我国城乡居民食用农产品消费需求弹性比较——基于2003-2012年省级面板数据

徐振宇，梁　佳，李冰倩

(1.北京工商大学 经济学院，北京 100048；2.河北经贸大学，河北 石家庄050061；3.中国人民银行 银川中心支行，宁夏 银川 750001)



我国城乡居民食用农产品消费需求弹性比较
——基于2003-2012年省级面板数据

徐振宇1，梁佳2，李冰倩3

(1.北京工商大学 经济学院，北京 100048；2.河北经贸大学，河北 石家庄050061；3.中国人民银行 银川中心支行，宁夏 银川 750001)

摘要:文章利用AIDS模型，采用省级面板数据，对城乡居民主要食用农产品消费支出弹性及需求价格弹性进行估算，分析预算支出和价格变动对食用农产品消费的影响。结果表明：城乡居民对水产品和肉禽的消费支出均富有弹性，对粮食、植物油、蛋类和鲜瓜果的消费支出均缺乏弹性。农村居民对肉禽和蔬菜的支出弹性明显高于城镇居民。城乡居民对水产品的需求量对价格波动很敏感，但对粮食、肉禽、植物油、蔬菜和鲜瓜果的自价格弹性均为缺乏弹性。价格波动对城镇居民食用农产品消费的影响更大，而收入变动对农村居民食用农产品消费的影响更大。以上发现可为政府采取差别化政策引导居民改善食品消费结构及促进农业结构升级提供借鉴。

关键词:食用农产品；食品消费；居民消费；需求弹性；AIDS模型

一、 问题的提出及文献评述

(一) 问题的提出

20世纪90年代以来，我国城乡居民食物消费逐渐由温饱型向营养型过渡，并向多元化食物消费结构转变，粮食消费明显减少，对肉蛋奶、水产品和瓜果等非粮食类食物的消费显著提升。《中国食物与营养发展纲要(2014-2020年)》(以下简称《食物与营养发展纲要》)制定了我国居民粮食、肉类、蔬菜等主要食用农产品人均消费量的具体目标。以《食物与营养发展纲要》为参照，我国居民食用农产品人均消费量仍有一定的差距，存在城乡居民食用农产品消费水平差距较大，营养不足与过剩并存等问题。另外，随着城乡居民收入水平不断提升和城市化进程加快，由动物性食品需求持续上升引致的粮食需求仍呈刚性增长态势。综合考虑以上方面，经常会有中国未来食用农产品(包括粮食)供应偏紧的担忧。实际上，问题之关键，在于城乡居民的食用农产品消费弹性，包括需求价格弹性和需求收入弹性。研究城乡居民对各类食用农产品的需求弹性，把握收入和价格因素对居民食用农产品需求的影响程度，有利于更科学地判断城乡居民食用农产品需求的变动趋势，有利于为政府采取差别化政策措施引导居民改善食物消费结构，以需求为导向促进农业结构升级等提供参考依据。

(二) 文献评述

20世纪40年代之后，研究消费需求的计量模型开始发展，需求弹性已成为消费需求动态研究的重要方法。Choo，Lee和Mokhtarian(2007)利用LA-AIDS模型测算了交通、通信消费的收入弹性和价格弹性[1]。Dianah，John，Hellen等(2012)采用AIDS模型估算肯尼亚家庭能源消费支出弹性和价格弹性[2]。臧旭恒、孙文祥(2003)利用ELES和AIDS模型估算了我国城乡居民对衣着、食品、居住、交通、医疗、文教娱乐等支出弹性和自价格弹性[3]。张颖熙(2014)用二次型近乎理想需求系统估算了城镇居民对交通、教育、医疗、文娱、家庭服务等7类服务的支出弹性和价格弹性[4]。在食物消费需求弹性方面，Panos和Brian(2004)利用零售数据通过AIDS模型估算发现多数鱼类食品都缺乏价格弹性，收入增长会显著促进鱼类食品需求增加[5]。Bertail和Caillavet(2008)运用AIDS模型研究法国六个阶层的居民对蔬菜和水果的支出弹性和价格弹性[6]。Canh Quang Le(2008)用AIDS模型估算发现，越南居民对大米和肉类食品缺乏收入弹性，而非粮食食品富有收入弹性[7]。Tatiana，Michael和Kelly(2010)通过回顾160篇研究食物需求价格弹性的文献发现，蛋类、奶酪、植物油、蔬菜、鱼类、牛奶、谷物等食物对价格变动欠敏感，软饮料、果汁、肉类和在外饮食等对价格变动较敏感[8]。刘华、钟甫宁(2009)估计了1986-2002年城镇居民对各类食用农产品的需求弹性[9]；张玉梅、喻闻、李志强(2012)用二次型近乎理想需求系统估算了农村居民对6类食用农产品的需求弹性[10]；吴蓓蓓、陈永福、于法稳(2012)用二次型近乎理想需求系统模型测算了广东高、中、低收入家庭对7类食物的消费支出弹性和价格弹性[11]。

