是指需求系統(tǒng)的恩格爾曲線所跨越函數(shù)空間的最大維數(shù)。約束，同時支出份額方程中不僅包括價格項和家庭特征變量，還包括價格與總支出的交互項、價格與家庭特征變量的交互項以及不可觀測的偏好異質性，而且運用EASI成本函數(shù)推導出的福利變化度量指標既能包含商品價格上漲的直接效應，也能兼顧商品之間的替代效應。因此，本文利用該模型分析刻畫城鎮(zhèn)家庭的消費行為和福利變化能起到更接近消費行為復雜性與多樣性的現(xiàn)實效果。

本文不僅是EASI模型的一般應用，而且在應用的基礎上進行了拓展。目前我們查詢到運用EASI模型的國外文獻僅有三篇(Lewbel 和Pendakur，2009； Magaa-Lemus，Ishdorj和Rosson，2013；Song，Li 和Ma，2013)，尚未發(fā)現(xiàn)這方面的國內文獻。已有文獻在計算彈性時，僅計算參考家庭的補償?shù)闹С霭霃椥?，導致實證結果和同類研究相比缺乏可比性。而本文推導計算參考家庭的補償和未補償?shù)男枨髢r格彈性、未補償?shù)闹С鰪椥砸约案魇杖氲燃壖彝サ钠骄＠兓?，以上工作拓展了EASI模型的應用。

(二)EASI模型的參數(shù)估計方法

EASI模型構建的基本思想是：在給定價格體系p的條件下，具有可觀測特征z和不可觀測特征ε的消費者為達到一定效用水平u，如何選擇商品的預算支出比例使總支出最小。具體過程如下(詳細的理論證明見Lewbel和Pendakur，2009)。

首先，根據(jù)Lewbel和Pendakur(2009)的做法，假定家庭的成本函數(shù)(支出函數(shù))為：

(1)

根據(jù)Shephard引理，可以由成本函數(shù)(1)得到Hicksian需求函數(shù)(補償支出份額)：

(2)

記隱含效用為：

(3)

像其他任何用貨幣度量的效用表示形式一樣，隱含效用y是效用在數(shù)學上的一種客觀的和簡便的表示方法。從式(3)可以看出，隱含效用是名義支出x的一個映射。在所有商品價格都等于1的基期，隱含效用就等于名義支出的對數(shù)，即基期效用。

用隱含效用y代替u代入式(2)，得出隱含Marshallian支出份額。

(4)

從式(3)可以看出隱含效用是lnx-(lnp)′w的一種映射形式，所以式(3)和式(4)構成的需求系統(tǒng)可以稱為準確映射的斯通指數(shù)隱含Marshallian需求系統(tǒng)。

從式(4)可以看出，首先，恩格爾曲線項αr決定了商品的恩格爾曲線形狀，也就是說，當r=1時，恩格爾曲線是線性的，即秩為2，等價于一般的AIDS模型；當r=2時，恩格爾曲線是二次型的，即秩為3，等價于QUAIDS模型；這里r可以從0到J-2，即EASI需求系統(tǒng)允許商品恩格爾曲線的最大維度為J-1，恩格爾曲線可以是非常復雜的形式。其次，EASI需求系統(tǒng)中的支出份額包含直接價格補償效應和間接價格補償效應，直接價格補償效應由A0決定，間接價格補償效應通過價格與家庭特征變量的交互項Al(l=1,2,…,L)和價格與總支出的交互項B決定。再次，影響家庭偏好的不可觀測成分ε作為誤差項進入EASI需求系統(tǒng)中。

與AIDS模型一樣，EASI模型也要滿足加總性、齊次性和對稱性的約束條件。加總性和齊次性由以下條件約束決定：

ε′1J=0

Slutsky對稱性由A、B是J×J維對稱矩陣約束。

(三)彈性的推導*感謝Julien Boelaert在EASI模型補償彈性和未補償彈性的推導過程中給予的指導。

由上文可知，EASI需求系統(tǒng)的補償?shù)腍icksian支出份額方程為：

(5)

