城乡居民食物消费结构特征与差异

刘婷文等

[摘要]本文基于近似理想需求系统（Almost Ideal Demand System，AIDS）模型，对北京地区城镇与农村（城乡）居民六类食物消费结构进行了实证对比分析，并分别估算出北京城乡居民对各类食物需求的自身价格弹性、交叉价格弹性和支出弹性。结果表明：北京城乡居民消费结构具有差异性，其中，城镇居民更具有食物消费的现代化特征；城乡居民对六类食物的需求皆缺乏自身价格弹性；与城镇居民的交叉价格弹性相比，农村居民的非休闲类食物需求对休闲类食物价格的变化反映比较敏感；北京城乡居民对粮食、肉禽和蛋类皆缺乏支出弹性；城镇居民更重视休闲食物的消费，而农村居民更重视蔬菜的消费。

[关键词]食物消费结构；需求弹性；AIDS模型

[DOI]1013939/jcnkizgsc201521..121

1引言

“仓廪实而知礼节，衣食足而知荣辱。”衣、食、住、行是人们的基本生活需求，其中，食物是维系生存的第一要务，是民生之本，关系着民族素质和国家振兴。伴随着我国城乡居民收入水平的提高，食物消费模式已由供给约束的温饱型转变为需求导向的营养健康型。[ZW（]参见刘华·钟甫宁：《食物消费与需求弹性——基于城镇居民微观数据的实证研究》，《南京农业大学学报（社会科学版）》2009年第9卷第3期。[ZW）]但近年来食品安全问题时有发生，城乡差异或传统的饮食习惯不科学等，极易产生区域性的群体健康问题。2014年1月28日国务院办公厅颁布了《中国食物与营养发展纲要（2014—2020年）》 指出：“近年来我国农产品综合生产能力稳步提高，食物供需基本平衡，食品安全状况总体稳定向好，居民营养健康状况明显改善，食物与营养发展成效显著。但是，我国食物生产还不能适应营养需求，居民营养不足与过剩并存，营养与健康知识缺乏，必须引起高度重视。”5月14日国务院常务会议原则通过了《 中华人民共和国食品安全法》 修订草案，会议指出：保障食品安全关系每个消费者的切身利益。修订食品安全法体现了党和政府对人民群众生命健康安全的高度重视。

食物发展、品种增加与经济效益具有直接联系，通过食物消费结构的研究，可以客观的指出某一时期内居民的消费结构和了解消费者支出意向，有助于研究其变化趋势，进而引导食品生产商提供安全、高质、富于营养的健康食品，也为相关部门引导居民健康食物消费，制定食物供给、补贴、农产品加工等政策提供依据。

近年来，学术界对我国城乡食物消费结构有较多研究，但城乡对比研究相对较少。本文以北京地区为代表，基于AIDS模型，选取六类食物，包括粮食、蔬菜、肉禽、蛋类、干鲜瓜果和饮料烟酒，进行城乡食物需求的实证对比分析。自2002年到2012年，北京城镇居民可支配收入均值约为农村居民纯收入均值的2.3 倍，[ZW（]数据来源：国家统计局网站。城镇居民可支配收入是指城镇居民的实际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；农民纯收入是指农民的总收入扣除相应的各项费用性支出后，归农民所有的收入，用来衡量农民实际收入水平和农民扩大再生产及改善生活的能力。可见，两个指标存在调查口径和范围的差异，而纯收入相当于初次收入分配，理解为对农民可支配收入的高估较妥。因此，城镇居民可支配收入与农村居民纯收入之差是为对城乡收入差距的高估。之所以存在调查口径和范围的差异，是因为2013 年以前，我国城乡居民收入统计工作是在城乡分别进行，城镇和农村居民收入数据分别来源于城镇和农村住户调查，并分别按可支配收入和纯收入进行统计。[ZW）]居民收入与食物消费息息相关，北京城乡收入差距表明城乡居民食物消费结构可能存在异质性，因此对比研究北京城乡居民食物消费结构，将有助于勾勒出城乡居民食物的消费结构特征与差异，并为相关政策的制定提供更有针对性的现实基础。

