中国农村居民食品消费行为与消费结构分析

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　　[内容摘要]基于二阶段需求系统模型，构建农村家庭人均食品需求模型和反应食品内部消费种类的模型，分析我国农村居民食品消费行为与食品消费结构。采用农业部调研数据数据进行实证检验。实证结果表明，人均生活消费支出、家庭规模和地区变量是影响农村家庭人均食品支出的主要因素。支出弹性和边际支出份额的测算结果表明，对于当前我国农村居民来说，只有粮食和植物油属于正常品，但随着生活水平的提高，农民对蔬菜和猪肉的需求最为迫切，再次是鱼虾、水果和家禽，最后是植物油、牛肉、蛋类和羊肉。此外，QUAIDS模型比AIDS模型能够更好地估计农村家庭食品消费结构。
　　[关键词]农村居民；人均食品消费支出；食品消费结构；二阶段需求系统模型；QUAIDS模型
　　[中图分类号]F304.3 [文献标识码]A [文章编号]1000-6306（2016）02-0093-10
　　一、引言
　　中国经济发展面临更加复杂形势。国际上，世界经济形势不容乐观，对中国经济影响显著。2014年虽然欧元区各国致力于解决债务危机，但成员国之间因内部分歧未能达成共识，欧元区经济持续低迷。美国就业形势好转，经济发展逐步稳健，但美联储货币政策调整对全球经济带来一定影响。日本实施“安倍经济学”未能如愿实现政策目标，提高消费税的政策引起消极效果，日本央行实行的“量化宽松”政策效果不明显。外部经济环境和政治环境的变化，外需不振，发达国家投资回流，均给依赖投资和出口的发展中国家带来挑战。全球经济增长放缓、中国国内经济下行压力、不确定性因素增多等均给中国经济发展带来挑战。在此背景下，中国经济发展的“三驾马车”中出口必然会受到冲击，投资尤其是外商直接投资可能会呈现萎缩态势，2014年最终消费支出对GDP的贡献率达到3.8%，超过了投资（3.4%）和出口（0.1%）。如何通过提升内需，推动我国经济发展，成为促进经济发展可依赖的途径。
　　研究消费尤其是食物消费需求情况，对我国粮食安全问题可以提供参考。消费包括城镇居民和农村居民两部分消费。2014年城镇人口占总人口的54.77%，城镇居民人均可支配收入为29381元，其中人均支出为19968.1元，占人均可支配收入的67.96%，食物支出占总支出的比重为30.05%，低于1990年的54.25%和2000年的39.44%，食物支出随着收入的增加，所占比重会进一步的下降。与此同时，2014年农村居民人均可支配收入为9892元，仅为城镇居民的1/3，人均支出为8382.6元，占同期人均可支配收入的84.74%，食物支出占总支出比重的33.57%，分别低于1990年的58.80%和2000年的49.13%。农村居民食物消费仅为城镇居民食物消费支出的46.9%，随着城镇化的加快和农村居民收入水平的提高，农村居民人均食物消费支出必将会进一步提高，趋向城镇居民的食物消费支出水平，使得我国对食物需求总量提高。虽然食物消费在总消费中的比重不断下降，但是由于食物的相关产业包括农业、食品加工业等吸引就业部门息息相关，因此分析影响食物消费的因素和发展趋势，对农业相关政策很有必要。
　　随着农村居民收入的增长，对各种食物的需求会呈现增加。根据经济发展经验，农村居民食物消费结构必将城镇居民食物消费结构趋同。2014年农村居民消费的主要食物中，除粮食农村居民消费量高外，其他食物农村居民均低于城市居民，而肉禽蛋奶等需要更多的粮食投入。研究农村居民食物消费比重，对于预测我国未来食物供需发展，以及随之而来的粮食安全甚至农业安全，都很有必要。