未補償?shù)腗arshallian支出份額方程為：

w(x,p,z,ε)=ω(y(w,p,x,z),p,z,ε)

(6)

把Hicksian支出份額對lnp的導數(shù)定義為Hicksian支出份額價格半彈性：

(7)

把Hicksian支出份額關于隱含效用y的導數(shù)定義為實際支出半彈性：

(8)

關于補償?shù)腍icksian需求價格彈性，假設qj為商品j的補償?shù)腍icksian購買量，則wj=ωj=pjqj/x

其中：δj,i表示克羅內克(Kronecker)函數(shù)。當i=j時，δj,i=1；當i≠j時，δj,i=0。則j商品關于i商品價格的補償?shù)腍icksian需求價格彈性為：

(9)

關于消費支出彈性，根據(jù)Lewbel和Pendakur(2009)的做法，未補償?shù)腗arshallian支出份額w關于lnx的導數(shù)為：

(10)

則j商品的未補償?shù)腗arshallian消費支出彈性為：

(11)

關于未補償?shù)腗arshallian需求價格彈性，由式(9)、式(11)及Slutsky方程得出j商品關于i商品價格的未補償?shù)腗arshallian需求價格彈性為：

(12)

(四)數(shù)據(jù)與變量

本文采用CHNS(ChinaHealthandNutritionSurvey)2004年、2006年和2009年的調查數(shù)據(jù)。CHNS是北卡羅來納大學人口研究中心(TheCarolinaPopulationCenterattheUniversityofNorthCarolinaatChapelHill)、美國國家營養(yǎng)與食物安全研究所(TheNationalInstituteofNutritionandFoodSafety)和中國疾病與預防控制中心合作開展的調查項目。調查范圍涉及遼寧、黑龍江、江蘇、山東、河南、湖北、湖南、廣西和貴州9個省(自治區(qū))。調查內容包括居民家庭成員數(shù)量、年齡、性別、婚姻狀況、工作、收入和身體狀況等詳細信息，以及居民家庭最近三日的食品消費量、食品的自由市場價格及大型超市價格。本文采用自由市場價格反映食品價格。家庭特征數(shù)據(jù)和食品消費量數(shù)據(jù)來源于CHNS網(wǎng)站http://www.cpc.unc.edu/projects/china，食品價格數(shù)據(jù)來源于北卡羅來納大學人口研究中心。

首先把家庭食物消費數(shù)據(jù)歸類。家庭食物消費量是家庭食用的和遺棄的食物量之和。因CHNS對家庭食物消費的調查期限是3天，所以消費量數(shù)據(jù)中的零數(shù)據(jù)較多，零數(shù)據(jù)占比越低說明城鎮(zhèn)居民對該食品的消費頻率越高(見表1)，所以零數(shù)據(jù)占比在一定程度上說明城鎮(zhèn)居民的消費結構。

從表1可以看到，豬肉僅次于谷類及制品、蔬菜、調味品和食用油，已成為城鎮(zhèn)居民的主要食品消費項目，且城鎮(zhèn)居民對豬肉的需求頻率高于蛋類。干豆類及制品和薯類食品的零數(shù)據(jù)占比分別為35.93%和58.69%，反映出兩類食品在城鎮(zhèn)居民日常膳食營養(yǎng)結構搭配中起重要作用，其作用甚至超過水果。有60%以上的城鎮(zhèn)居民三日內沒有消費水果，說明水果不是城鎮(zhèn)居民的日常膳食的必需品，而是主食之外的營養(yǎng)調節(jié)品。為了體現(xiàn)“讓數(shù)據(jù)說話”的思想，本文對零數(shù)據(jù)不做任何處理。