(三) 已有研究之不足及本文之改进

国内已有的对食用农产品需求弹性的研究，大多从某个或几个省的层面进行分析，或者只从城镇或农村的单一层面进行分析，很少有文献对我国城乡居民食用农产品需求弹性进行比较研究。由于所研究的消费群体、食物品种、时间跨度不同，运用的模型与数据不同，所得出的结论有一定差异，也缺乏可比性。城乡居民的食物消费需求对经济变量变动的反应程度有较大差异，如果要全面了解我国居民食物消费的现状和变动趋势，单独研究城镇或农村居民的食物消费弹性是不完整的。因此，本文着眼于城乡居民食用农产品需求弹性的比较分析，以期为实行差别化的政策措施提供依据。

二、 食用农产品的品种选择及数据说明

(一) 食用农产品品种的选择

鉴于我国居民饮食习惯和数据可得性，本文研究的食用农产品包括粮食、食用植物油、肉禽(猪、牛、羊、家禽)、蛋类、水产品、蔬菜和鲜瓜果等7大类主食，未考虑糕点、烟酒、饮料等加工副食品。这7类食用农产品是我国城乡居民日常生活的主要食物消费品种，也与《食物与营养发展纲要》中划分的食物类别相符，便于比较城乡居民的人均食物消费量与目标消费量间的差距。因难以获得各地奶制品历年价格数据，选择的食用农产品品种中未包含奶制品。

(二) 数据来源与数据处理

在国家统计局统计的居民食用农产品消费量数据中，对农村居民统计的是各类食用农产品的家庭人均消费量，而对城镇居民统计的是各类食用农产品的家庭人均购买量，未包含城镇居民外出就餐对各种食用农产品的消费量，可能会在一定程度上低估城镇居民实际食用农产品消费量。虽然已有学者注意到这一数据统计上的缺陷，但学术界至今尚没有获得普遍认可的数据调整方法。李国祥(2005)基于4个基本假设建立回归模型估计了城镇居民外出饮食中的粮食消费量[12]。张印午、曹雅璇、林万龙(2012)利用中国健康与营养调查数据库中居民在外用餐数据，结合食物成分表用能量折算法估算了城乡居民的口粮实际消费量[13]。虽然该数据库包含9个省，样本数量也不算少，但每隔几年进行一次，无法提供完整的时间序列数据。因此，在找不到更合适的估算方法或替代数据前，本文只能采取学界的通常做法，在研究中使用城镇居民人均食用农产品购买量和直接消费支出数据，因而本文研究的居民食用农产品消费结构是家庭内用餐的食用农产品消费结构，估算的需求弹性也是家庭内食用农产品消费的需求弹性。

