我国城镇居民动物性食品需求结构变动的识别模型与实证检验

第五章　动物性食品户内需求结构变动识别模型的建立与实证检验

第一节　引　　言

一、研究背景

20世纪70年代末我国实行改革开放的政策以来，居民的生活水平发生了翻天覆地的变化。在近三十年的时间里，居民的消费水平不断提高、消费结构不断优化，我国居民对于动物性食品的消费需求也呈现出新的特点。

图5－1显示了1981—2008年我国城镇居民人均购买五类动物性食品的数量变化(此数据中不包括居民在外用餐时对相关食品的消费量)。我们可以从中观察到以下几个变化的特点。首先，90年代中期之前，城镇居民各类动物性食品的消费量总体比较平稳，猪肉的消费量最高，鲜蛋和水产品消费量近似，牛羊肉和家禽消费量最低;而90年代中期之后，各类食品的消费量出现了明显的变化，除了牛羊肉和鲜蛋的购买量平稳增长之外，其他各类食品的购买量都出现了较大的波动性上涨。其次，90年代中期以前，猪肉的消费量远远高于其他动物性食品的消费量，这说明居民在这一阶段的动物性食品需求主要以猪肉为主，比较单一。而90年代中期之后，随着市场化程度的提高和居民收入的增加，城镇居民改变了单一的动物性食品饮食结构。虽然猪肉仍然是城镇居民食品需求中最重要的动物性副食品，但家禽、鲜蛋和水产品的人均购买量不断提高。从1981—2008年，城镇居民住户人均家禽购买量从1.9千克增加到8千克，翻了4翻;鲜蛋购买量从5.2千克增加到10.7千克，增加了一倍多;水产品购买量从1981年的7.3千克增长到2007年的14.2千克，也增加了一倍。可见，随着经济的发展和生活水平的提高，我国城镇居民对于动物性食品的需求更加多样化、结构也更加合理和健康。

图5－2显示了1981—2008年我国城镇五类动物性食品的真实价格(利用以 1978年为基年的历年CPI调整得出)。可以发现，进入90年代之后，各类食品价格波动逐渐加大。其中，猪肉价格在90年代中期之后的波动非常明显;牛羊肉价格呈现明显的上涨趋势;禽类和蛋类价格逐渐下滑;水产品价格在80年代出现显著提高。这些价格变化与我国八九十年代进行的经济体制改革相呼应，反映出价格在不断市场化的改革进程中发生的波动。

图5－1　我国城镇居民五类动物性食品年人均购买量(1981—2008年)

数据来源:根据历年《中国统计年鉴》相关数据绘制。

图5－2　我国城镇五类动物性食品真实价格(1981—2008年)

数据来源:根据历年《中国牧业通讯》《农村养殖技术》《中国物价统计年鉴》相关数据计算并绘制。

改革开放以来城镇居民在户内用餐中对各类动物性食品的需求变化是经济体制改革不断深入、以及相对价格和收入变化的结果。当然，近三十年来，很多其他有可能影响需求的因素也发生了变化。例如，我国各类动物性食品的品种不断增加、质量不断提高，城镇居民家庭规模缩小，健康饮食意识增强，居民在外用餐增多，城市化进程加速等等。以上所有这些因素很可能共同作用，影响了城镇居民对于动物性食品的户内需求，并导致居民的消费偏好发生改变。

二、研究问题

近年来，越来越多的国内外学者专门针对我国居民食品消费结构进行了研究。还有一些论文具体分析了我国居民动物性食品消费需求状况。例如，袁学国(2001)、马恒运(2002)、蒋乃华(2003)、刘秀梅(2005)、张红岩(2008)等。这些论文讨论了经济因素(收入、价格)以及社会人口因素(家庭规模、城乡差异、城市化进程、在外就餐、地域特征、文化程度等)对于动物性食品需求的影响作用，提供了不少开拓性的研究成果，而且一致证明我国居民的食品需求受多种因素影响，并在不断变化。尤其在动物性食品需求结构变动方面，Guo et al(2000)利用1989—1993年我国居民的消费支出数据分析了我国居民食品消费特征，认为这一阶段我国居民的消费偏好发生了变化，并且这种变化可能是由于媒体宣传西方饮食习惯造成的;程立超(2009)通过对2000年和2004年两个截面数据的对比，证明我国居民食品消费存在代际差异。