表1　城鎮(zhèn)居民家庭食品消費量零數(shù)據(jù)占比

由表1可以看到CHNS調查數(shù)據(jù)對食品的分類非常細致。為研究方便，本文把食品概括為以下五類：糧食(對應表1中谷類及制品)、蔬菜(對應表1中蔬菜類及制品)、動物性食品(對應表1中豬牛羊肉、魚肉、蛋類、奶及奶制品類)、食用油和調節(jié)性食品(對應表1中干豆類及制品、水果、飲料、啤酒和白酒)。為考察影響居民家庭食品消費結構和消費數(shù)量的其他影響因素，本文將以下七個家庭特征變量納入模型，具體包括家庭收入等級、撫養(yǎng)比，家庭規(guī)模、家庭所在地區(qū)、家庭當年有無困難補助、戶主的年齡和最高教育程度。家庭特征變量的賦值見表2。

表2　家庭特征變量的賦值

在整理CHNS數(shù)據(jù)中遇到的最大問題是存在缺失數(shù)據(jù)。食品消費量數(shù)據(jù)的缺失率為5.4%，由于數(shù)據(jù)缺失比例很小，不會造成結果的偏倚，所以直接刪除缺失食品消費量的樣本。在處理缺失的價格數(shù)據(jù)和家庭特征變量數(shù)據(jù)時主要采用演繹插補法處理。CHNS數(shù)據(jù)的特點是，調查的內容非常詳細，同一個家庭既有以家庭為單位的調查數(shù)據(jù)，也有家庭成員的調查數(shù)據(jù)，并且不同年份中調查的家庭基本相同，這些都為演繹插補提供了高質量的輔助信息，可通過演繹插補方法得到準確或近乎準確的樣本值。具體做法是，價格缺失數(shù)據(jù)用相同時期相鄰社區(qū)價格插補，家庭特征缺失數(shù)據(jù)則根據(jù)家庭成員數(shù)據(jù)和不同年份家庭特征數(shù)據(jù)進行演繹插補。缺失數(shù)據(jù)處理后，樣本容量為4 161個。標準化處理后所有變量的描述性統(tǒng)計特征如表3所示。

表3　數(shù)據(jù)的統(tǒng)計特征

表3數(shù)據(jù)顯示，動物性食品支出份額均值最大，為0.45；其次是糧食和蔬菜支出份額，分別為0.24和0.12?？梢娢覈擎?zhèn)居民動物性食品消費支出占食品總支出的比重最大，其次是糧食和蔬菜，我國城鎮(zhèn)居民的食品消費結構為“動物性食品+糧食+蔬菜”。

四、食品價格上漲對城鎮(zhèn)家庭消費行為的影響

(一)參數(shù)估計結果

EASI模型參數(shù)由Pendakur提供的含交互項的EASI估計程序得到，估計系數(shù)及所有彈性值的近似標準誤差用bootstrap方法獲得。為了防止過度識別產生奇異矩陣，估計EASI模型時只選擇 4個方程，調節(jié)性食品的參數(shù)通過方程中的約束條件求出。參數(shù)的估計值結果見表4所示。

表4　EASI模型的估計結果

注：w1、w2、w3和w4分別代表糧食、蔬菜、動物性食品和食用油的支出份額；z1、z2、z3、z4、z5、z6和z7分別代表收入等級、家庭撫養(yǎng)比、家庭規(guī)模、戶主最高教育程度、家庭所在地區(qū)、當年有無困難補助和戶主年齡；p1、p2、p3和p4分別代表糧食、蔬菜、動物性食品和食用油價格的對數(shù)；括號內為標準誤差，***、**和*分別表示p<0.001、p<0.05和p<0.1，下表同。

從表4中的結果可以看出，絕大部分參數(shù)估計值在 5% 水平顯著。糧食、食用油和調節(jié)性食品方程中y3的系數(shù)在10%水平顯著，說明模型中加入y3能夠反映支出份額與總支出的關系。價格在各方程中均顯著。某些含有z1、z2、z3、z4、z5、z6和z7的參數(shù)不顯著，表明某些家庭特征變量對消費行為的影響不顯著。