　　扩大农村居民消费需求，增强消费对经济增长的拉动作用，对中国经济中长期发展具有战略意义。而更好地了解和认清我国农村居民食品消费者决策、消费行为和消费结构，有利于为农产品供给政策的制定提供详实的依据，有利于解决农村居民的低消费现状。
　　二、相关研究
　　关于农村居民食品消费，国内学者已经做了较为深入的研究。国内学者从居民消费和食品消费方面的研究，主要集中在以下几个方面：
　　1.全国层面农村居民消费结构及其影响因素。彭小辉（2014）以行为生命周期假说为理论基础，利用系统广义矩估计方法，研究了农户各种不同来源的收入对其家庭人均消费的影响。谭涛（2014）基于QUAIDS模型，采用2010年全国农村固定观察点截面数据，探讨农村居民家庭医疗消费支出的影响因素及其需求弹性，并进一步分析不同收入农户医疗消费的价格弹性。
　　2.省级层面的农村居民消费结构及影响因素。屈小博（2007）采用LES-AIDS模型和国家统计局陕西省农调队2005年农户微观调查数据，建立了两阶段预算需求系统估计农户总消费需求和农户九种食品项目的消费需求。李承政（2012）运用生命周期模型、家庭储蓄需求模型和家庭生育决策理论等分析了人口结构变化对居民消费的影响渠道，并利用2001―2009年中国农村省际面板数据对人口年龄结构、性别结构与居民消费的关系进行了经验分析。韩星焕（2012）根据吉林省农村居民消费统计数据，运用数学模型对农村居民消费水平和消费结构的影响因素进行了实证分析。李翔（2014）在聚类分析的基础上，运用灰色关联分析模型对陕西农村居民消费结构变动情况进行了灰色关联分析。温涛（2013）基于2004―2010年省际面板数据，实证分析了我国各地区农民收入结构对其消费水平和消费结构的影响。
　　3.城镇居民消费结构与农村居民消费结构的对比分析。夏传文（2009）以农村居民消费行为作为研究对象，按经济与地域差异将中国农村居民分为东部、中部和西部三个区域，建立农村人均消费支出截面数据建立ELES模型，实证研究当前我国农村居民消费行为的内在规律和基本特征。刘灵芝（2010）在凯恩斯绝对收入假说理论的基础上，借鉴坎贝尔和曼昆的λ假说理论所运用的分类研究方法，运用2002―2008年分阶层的收入和消费数据，研究了农村居民收入分配的阶层结构和平均消费倾向。曾光（2012）中国城镇居民消费支出规模主要受经济发展水平与气候两类因素影响。其中：在综合消费支出方面，部分西部地区的消费水平较高，超过大部分中部地区；在部分地区中，影响衣着支出增加的原因除了气候以外，还可能有时尚元素。刘苓玲（2013）认为研究了城镇化背景下诸多因素对居民消费水平影响程度，并进一步分析了城乡差异。魏琴（2014）分析了欠发达地区城镇化与收入结构的非耦合效应。 　　已有研究存在的主要问题：一是偏重于研究食品消费结构。然而，按照消费预算分配原则，农村居民在购买生活消费品（包括食品和其他，其他包含衣着、住房、耐用品、燃料、交通通讯支出、生活服务支出、文化服务支出、旅游支出、新型农村养老保险、新型农村合作医疗保险等）时，首先需要决定食品消费支出所占比例，然后决定食品内部各类食品的消费支出。即消费者所做的消费决策是分阶段的：第一阶段，决定食品消费支出在生活消费总支出中的比重；第二阶段，食品消费内部各种类之间的支出如何配置。二是研究方法具有局限性。第一，AIDS模型假定恩格尔曲线和总支出具有单调效用的特征，且总支出是严格外生的。然而，在现实生活中，不同个体的收入水平具有较大的差异性，且不同个体对不同商品的偏好也表现出较大的差异，这就导致在总体收入分布跨度较大的条件下，商品的收入效应可以得出不同的值，即支出弹性随着收入水平的变化而变化。国外学者Banks等（1997）研究表明，商品的恩格尔曲线具有非线性特征，即随着收入水平的提升，某些商品的属性由奢侈品转向必需品，再进一步转向劣等品。因此，AIDS模型不能准确地分析具有多重属性的商品的收入效应。第二，除了原始AIDS模型中的价格和支出是影响消费结构的关键变量外，消费者的收入、年龄、性别、地区、文化水平、职业等人口统计学特征变量也是影响消费结构的重要因素，而这些在AIDS模型中尚未得到体现。
