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)）居民六類食物消費結(jié)構(gòu)進(jìn)行了實證對比分析，并分別估算出北京城鄉(xiāng)居民對各類食物需求的自身價格彈性、交叉價格彈性和支出彈性。結(jié)果表明：北京城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)具有差異性，其中，城鎮(zhèn)居民更具有食物消費的現(xiàn)代化特征；城鄉(xiāng)居民對六類食物的需求皆缺乏自身價格彈性；與城鎮(zhèn)居民的交叉價格彈性相比，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，而農(nóng)村居民更重視蔬菜的消費。

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

[DOI]1013939/jcnkizgsc201521..121

1引言

“倉廩實而知禮節(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務(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：《食物消費與需求彈性——基于城鎮(zhèn)居民微觀數(shù)據(jù)的實證研究》，《南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版）》2009年第9卷第3期。[ZW）]但近年來食品安全問題時有發(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)會議原則通過了《 中華人民共和國食品安全法》 修訂草案，會議指出：保障食品安全關(guān)系每個消費者的切身利益。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，通過食物消費結(jié)構(gòu)的研究，可以客觀的指出某一時期內(nèi)居民的消費結(jié)構(gòu)和了解消費者支出意向，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，制定食物供給、補貼、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)計局網(wǎng)站。城鎮(zhèn)居民可支配收入是指城鎮(zhèn)居民的實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)的各項費用性支出后，歸農(nóng)民所有的收入，用來衡量農(nóng)民實際收入水平和農(nóng)民擴大再生產(chǎn)及改善生活的能力?？梢?，兩個指標(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，是因為2013 年以前，我國城鄉(xiāng)居民收入統(tǒng)計工作是在城鄉(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。[ZW）]居民收入與食物消費息息相關(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)居民食物消費結(jié)構(gòu)，將有助于勾勒出城鄉(xiāng)居民食物的消費結(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；第四部分為實證研究，包括建立計量回歸模型和實證結(jié)果分析；最后為文章總結(jié)。

2文獻(xiàn)回顧

1983年出版的《社會主義消費經(jīng)濟(jì)學(xué)》開啟了我國對消費經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究。近年來，時有學(xué)者對該領(lǐng)域進(jìn)行研究。隨著這些研究的推進(jìn)，我國居民消費結(jié)構(gòu)愈見清晰。大部分研究食物需求文章的實證模型基于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)居民食物消費結(jié)構(gòu)的研究。Jussaume（2001）通過對青島城鎮(zhèn)居民食物消費結(jié)構(gòu)的研究，認(rèn)為我國居民現(xiàn)代化的消費模式正在建立。文章特別指出：與西方不同，我國具有重視蔬菜消費的傳統(tǒng)，因此學(xué)者對于我國居民消費結(jié)構(gòu)現(xiàn)代化特征的判斷，應(yīng)以食物消費是水果和豐富多樣的肉類為準(zhǔn)，而非以豬肉和蔬菜消費為準(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，豬肉需求的價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)蔬菜肉禽的消費較平穩(wěn)，而奶制品的消費支出受收入影響較大。

第二類是對農(nóng)村居民食物消費需求的研究。周津春（2006）和張玉梅、喻聞和李志強（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缺乏支出彈性，對肉類、水產(chǎn)品和蔬菜的消費富有支出彈性，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）指出食物消費的支出彈性存在地域差異，但其并未研究價格彈性的地域差異。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)食物消費結(jié)構(gòu)的研究。我國城鄉(xiāng)居民食物消費結(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)居民食物消費結(jié)構(gòu)為動植物并重型，而農(nóng)村居民仍保持傳統(tǒng)植物性食物為主的消費結(jié)構(gòu)（李哲敏，2008）。

上述文獻(xiàn)對我國食物消費結(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，對食物需求的價格、支出彈性也持有不同意見，另外對城鄉(xiāng)食物消費結(jié)構(gòu)的對比和針對某一地區(qū)的食物消費研究相對較少。李瑾等（2010）和李瑾、秦向陽和陸州（2011）采用圖表分析和計量實證的方法，分別對北京地區(qū)城鄉(xiāng)居民食物消費結(jié)構(gòu)進(jìn)行了研究。但是文中計量模型只控制了可支配收入，并未控制價格變量對食物消費的影響，這會使收入對食物消費影響的估計值有偏差，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)計局網(wǎng)站和《北京統(tǒng)計年鑒（1997—2013）》，包括北京城鎮(zhèn)居民可支配收入、各類食物消費支出額，農(nóng)村居民純收入、各類食物消費量，以及各類食物消費價格指數(shù)（價格指數(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，主要涉及以下三個方面。