本文使用的原始数据，主要源于2004-2013年间出版的《中国统计年鉴》和《中国农产品价格调查年鉴》，采用2003-2012年全国30个省(市、自治区)的面板数据。*由于缺乏西藏地区部分食用农产品的价格数据，因此将西藏剔除。城镇居民对各类食用农产品的人均购买量和消费支出数据均来自于《中国统计年鉴》。农村居民对各类食用农产品的人均消费支出金额，由于统计年鉴中缺乏此支出数据，故采用范金、王亮、坂本博(2011)[14]及张玉梅、喻闻、李志强(2012)[10]等学者的处理办法，由农村居民对每种食物的消费量乘以该类食物的价格计算得到。农村居民食用农产品消费量数据主要来自《中国统计年鉴》。但统计年鉴中缺乏各地区农村居民对鲜瓜果的消费量，故采用《中国农村住户调查年鉴》(2004-2010年)和《中国住户调查年鉴》(2011-2013年)中农村居民对水果的消费量数据替代。对于分类食用农产品价格的处理，参考其他学者的一般做法(如范金、王亮、坂本博，2011)[14]。*以城乡居民对猪肉、牛肉、羊肉和禽类的消费量对这几种肉类食品的价格进行加权平均求得肉禽的价格，蛋类可直接使用集贸市场价格，而粮食、植物油、蔬菜等缺乏大类别下各细分品种的具体消费量数据，因此取细分食品的平均价格为该类食用农产品的价格。为确保该方法获得的大类食用农产品价格的可靠性，我们采用刘华、钟甫宁(2009)[9]的做法将《中国统计年鉴》中城镇居民对各类食用农产品的消费支出金额除以消费量计算得到的分类食用农产品价格与之进行对比，发现二者价差很小。在对模型估计之前，还需将各类食用农产品的价格进行对数化处理，价格对数化后，价差基本可忽略不计。在AIDS模型的估计中，根据模型需要将原始数据进一步整理和计算，将2003-2012年间城乡居民对各类食用农产品的人均消费支出金额进行加总求和，分别得到各地区城镇和农村居民对7类食用农产品的历年消费总支出X，并把城乡居民对每一类食用农产品的消费支出折算成其所占的支出比重wi，再将各类食用农产品的价格对数化后代入模型。

(三) 我国城乡居民食用农产品消费的描述性统计

城镇居民食物消费结构不断优化，食用农产品消费呈多元化特点。由表1可看出，在七类食用农产品中，仅肉禽和水产品的人均购买量呈增长态势，粮食、植物油、蛋类、瓜果人均购买量基本没有增长，蔬菜购买量略有下降。*一方面可能与肉禽、水产品和其他副食品消费量增长产生的替代效应有关，另一方面可能和城镇居民外出饮食的频率提高有关。值得注意的是，虽然肉禽和水产品的人均购买量呈增长趋势，但年度增长率极低——肉禽人均购买量年度增长率不到1%(2012年相比2003年仅增长8.5%)，水产品人均购买量年度增长率也只有1%左右(2012比2003年增加了13.4%)。

农村居民的食物消费结构正在由温饱型逐渐向营养多元化的方向调整。不同于城镇居民，除粮食和蔬菜的人均消费量呈现逐年递减态势(就粮食而言，2003年高达222.4kg，到2012年仅为164.3kg，下降幅度为26.1%；2012年蔬菜人均消费量比2003年下降了22.7kg)外，农村居民对其他食用农产品的人均消费量均逐渐增加。在2003-2012年间，植物油的人均消费量增长了30.2%，肉禽的人均消费量增长了19.3%，蛋类的人均消费量增长了22.9%，水产品的人均消费量增长了14.9%，鲜瓜果的人均消费量增长了30.3%。

表1　2003-2012年城乡居民家庭人均年度食用农产品购买量/消费量比较(单位：kg)

数据来源：历年中国统计年鉴。

将2012年城乡居民对7类主食的人均消费量进行对比可以发现，农村居民水产品和鲜瓜果的人均消费量尤其低，还不到城镇居民人均购买量的一半；蛋类和蔬菜的人均消费量也明显低于城镇居民。

另外，不同地区居民的收入水平及饮食偏好等存在差别，居民食用农产品消费也有明显的区域差异。目前我国仅东部城镇居民的膳食结构较为均衡，营养比较全面、充足。中、西部地区的城乡居民和东部农村居民均尚未形成均衡的膳食结构，对7类主食的人均消费量与《食物与营养发展纲要》中所制定的居民食物消费目标(粮食135kg、植物油12kg、肉类29kg、蛋类16kg、水产品18kg、蔬菜140kg、水果60kg)还有一定的差距。中、西部城镇居民在食物消费中具有品种短缺与过剩并存的现象，对肉禽的消费过量，而对水产品和鲜瓜果的消费不足。农村居民则均对粮食消费过量，对口粮以外的食物消费不足，远低于《食物与营养发展纲要》中的消费量目标，食物消费结构亟待改善。