本文结构如下：第二部分对近年来的相关文献进行简要回顾；第三部分介绍数据来源；第四部分为实证研究，包括建立计量回归模型和实证结果分析；最后为文章总结。

2文献回顾

1983年出版的《社会主义消费经济学》开启了我国对消费经济学的研究。近年来，时有学者对该领域进行研究。随着这些研究的推进，我国居民消费结构愈见清晰。大部分研究食物需求文章的实证模型基于AIDS，QUAIDS（Quadratic-AIDS）或ELES（Extend Linear Expenditure System）。基于文章的研究问题，我们将研究食物消费结构的相关文献分为三类。

第一类是对城镇居民食物消费结构的研究。Jussaume（2001）通过对青岛城镇居民食物消费结构的研究，认为我国居民现代化的消费模式正在建立。文章特别指出：与西方不同，我国具有重视蔬菜消费的传统，因此学者对于我国居民消费结构现代化特征的判断，应以食物消费是水果和丰富多样的肉类为准，而非以猪肉和蔬菜消费为准。之后刘华、钟甫宁（2000），李瑾等（2010），张品一（2013）等相关研究基本与Jussaume（2001）的结论相一致，即我国城镇居民食物消费结构已呈丰富多彩之势，蔬菜瓜果、肉禽水产琳琅满目。但我国传统的消费特征仍有迹可循。如刘华、钟甫宁（2009）指出相比于其他肉类消费，猪肉需求的价格和支出弹性都较小。此外，刘华、钟甫宁（2009）和张品一（2014）指出随着城镇居民收入水平的提高，家庭消费更多倾向于购买蔬菜瓜果类和肉禽水产类食品，而较少购买主食类、奶制品和鸡蛋类食品。但也有学者持不同意见，如李瑾等（2010）通过对北京城镇居民的研究，发现蔬菜肉禽的消费较平稳，而奶制品的消费支出受收入影响较大。

第二类是对农村居民食物消费需求的研究。周津春（2006）和张玉梅、喻闻和李志强（2012）的研究表明，我国农村居民对粮食、食用油和蛋类的消费缺乏支出弹性，对肉类、水产品和蔬菜的消费富有支出弹性，而喻闻、许世卫（2012）的分析表明这些食物的支出弹性都近似为单位弹性。周津春（2006）指出食物消费的支出弹性存在地域差异，但其并未研究价格弹性的地域差异。李瑾、秦向阳和陆州（2011）通过对北京农村居民消费的研究，发现随着收入的增加，农民对粮食蔬菜的消费需求呈下降趋势，而对植物油、肉类、蛋类和水产品的需求呈上升趋势。

第三类是对比我国城乡食物消费结构的研究。我国城乡居民食物消费结构已呈现多样化的特征，但仍存在一定差异，如城镇居民食物消费结构为动植物并重型，而农村居民仍保持传统植物性食物为主的消费结构（李哲敏，2008）。

上述文献对我国食物消费结构进行了较细致的分析。研究共识为我国食物消费已具有现代化特征，但区域、城乡差异仍然显著。在不同学者的研究结论中，对食物需求的价格、支出弹性也持有不同意见，另外对城乡食物消费结构的对比和针对某一地区的食物消费研究相对较少。李瑾等（2010）和李瑾、秦向阳和陆州（2011）采用图表分析和计量实证的方法，分别对北京地区城乡居民食物消费结构进行了研究。但是文中计量模型只控制了可支配收入，并未控制价格变量对食物消费的影响，这会使收入对食物消费影响的估计值有偏差，降低文章结论的可信度。

3数据来源和处理

本文数据来源于国家统计局网站和《北京统计年鉴（1997—2013）》，包括北京城镇居民可支配收入、各类食物消费支出额，农村居民纯收入、各类食物消费量，以及各类食物消费价格指数（价格指数以1996年为基期）等数据。数据皆为年度数据，除了收入和食品支出数据为2002年至2012年外，其他数据跨度皆为1997年至2012年。

我们选取了六类食物进行研究，包括粮食、蔬菜、肉禽、蛋类、饮料烟酒和干鲜瓜果类。[ZW（]基于三点原因选择这六类食物进行分析：一是考虑到国家和北京统计局所提供数据类别的约束；二是选取的食物应具有梯度性：食物和蔬菜代表基本食物；肉禽类和蛋类代表营养型食物；干鲜瓜果和烟酒饮料代表休闲类食物；三是基于实证分析的有效性和可比性，避免类别划分过粗或过细。[ZW）]由于数据统计口径存在差异，我们对数据进行了相应处理，主要涉及以下三个方面。