第一，自2005年起北京統(tǒng)計年鑒不再提供農(nóng)村居民糖果類食物消費數(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，并且因為商品價格指數(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（]因為北京統(tǒng)計年鑒只統(tǒng)計了農(nóng)村居民的茶葉消費，我們將茶葉記為農(nóng)村居民的飲料消費。并且統(tǒng)計年鑒也未提供農(nóng)村居民的煙類消費數(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)計口徑的偏差。[ZW）]第二，城鎮(zhèn)居民肉禽類消費數(shù)據(jù)在北京統(tǒng)計年鑒上有直接數(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)居民肉禽類消費分類數(shù)據(jù)進(jìn)行匯總。第三，北京統(tǒng)計年鑒只提供了農(nóng)村居民的瓜果類消費數(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)計數(shù)據(jù)未將堅果類包含在干鮮瓜果類之內(nèi)，為保持統(tǒng)計口徑一致，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)計局公布城鄉(xiāng)居民家庭平均每人食品消費支出數(shù)據(jù)，該六類食物約占北京城鎮(zhèn)居民總食物消費的66%。[ZW（]數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。[ZW）]

4實證分析

4.1計量回歸模型

計量回歸模型的設(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，在給定價格體系和一定效用水平下，研究消費者如何最小化其支出。迄今為止，AIDS模型被廣泛應(yīng)用于消費問題的實證研究中。

AIDS模型指出食物消費支出受到食物的相對價格和總食物消費支出的影響，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，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類食物的消費支出比重；pjt表示在年度t，第j類食物的價格；m表示食物的消費總支出，mt=i pitqit；P*t表示食物Stone價格指數(shù)，P*t=ni=1pωitit，該指數(shù)用以剔除價格因素對支出的影響；μit為隨機擾動項，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。

我們可以用模型（1）中的參數(shù)表示各類食物的價格彈性和支出彈性。馬歇爾（非補償性）價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，δij=1；當(dāng)i≠j時，δij=0。

?？怂梗ㄑa償）價格彈性可以利用斯勒茨基方程得到：

εHij=εMij+ωjηi（7）

本文價格彈性估計將采用馬歇爾價格彈性。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的需求具有單位價格彈性。

由于食物價格數(shù)據(jù)不可得，我們使用食物價格指數(shù)作為食物價格的替代，因為我們感興趣的參數(shù)是彈性估計，替代后將不影響結(jié)果。此外，我們使用同樣的價格指數(shù)替代北京城鄉(xiāng)的食物價格，其隱含的假設(shè)為城鄉(xiāng)食物價格的變化趨勢相同。而如果該假設(shè)條件不滿足，參數(shù)估計將會有偏：如果真實價格趨勢高于價格指數(shù)趨勢，則會低估價格參數(shù)；反之，則會高估價格參數(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。為避免參數(shù)估計的奇異性問題，需求模型系統(tǒng)只包含五個方程（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，該模型參數(shù)估計將由可加性約束計算而得。在估計時，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。

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)各需求模型隨機擾動項是不相關(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格參數(shù)估計都滿足對稱性約束，這說明可能存在其他因素，如社會或風(fēng)俗因素，對食物需求也會產(chǎn)生影響。

考慮到數(shù)據(jù)為宏觀加總數(shù)據(jù)，食物價格的變化會受到總供需的影響，因此模型（1）可能存在內(nèi)生問題：價格的內(nèi)生性會低估模型中價格參數(shù)的絕對值。為了檢驗該問題，我們使用一年期滯后價格為當(dāng)期價格的工具變量，[ZW（]之所以選擇一年期之后價格為工具變量，是因為考慮到不同期的價格變量具有相關(guān)性。[ZW）]并進(jìn)行HAUSMAN檢驗。結(jié)果表明，城鄉(xiāng)HAUSMAN統(tǒng)計量分別為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）我們分別計算出城鄉(xiāng)居民對各類食物需求的自身價格彈性、交叉價格彈性和支出彈性，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格彈性。在計算時，我們選擇以5%的顯著性水平為準(zhǔn)，不顯著的參數(shù)估計在計算時視為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)誤差估計根據(jù)可加性約束計算而得。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)誤差估計根據(jù)可加性約束計算而得。

縱列表示由不同的食物需求模型所計算而得的彈性估計，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格的彈性。