三、 我国城乡居民食用农产品消费需求弹性的计量分析

(一) 计量模型

在有关需求弹性的实证研究中，扩展的线性支出系统(ELES)模型和近乎理想需求系统(AIDS)模型是近年来学者们所采用的最主要的计量模型。

ELES模型以马歇尔需求函数为建模基础，将需求划分为基本需求和额外需求，对每种商品的需求方程进行逐个估计。这种模型估计函数简明，简单易用，模型的参数还可以直接得出消费者对某类商品的边际消费倾向，故而曾被国内外广泛采用。但由于ELES模型的效用加总性性质以及模型假定的局限性，使得该模型计量得出的商品交叉价格弹性均为负值，即商品之间都是替代关系，这显然与现实相悖。加上ELES模型在进行参数估计时不需要商品价格信息，默认在同一时期下消费者面对的商品价格是相同的。由于以上局限性，利用会在ELES模型估算弹性值时往往会产生较大的误差。

AIDS模型则以希克斯需求函数为建模基础，采取方程组形式对一组商品进行联合估计。它用方程组的形式把各类商品纳入到一个需求系统，虽然在估计方法上相对复杂，所需数据量较大，但模型系数能满足其次性和对称性检验，解释力更强，估算出的价格弹性也更为符合实际。因此本文在实证研究中采用AIDS模型来估算城镇和农村居民的食物消费需求弹性。Deaton和Muellbauer(1980)创立了近乎理想需求系统(AIDS)模型，其建模思路为：以成本函数为基础，在给定价格和一定效用水平下，根据支出最小化原则求解希克斯需求函数得出模型的需求函数，对所要研究的消费品组建立多方程系统模型，联合估计各方程的参数值，再进一步计算出各商品的消费支出弹性和价格弹性[32]。

AIDS模型的需求函数表达式为：

(1)

(2)

在式(3-8)中，P代表一种总价格指数，X/P表示“实际总支出”。

AIDS模型中的各参数具备以下三个性质：

加总性：

(3)

其次性：

(4)

对称性：

γij=γji

(5)

当加总性，其次性和对称性成立时，(1)式实际上代表一个需求函数系统，不同消费品的消费支出占总支出的比重wi的总和为1。

在本文中，wi代表第i类食物的支出在食物总支出中的份额，pj是食物j的价格，X为食物消费总支出。

在计量中将AIDS模型的各个消费品需求方程联立，并同时对三个约束条件进行限制，就可以估计得出模型的参数值。再将参数值代入公式，就能计算出消费者对各类商品的消费支出弹性和价格弹性。计算公式分别为：

消费支出弹性：

ei=1+βi/wi

(6)

马歇尔需求价格弹性：

(7)

其中，当i=j时，δij=1；当i≠j时，δij=0。

希克斯需求价格弹性：

(8)

(二) 计量结果与分析

AIDS模型是一种多方程系统模型，各方程间存在参数约束，需要联合估计，在估计方法上，适用似不相关回归(Seemingly Unrelated Regression，SUR)方法。在AIDS模型的方程系统中，每个方程的因变量是这组商品中该商品的消费支出占总支出的比重，方程组内所有商品的支出比重之和为1。由于会出现过度识别问题，需要去除方程组中的一个方程，根据模型参数的加总性、其次性和对称性特点，被删方程中各变量的系数能够通过其余方程的参数计算出来。无论先估计其中任何(i-1)个方程的参数，再计算出被删方程的参数，结果都不会受到影响。本文使用stata12.1编程估计AIDS模型的参数，模型中包含7类食用农产品所对应的7个需求函数，为避免过度识别，在估计中选择删除鲜瓜果(农村居民为水果)方程，然后用SUR方法对模型进行联合估计，并根据模型的加总性、其次性和对称性，利用其他6个方程的估计系数计算得出鲜瓜果(水果)方程的系数。

由于使用的是面板数据，在回归前，首先对变量进行单位根检验。本文采用面板数据单位根检验中较常用的LLC和IPS两种检验方法。在LLC检验结果中，肉禽和水产品的价格变量在5%的显著水平下拒绝单位根原假设，其余变量均在1%的显著水平下拒绝原假设；在IPS检验结果中，城镇居民粮食、食用油、肉禽和鲜瓜果的支出比重这4个变量在5%的显著水平下拒绝单位根原假设，其余变量均在1%的显著水平下拒绝原假设。两种单位根检验结果都表明各序列均是平稳的，可以进行回归。