第一，自2005年起北京统计年鉴不再提供农村居民糖果类食物消费数据。城镇居民的糖烟酒饮料类数据包括食糖、糖果、烟草、酒和饮料。因此，农村居民糖果类数据的缺失使糖烟酒饮料类数据的统计口径在农村居民数据跨度内和城乡之间不具有一致性。针对此问题，本文将不对糖类食品需求进行分析，并且因为商品价格指数将烟酒饮料作为一类，所以我们将烟酒饮料类数据进行汇总作为一类食物进行分析。[ZW（]因为北京统计年鉴只统计了农村居民的茶叶消费，我们将茶叶记为农村居民的饮料消费。并且统计年鉴也未提供农村居民的烟类消费数据，因此城镇居民与农村居民的烟酒饮料类数据存在统计口径的偏差。[ZW）]第二，城镇居民肉禽类消费数据在北京统计年鉴上有直接数据，而农村为分类数据。鉴于2004年之前，城镇居民肉禽类[ZW（]肉禽类包括猪牛羊肉和家禽。[ZW）]消费数据为汇总数据未提供分类数据，因此我们将农村居民和2004年及之后的城镇居民肉禽类消费分类数据进行汇总。第三，北京统计年鉴只提供了农村居民的瓜果类消费数据而无细类。对于城镇居民的数据，2002年之前统计数据未将坚果类包含在干鲜瓜果类之内，为保持统计口径一致，我们将两者数据汇总为干鲜瓜果类。在粮食、蔬菜、肉禽、蛋类、饮料烟酒和干鲜瓜果类中，饮料烟酒和干鲜瓜果属于休闲食物。自2002 年起，国家统计局公布城乡居民家庭平均每人食品消费支出数据，该六类食物约占北京城镇居民总食物消费的66%。[ZW（]数据来源：国家统计局网站。[ZW）]

4实证分析

4.1计量回归模型

计量回归模型的设定以Deaton和Muellbauer（1980）的AIDS（Almost Ideal Demand System）模型为理论基础，该模型基于PIGLOG（Price Independence Generalized Log）偏好假说，在给定价格体系和一定效用水平下，研究消费者如何最小化其支出。迄今为止，AIDS模型被广泛应用于消费问题的实证研究中。

AIDS模型指出食物消费支出受到食物的相对价格和总食物消费支出的影响，并且我们假设居民对各类食物的需求具有相关性，基本回归模型如下：[ZW（]我们对相关变量进行了Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin（KPSS）检验，结果表明我们不能在5%的显著性水平下拒绝变量平稳的原假设，说明模型不存在虚假回归的问题。[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类食物的消费支出比重；pjt表示在年度t，第j类食物的价格；m表示食物的消费总支出，mt=i pitqit；P*t表示食物Stone价格指数，P*t=ni=1pωitit，该指数用以剔除价格因素对支出的影响；μit为随机扰动项，满足cov（μit，μjt）≠0，i≠j和E（X|μt）=0，其中X为所有控制变量矩阵。

经济理论要求模型（1）中参数满足如下条件：

可加性：i αi=1[DD（X]i[DD）]γij=0[DD（X]i[DD）]βi=0（2）

齐次性：j γij=0（3）

对称性：γij=γjii≠j（4）

AIDS模型的优从在于齐次性和对称性的条件易于设置和检验。

我们可以用模型（1）中的参数表示各类食物的价格弹性和支出弹性。马歇尔（非补偿性）价格弹性和支出弹性可表示为：

εMij=-δij+[SX（]γijωi[SX）]-（[SX（]βiωi[SX）]）ωj（5）

ηi=1+（βi/ωi）（6）

其中，δij为克罗内克符号（Kronecker delta）：当i=j时，δij=1；当i≠j时，δij=0。

希克斯（补偿）价格弹性可以利用斯勒茨基方程得到：

εHij=εMij+ωjηi（7）

本文价格弹性估计将采用马歇尔价格弹性。由式（5）和（6）可以看出，若βi显著为负，则说明居民对食物i的需求缺乏支出弹性；若显著为正，说明对食物i的需求富有支出弹性。而若βi和γii皆不显著，则说明对食物i的需求具有单位价格弹性。