(二)三個收入等級參考家庭的支出彈性分析

高中低三個收入等級家庭的支出彈性數(shù)值見表5所示。動物性食品的消費支出彈性在三個收入等級內都是最大的，且都富有彈性，分別為2.00、1.66和1.55。這意味著當支出增加時，我國城鎮(zhèn)家庭會以大于總支出增加的幅度增加動物性食品的消費支出，特別是對低收入家庭來說，會以2倍于總支出增加的幅度增加動物性食品的消費，說明動物性食品的消費支出能給城鎮(zhèn)家庭特別是低收入家庭帶來更多的效用。糧食的消費支出彈性值在三個收入等級中都最小，分別為0.25、0.22和0.19?？梢姰斒称分С鲈黾訒r，我國城鎮(zhèn)家庭對糧食的消費支出增加不多，說明城鎮(zhèn)居民對糧食這種基礎食品的消費已基本穩(wěn)定。食用油的消費支出彈性在三個收入等級內的大小排列順序都是第四位，其彈性都小于0.5，說明當支出變動時，我國城鎮(zhèn)家庭食用油的消費支出增加有限。蔬菜和調節(jié)性食品的消費支出彈性在三個收入等級內的具體順序不同，對低收入家庭，蔬菜的支出彈性大于調節(jié)性食品的支出彈性，中高收入家庭則相反，說明當食品支出增加時，低收入家庭增加蔬菜的支出能獲得更多效用，而中高收入家庭增加更多的調節(jié)性食品能獲得更多的效用。再看具體每種食品支出彈性值隨收入增加的變化規(guī)律?？梢钥吹剑杖朐降?，對糧食、動物性食品和食用油的支出彈性越大。

綜上所述，當總支出增加時，我國城鎮(zhèn)家庭對糧食、動物性食品和食用油的消費支出增加，但增加的幅度隨著總支出的增加而逐漸減弱，反而轉向蔬菜和調節(jié)性食品。這說明隨著家庭收入的增加，城鎮(zhèn)居民開始注重健康和營養(yǎng)的搭配，體現(xiàn)了我國城鎮(zhèn)居民的食品消費結構和營養(yǎng)結構正朝著科學化、合理化的方向發(fā)展。

表5　三個收入等級家庭的Marshallian消費支出彈性

(三)價格彈性分析

表6顯示了三個收入等級家庭對五種食品的Marshallian價格彈性。Marshallian價格彈性反映商品價格變化所引起的自身需求量的變化。

通過比較三個收入等級家庭內各類食品的Marshallian價格彈性發(fā)現(xiàn)，動物性食品的Marshallian價格彈性在三個收入等級內都最大，說明我國城鎮(zhèn)居民對動物性食品的價格最敏感，且隨著收入的增加，動物性食品的Marshallian價格彈性逐漸減小，這說明對城鎮(zhèn)低收入家庭影響最大的是動物性食品價格，主要的原因是低收入家庭的價格承受能力較差，食品消費的替代關系也較弱。這在一定程度上說明穩(wěn)定動物性食品價格對保證低收入家庭的福利具有重要作用。

表6　三個收入等級家庭的Marshallian價格彈性

(四)對低收入家庭的進一步分析

為進一步深入研究低收入家庭在食品價格上漲時，食品消費數(shù)量和消費結構出現(xiàn)的變化，我們參照國家統(tǒng)計局劃分困難戶、最低收入戶和較低收入戶的百分位值標準，在低收入等級內把人均支出最低的25%、中間的25%-50%和最高的50%分別稱為困難家庭、最低收入家庭和較低收入家庭。

