王文智,朱俊峰

(中國農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院,北京100083)

山西城鎮(zhèn)居民食品需求系統(tǒng)的AIDS模型分析

王文智,朱俊峰

(中國農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院,北京100083)

借助AIDS模型進行消費彈性分析,得出山西城鎮(zhèn)居民消費的種類中蛋類、菜類、干鮮瓜果和奶及奶制品有較小的補償?shù)淖詢r格彈性,而水產(chǎn)品、煙草和外出就餐補償?shù)淖詢r格彈性較大;糧食、油脂、肉類、蛋類、水產(chǎn)品類的支出彈性很小,相對來說,菜類、奶及奶制品的支出彈性較大。目前,城鎮(zhèn)居民外出就餐支出及其占食品總支出的比例增長迅速,將城鎮(zhèn)居民外出就餐也納入到AIDS消費系統(tǒng),通過交叉價格彈性,分析得出:城鎮(zhèn)居民外出就餐時的食品消費內(nèi)容有油脂、肉及肉制品、水產(chǎn)品、菜類、煙草、干鮮瓜果、奶及其制品。

城鎮(zhèn)居民;食品消費;AIDS模型;山西

0 引 言

隨著市場化和城鎮(zhèn)化進程的加快,中國經(jīng)濟快速迅猛發(fā)展,城鎮(zhèn)居民收入普遍提高,食品消費已由供給約束型轉(zhuǎn)變?yōu)樾枨髮蛐?實現(xiàn)了由溫飽型向營養(yǎng)健康型的過渡。山西省地處我國中部地區(qū),經(jīng)濟發(fā)展處于中游水平。從宏觀數(shù)據(jù)看,山西城鎮(zhèn)居民糧食類、肉禽及其制品、蛋類消費支出占食物總消費支出的比重呈現(xiàn)逐年下降的趨勢,尤其在1996年之后,糧食類消費支出的比重下降趨勢較為明顯,即從1996年的28.8%降至2008年的 14.2%;肉禽及其制品消費支出比重下降幅度略小于糧食類,從1993年到2008年的下降幅度均為 0.62%;蛋類消費支出比重則由1993年的7.9%降至2008年的3.6%;奶及奶制品和外出就餐消費支出比重表現(xiàn)出明顯的上升態(tài)勢,尤其是外出就餐消費支出由1993年的4.6%上升到 2008年的20.0%,比重上升了3.43倍,可見,奶及奶制品消費支出上升的幅度較小(如圖 1所示);油脂類、水產(chǎn)品、菜類、干鮮瓜果、煙草類、酒和飲料等的消費支出比重基本保持穩(wěn)定(相關數(shù)據(jù)來自《山西統(tǒng)計年鑒》)。

圖1 山西城鎮(zhèn)居民主要食品消費支出占食品消費總支出比重

在這樣的宏觀背景下,筆者對山西城鎮(zhèn)居民家庭糧食類消費是否已經(jīng)具有劣質(zhì)性,各類食物需求的收入彈性和價格彈性又如何,外出就餐主要消費何種食品等問題進行了實證研究。

目前關于食品消費的研究:穆月英對我國城鄉(xiāng)居民的食品消費進行了對比分析,重點研究了城鄉(xiāng)食品消費之間的差距[1];李銳等分別運用兩階段需求系統(tǒng)模型和 Federico發(fā)展的 AIDS預算份額模型[2]微觀計量了農(nóng)戶食品消費行為;朱信凱在實證分析中國農(nóng)戶消費的過度敏感性的基礎上,提出了農(nóng)戶的消費水平與其謹慎度關系的“浴盆”曲線假說[3];李小寧利用糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù),采用AIDS模型計量分析了農(nóng)戶食品消費行為[4];在考慮年齡和受教育程度等因素的基礎上,董國新對西部地區(qū)農(nóng)村居民的食品消費特征進行了實證研究[5];劉華、鐘甫寧利用微觀數(shù)據(jù)對城鎮(zhèn)居民食品消費彈性進行估計[6]。此外,劉建國、臧旭恒等對中國農(nóng)村居民食品消費問題都做了有益的探討,得出了有價值的結論[7]。