由于食物价格数据不可得，我们使用食物价格指数作为食物价格的替代，因为我们感兴趣的参数是弹性估计，替代后将不影响结果。此外，我们使用同样的价格指数替代北京城乡的食物价格，其隐含的假设为城乡食物价格的变化趋势相同。而如果该假设条件不满足，参数估计将会有偏：如果真实价格趋势高于价格指数趋势，则会低估价格参数；反之，则会高估价格参数。

鉴于对各类食物需求相关性的假设，我们采用似无相关回归的方法（Iterative Seemingly Unrelated Regression，ISUR）对北京城乡居民食物需求模型系统分别进行参数估计。为避免参数估计的奇异性问题，需求模型系统只包含五个方程（粮食、蔬菜、肉禽、蛋类和烟酒饮料），对干鲜瓜果的需求不直接估计，该模型参数估计将由可加性约束计算而得。在估计时，我们将放松齐次性与对称性的约束，并在回归之后进行检验。

4.2回归结果

北京城乡的食物需求系统的回归结果如表1和表2所示。Breusch-Pagan（BP）Breusch-Pagan（BP）检验表明，在1%的显著性水平下，可以拒绝城乡食物需求系统内各需求模型随机扰动项是不相关的原假设。该结论支持居民食物需求具有相关性的假设，并且在该条件下，采用似无相关回归的方法较之单个需求模型OLS回归更有效率。除了城镇居民的肉禽类和农村居民的蔬菜类需求模型外，在1% 的显著性水平下，城乡需求系统内模型皆满足齐次性约束。对称性约束并未完全满足。并不是所有的交叉价格参数估计都满足对称性约束，这说明可能存在其他因素，如社会或风俗因素，对食物需求也会产生影响。

考虑到数据为宏观加总数据，食物价格的变化会受到总供需的影响，因此模型（1）可能存在内生问题：价格的内生性会低估模型中价格参数的绝对值。为了检验该问题，我们使用一年期滞后价格为当期价格的工具变量，[ZW（]之所以选择一年期之后价格为工具变量，是因为考虑到不同期的价格变量具有相关性。[ZW）]并进行HAUSMAN检验。结果表明，城乡HAUSMAN统计量分别为07和1..11，在10%的显著性水平下，我们不能拒绝不存在内生性问题的原假设。因此，在统计意义上，我们认为模型（1）不存在系统性内生性问题。[ZW（]该结论可说明食物价格的变化相对受供给方影响较大。[ZW）]

基于式（5）和（6）我们分别计算出城乡居民对各类食物需求的自身价格弹性、交叉价格弹性和支出弹性，并列于表3和表4，其中，对角线上的数值表示食物需求的自身价格弹性。在计算时，我们选择以5%的显著性水平为准，不显著的参数估计在计算时视为0。