城镇居民和农村居民食用农产品消费需求的AIDS模型参数估计结果如表2-1与表2-2所示。αi为常数项系数，βi为食物消费总支出的系数，γi1…γi7分别为第i个方程中粮食、食用植物油、肉禽、蛋类、水产品、蔬菜、鲜瓜果(农村居民为水果)的价格项系数，括号内的数字为该系数的t统计值，R2为拟合优度。食物消费总支出的系数以及绝大多数自价格项系数的估计值都达到了1%，5%或10%的显著性水平，结果通过T检验。仅有个别交叉价格项的系数不显著，这是因为这两类食品彼此之间价格与需求的相互影响较小，没有明显的替代或互补关系。将参数估计结果代入AIDS模型的需求弹性公式，即可计算出全国城镇居民和农村居民在2003-2012年间对粮食、植物油、肉禽、蛋类、水产品、蔬菜和鲜瓜果等7类食用农产品的消费支出弹性和需求价格弹性。

表2-1　城镇居民食用农产品消费需求AIDS模型参数估计结果

数据来源：AIDS模型的估计结果。

表2-2　农村居民食用农产品消费需求AIDS模型参数估计结果

数据来源：AIDS模型的估计结果。

1.城镇居民食用农产品消费需求弹性分析。城镇居民对七类主食的消费支出弹性均为正值，表明对这7类食用农产品的购买量都会随着食物预算总支出的提高而增长，但增长的幅度会有所不同，从高到低排序依次为：水产品(3.4917)，肉禽(1.2033)，蔬菜(0.6918)，鲜瓜果(0.6880)，蛋类(0.4521)，植物油(0.2910)，粮食(0.0125)。其中，水产品和肉禽的支出弹性均大于1。剩余食品的支出弹性都小于1。换而言之，城镇居民收入水平变动对水产品和肉禽的消费影响相对较大，对蔬菜、鲜瓜果和蛋类的消费量影响较小，对植物油和粮食的消费量影响非常小。*城镇居民对水产品的支出弹性最大，可能是因为当前多数城镇居民对动物性食物的消费以肉禽和蛋类为主，对水产品的消费水平还较低，但水产品的营养价值较高且相对更为健康，当收入增长时城镇居民更愿意增加对水产品的消费，以改善食物消费结构。而淀粉类食物虽能提供较高热量，但营养价值较低，微量元素和蛋白质含量不足，收入提高后，城镇居民更愿意增加对动物性食物、蔬菜和鲜瓜果等营养更为丰富的食品的消费来替代粮食，因此粮食的支出弹性极小。植物油的消费支出弹性较低，一方面在于城镇居民目前对植物油的消费量已基本满足其营养需求，另一方面也在于食用油属于高能量食品，过量摄入反而不利于身体健康。从趋势上看，随着收入水平和食物预算支出的提高，我国城镇居民对水产品的需求量将呈较快增长趋势，肉禽消费的增长势头也较快，蔬菜、鲜瓜果和蛋类的需求量缓慢增长，而粮食和植物油的需求量则相对稳定。

表3中向右下方倾斜的对角线上的数值为自价格弹性，均为负值，说明这7类食用农产品都是正常商品，城镇居民对这些食品的购买量会随着其价格的上升而减少。但城镇居民对这7类主食的购买量对于价格变动的敏感度不同，按其绝对值从高到低排序依次为：水产品，蔬菜，肉禽，粮食，鲜瓜果，植物油，蛋类。城镇居民对水产品的自价格弹性较高，绝对值大于2；蔬菜、肉禽、粮食和鲜瓜果的自价格弹性绝对值介于0.8-0.9之间，接近单位弹性；植物油和蛋类的自价格弹性相对较低。这一数值也表明，城镇居民对植物油和蛋类的消费量已比较稳定，对价格不敏感，有一定的需求粘性。

表3中向右下方倾斜的对角线以外的数值为交叉价格弹性，横向为该类食用农产品价格变动所引起的其他食用农产品消费量的变化。由于各种食物均能为消费者提供生存所需的能量和营养物质，只是在口感、热量大小和营养价值上有所不同，因此在消费中不同食物间可能会存在互补或替代关系。但是这种互补和替代关系通常更多的体现在某一类别食物中的不同品种之间，跨类别的食物之间的替代性与互补性相对较弱，因此表3中的交叉价格弹性较小。从交叉价格弹性值可看出，粮食的需求受其他食用农产品价格变动的影响很小。肉禽与蔬菜之间存在较小的互补性。肉禽是水产品的替代品，当水产品的价格上升，城镇居民会明显减少水产品的需求而增加对肉禽的购买量。但是，当肉禽价格上涨，水产品的购买量增长不明显。