但是，至今还没有文献明确回答这样一个问题:如果我国居民的动物性食品需求确实发生了结构性变化，那么变化发生的时间点或时间段在哪里?找到这个问题的答案至关重要，因为食品需求的结构性变化代表着居民消费偏好的变化，确定了结构变化的时间点或时间段，就可以以此为线索，发现我国居民需求结构的新特点和新趋势，并深入分析导致消费偏好变化的主要影响因素。洞悉居民消费偏好的变化对相关企业制定生产和营销战略有着非常重要的意义，对于国家相关部门确定相关产业政策和宏观消费政策也具有重要的参考价值。

本章尝试分析我国城镇居民近三十年来动物性食品户内需求结构的变化。具体来说，本章所要要回答的研究问题是:改革开放以来，我国城镇居民动物性食品户内需求是否在一个时间点或者时间段发生了结构性变动?如果确实存在结构变动，那么变动是在何时发生的?变动的特征是什么?

三、研究方法与创新点

结构变动可以通过参数或非参数方法进行研究。如果相对价格的变动相对于总支出来说比较小，那么非参数分析方法就可能无法检测到实际的结构变动(Richertsen，1995)。鉴于此，本章选择使用参数分析方法研究结构变动。使用这一方法的关键在于一定要使用正确的函数方程形式，否则可能会在本不存在结构变动时检测出结构变动。因此，选择使用的模型要满足效用最大化的假设、具有一定的估计灵活性、并且有牢固的实证基础。具体来说，本章假设居民对于动物性食品和其他商品的消费偏好存在弱可分离性，利用渐变式结构变动几乎理想需求系统模型(Gradual Switching AIDS)分析我国城镇居民住户调查的历年平均数据，讨论动物性食品户内需求结构变动的时间路径，为下文深入讨论动物性食品消费需求的影响因素提供基础。

居民对于肉类和水产品的需求结构变动一直以来广受各国学者的关注。Moschini and Meilke(1989)针对美国居民相关食品的需求结构变动进行了研究，Chen and Veeman(1991)针对加拿大居民相关食品的需求结构变动进行了分析，类似的研究还包括Burton and Young(1992)针对英国居民需求、Dono and Thompson(1994)针对于意大利居民需求、Richertsen(1995)针对挪威居民需求等等。然而，对于我国居民的相关研究仅限于针对台湾省居民的需求分析，如詹满色(2002)、林欣怡和刘钢(2003)。由于过去几十年中台湾省与我国其他地区在经济发展历程上存在较大差异，因此其研究结果并不能解释我国广大地区的消费需求特征。可以说，针对我国城镇居民动物性食品户内需求结构变动的时间路径的研究很少，在动物性食品需求结构变动的研究中考虑渐进式结构变动的可能性正是本章的创新点所在。

第二节　模　　型

一、动态几乎理想需求系统模型(AIDS with Dynamic Effects)

几乎理想需求系统模型(AIDS)是通过效用函数理论推导出来的。其理论假设是，消费者在预算约束下的消费选择能够实现效用最大化，即，消费者能够通过消费所选择的消费品获得最大满足。本书第四章在分析现阶段动物性食品户内需求时，基于模型的优越性考虑，使用了静态的LA/AIDS模型。在结构性变动的计量研究中，LA/AIDS模型仍然是很多学者的选择，如Moschini and Meilke (1989)、Burton and Young(1991，1992)、Eales and Unnevehr(1993)等。

LA/AIDS模型的一般估计形式是:

为与需求理论保持一致，一般有以下的各回归系数的制约条件关系式:

加总性:

齐次性:

对称性:

该模型的支出弹性(收入弹性)计算公式为:

自价格弹性(Marshall)计算公式为:

εii=(γii－βiwi)/wi－1

交叉价格弹性(Hicks)计算公式为:

εij=(γij－βiwj)/wi

根据Hendry and Mizon(1978)的建议，时间序列数据的模型估计通常要考虑其动态特征。针对AIDS模型，可以通过增加滞后消费变量或者滞后消费份额向量等方式为模型加入动态效果。(Rickertsen，1995)本章选择使用一阶差分将模型改写为以下估计形式:

二、渐变式结构变动几乎理想需求系统模型(Gradual Switching AIDS)

本章使用Moschiniand Meilke(1989)对AIDS模型的修正方法，分析我国城镇居民动物性食品户内消费需求的结构变迁。^[1]具体的研究假设是:在AIDS模型能够对真实的需求系统进行令人满意的估计的前提下——即等式(5.1)中的参数{α，β，γ}能够充分反映基于效用最大化的消费决策过程，模型不存在结构性变化。如果假设不成立，那么就意味着模型相关参数会随时间而变动。基于模型的齐次性限制，这种结构性变动会同时影响系统内所有方程，因此，可以假设所有参数都有相同的时间变化路径。使用kt代表时间路径，则(5.1)式改写为:

对于新加参数的制约条件关系式为:加总性:

齐次性:

对称性:

如果λ= 0、δ= 0、而且φ= 0，则参数稳定，假设成立，没有结构性变动;反之，则假设不成立，有结构性变动。根据Ohtani and Katayama(1986)，结构变动的具体时间路径可以由以下等式估计:

以上三个等式可以检验在t个时期内，居民需求是否出现了渐变式的结构变动。其中，1代表原有需求结构的最后一年，2代表新需求结构开始的第一年，1与2之间的时间段为需求结构渐变式变动阶段。(见图5－3)如果2= 1+ 1，那么说明这一结构变化是突变性质的。

将时间路径kt代入(4.2)式，则本章使用的估计模型为:

按照Moschini and Meilke(1989)的建议，本章通过观察各模型估计后收敛的极大似然估计值(Maximum Likelihood Estimator)发现需求结构变动的时间路径。具体的做法是:将( 1)，( 2)的不同组合代入式(5.13)，通过比较模型的对数似然估计值(Log Likelihood)，可以发现在哪一种组合条件下，模型拟合度最好(对数似然值最大，即残差最小)，据此，可以确定1与2的值。

图5－3　渐变式需求结构变动模型

数据来源:根据Moschini and Meilke(1989)相关内容绘制。

第三节　数　据

一、数据来源(www.xing528.com)

基于数据可得性和观测值数量的考虑，本章样本数据选择了1981—2008年我国城镇居民猪肉、牛羊禽肉、蛋类、以及水产品四类动物性食品的人均消费支出和价格数据。牛羊肉由于所占支出份额较小，参照Ortega et al(2009)的数据处理方法，将之与禽肉合并为一类食品处理。^[2]

各类消费支出数据获取自历年《中国城市(镇)生活和价格年鉴》。除水产品价格外，各类食品的价格数据来源于《中国牧业通讯》(1995—2008年)和《农村养殖技术》(1996—1997年)各期中的“全国畜产品及饲料集市价格”、以及《中国物价统计年鉴》(1987—1994年)中的“主要商品零售价格”。水产品价格由城镇居民水产品消费支出金额除以当年水产品消费量计算得出。1994年价格数据无法获取，因此使用相邻两年的价格均值替代。由于1986年之前的价格数据无法获得，因此根据Fan et al(1995)的建议，使用《中国统计年鉴》中公布的价格指数和已有价格数据计算得出。利用以1978年为基年的历年CPI调整各类食品的价格为不变价，随后，各类价格通过除以样本均值进行标准化处理，然后取自然对数。各类动物性食品消费支出由相关食品的人均消费量和价格相乘而得。消费品价格指数按照Stone价格指数计算公式加权求和计算得出。

二、数据描述

本章研究中使用的1981—2008年城镇居民消费支出与价格数据描述统计见表5－1。从四类动物性食品剔除价格因素影响之后的平均真实价格来看，牛羊禽肉和水产品的价格高于其他几类食品，接下来是猪肉的价格，蛋类食品价格最低。各类价格的标准差表明，近三十年来，动物性食品的价格存在平均为20%左右的波动，其中蛋类价格变动幅度与其他食品价格相比略大(27.4%)，水产品次之(22.9%)。从四类动物性食品的户内人均需求量来看，猪肉的户内人均需求量最大，蛋类和水产品的户内人均需求量次之，牛羊禽肉的户内人均需求量最小。各类食品的需求量标准差表明，1981年以来我国城镇居民对于各类动物性食品的需求量有不同幅度的波动，其中牛羊禽肉和水产品的需求波动幅度大于其他两类食品，猪肉消费量的波动最小。