显著性水平：*=10%，**=5%，***=1%；括号内为标准误差。

干鲜瓜果需求参数和标准误差估计根据可加性约束计算而得。显著性水平：*=10%，**=5%，***=1%；括号内为标准误差。

干鲜瓜果需求参数和标准误差估计根据可加性约束计算而得。

纵列表示由不同的食物需求模型所计算而得的弹性估计，如蔬菜行与粮食列对应的数值为01903，表示粮食需求对蔬菜价格的弹性。

纵列表示由不同的食物需求模型所计算而得的弹性估计，如蔬菜行与粮食列对应的数值为-04784，表示粮食需求对蔬菜价格的弹性。

4.3结果分析

4.3.1北京城镇居民食物需求分析

首先，北京城镇居民对各类食物需求的自身价格弹性估计皆为负值，满足需求定律。并且，在5%的显著性水平性下，自身价格弹性估计的绝对值都小于1，说明城镇居民对六类食物的价格变化并不敏感，缺乏弹性。在六类食物中，城镇居民对蛋类需求的价格弹性最接近于单位价格弹性，烟酒饮料和肉禽类需求最缺乏价格弹性，说明居民消费不再以粮食和蔬菜为主，食物消费结构具有多样性。其次，所有食物皆缺乏交叉价格弹性，表明城镇居民的食物需求受其他食物价格影响较小，其中，在5%的显著性水平下，其他食物价格对居民蔬菜类需求的影响显著为0。交叉价格弹性并不具有对称性，如饮料烟酒和干鲜瓜果价格的提高会增加居民对粮食和蛋类的需求，而粮食和蛋类价格对居民烟酒饮料和干鲜瓜果的需求影响为负。此外，肉禽类价格对居民烟酒饮料类需求的影响接近于单位互补弹性，这意味着当肉禽类价格降低时，居民肉禽类食物消费的增加对烟酒饮料类食物消费有较大的拉动作用。最后，北京城镇居民对粮食、肉禽和蛋类的需求皆缺乏支出弹性，说明居民对这三类食物的需求对于消费支出的变化并不敏感，其消费已趋于稳定。居民对蔬菜、烟酒饮料和干鲜瓜果的需求富有支出弹性，其中，蔬菜需求具有正单位支出弹性，[ZW（]张品一（2013）指出城镇居民蔬菜消费富有支出弹性，而李瑾等（2010）认为北京城镇居民蔬菜类消费受消费支出影响较小。[ZW）]即，当消费支出增加1% 时，蔬菜的需求量也会同比例增加；烟酒饮料和干鲜瓜果的需求支出弹性大于1，说明随着消费支出的增加，城镇居民更重视这两类休闲食物的消费。

4.3.2北京农村居民食物需求分析

首先，北京农村居民对各类食物需求的自身价格弹性估计满足需求定律。除了烟酒饮料类外，各类食物皆缺乏自身价格弹性，而在统计意义上，烟酒饮料类需求的价格弹性与单位价格弹性无差异。这说明农村居民的食物消费结构已具有多样性。其次，交叉价格弹性并不具有对称性，并且大部分农村居民的食物需求缺乏交叉价格弹性，如在5%的显著性水平下，其他食物价格对居民烟酒饮料类需求的影响显著为0。干鲜瓜果的价格对粮食和蔬菜需求，以及烟酒饮料的价格对蔬菜和蛋类需求的交叉价格弹性绝对值都大于1。干鲜瓜果的价格上升会使居民倾向于增加粮食的消费，减少蔬菜的消费，这说明干鲜瓜果类食物价格相对于其他食物价格较高，当其价格上升时，由于干鲜瓜果类食物缺乏自身价格弹性，农村居民倾向于缩减蔬菜的消费以保证干鲜瓜果的消费，并且选择粮食消费作为蔬菜消费的替代。而烟酒饮料的价格上升会使居民倾向于增加蛋类的消费，减少蔬菜的消费，这说明农村居民烟酒饮料的消费与蔬菜消费具有单向互补性，而与蛋类消费具有单向的替代性。再次，北京农村居民对粮食、肉禽、蛋类和干鲜瓜果类需求皆缺乏支出弹性。农村居民对蔬菜类的需求最富有支出弹性，当支出增加1% 时，蔬菜需求量增加约2%，说明在六类食物中，农村居民最重视蔬菜的消费。烟酒饮料类，在统计意义上，具有单位正支出弹性。该结论与李瑾、秦向阳和陆州（2011）的结论存在差异，他们认为随着收入的增加，北京农村居民倾向于减少蔬菜的消费，并大幅增加肉禽类和瓜果类的消费。

考虑到农村肉禽类消费量在2005年度变化较大，为避免极值对参数估计的影响，我们在农村居民肉禽类需求模型中加入了2005年虚拟变量，以控制与该年份相关的其他因素的影响。重新回归后，农村居民肉禽类需求价格弹性和支出弹性如表5所示。结果虽略有调整但无碍于以上分析：居民对肉禽类需求仍缺乏价格弹性，但绝对值有所增大；其他食物价格对肉禽类的影响仍为缺乏弹性；支出缺乏弹性但转变为正值。

4.3.3北京城乡居民食物需求对比分析

由回归结果分析可见，首先城乡居民食物需求皆缺乏自身价格弹性，但对价格的反应程度存在差异。比如城镇居民对蛋类需求的弹性绝对值大于农村居民，这可能是因为很多农户会自己养鸡产蛋，所以对蛋类的价格变化更加不敏感。其次，与农村居民不同，城镇居民对食物需求皆缺乏交叉价格弹性。农村居民的食物需求对烟酒饮料和干鲜瓜果这类休闲食物的价格变化反应较大。再次，城乡居民对粮食、肉禽和蛋类皆缺乏支出弹性，表明这三类食物的消费已趋于稳定。城镇居民更重视对休闲食物的消费，而农村居民更重视蔬菜的消费，干鲜瓜果的需求缺乏对支出弹性。