表7顯示了低收入等級內三種類別家庭的支出彈性，顯然動物性食品的支出彈性最大，特別是困難家庭的彈性值達到了3.38，這充分說明城鎮(zhèn)困難家庭對動物性食品的消費還遠未得到滿足，動物性食品仍是困難家庭的奢侈品，提高困難家庭的動物性食品消費對改善其生活水平、提高其福利效用都非常重要。糧食、蔬菜和食用油的消費支出彈性較小，比較缺乏彈性，說明糧食、蔬菜和食用油對低收入家庭而言是正常食物消費品。

表7　低收入等級內不同類別家庭的消費支出彈性

表8顯示的是低收入等級內三種類別家庭的Marshallian價格彈性，其中除調節(jié)性食品的Marshallian價格彈性在統(tǒng)計意義上不顯著外，其他四類食品的Marshallian價格彈性隨著支出的增加呈減小的趨勢，說明這四類食品價格的上漲對困難家庭的食品消費有顯著影響。從彈性值的大小來看，動物性食品彈性最大，其次是糧食，說明穩(wěn)定豬肉價格和糧食價格對保障城鎮(zhèn)困難家庭食品消費數(shù)量極為重要。

三種類別參考家庭內的Marshallian價格彈性和消費支出彈性的比較顯示，動物性食品和蔬菜的支出彈性大于Marshallian價格彈性，說明為了維持上述兩類食品的消費數(shù)量保持不變，收入補貼政策的效果優(yōu)于價格補貼政策的效果。而糧食的消費支出彈性小于Marshallian價格彈性，說明為了維持糧食的消費數(shù)量保持不變，價格補貼政策的效果優(yōu)于收入補貼政策的效果。

表8　低收入等級內三種類別家庭的Marshallian價格彈性

(五)估計恩格爾曲線

圖1、圖2和圖4的恩格爾曲線形狀極為接近，也就是說，糧食、蔬菜和食用油的恩格爾曲線變化規(guī)律相同。在收入水平較低時，隨著收入的增加，糧食、蔬菜和食用油的需求緩慢下降，在收入達到一個中等程度后，上述三種食品的需求快速下降，最后當收入達到較高程度時，上述三種食品的需求繼續(xù)緩慢下降。圖3和圖5的恩格爾曲線形狀相似，也就是說，動物性食品和調節(jié)性食品的恩格爾曲線的變化規(guī)律相同，在收入水平較低時，隨著收入的增加，動物性食品和調節(jié)性食品的需求緩慢上升，在收入達到一個中等程度后，上述兩種食品的需求快速上升，最后當收入達到較高程度時，上述兩種食品的需求繼續(xù)緩慢上升。可見當城鎮(zhèn)居民收入較低，處于溫飽階段時，以糧食、蔬菜和食用油三種食品消費為主，對動物性食品和調節(jié)性食品的消費較少；當收入處于中等水平時，會快速減少糧食、蔬菜和食用油的消費，而大量增加動物性食品的消費；在收入水平較高時，糧食、蔬菜和食用油穩(wěn)定在較低水平，動物性食品和調節(jié)性食品穩(wěn)定在較高水平。將三次型和二次型的EASI恩格爾曲線進行比較可以看到，二次型恩格爾曲線無法像三次型恩格爾曲線那樣準確刻畫出隨著收入增加，城鎮(zhèn)居民消費行為的變化。

圖1　糧食的恩格爾曲線圖

圖2　蔬菜的恩格爾曲線

圖3　動物性食品的恩格爾曲線

圖4　食用油的恩格爾曲線

圖5　調節(jié)性食品的恩格爾曲線

五、食品價格上漲對城鎮(zhèn)家庭福利的影響

假設式(1)是家庭在面對價格水平p時，為獲得效用水平u的最小支出，C(p0,u,z,ε)是家庭在預算份額為w0、隱含效用為y=u時的生活成本函數(shù)。那么當商品價格由p0變化到p1時，家庭的福利變化可表示為：

lnC(p1,y,z,ε)-lnC(p0,y,z,ε)