表3　2003-2012年城镇居民食用农产品需求价格弹性(马歇尔价格弹性)

数据来源：AIDS模型的估计参数计算得出。

2.农村居民食用农产品消费需求弹性分析。农村居民对7类主食的消费支出弹性从高到低排序依次为：水产品(3.0754)，肉禽(2.0354)，蔬菜(1.4619)，水果(0.6198)，植物油(0.3706)，蛋类(0.2278)，粮食(0.1612)。农村居民对水产品、肉禽和蔬菜的支出弹性均大于1，对水果、植物油、粮食和蛋类的支出弹性均小于1，粮食的支出弹性最小。*在当前的收入水平下，大多数农村居民的食物消费中，价格低廉的粮食和很大程度上自给自足的蔬菜占比仍然偏高，对肉禽、鱼类等动物性食物的消费较少，蛋白质和脂肪的摄入不足。因此，当收入提高时，农村居民基本不会再增加粮食消费，而更愿意增加对肉禽和水产品的消费。同时，农村居民对蔬菜和水果的人均消费量远低于城镇居民的购买量，蔬菜和水果中所含的营养和维生素非常丰富，收入水平提高时，农村居民也有意愿增加对蔬菜和水果的消费。植物油的支出弹性只有0.37，原因可能在于植物油主要是在其他食物加工中作为调味剂使用，且植物油所含能量较高，不宜过多食用。因此，农村居民的食物预算支出提高时，植物油的消费增量有限。从趋势上看，随着收入和食物预算支出的提高，农村居民对水产品和肉禽的需求量将呈相对较快的增长趋势，蔬菜消费也会保持一定的增长势头，水果、植物油和蛋类的需求量增长速度较缓慢。粮食的人均消费量则基本不会随收入的增长而增加。未来农村居民的非粮食食品消费将继续增加，食物消费结构将进一步多元化。

表4中向右下方倾斜的对角线上的数值为农村居民对7类主食的自价格弹性，皆为负值，表明其对这7类食用农产品的需求量均会随价格的上升而减少。但农村居民对这7类主食的需求量对价格变动的敏感度不同，自价格弹性的绝对值从高到低依次为：水产品，蛋类，肉禽，蔬菜，植物油，粮食，水果。农村居民对水产品的自价格弹性最大(-2.85)。蛋类自价格弹性的绝对值也大于1。肉禽的自价格弹性接近单位弹性，其他食用农产品自价格弹性绝对值均小于1。农村居民对粮食、植物油、蔬菜和水果的需求量均对价格变动欠敏感，水果的自价格弹性绝对值最小，反映出对水果具有一定的刚性需求，从一个侧面反映出农村居民对水果的消费水平还较低。从交叉价格弹性值可看出，在农村居民的食用农产品消费中，水产品与肉禽间存在替代性，且水产品价格上涨对肉禽消费量的影响大于肉禽价格上升对水产品消费量的影响。水果与蔬菜间存在微弱的替代性。粮食的消费量易随着肉禽、水果价格的上升而减少。肉禽与蛋类互为替代品，蛋类价格上涨时农村居民会减少对蛋的消费，增加对肉禽的消费。

表4　2003-2012年农村居民食用农产品需求价格弹性(马歇尔价格弹性)

数据来源：AIDS模型的估计参数计算得出。

3.城乡居民食用农产品消费需求弹性的比较分析。比较城乡居民对7类主食的消费支出弹性可以发现：第一，城乡居民对水产品和肉禽的支出弹性均富有弹性，但农村居民对水产品的支出弹性小于城镇居民，对肉禽的支出弹性则显著大于城镇居民。*这可能是因为，城镇居民对肉禽的消费量已基本能够满足其营养需求，当收入增加时，其对水产品的消费意愿更加强烈，以此增强饮食多样性。农村居民对这两类食品的消费量均远低于城镇居民的购买量，且农村居民对肉禽有一定的偏好，因此，当收入增加时，其对肉禽和水产品的消费量均会明显增加，但对肉禽消费量的增速高于城镇居民。第二，城镇居民对蔬菜的支出弹性为0.69，而农村居民对蔬菜的支出弹性为1.46。在2003-2012年间，城镇居民对蔬菜的人均购买量约为118kg/年，农村居民对蔬菜的人均消费量约为98.13kg/年*数据由2004-2013年的《中国统计年鉴》原始数据计算所得。，农村居民对蔬菜的人均消费水平还比较低，存在提升空间。当收入提高时，农村居民会较多地增加蔬菜消费，而城镇居民对蔬菜的购买量增长缓慢。第三，城镇居民对蛋类的支出弹性为0.45，而农村居民对蛋类的支出弹性仅有0.23，收入水平变动对城镇居民蛋类购买量的影响略大于农村居民。第四，城乡居民对粮食的支出弹性均极低，反映出未来我国居民对粮食的人均消费量基本不会随收入的提高而增加。