縱列表示由不同的食物需求模型所計算而得的彈性估計，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格彈性估計皆為負(fù)值，滿足需求定律。并且，在5%的顯著性水平性下，自身價格彈性估計的絕對值都小于1，說明城鎮(zhèn)居民對六類食物的價格變化并不敏感，缺乏彈性。在六類食物中，城鎮(zhèn)居民對蛋類需求的價格彈性最接近于單位價格彈性，煙酒飲料和肉禽類需求最缺乏價格彈性，說明居民消費不再以糧食和蔬菜為主，食物消費結(jié)構(gòu)具有多樣性。其次，所有食物皆缺乏交叉價格彈性，表明城鎮(zhèn)居民的食物需求受其他食物價格影響較小，其中，在5%的顯著性水平下，其他食物價格對居民蔬菜類需求的影響顯著為0。交叉價格彈性并不具有對稱性，如飲料煙酒和干鮮瓜果價格的提高會增加居民對糧食和蛋類的需求，而糧食和蛋類價格對居民煙酒飲料和干鮮瓜果的需求影響為負(fù)。此外，肉禽類價格對居民煙酒飲料類需求的影響接近于單位互補彈性，這意味著當(dāng)肉禽類價格降低時，居民肉禽類食物消費的增加對煙酒飲料類食物消費有較大的拉動作用。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支出的變化并不敏感，其消費已趨于穩(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)居民蔬菜類消費受消費支出影響較小。[ZW）]即，當(dāng)消費支出增加1% 時，蔬菜的需求量也會同比例增加；煙酒飲料和干鮮瓜果的需求支出彈性大于1，說明隨著消費支出的增加，城鎮(zhèn)居民更重視這兩類休閑食物的消費。

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格彈性估計滿足需求定律。除了煙酒飲料類外，各類食物皆缺乏自身價格彈性，而在統(tǒng)計意義上，煙酒飲料類需求的價格彈性與單位價格彈性無差異。這說明農(nóng)村居民的食物消費結(jié)構(gòu)已具有多樣性。其次，交叉價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格彈性，如在5%的顯著性水平下，其他食物價格對居民煙酒飲料類需求的影響顯著為0。干鮮瓜果的價格對糧食和蔬菜需求，以及煙酒飲料的價格對蔬菜和蛋類需求的交叉價格彈性絕對值都大于1。干鮮瓜果的價格上升會使居民傾向于增加糧食的消費，減少蔬菜的消費，這說明干鮮瓜果類食物價格相對于其他食物價格較高，當(dāng)其價格上升時，由于干鮮瓜果類食物缺乏自身價格彈性，農(nóng)村居民傾向于縮減蔬菜的消費以保證干鮮瓜果的消費，并且選擇糧食消費作為蔬菜消費的替代。而煙酒飲料的價格上升會使居民傾向于增加蛋類的消費，減少蔬菜的消費，這說明農(nóng)村居民煙酒飲料的消費與蔬菜消費具有單向互補性，而與蛋類消費具有單向的替代性。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，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。煙酒飲料類，在統(tǒng)計意義上，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，并大幅增加肉禽類和瓜果類的消費。

考慮到農(nóng)村肉禽類消費量在2005年度變化較大，為避免極值對參數(shù)估計的影響，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格彈性，但絕對值有所增大；其他食物價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格彈性，但對價格的反應(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，這可能是因為很多農(nóng)戶會自己養(yǎng)雞產(chǎn)蛋，所以對蛋類的價格變化更加不敏感。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已趨于穩(wěn)定。城鎮(zhèn)居民更重視對休閑食物的消費，而農(nóng)村居民更重視蔬菜的消費，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)居民的食物消費更具有現(xiàn)代特征，農(nóng)村居民的食物消費結(jié)構(gòu)具有滯后性，因此北京城鎮(zhèn)居民的食物消費結(jié)構(gòu)是農(nóng)村居民食物消費結(jié)構(gòu)的未來趨勢。此外食物消費特征的城鄉(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)行了實證分析。結(jié)果表明，北京城鄉(xiāng)居民的食品需求受價格和消費支出影響，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，應(yīng)對城鄉(xiāng)食物消費結(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格彈性，并且食物需求的交叉價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，而農(nóng)村居民更重視蔬菜的消費。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)村居民消費結(jié)構(gòu)滯后于城鎮(zhèn)，若以城鎮(zhèn)居民食物消費結(jié)構(gòu)為依據(jù)，預(yù)測農(nóng)村居民消費的趨勢，預(yù)計農(nóng)村居民會增加休閑類食物的消費，并降低糧食和蔬菜類的消費比重。

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