不同地区家庭食品需求的异质性分析——基于QUAIDS模型分析

丁菲，于冷

（上海交通大学安泰经济与管理学院，上海 200030）

不同地区家庭食品需求的异质性分析
——基于QUAIDS模型分析

丁菲，于冷

（上海交通大学安泰经济与管理学院，上海 200030）

消费是推动国家经济发展的三驾马车之一，而食品消费则是消费问题中最基本同时也是最重要的问题。基于实地调研，分析城镇和农村地区家庭食品需求和外出就餐情况，采用QUAIDS模型，探讨家庭食品需求的异质性。结果表明，东南地区家庭食品支出金额最高，为2 469.62元/月，江南地区次之，西北地区最低，为1 588.95 元/月；其外出就餐支出与在家就餐支出之比分别为0.35、0.42和0.78。人均外出就餐已经占到全部就餐次数的1/5-1/4，并且每增加1次中式快餐消费，肉食类食品支出份额将增加0.19%，蔬果类食品支出份额将减少0.14%。各个地区横向比较结果表明，随着地理位置的南移，肉食类食品支出份额逐渐增加，蔬果类支出份额则减少：东南地区肉食类支出份额最高，为0.58，蔬果类支出份额最低，仅0.21；西北地区的肉食类支出份额最低，为0.36，蔬果类支出份额最高，为0.37。支出和价格变动对于各类食品需求的影响也存在和地理位置一致的趋势性，因此在决定生产和制定政策时应该考虑到地区差异性。

外出就餐；食品消费结构；QUAIDS模型；地区异质性；弹性

丁菲， 于冷. 不同地区家庭食品需求的异质性分析——基于QUAIDS模型分析［J］. 农业现代化研究， 2016， 37（3）: 527-533. Ding F， Yu L. Heterogeneity analysis on household food demand among different regions by QUAIDS model［J］. Research of Agricultural Modernization， 2016， 37（3）: 527-533.

Heterogeneity analysis on household food demand among different regions by QUAIDS model

DING Fei， YU Leng
（Antai College of Economics and Management， Shanghai Jiao Tong University， Shanghai 200030， China）

Abstract：Food consumption is a critical component in consumption while consumption is one of the three main boosting forces for economic development. Based on the survey data in urban and rural areas， this paper examined the dining-out and household food demand situations and also analyzed the heterogeneity of household food demand among different regions by the QUAIDS model. Results show that 1） households in the southeast areas spend most on food at home with 2 469.62 yuan per month， followed by households in the south of the Yangtze River and northwest regions；while the ratios of expenditure on food-away-from-home and food-at-home are 0.35， 0.42 and 0.78 respectively； 2） the average number of dining-out accounts for 1/5-1/4 in total dining number； 3） the budget share of meat increases by 0.19% and the budget share of vegetables and fruits decreases by 0.14% if consuming one more time of Chinese fast-food away from home； 4） across different regions， the ratio of meat in total food demand increases as moving towards the south while the ratio of vegetables and fruits shows the opposite result； and 5） the southeast area shows the highest budget share of meat （0.58） and the lowest budget share of vegetables and fruits （0.21）， while the northwest area shows the opposite with the lowest budget share of meat （0.36） and the highest budget share of vegetables and fruits （0.37）. The impact of expenditure and price changes on the demand of different kinds of food also corresponds to the geographic locations. Therefore area heterogeneity should be considered in production and policy making.

Key words：dining-out； food consumption structure； QUAIDS model； area heterogeneity； elasticity

食品摄入是保证人体正常生理活动的基础，而保证全国人民的基本食品需求乃民生之本。中国有接近14亿人口，基数大，结构复杂，当市场价格波动、极端天气、食品安全等问题出现时，如何调整生产、制定政策以适应消费者需求，适应市场经济的发展尤为重要，尤其是当前人口老龄化、城镇化、人口流动等现象的出现提高了问题研究的复杂性以及迫切性。

基金项目：农业部软科学研究项目（201502-2）。

作者简介：丁菲（1993-），女，安徽马鞍山人，硕士研究生，主要从事消费结构研究，E-mail: saino1993@163.com；于冷（1966-），男，上海人，教授，博士生导师，主要从事农业经济政策、食品安全管理等方向研究，E-mail: yuleng@sjtu.edu.cn。

收稿日期：2015-11-21，接受日期：2016-01-18

Foundation item: Soft Science Research Program of Ministry of Agriculture （201502-2）.

Corresponding author: DING Fei， E-mail: saino1993@163.com.

Received 21 November， 2015；Accepted 18 January， 2016

目前国内外有许多食品需求方向的研究。国外在食品方面的研究非常广泛，既有理论性研究，又有实证性研究。理论性研究方面，关于消费需求的模型主要经历了线性支出模型

［1］

、鹿特丹模型

［2］

、超越对数模型

［3］

、近乎理想的需求模型

［4］

等。实证性研究方面，AIDS模型自建立以来成为目前主要的分析消费需求的模型，很多学者在原始模型的基础上适当改变，增加了家庭、职业、学历、年龄、收入等人口和经济结构因素。Davis

［5］

假设三阶段预算，第一阶段将总支出分为食品支出和非食品支出，第二阶段食品支出又细分为四组：谷物，蔬菜，动物制品和其他，第三阶段聚焦于动物制品，支出又细分为肉制品，蛋和水产品。在此基础上，建立了LA-AIDS模型，并在截距项中加入四个家庭变量，以估计食品需求。Gil和Molina