表5－1　1981—2008年城镇居民动物性食品消费支出与价格数据描述统计

数据来源:根据历年《中国城市(镇)生活和价格年鉴》《中国牧业通讯》《农村养殖技术》《中国物价统计年鉴》相关数据计算得出。

图5－4显示了1981—2008年我国城镇居民四类动物性食品的消费支出份额。图中反映出城镇居民动物性食品户内消费的几个特点。第一，猪肉的户内消费支出份额最大，但消费支出份额有明显的下降趋势。第二，蛋类的消费份额呈现出明显的逐年下滑趋势，支出份额从1981的0.16下降到了2008年的0.07(动物性食品总支出为1)，下降幅度达到56.3%。第三，与蛋类相反，水产品的消费支出份额不断增加，从1986年开始超越蛋类和牛羊禽肉食品，成为仅次于猪肉的第二大消费支出项目。第四，牛羊禽肉的消费支出份额在三十年间不断增加，从1981的 0.13增长到了2008年的0.24，体现出居民户内食品需求的多样化趋势。

图5－4　1981—2008年城镇居民动物性食品户内消费支出份额

注:动物性食品总支出为1
数据来源:根据历年《中国城市(镇)生活和价格年鉴》《中国牧业通讯》《农村养殖技术》《中国物价统计年鉴》相关数据计算绘制。

第四节　估计过程

本章使用Eviews5.0统计软件，利用Zellner的近似不相关迭代回归方法(SUR)，对动态渐变式结构变动AIDS模型进行估计。随后，在各估计模型中选择对数似然值(Log Likelihood)最大的模型，以此确定需求结构变动的时间路径。

为了避免四种动物性食品完整需求系统中存在的奇异矩阵问题，系统估计中省去一个等式。因此，模型中共有三个等式(在估计中省略掉牛羊禽肉等式)，并根据(5.2)、(5.4)、(5.7)、(5.9)式对模型施加“加总性”和“对称性”的限制条件。牛羊禽肉等式中的各个参数估计值依照加总性和对称性的限制特征从其他等式的估计结果中计算得出。估计参数27个，有效系统观测值共计109个。

为估计结构变动的时间路径，假设1＜2，则1的取值范围为1981—2007年，2的取值范围为1982—2008年。因此，1与2的组合共计378个，需要对模型进行378次估计，以发现能够提供模型最优拟合度的( 1)，( 2)。

第五节　实证结果

一、结构变动时间路径的估计结果与统计检验

比较各系统模型估计后收敛的对数似然值，可以发现当1= 1981，2= 1995时模型的对数似然值最大。(( 1)，( 2)以及相应模型的对数似然值列表请见附录3)因此，根据本章数据分析得出结论:我国城镇居民的动物性食品户内消费需求在1995年之前一直处于渐变式结构变动阶段，结构变动在90年代中期结束，并在随后的十几年中呈现出相对稳定的消费结构特征。

为了检验结构变动的显著性，本文对不同的参数限制假设进行了Wald系数检验，结果见表5－2。检验结果表明，可以在1%的显著水平上推翻价格与支出参数没有结构变动、以及截距参数没有发生结构性变动的假设。

表5－2　Wald系数检验结果

数据来源:本研究基于样本数据利用Eviews软件计算得出。

虽然结构变动时间路径的估计结果本身并没有显示结构变动的原因，但是这一结果与我国改革开放以来经济体制改革的时间历程相呼应，因此在一定程度上显示出经济体制改革对于我国居民需求结构变动的巨大影响。80年代，我国分步骤改革了农产品的购销制度、逐步放开物价、改革商品流通体系。到90年代初期，党的十四大将经济体制改革的目标模式定位于社会主义市场经济，我国进入全面市场经济体制时代。在经济体制改革不断深入的外部环境冲击下，居民的消费偏好和行为在这一阶段必然受到影响。居民对于动物性食品的户内需求结构变动在1995年结束，意味着1996年之后，整体经济环境平稳，居民动物性食品需求也因此相对稳定。