相關文獻研究的注意力主要集中于農(nóng)村地區(qū)的食品消費,對城鎮(zhèn)居民食品消費的研究并不多見;少數(shù)對于城鎮(zhèn)居民食品消費的研究也主要關注通過收入和價格彈性以及消費現(xiàn)狀來說明城鎮(zhèn)居民食品消費趨勢的研究上。本文不同于已有文獻之處在于將在外用餐納入食品消費系統(tǒng)中,利用山西城鎮(zhèn)居民食品消費數(shù)據(jù),考察此時的城鎮(zhèn)居民食品消費特征和食品消費彈性。事實上,由圖 1可知,近幾年城鎮(zhèn)居民外出就餐支出占食品總支出的比例增長迅速。將外出就餐包括在食品消費系統(tǒng)中,不僅能更加準確地刻畫城鎮(zhèn)居民食物消費的需求行為,而且為調(diào)整城鎮(zhèn)居民食品消費結構,完善食品供應市場及餐飲市場提供一定的參考,對相對滯后的農(nóng)村食品消費市場也有一定的借鑒意義。

1 模型選擇與數(shù)據(jù)來源

1.1 模型設定

消費行為經(jīng)濟學實證分析中的模型大體可以分為兩類,即單一方程和系統(tǒng)方程組。單一方程如Working-Leser模型、Stone模型[8]等;系統(tǒng)模型中最主要的是由迪頓 (Angus Deaton)和米爾鮑爾(John Muellbauer)于 1980年發(fā)展的較為靈活的需求系統(tǒng)模型 (AlmostIdealDemandSystem,AIDS)[9]。迄今為止,AIDS模型仍是較為流行的估算需求問題的方法之一。

本文即采用AIDS模型進行消費彈性分析。這一模型的基本思想是在給定價格體系和一定效用水平的前提下,消費者以最小的支出獲得給定的效用水平。假定消費者行為滿足理性選擇偏好假說,用于描述這類偏好的支出函數(shù)形式為

式中:u(0≤u≤1)為效用指標。u=0時,C(u,p)=a(p);u=1時,C(u,p)=b(p),故 a(p)和b(p)分別表示消費者僅滿足基本生理需要與獲得最大效用時所需要的最小支出。通過設定適當?shù)凝R次線性函數(shù),帶入式 (1)可得到AIDS模型的支出函數(shù)即最小支付價格的導數(shù)等于用價格和效用表示的最優(yōu)需求量。qi為消費品i的需求量;wi為用于消費品i的支出占總支出的份額。式 (2)對log(pi)求偏導,然后將由式 (1)解得的代入 u得到AIDS模型的預算份額構成式

式中:rij=(+r)/2,P=a(p)。對于追求效用最大化的消費者,實現(xiàn)效用水平 u的最小支出C(u,p)就是他的真實預算支出 X。由于 P的測定比較困難,Deaton曾指出指數(shù) P可以用 Stone價格指數(shù)代替。G.菲利普斯(G.Philips)等認為,兩種指數(shù)在具體應用時所得的結論是相近的。則AIDS模型式 (3)變?yōu)?/p>

式 (5)則為用于估計的模型的最終形式。p＊即為Stone價格指數(shù),用 Stone價格指數(shù)進行處理的AIDS模型又稱為線性近似AIDS(LA/AIDS)。

AIDS模型在理論上滿足以下制約條件:

1.2 數(shù)據(jù)來源與變量選擇

由于是對山西城鎮(zhèn)居民的食品消費進行分析,在綜合考慮數(shù)據(jù)的可得性、準確性和全面性的基礎上,本文采用的是 1992年～2009年《山西統(tǒng)計年鑒》的各年份城鎮(zhèn)居民食品消費數(shù)據(jù),消費種類包括糧食、油脂類、肉禽及制品、蛋類、水產(chǎn)品類、菜類、煙草類、酒和飲料、干鮮瓜果類、奶及乳制品、在外用餐。本研究與已有研究的不同之處在于將外出就餐也包括在食品消費系統(tǒng)中。事實上,城鎮(zhèn)居民的外出就餐消費內(nèi)容復雜,可能包括多種類型的食品消費。通過將外出就餐納入到食品消費系統(tǒng),必然會對其他食品類的消費產(chǎn)生影響[10],在本文隨后的分析中會看到這一點,而且可以通過相關的交叉價格彈性來分析外出就餐的具體消費食品種類。

2 彈性估計與分析

2.1 模型估計及效果

根據(jù)城鎮(zhèn)居民食品消費系統(tǒng)模型,采用 SUR回歸方法[11],借助Eviews5.0計量經(jīng)濟軟件估計山西城鎮(zhèn)居民食品消費模型參數(shù)、支出彈性系數(shù)、自價格彈性系數(shù)、交叉價格彈性系數(shù),分別如表1～表3所示。

表1 山西城鎮(zhèn)居民食品消費項目的AIDS模型參數(shù)估計

由表 1可以看出,調(diào)整后的 R2值大多能較好地滿足計量要求,并且絕大部分解釋變量參數(shù)都通過了顯著性水平檢驗,因而模型能很好地說明山西城鎮(zhèn)居民食品消費行為對食品消費需求的不同影響。