(13)

這里Ψ是Hicksian支出份額半彈性。

由式(13)可以看出，EASI模型的福利衡量方法包含一階效應和二階效應。一階效應由商品的支出份額決定，而不可觀測異質性特征變化通過支出份額w影響福利的變化。二階效應依賴于支出份額半彈性，它能捕捉到商品的替代效應。因此這種福利變化衡量方法能同時捕捉到不可觀測異質性和替代效應。傳統(tǒng)消費需求模型也包含一階效應和二階效應，但一階效應中的支出份額不包含誤差項的估計值，因此傳統(tǒng)消費需求模型無法捕捉到不可觀測異質性對福利變化的影響。此外，一階效應實質上由恩格爾曲線決定，如果商品有復雜的恩格爾曲線，則通過傳統(tǒng)的恩格爾曲線需求系統(tǒng)估計得到的福利變化會有偏誤，進而導致不恰當?shù)纳踔潦清e誤的政策建議。

另外，與傳統(tǒng)需求系統(tǒng)不同的是，二階效應依賴于Hicksian支出份額半彈性而不是Hicksian需求價格彈性。對正常商品來說，需求價格彈性為負值，相應的替代效應也為負值，所以替代效應的存在會低估因商品價格上漲而導致的福利損失。而正常商品的支出份額半彈性可能為負值，也可能為正值，相應地會出現(xiàn)正的或負的替代效應。當商品價格上漲時，替代效應越強，二階效應會呈現(xiàn)絕對值越小的負值。因此替代效應越弱，二階效應是越大的正值。對替代效應弱的消費群體，忽略二階效應會低估價格上漲的福利損失，而對替代效應強的消費群體，忽略二階效應會高估價格上漲的福利損失。

(一)食品價格上漲對不同收入等級城鎮(zhèn)家庭福利的影響

本文模擬各類食品價格上漲10%時，各收入等級家庭福利的變化情況。通過模擬計算，結果如表9所示。對低收入家庭來講，影響程度由大到小依次是動物性食品、糧食、蔬菜、食用油和調節(jié)性食品，對中等收入家庭依次是動物性食品、糧食、蔬菜、調節(jié)性食品和食用油，高收入家庭依次是動物性食品、糧食、調節(jié)性食品、蔬菜和食用油。顯然，動物性食品價格對三個收入等級家庭的福利影響最大，其次是糧食。原因是，動物性食品和糧食消費占食品總消費支出的比重最大，而這兩種食品的替代效應又較弱。蔬菜、食用油和調節(jié)性食品價格對不同收入等級家庭福利影響的順序反映了三個收入等級家庭對這三種食品的消費比重，體現(xiàn)了不同收入等級城鎮(zhèn)家庭食品消費結構的差異性。福利影響結果還顯示出各項食品價格上漲的替代效應非常弱，使二階效應為正值，這進一步惡化了直接價格效應，使總福利損失更大。所以，本文的研究方法能夠更加準確地模擬食品價格上漲所帶來的福利損失。

表9　食品價格上漲10%對不同收入等級家庭的福利影響

(二)食品價格上漲對低收入家庭福利的影響

進一步分析食品價格上漲對三類低收入家庭福利的影響。結果見表10。對困難家庭和最低收入家庭來說，糧食價格是影響福利的最大因素。糧食價格上漲10%，困難家庭的福利損失為4.08%，最低收入家庭的福利損失為3.63%。這主要是由于最低收入家庭和困難家庭的糧食支出占食品總支出比重最大，食品消費結構較單一。對較低收入家庭福利影響最大的是動物性食品價格，動物性食品價格上漲10%，較低收入家庭的福利損失為4.79%。

總之，對困難家庭和最低收入家庭的福利影響最大的是糧食價格，對較低收入家庭的影響最大的是動物性食品價格。這證明了穩(wěn)定糧食價格和動物性食品價格對保障城鎮(zhèn)低收入家庭基本生活水平的重要性。