二、参数估计结果与需求偏好变化分析

1981—2008年我国城镇居民动物性食品渐变式需求结构变动AIDS模型参数估计结果见表5－3。表5－3显示模型拟合度比较好，并且63%的参数估计结果都在0.1的显著水平上通过了t检验。

表5－3　我国城镇居民动物性食品渐变式需求结构变动AIDS模型估计参数表

注:(1)除截距项外，每个参数对应两组估计值:第一组为参数中的固定因素估计，第二组为参数随时间变动而变动的动态因素估计。(2)括号内的数值是t－统计检验值;*表示回归系数在显著水平为0.1上通过显著性检验;＊＊表示回归系数在显著水平为0.05上通过显著性检验;＊＊＊表示回归系数在显著水平为0.01上通过显著性检验。
数据来源:本研究基于样本数据利用Eviews软件计算得出。

需求结构的变动意味着居民的需求偏好发生了变化。在假定价格和支出水平不变的情况下，可以估计出结构变动所引起的偏好变化。假设Δln pj= 0，Δln那么截距项参数(λi)可以代表结构变动引起的偏好改变。表5－3显示，猪肉、牛羊禽肉和水产品的截距项参数估计值小于0，蛋类的截距项参数估计值大于0。这说明需求结构变动减少了居民对于猪肉、牛羊禽肉和水产品的需求，增加了居民对于蛋类食品的需求。

对于这一结果要结合我国国情进行分析。80年代至90年代初期，我国逐渐取消了统购统销和配给制度，同时提高居民收入、放开价格。如果假设居民的真实支出(收入)和价格都不变，同时又失去了食品的配给，那么居民的真实收入实际上是在减少，生活水平将会下降，对于动物性食品的需求难于得到满足。在这种情况下，居民增加对蛋类的支出份额，而减少其他动物性食品的支出，这意味着蛋类食品在当时的动物性食品需求中具有收入效应为负的特征，即真实收入减少时，居民会增加对蛋类食品的需求。当然，实际情况是经济体制改革增加了居民收入，居民生活水平不断提高。从β的动态因素参数估计值来看，猪肉、牛羊禽肉和水产品的β动态因素估计值大于0，蛋类的β动态因素估计值小于0。可见，在结构变动的影响下，随着真实支出(收入)的增加，居民不断增加猪肉、牛羊禽肉和水产品的消费支出份额，而减少了蛋类食品的支出份额。这表明，结构变动不断使居民的动物性食品需求更加多样化、也更加健康。

三、结构变动后的需求弹性分析

为了更加清晰地了解居民动物性食品需求的结构变动特征，本章针对需求结构变动后(1996—2008年)的支出和价格数据进行LA/AIDS参数估计和需求弹性分析，结果见表5－4、表5－5和表5－6。

表5－4　我国城镇居民四类动物性食品需求结构的LA/AIDS模型估计参数表(1996—2008年)

续表

注:括号内的数值是t－统计检验值;*表示回归系数在显著水平为0.1上通过显著性检验;＊＊表示回归系数在显著水平为0.05上通过显著性检验;＊＊＊表示回归系数在显著水平为0.01上通过显著性检验。
数据来源:本研究基于样本数据利用Eviews软件计算得出。

(1)需求的支出弹性

城镇居民四类动物性食品的户内需求支出弹性见表5－5。支出弹性可以反映出价格不变时，需求相对于支出变化的变化程度。表中四类动物性食品的支出弹性均大于0，因此都是正常商品，当动物性食品总支出增加时，各类动物性食品的支出也将增加。

表5－5显示，居民在结构变化后的需求特征包括以下几个方面。首先，牛羊禽肉的需求支出弹性在需求结构变动后大于1，这表明牛羊禽肉是居民户内消费中的“奢侈品”，当动物性食品总支出增加时，居民对其的需求变化是富有弹性的;而猪肉、蛋类和水产品的需求支出弹性小于1，这表明这几类食品在居民户内消费中是“必需品”。^[3]其次，观察预算支出份额，可以发现猪肉是支出份额最大的动物性食品。反映在边际支出份额上，居民动物性食品支出每增加1元，就会使用0.36元购买猪肉。排在第二和第三位的是水产品和牛羊禽肉。这表明，虽然居民的动物性食品需求日趋多样化，但由于饮食习惯的影响，猪肉需求的主导地位仍会在相当长的时间内持续。