2.2 價格彈性和支出彈性

自價格彈性表明一類食品價格變動所引起的對自身需求量的變化。由表2可知,山西城鎮(zhèn)居民消費的各類食品除油脂及酒飲料(由于β不顯著,此處不做討論)外的 Marshall自價格彈性和 Hicks自價格彈性均為負值,表明各類食品自身價格變動的純的替代效應為負值,如糧食補償?shù)淖詢r格彈性(Hicks自價格彈性)為 -0.856 9,表明如果糧食價格每提高1%,其需求量將減少 0.856 9%。蛋類、菜類、干鮮瓜果和奶及奶制品食品補償?shù)淖詢r格彈性絕對值相對較小,而水產(chǎn)品、煙草和外出就餐的自價格彈性絕對值相對較大,表明當這些食品價格發(fā)生波動時,蛋類、菜類、干鮮瓜果和奶及奶制品需求量受自身價格影響較小,水產(chǎn)品、煙草和外出就餐的需求量受自身價格的影響較大,由此可見山西城鎮(zhèn)居民生活水平明顯提高。由于山西處于內(nèi)陸地區(qū),水產(chǎn)品的消費頻率小,因此受到價格的影響較大。此外,外出就餐在城鎮(zhèn)居民中越來越受歡迎,但是價格變化會對外出就餐產(chǎn)生較大的影響。

表2 山西城鎮(zhèn)居民食品消費自價格彈性和支出彈性

食品消費支出彈性是指食品消費總支出變動1%所引起其各類食品消費支出變動的百分比,根據(jù)AIDS模型回歸結果中的總消費支出系數(shù)β計算出食品的支出彈性。由表3可知,糧食、油脂、肉類、蛋類、水產(chǎn)品類消費的支出彈性很小,但這并不表示肉蛋和水產(chǎn)品為必需品。由于外出就餐支出彈性較大,為 2.742 3,可見隨著收入水平的提高,外出就餐的需求將逐漸增大,外出就餐內(nèi)容可能包括肉類、水產(chǎn)品等食品,下文將通過交叉價格彈性具體分析外出就餐所消費的食品種類。相對來說,菜類、奶及奶制品支出彈性較大,分別達到 1.359 5和1.687 4,這表明隨著山西城鎮(zhèn)居民收入的提高,對蔬菜和奶及其制品的需求不斷增加。

2.3 外出就餐消費食品種類

當把外出就餐包括進城鎮(zhèn)居民食品消費系統(tǒng)時,某一類食品消費的彈性估計可能與單獨消費該類食品時的支出彈性并不一致[12],這是由于如果外出就餐消費這類食品,則一類食品被分到兩類消費中。計算外出就餐對其他食品種類消費的交叉價格彈性,如果交叉價格彈性值為正值,表明食品種類之間為替代關系;如果交叉價格彈性值為負值,表明產(chǎn)品之間為互補關系。

表3 外出就餐對其他食品種類的交叉價格彈性

由表3可知,外出就餐對糧食、蛋類以及酒和飲料的交叉價格彈性為負值,分別為 -0.057 9,-0.633 5和 -0.686 7,表示外出就餐與糧食、蛋類以及酒和飲料有互補關系,即使外出就餐也仍然需要消費這些食品,來達到更滿意的食品消費效用。外出就餐對油脂、肉及肉制品、水產(chǎn)品、菜類、煙草、干鮮瓜果、奶及制品的交叉價格彈性為正值,表明這幾類食品與外出就餐是替代關系。由于表 3中包括了外出就餐的所有食品消費種類,所以與外出就餐有替代關系的食品種類為外出就餐的食品消費內(nèi)容,所以山西城鎮(zhèn)居民外出就餐的食品消費種類主要為油脂、肉及肉制品、水產(chǎn)品、菜類、煙草、干鮮瓜果、奶及制品,數(shù)值差異說明消費量對價格變化的反應程度不同。

3 總結及啟示

通過對山西城鎮(zhèn)居民食品消費的實證分析可以看出,肉類、水產(chǎn)品、煙草和在外用餐有較大的消費補償?shù)淖詢r格彈性系數(shù),蛋類、菜類、干鮮瓜果和奶及奶制品的補償?shù)淖詢r格彈性系數(shù)相對較小,表現(xiàn)了城鎮(zhèn)居民對不同的食品種類價格變化有不同的反應程度,山西城鎮(zhèn)居民對肉類、水產(chǎn)品、煙草和在外用餐的價格反應更加敏感,對蔬菜、瓜果、蛋奶等的價格變化反應相對來說不敏感,體現(xiàn)出了該地城鎮(zhèn)居民總體上消費水平較高。當包括了外出就餐之后,由于其消費內(nèi)容的影響,無法實現(xiàn)與各類食品單獨消費時支出彈性的一致性,通過外出就餐對其他食品種類交叉價格彈性分析,得出外出就餐主要消費內(nèi)容:油脂、肉及肉制品、水產(chǎn)品、菜類、煙草、干鮮瓜果、奶及制品。鑒于上述研究,得出如下啟示:

1)穩(wěn)定肉禽類生產(chǎn),保證城市市場供應,減少價格波動對城鎮(zhèn)居民消費的不利影響;在保證基本供應的基礎上,應逐步提高蔬菜瓜果、奶及奶制品等食品的品質(zhì),改善居民的消費質(zhì)量。

2)加強失業(yè)城鎮(zhèn)居民職業(yè)培訓,為失業(yè)居民創(chuàng)造就業(yè)機會;完善收入分配機制,提高城鎮(zhèn)低收入人群的收入水平,以此帶動整個城鎮(zhèn)居民消費水平。

3)穩(wěn)步發(fā)展城市餐飲業(yè),規(guī)范餐飲市場,有針對性地完善餐飲市場服務內(nèi)容,為城鎮(zhèn)居民外出就餐提供良好的環(huán)境,加強外出就餐對山西整個消費市場和經(jīng)濟的貢獻。

4)進一步完善食品安全的相關法律法規(guī),加強食品安全政府監(jiān)管,保證居民所消費食品的安全性,滿足居民對食品質(zhì)量不斷提高的要求,增強居民體質(zhì)。

[1]穆月英,笠原浩三,松田敏信.中國城鄉(xiāng)居民消費需求系統(tǒng)的AIDS模型分析[J].經(jīng)濟問題,2001(8):25-28.

[2]李銳,李子奈,項海容.基于截取回歸模型的農(nóng)戶消費需求分析[J].數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究,2004(9):29-37.

[3]朱信凱.流動性約束:不確定性與中國農(nóng)戶消費行為分析[J].統(tǒng)計研究,2005(2):38-42.

[4]李小寧,李輝.糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)村居民食物消費行為的計量分析[J].統(tǒng)計研究,2005(2):43-47.

[5]董國新.西部地區(qū)農(nóng)村居民食品消費的實證研究[J].安徽農(nóng)業(yè)科學,2009,37(4):1815-1817.

[6]劉華,鐘甫寧.食品消費與需求彈性——基于城鎮(zhèn)居民微觀數(shù)據(jù)的實證研究[J].南京農(nóng)業(yè)大學學報(社會科學版),2009,9(3):36-43.

[7]臧旭恒,孫文祥.城鄉(xiāng)居民消費結構:基于 ELES模型和AIDS模型的比較分析[J].山東大學學報(哲學社會科學版),2003(6):122-126.

[8]Moschini G.Units of measurement and the stone index in demand system estimation[J].American Journal of Agricultural Economics,1995,77(1):63-68.

[9]Angus Deaton,John Muellbauer.An almost ideal demand system[J].The American Economics,1980,70(3):312-326.

[10]李國祥.我國城鎮(zhèn)居民在外用餐中糧食消費量的估計[J].中國農(nóng)村觀察,2005(1):27-33,51.

[11]劉亞釗,王秀清.日本生鮮蔬菜進口市場及其需求彈性分析[J].農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟,2007(2):31-36.

An AIDS Model Analysis on Food Demand of Urban Residents in Shanxi

WANG Wenzhi,ZHU J unfeng
(College of Economics&Management,China Agriculture University,Beijing100083,China)

By constructing modified AIDS model,time-series data of foods consumed by urban residents in Shanxi are used to empirically analyze food consumption and the results show that Hicks selfprice elasticity of eggs,vegetables,fruits and milk has small absolute value,while the ones of aquatic products,tobacco and eating out are comparatively bigger.At the same time,absolute values of expenditure elasticity of grain,oil,meat and poultry,eggs and aquatic products are much smaller than that of vegetables and milk.For the time being,expenditure percent of eating out in food expenditure grow rapidly among urban residents of Shanxi,so it is meaningful to include such expenditure when eating out as oil,meat and poultry,aquatic products,tobacco,fruits and milk.

urban residents;food consumptions;AIDS model;shanxi

F327

A

10.3969/j.issn.1673-1646.2011.02.007

1673-1646(2011)02-0026-05

2010-10-11

王文智(1985-),男,博士生,從事專業(yè):農(nóng)業(yè)經(jīng)濟理論與政策。