表10　食品價格上漲10%對低收入等級內不同支出水平家庭的福利影響

(三)不同家庭特征變量對困難家庭和最低收入家庭的福利影響

家庭人口、撫養(yǎng)比和戶主受教育程度等家庭特征變量也可能對家庭的福利水平產生不同的影響。本文模擬在其他條件不變的情況下，糧食和動物性食品價格分別上漲10%對不同特征的困難家庭和最低收入家庭的福利影響，結果見表11。

表11　家庭特征差異對困難家庭和最低收入家庭的福利影響

根據(jù)表11，糧食價格或動物性食品價格上漲10%時，家庭特征差異造成的福利損失差異極不明顯，福利損失的差異在絕大多數(shù)情況下小于0.1個百分點，只有家庭人口數(shù)差異在動物性食品價格上漲時產生的福利損失差異大于0.1個百分點，但小于0.2個百分點?？傊瑢щy家庭和最低收入家庭，無論居住何地、有無困難補助、學歷高低、撫養(yǎng)比多少、年齡大小和人口多少，面對食品價格上漲所受的福利損失都幾乎相同。

六、結論與政策建議

(一)主要結論

我國城鎮(zhèn)家庭的動物性食品消費支出占食品總支出的比重最大，其次是糧食和蔬菜，城鎮(zhèn)居民的食品消費結構為“動物性食品+糧食+蔬菜”，這反映出動物性食品價格上漲會對我國城鎮(zhèn)家庭日常膳食消費產生較大影響。

當城鎮(zhèn)家庭收入較低，處于溫飽階段時，以糧食、蔬菜和食用油三種食品消費為主，對動物性食品和調節(jié)性食品的消費較少；當收入處于中等水平時，將會快速減少糧食、蔬菜和食用油的消費，而大量增加動物性食品的消費；在收入水平較高時，糧食、蔬菜和食用油穩(wěn)定在較低水平，動物性食品和調節(jié)性食品穩(wěn)定在較高水平。可見，城鎮(zhèn)困難家庭對動物性食品的消費還未得到滿足，動物性食品仍是困難家庭的奢侈品。因此，提高困難家庭動物性食品消費對改善其生活水平、提高福利非常重要。

對困難家庭和最低收入家庭的福利影響最大的是糧食價格，對較低收入家庭的影響最大的是動物性食品價格，說明這兩大食品是我國城鎮(zhèn)家庭的“生命線”。而兩大食品的需求和支出彈性則隨著收入的增加而遞減，說明困難家庭和最低收入家庭對收入和價格非常敏感。因此，穩(wěn)定糧食價格和動物性食品價格對保障城鎮(zhèn)困難家庭和最低收入家庭基本生活水平至關重要。為了維持動物性食品和蔬菜兩類食品的消費數(shù)量不變，收入補貼政策的效果優(yōu)于價格補貼政策的效果，但對糧食來說則是價格補貼政策的效果優(yōu)于收入補貼政策的效果。

此外，食品價格上漲時，家庭特征變量對處在同一收入等級的城鎮(zhèn)家庭的福利影響不顯著。

(二)對策建議

為了穩(wěn)定食品價格，提高整體城鎮(zhèn)居民的福利水平，從供給角度出發(fā)，可以通過鼓勵土地適度規(guī)模經營,加快農業(yè)產業(yè)化和規(guī)?；l(fā)展；也可以通過增加農業(yè)科技投入、加強農業(yè)基礎設施建設和提高勞動生產率來降低農業(yè)生產成本，增加糧食和動物性食品供給。