表5－5　城镇居民四类动物性食品需求支出弹性表(1996—2008年)

数据来源:根据表5－4计算而得。

(2)需求的价格弹性

城镇居民四类动物性食品1996—2008年户内需求价格弹性见表5－6。从表中可以观察到以下几个需求特征。第一，四类动物性食品的自价格弹性均为负数，价格上涨时居民会减少对相应食品的需求量，这与预期结果相符。第二，各类食品的自价格弹性(绝对值)都大于交叉价格弹性(绝对值)，可见居民对动物性食品的户内需求主要受食品自身价格的影响，而不是其他食品价格的影响。第三，牛羊禽肉的自价格弹性(绝对值)大于1，说明其对于居民户内消费来说是“奢侈品”。第四，牛羊禽肉与其他动物性食品的交叉价格弹性小于0，而猪肉、蛋类和水产品与其他动物性食品的交叉价格弹性大于0，这说明牛羊禽肉类食品与其他动物性食品互为互补品，而猪肉、蛋类和水产品与其他食品互为替代品。同时，各交叉弹性数值都较小，说明各食品间的替代与互补关系都比较弱。

表5－6　城镇居民四类动物性食品价格弹性表(1996—2008年)

数据来源:根据表5－4计算而得。

第六节　本章小结

本章使用实证研究的方法，利用动态渐变式结构变动几乎理想需求系统模型(Gradual Switching AIDS with Dynamic Effects)，分析了我国城镇居民近三十年来动物性食品户内需求结构变化的时间路径。研究发现:

第一，我国城镇居民动物性食品户内需求在1981—1995年15年间发生了渐变式结构变动。在这期间，收入和价格因素的影响不能完全解释居民需求的变化。需求结构变动在90年代中期结束，随后进入了需求结构相对稳定的阶段。由于80年代和90年代初期正值我国经济体制改革时期，居民90年代中期以前的需求结构变动很可能是由于我国同时期的经济体制改革影响所至。

第二，在90年代中期以前的需求结构变动过程中，居民对于动物性食品的需求不断多样化，同时，蛋类食品呈现出了收入效应为负的特征;

第三，由于居民动物性食品需求结构在90年代中期之后才进入相对稳定的阶段，因此，对于我国城镇居民动物性需求特征的分析应该使用90年代中期之后的数据;

第四，考察结构变动之后(1996—2008年)的居民需求状况，我们可以发现城镇居民动物性食品户内需求的特征:首先，牛羊禽肉是居民户内消费中的“奢侈品”，而猪肉、蛋类和水产品在居民户内消费中是“必需品”;其次，猪肉是支出份额最大的动物性食品，以猪肉为主导的饮食习惯仍将持续，但其消费支出份额有明显的下降趋势;再次，居民对动物性食品的户内需求主要受食品自身价格的影响，而不是其他食品价格的影响;最后，牛羊禽肉被视为其他动物性食品的互补品，而猪肉、蛋类和水产品与其他食品互为替代品，但各食品之间的替代与互补关系都较弱。

基于本章和第四章的分析结论，本书在下一章利用1996—2008年的混合数据，探讨我国城镇居民动物性食品户内需求的影响因素。

【注释】

[1]Moschini and Meilke(1989)通过对渐变式结构变动AIDS模型的参数估计，证明美国居民1967—1987年肉类需求存在结构性变动，并且发现结构变动的时间段为1975年第四季度至1976年第三季度。

[2]Orgetal et al(2009)在分析1981—2003年我国居民肉类消费数据时，鉴于牛羊肉的消费量较小，将之与水产品合并为一种食品处理。

[3]此处对于“奢侈品”和“必需品”的划分仅是针对动物性食品户内需求的支出弹性而言。如果在动物性食品户内总支出增加时，某类食品的需求大幅度增加，那么表明这类食品在动物性食品的户内需求中具有“奢侈品”的特征，反之则表明其在动物性食品的户内需求中具有“必需品”的特征。