　　为了解决上述问题，本文首先根据需求理论中的效用分离假设，以多阶段消费预算原理为基础，建立二阶段需求系统模型，即农村家庭人均食品需求模型和食品内部需求系统模型。其次基于Banks等（1997）提出的二次近似完美的需求体系（Quadratic Almost Ideal Demand System，QUAIDS），将收入对数的二次项嵌入到需求模型中，探讨我国农村居民的食品消费结构，以满足商品恩格尔曲线的非线性特征；第三，基于Brian（2012）提出的拓展的QUAIDS模型，将人口统计学特征变量嵌入到原始的QUAIDS模型中，皆在控制人口统计学特征变量对农村居民食品消费结构的影响。
　　三、二阶段需求系统模型设计
　　（一）农村居民食品需求模型
　　根据凯恩斯消费理论消费函数反映了消费与可支配收入之间的依存关系。此后多位经济学家从不同角度来认识与刻画消费函数，但都归结于长期看来收入线性地决定消费。但是食品又和一般商品不同，选用模型时必须体现不同食品的需求收入弹性会随收入变动而变化的属性。对于“奢侈品”的消费，随着可支配收入增加，需求会在某一收入水平阶段以线性形式增加，甚至增幅越来越大；对于“必需品”的消费，随着可支配收入增加，需求会以逐渐递减的方式增加，即需求与收入呈现二次函数关系。因此，食品需求函数可表示为：
　　其中，M表示年人均食品消费支出，Y表示年人均生活消费支出。该需求模型的优点是满足食品需求随收入变化而变化，而且收入到达某临界点会改变需求方向。
　　农村居民食品消费受到多种因素的影响，除收入外，还有户主的受教育情况、地区差异以及家庭规模。家庭规模不仅直接影响家庭食品消费，而且还会产生消费的规模经济，即其他条件不变情况下，家庭规模越大，人数越多，那么人均消费支出就会减少。由于东部、中部和西部的可支配收入差距较大，因此不同地区人均食品支出可能不尽相同。因此，农村居民食品需求函数可表示为：
　　其中，fs是农村家庭规模，用家庭常住人口数量衡量。ed是户主受教育年限。east（1=东部，0=其他）和central（1=中部，0=其他）是虚拟变量，西部为比较项。详细变量见表1。
　　（二）农村居民食品需求结构系统模型
　　Deaton&Muellbare（1980）提出近乎完美的需求系统（AIDS）模型，模型假设消费者消费行为满足价格独立的一般对数函数偏好假说，即在给定价格的条件下，消费者会以最小的支出达到既定的效应水平。Banks等（1997）依据PIGLOG的偏好加以扩展，将AIDS模型发展为二次几乎完美的需求系统（Quadratic Almost IdeM Demand Syetem，QUAIDS）模型。与AIDS模型所不同的是，AIDS模型中的恩格尔曲线与总支出对数呈现线性关系，而QUAIDS模型中的恩格尔曲线与支出对数呈现二次函数关系。QUAIDS模型的预算份额表达式为：
　　为了测算农村家庭户规模、农村市场化程度对食品消费结构的影响，设定变量家庭规模（fs），用家庭常住人口数来衡量；设定变量农村商品化程度（kf），用家庭年末口粮存量来衡量，一般认为农户某种商品的生产量与消费量是呈正相关的。但市场完全竞争情况下，该种关系弱化，因此，检验农户年末粮食存量对家庭食品消费的显著性也在一定程度上是检验农村市场发达程度的一个标志。此外，作为控制变量，引入地区虚拟变量east（1=东部，0=其他），cen（1=中部，0=其他），西为比较项。