从城乡居民对7类主食的自价格弹性对比来看，首先，水产品对于城镇居民和农村居民都是富有弹性的食物，城乡居民对水产品的需求量对价格信号均比较敏感。并且，水产品价格上涨对农村居民水产品消费需求的影响更大。其次，城乡居民对于粮食、肉禽、植物油、蔬菜、鲜瓜果(农村居民为水果)的需求自价格弹性的绝对值均小于1，对这5类主食的消费需求均对价格变动欠敏感，但程度有所不同。其中，粮食自价格弹性的城乡差异较明显。*城镇居民为-0.86，农村居民仅为-0.28。这是由于农村居民既是粮食的消费者也是生产者，农村家庭通常会在粮食收割后储存未来半年到一年日常饮食所需的粮食，因此其粮食消费受价格波动的影响较小。而城镇居民的储粮动机弱，故其粮食购买量对市场价格的波动相对更为敏感。农村居民对水果的自价格弹性也明显小于城镇居民。*农村居民目前对鲜瓜果的消费水平还远低于城镇居民，2003-2012年农村居民对鲜瓜果的消费量呈明显上涨趋势，说明其对水果的消费需求有一定刚性。农村居民对蛋类的自价格弹性为-1.29，而城镇居民对蛋类的自价格弹性为-0.63。*原因可能在于，农村居民对蛋类的消费有一部分是自给自足的，蛋类的保质期相对蔬菜、肉类而言较长，并且易储存、运输，当蛋类价格上升时农村居民会选择减少对蛋类的直接消费，出售更多禽蛋以增加货币收入来购买其他食物，因此蛋类价格上升对农村居民的影响更大。从交叉价格弹性也可以看出，蛋类价格提高时，农村居民会选择增加肉禽的消费量来替代部分蛋类消费。城镇居民对蛋类的需求则具有一定价格粘性，不会随价格上升而大量减少对蛋类的消费。

将7类主食的消费支出弹性和自价格弹性的大小进行对比，不难发现：对于城镇居民而言，其对水产品和肉禽的消费需求受收入因素的影响更大，但其对粮食、植物油、蛋类、蔬菜和鲜瓜果的消费需求受价格因素影响更大；对于农村居民而言，其对肉禽、水产品、植物油、蔬菜和水果的消费均对收入变化更敏感，对蛋类的消费受价格因素影响更大，粮食消费对收入和价格均不敏感。综合来看，在目前的收入水平和饮食结构下，价格波动对城镇居民的食用农产品消费影响更大，而收入变动对农村居民的食用农产品消费影响更大。城镇居民的食物消费与营养水平已经较高，收入增加后，将更倾向于增加对住房、交通以及奢侈品的消费，食物消费增长有限，而且也主要集中在对肉禽、水产品以及在外用餐消费的增加。但是，当某些类型的食用农产品的价格下降后，城镇居民仍然会迅速做出反应。而农村居民的营养水平还较低，当收入提高后，农村居民会优先增加食物消费，尤其是粮食以外食品的支出。另一方面，农村居民既是生产者也是消费者，部分食品自给自足，同时一些农村居民还有储存食物的习惯，导致其食物消费对价格波动的敏感度不及城镇居民高。