根據(jù)本文的研究結果，收入政策對改善困難家庭消費結構和福利狀況最有效。因此，必須采取有針對性的收入政策，對低收入家庭進行收入補貼。目前我國的貨幣救助方式主要是，逢年過節(jié)的“送溫暖”和救急救災，未形成制度化的補貼機制。這一點我國可參考美國的“食品與營養(yǎng)援助項目”，該項目通過向低收入家庭發(fā)放“食品券”來解決低收入群體的“吃飯”問題，是美國聯(lián)邦政府消除饑餓、保障食品安全和保證營養(yǎng)攝入的重要政策手段，可以為低收入群體提供“兜底”保障，以“食品券”形式提供救助還可以防范政府救助資金的通脹風險。

另外，應該把最低保障標準與價格掛鉤，保持弱勢群體最低生活保障標準的購買力不變，真正起到保護困難家庭購買力的作用。在缺乏低收入家庭物價指數(shù)的情況下，可選擇糧食和動物性食品價格指數(shù)作為參考價格指數(shù)。

從消費者角度看，應當通過改革收入分配制度，建立養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險、失業(yè)保險和最低工資等保障措施，減少收入差距，提高中低收入家庭的收入，增強其物價上漲的承受力。同時，也可以引入源自美國的勞動所得退稅補貼政策。EITC是目前世界上比較流行的用于解決低收入勞動者“勞動貧窮”問題的可返還性稅收抵免制度，其特點是以稅收補貼的方式返還低收入勞動者的所得稅，激勵其就業(yè)，增加其收入，從而達到緩解貧困的目的。建立適合中國國情的勞動所得退稅補貼政策，結合我國現(xiàn)有的最低工資制度，形成一種綜合性工作福利制度應是我國福利制度改革的一個方向。

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(責任編輯許柏)

The Effects of the Increase in Food Prices on Urban Households’Consumption and Welfare：Based on EASI Model

Zhao Xindong1，Wang Xiaoye2,3

(1.InstituteofQuantitativeEconomics,HuaqiaoUniversity,Xiamen361021，China；2.SchoolofEconomicsandFinance，HuaqiaoUniversity,Quanzhou362021，China；3.SchoolofEconomics,HenanUniversityofEconomicsandLaw,Zhengzhou450046,China)

Abstract：Based on EASI demand system which shares the same origin with the 2015 Nobel Prize owner Deaton’s AIDS,this paper employs CHNS data and EASI demand system to empirically analyze the effects of the increase in food prices on consumption and welfare of urban households at different income levels，and compares the different effects of income-based subsidies and price-based.It comes to the results as follows：firstly,the animal food expenditure of urban residents accounts for the largest proportion of total food expenditure，followed by grain and vegetables，and the food consumption structure of urban residents is composed of animal food，grain and vegetables，showing that the increase in animal food prices has relatively greater effect on daily diet consumption of urban residents; secondly，food prices have the greatest effects on the welfare of poor households and families with the lowest income，and the prices of animal food have the greatest effect on the welfare of families with lower income; thirdly，as for families with low income，when the prices of animal food increase，the effect of income-based subsidy policy is superior to the one of price-based subsidy policy; when the food prices increase，the effect of price-based subsidy policy is superior to the one of income-based subsidy policy.It finally provides policy suggestions from the perspectives of production，subsidy policy and distribution system.

Key words:food price; income level; consumption; welfare; EASI model

中圖分類號：F216；C812

文獻標識碼：A

文章編號：1001-9952(2016)03-0051-18

作者簡介：趙昕東(1968-)，男，吉林長春人，華僑大學數(shù)量經濟研究院、統(tǒng)計學院、數(shù)量經濟研究中心研究員，博士生導師；王小葉(1977-)，女，河南平頂山人，華僑大學經濟與金融學院博士研究生、河南財經政法大學經濟學院教師。

基金項目：國家自然科學基金面上項目(71273096)；教育部新世紀優(yōu)秀人才支持計劃(NCET-12-0673)

收稿日期：2015-06-12

DOI：10.16538/j.cnki.jfe.2016.03.005