简言之，基于Jussaume（2001）的定义，北京城镇居民的食物消费更具有现代特征，农村居民的食物消费结构具有滞后性，因此北京城镇居民的食物消费结构是农村居民食物消费结构的未来趋势。此外食物消费特征的城乡差异也可以折射出北京城乡发展的不均衡等，如城乡收入分配，基础设施建设，食物消费市场的不均衡。由于城乡二元体制，农村的基础设施建设和市场发展落后于城市，这可能加大了农村居民购买休闲食物的成本，导致农村居民对干鲜瓜果的需求缺乏支出弹性。

5结论

本文基于AIDS需求模型，利用北京地区城乡居民年度食物消费的数据，对北京城乡居民六类食物需求的特征和差异进行了实证分析。结果表明，北京城乡居民的食品需求受价格和消费支出影响，但城镇与农村的影响存在差异。相对于农村居民，城镇居民的消费结构更具有现代化特征。因此，政府在制定食物政策时，应对城乡食物消费结构的差异予以考虑。结论存在差异的原因本文结论简述如下：第一，北京城乡居民对六类食物的需求皆缺乏自身价格弹性，并且食物需求的交叉价格弹性不具有对称性，其中，农村居民食物需求对休闲类食物价格的变化反映比较敏感。第二，北京城乡居民对粮食、肉禽和蛋类皆缺乏支出弹性。城镇居民更重视休闲食物的消费，而农村居民更重视蔬菜的消费。农村居民对干鲜瓜果的需求缺乏支出弹性。第三，北京农村居民消费结构滞后于城镇，若以城镇居民食物消费结构为依据，预测农村居民消费的趋势，预计农村居民会增加休闲类食物的消费，并降低粮食和蔬菜类的消费比重。

参考文献：

[1]ADeaton，Muellbauer JAn almost Ideal Demand System[J].American Economics Review，1980（70）：312-326

[2]LGallagher，John EDynamic Almost Ideal Demand Systems：An Empirical Analysis of Alcohol Expenditure in Ireland[J].Applied Economics，2003，35（9）：1025-1036

[3]CHalbrendt，Francis T，Gempesaw C，et alRural Chinese Food Consumption：The case of Guangdong[J].American Journal of Agriculture Economics，1994（76）：794-799

[4]RJussaumeFactor Associated with Modern Urban Chinese Food Consumption Patterns[J].Journal of Contemporary China，2001（10）：219-232.

[5]郭爱君，武国荣基于AIDS模型的我国农村居民消费结构的动态分析[J].人口与经济，2008（2）：34-38

[6]李瑾，秦向阳，陆州北京农村居民食物消费特征及发展趋势[J].广东农业科学，2011（1）：248-251.

[7]李瑾，杨利琼，秦向阳，等北京市城镇居民食物消费特征与发展趋势[J].广东农业科学，2010（8）：345-348

[8]李哲敏中国城乡居民食物消费与营养发展的趋势预测分析[J].农业技术经济，2008（6）：50-57

[9]刘华，钟甫宁食物消费与需求弹性基于城镇居民微观数据的实证研究[J].南京农业大学学报：社会科学版，2009（9）：36-43.

[10]徐洪水基于ELES的中国城乡居民消费结构比较分析[J].金融与经济，2009（10）：21-23.

[11]喻闻，许世卫2012年中国农村居民食物消费分析[J].农业展望，2012（10）：52-55

[12]周津春农村居民食物消费的AIDS模型研究[J].中国农村观察，2006（6）：17-22.

[13]臧旭恒，孙文祥城乡居民消费结构：基于ELES模型和AIDS模型的比较分析[J].山东大学学报，2003（6）：122-126

[14]张王梅，喻闻，李志强中国农村居民食物消费需求弹性研究[J].江西农业大学学报：社会科学版，2012（11）：7-13.

[15]张品一基于QUAIDS模型的中国城镇居民食品需求异质性研究[J].统计与研究，2013（23）：128-130

[16]尹世杰社会主义消费经济学[M].上海：上海人民出版社，1983.

[17]北京统计局，编北京统计年鉴（1997—2013）[M].北京：中国统计出版社

[18]国务院办公厅中国食物与营养发展纲要（2014—2020年）[M].北京：人民出版社，2014.