四、 结论与政策涵义

(一) 主要结论

2003年以来，我国城乡居民人均食物消费量显著提升，但对主要食用农产品的人均消费量存在显著的区域差异，且与《食物与营养发展纲要》中的目标消费量尚有一定差距。城镇居民食物消费结构趋于稳定，农村居民食物消费结构升级趋势明显。总体而言，价格波动对城镇居民食用农产品消费的影响更大，而收入变动对农村居民食用农产品消费的影响更大。基于2015年诺贝尔经济学奖获得者迪顿(Deaton)所创立的AIDS模型的计量研究结果表明，城乡居民对水产品和肉禽的消费支出均富有弹性，对粮食、植物油、蛋类和鲜瓜果的消费支出均缺乏弹性；村居民对肉禽和蔬菜的支出弹性明显高于城镇居民，其对肉禽和蔬菜消费的增长空间更大；城乡居民对水产品的需求量对价格波动很敏感，对粮食、肉禽、植物油、蔬菜和鲜瓜果的自价格弹性均缺乏弹性；农村居民对蛋类的消费易受价格波动的影响，而城镇居民对蛋类的消费具有价格粘性。

(二) 政策涵义

本文的研究显示，城乡居民对肉禽、水产品、蔬菜及鲜瓜果等食用农产品的需求将会随收入水平的提高而明显增长，对粮食的消费量则呈稳定下降态势。居民食物消费结构加快升级，对口粮以外的食物需求潜力巨大，为满足消费者对食物的多样化需求，相关政策应以市场需求为导向，促进农产品生产的多样性。此外，鉴于相当比例的城乡居民过分追求高脂肪、高热量、精细化的食品，对肉禽消费过量，对粗粮消费不足，建议大力推动膳食与营养方面的科普，倡导居民将均衡与多元化食物消费习惯植入到日常生活中，有利于缓解农业供给压力，更有利于民众身体健康。

(三) 研究局限性

由于难以获得更全面的食用农产品消费支出和价格数据，因此在本文不能对食物类别进一步细分。国家统计局的统计资料中，缺乏居民在外用餐的就餐次数、就餐量和食物种类等信息，难以准确估算居民在外用餐中对各类食物的消费量，在现有条件下只能获得居民对各类食物的直接消费量和直接消费支出数据，因而只能研究居民在家用餐的食物消费结构和家庭内食物消费的需求弹性。若能设法收集到更详细且包含居民在外用餐信息的家庭微观调查数据，估算出居民在外用餐的食用农产品消费量，对食物类别划分更加地细微，研究将会更有价值。

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(责任编辑郑英龙)

Comparative Study on Demand Elasticity of Edible Agricultural Products of Urban and Rural Residents in China:Based on Provincial Panel Data from 2003 to 2012

XU Zhen-yu1, LIANG Jia2, LI Bing-qian3

(1.SchoolofEconomics,BeijingTechnologyandBusinessUniversity,Beijing100048,China;2.HebeiUniversityofEconomicsandBusiness,Shijiazhuang050061,China;3.ThePeople’sBankofChina,YinchuanCentralSub-branch,Yinchuan750001,China)

Abstract:This paper estimates the price and expenditure elasticity of main edible agricultural products for rural and urban residents by applying the AIDS model to the provincial panel data so as to study the impact of budget outlays and price fluctuations on the edible agricultural product consumption. According to the result of the empirical research, firstly, the rural and urban residents’ expenditure of aquatic products and meat is elastic while the expenditure of grain, vegetable oil, eggs, and fresh fruits lacks elasticity. Secondly, the demand of aquatic products for rural and urban residents is sensitive to price fluctuation while the self price elasticity of grain, meat, vegetable oil, vegetables and fresh fruits is inelastic for both urban and rural residents. Thirdly, the food consumption of rural residents is susceptible to income variation while urban food consumption is susceptible to price fluctuations. The findings above can provide a reference for the government to improve residents’ food consumption structure and optimize the agricultural structure with differentiated policies.

Key words:edible agricultural products；food consumption; household consumption; demand elasticity; AIDS model

收稿日期:2016-03-17

基金项目:国家社会科学基金项目(14BJY131)；国家社会科学基金重大项目(14ZDA034)；北京市高层次创新创业人才支持计划“青年拔尖人才”(2014000026833ZS07)；北京哲学社会科学首都流通业研究基地资助项目

作者简介:徐振宇，男，教授，博士，主要从事农产品流通、贸易经济研究;梁佳，女，副教授，博士，主要从事农产品流通、贸易经济研究;李冰倩，女，硕士，主要从事贸易经济研究。

中图分类号:F529.22

文献标识码:A

文章编号:1000-2154(2016)05-0027-10