　　原始QUAIDS模型中只包含了影响支出份额的总支出和各类商品的价格，为了有效地嵌入人口统计学特征变量，Brian（2012）通过采用Ray（1983）提出的量表技术得以实现。拓展的QUAIDS模型表达式为：
　　（三）数据来源与说明
　　实证数据来源于农业部调研数据2010年农户数据表。将全国31个省、直辖市、自治区（除西藏）按全国经济区域进行划分，通过剔除异常值，对数据进行范围界定等处理，选取样本如表3所示，调查村数：东部81个、中部109个、西部94个；调查农户数：东部4078个、中部4934个，西部3751个，总计12763个样本。STATA在进行运算中，删除部分变量为缺失值的样本，最后食品需求模型选取有效样本为12187个，占比为95.5%，食品内部需求系统模型选取有效样本为12583个，占比98.59%。
　　四、模型估计与实证分析 　　（一）食品需求模型的估计及分析
　　截面数据大多容易产生异方差现象，笔者利用怀特检验和BP检验两种方法进行检验，估计结果均表明农村居民食品需求方程（2）存在异方差。对此，考虑到方程估计结果的稳健性和有效性，本文选择普通OLS+稳健标准差、可行的加权最小二乘法（FWLS）两种方法分别进行修正。前者的优点在于对回归系数及标准差的估计一致，且不需要知道条件方差函数的形式，结果更稳健；后者的优点体现在大样本理论中，比OLS更有效。估计结果见表4。
　　1.收入增加会减少必需食品消费而增加奢侈食品消费。对人均食品支出的影响：生活消费支出对数的一次项和二次项显著。估计结果显示，变量lnY和（lnY）2的系数分别为正和负，均在1%的水平上通过显著性检验。这表明随着生活消费支出的增加，农村居民对“奢侈食品”的消费可能呈现直线增加趋势，而对“必需食品”的消费呈现增幅递减的增加趋势。
　　2.控制变量中家庭人口数与食品消费负相关，而地区虚拟变量显示东、中部人均食品消费高于西部。对人均食品支出的实证分析。变量lnts的系数为负，且均通过1%的水平的显著检验，表明其他条件不变时，人均食品消费支出随着家庭规模的扩大而降低。而变量lned只在普通OLS+稳健标准差方法下通过显著检验，且估计系数较小。此外，东部和中部虚拟变量的系数均为正，且通过1%的水平的显著检验，表明东部和中部地区农村居民的人均食品消费高于西部地区，这一结论与现实相符。
　　（二）食品内部需求系统模型的估计及分析
　　1.模型估计与参数检验。本文采用计量软件Stata12，利用似不相关回归法估计系统方程。QUAIDS模型方程组间存在扰动项自相关，SUR估计量将随机误差的协方差矩阵的行列式最小化，通过变化方程消除了残差序列间的相关性，并通过多次迭代至收敛。
　　（1）二次项参数的显著性检验。该参数决定了恩格尔曲线的开口方向。参数检验的原假设为，对于任何给定的i均成立。实证检验表明，除猪肉测算方程，其他的方程参数均在5%或1%的水平上拒绝原假设，表明除猪肉外的食品的消费支出份额与总支出呈现曲线关系，只有猪肉随着食品总支出的增加，支出份额才会呈线性增长。因此，QUAIDS模型比AIDS模型能更好地估计农村家庭食品消费结构。
　　（2）人口统计学特征变量的Wald检验。Wald检验的原假设为，人口统计学特征变量对消费模式的决策不具有显著性影响。正如理论模型所预期，农村家庭户规模、农村市场化程度、东部和中部地区虚拟变量均在1%的水平上拒绝了原假设，表明控制变量的加入显著影响农村家庭食品消费模式的决策，能够优化估计结果。
　　2.支出弹性与边际支出份额显示粮食和植物油对农村居民是正常品，其他均为奢侈品，而农民对蔬菜和猪肉需求最为迫切。根据消费需求理论，需求支出弹性小于0的商品为劣质品，界于0与1之间的商品为必需品，大于1的商品为奢侈品。
　　3.价格弹性的分析。最缺乏弹性的食品是植物油（-0.2213）、猪肉（-0.2307）、水果（-0.3088）和蔬菜（-0.3586），表明它们是当前农村居民的生活必需品。最富有弹性的食品是羊肉（-2.0384）和家禽（-1.3591），表明羊肉和家禽的需求会随其价格的变动出现更大幅度的变化。
　　从食用油属性来看，猪肉对植物油具有较高的正弹性（2.5152），表明二者是替代品，且弹性较大，影响当前大部分农村居民选择食用动物油还是植物油的主要因素在于价格。
　　从富含蛋白质属性来看，最富有交叉价格弹性的是鱼虾对蛋类（8.4993）、鱼虾对牛肉（8.0714），表明农村居民对鱼虾价格的变动最为敏感，即使价格的小幅波动，也会大幅增加农村居民对蛋类和牛肉的需求；其次，农村居民对猪肉价格的变动也较为敏感，猪肉价格的小幅波动也会增加农村居民对蛋类的较大需求（猪肉对蛋类：5.5945）；此外，牛肉对鱼虾（1.9007）、蛋类对猪肉（2.5796）、蛋类对鱼虾（1.8171）也具有正的交叉价格弹性。
　　此外，猪肉和鱼虾、羊肉和鱼虾之间具有较高的负的交叉价格弹性，表明它们是高度的互补品。除此之外，其他食品相互之间的替代和补充关系较弱。
　　五、结论及政策建议
　　（一）本文结论
　　本文基于二阶段需求系统模型，构建农村居民家庭人均食品需求模型和食品内部具体食物种类的需求系统模型，分析中国农村居民食品消费行为与食品消费结构，得出如下主要结论：
　　1.人均生活消费支出、家庭规模和地区变量是影响农村家庭人均食品支出的主要因素。随着人均生活消费支出的增加，农村居民对“奢侈食品”的消费呈现直线增加的趋势，而对“必需食品”的消费呈现增幅递减的增加趋势。
　　2.QUAIDS模型比AIDS模型能够更好地估计农村家庭食品消费结构，且农村家庭户规模、农村市场化程度和地区等人口统计学特征变量显著影响农村家庭食品消费模式的决策，能够优化QUAIDS模型的估计结果。
　　3.支出弹性和边际支出份额的测算结果表明，对于当前我国农村居民来说，只有粮食和植物油属于正常品，而蔬菜、猪肉、牛肉、羊肉、家禽、蛋类、鱼虾和水果仍属于奢侈品，且随着生活水平的提高，农民对蔬菜和猪肉的需求最为迫切，再次是鱼虾、水果和家禽，最后是植物油、牛肉、蛋类和羊肉。
　　4.价格弹性的测算结果表明植物油、猪肉、水果和蔬菜是当前农村居民的生活必需品。羊肉和家禽的需求对价格的反应最为敏感。此外，研究还发现无论是具有食用油属性的食品，还是富含蛋白质属性的食品均表现出较强的替代关系。
　　（二）政策建议
　　建立提高农村居民收入水平的长效机制。收入是影响农村居民食物消费的重要因素，应该采取措施缩小城乡收入差距，提高农村居民尤其是中西部农村居民的可支配收入。速水佑次郎（1986）根据日本等国农业发展的历史进程，将农业发展划分为以解决粮食问题为核心的低收入阶段、以解决贫困问题为核心的中等收入阶段和以解决农业调整问题为核心的高收入阶段。我国农业从追求粮食产量阶段，现已推进到增加农民收入为任务的阶段。农村居民工资性收入和经营性收入的提高，不仅需要继续增加农村居民工资性收入的增长，如继续发展乡镇企业、减少入城打工的障碍等，而且要增加经营性收入，提高食品加工程度，发展畜牧业、水产养殖业、蔬菜水果等园艺业，使得农业从业者通过多样化的生产，获得更高的收入。
　　保证粮食安全需要继续充分利用世界市场。城乡居民尤其是农村居民对非粮食物如肉禽蛋奶的需求量增加是未来趋势，这些产品需要更多的饲料粮投入。我国需要充分利用世界市场，在保证口粮基本自给的前提下，不仅进口饲料粮等，同时要进口畜牧等成品。
　　责任编辑：邓康林
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