［6］

构建了两阶段预算的QUAIDS模型并引入特征变量来分析西班牙14-18岁年轻人的酒精类饮料需求状况，并提出提高税率可以有效的降低年轻人酒精消费量。Dybczak等

［7］

运用QUAIDS模型，结合2002-2008年捷克家庭预算调研数据分析捷克共和国消费者行为，从预算弹性角度得出食品、能源、医疗、身体护理属于必需品，衣物、交通通信、教育和休闲属于奢侈品，并分析外生管制价格变动对于消费者需求的影响。

而国内研究主要集中在实证性方面。周津春［8］采用AIDS模型，结合陕西、山西、江西三省农村家庭的食品消费数据分析影响农村居民消费的因素。谭涛等［9］在QUAIDS模型基础上运用两阶段一致估计分析农村家庭八项生活消费支出的结构。董国新和陆文聪［10］构建了LA-AIDS模型，运用修正的斯通（Stone）价格指数，结合1992-2005年西部地区宏观统计（统计年鉴）数据，分析西部城镇居民食品消费结构。

影响食品需求的主要因素除了收入和价格之外，还有儿童数量、老人数量、家庭人口、教育、职业、地区等［7， 11-14］，但目前并没有文章研究外出就餐和家庭食品需求的相关性。因此本文重点比较不同地区家庭在食品需求方面的异质性，同时选择外出就餐作为控制变量。

地理环境和文化习俗的不同会导致不同地区居民生活习惯的不同，其中也体现了饮食习惯的差异，地貌气候决定各地种植物种，在交通不便利，物资匮乏的过去各地百姓都是就地取材，素来“南米北面”、“八大菜系”等的说法就反映了我国各地区饮食差异。即使到了现如今高速铁路贯通大江南北，长期以来形成的习惯也不会轻易改变，反而会影响迁徙至该地的流动人口的饮食习惯。因此从地域角度分析我国居民的食品需求是分析其他因素的基础，通过比较不同地域居民食品需求的变动能够更准确的反映不同特征对于居民食品需求的影响。

其次，外出就餐作为日益重要的社会现象，不再局限于工作应酬等被动性消费，随着收入的提高、消费习惯的改变等，消费者越来越多地因为各种原因而选择外出就餐，这一现象不仅存在于一、二线城市，三四线甚至是农村地区，不仅存在于年轻人，中老年人也会主动选择外出就餐。外出就餐亦不仅是家庭用餐的替代者，同时也会影响家庭用餐消费结构。因此在研究家庭食品消费结构的同时外出就餐亦不可忽视。

目前国内研究大多选择宏观数据，包括各省份及全国统计年鉴等，较少使用微观家庭数据；因此在已有成果基础上，本文通过多地定点调研，得到最新的家庭食品需求数据，基于该数据，初步探究了家庭外出就餐情况及其对于家庭食品需求结构的直接影响，采用QUAIDS模型，分析了不同地区家庭食品需求的异质性，为中国家庭食品需求结构分析、政策制定提供新的思路。

1 研究方法

1.1 模型设定

QUAIDS模型最早是由Banks等［15］提出，该模型建立在Deaton和Muellbauer［4］的AIDS模型基础之上，并在联立需求方程中增加了二次项，因此称为二次近乎完美需求系统，非线性的需求方程打破了原有模型的线性需求假设，能够更加灵活的反映不同种类食品需求的性质。

对于n种食品，食品i的函数形式的支出份额为：

其中：

式中：ωi，pi分别为食品i的支出份额和价格；MA是总食品支出；h（h1，h2，…，hD）是一列家庭特征变量；其余为待估参数。

根据需求方程可以得到食品i的需求支出弹性（ei）、自价格弹性（eii）及交叉价格弹性（eij，表示食品j价格变动对食品i需求的影响）：

其中：

1.2 数据来源

本文选择实地调研方式，在调研中考量城市级别及规模等因素，最终选定5个调研点，并划分为三大区域（表1）。

表1 样本分布及数量Table 1 Distribution and quantity of samples

因食品一般为家庭共同消费品，因此我们的调研以家庭消费为统计口径，包括了在家食品需求以及日渐增长的外出就餐需求，同时记录了各个家庭人口结构特征。在家食品需求拆分为具体食品购买数量以及支出金额，以一个月作为衡量期限，同时为了更精确的计量，食品分为稻米、面粉、其他粮食、猪肉、牛肉、羊肉、家禽、水产、蛋、奶制品、蔬菜和水果等十二类；在外就餐需求则通过记录家庭成员一周在外就餐次数，从就餐种类和时间两个维度分析，就餐种类包括中式快餐、西式快餐和正餐，时间维度区分工作日和非工作日。人口结构特征则

包括年龄、性别、学历等家庭结构特征以及收入为代表的经济结构特征等，后期为了保持数据一致性，将外出就餐的周度数据换算为月度数据（每月以四个星期计量）。

1.3 变量选择

1.3.1 食品分类 在调研中，家庭食品消费被划分为十二类，因此在运用模型时会产生大量的待估参数，而实际样本数量较少，因此本文选择将相似种类食品合并，根据已有文献及实际经验，分为4大类食品。1）主食类：包括稻米、面粉和其他粮食；2）肉食类：包括猪肉、牛肉、羊肉、家禽和水产；3）蛋奶类：包括蛋和奶制品；4）蔬果类：包括蔬菜和水果。

1.3.2 家庭特征 选择外出就餐次数作为家庭特征变量。外出就餐是家庭用餐的替代者，工作日时间紧张来不及回家吃饭、应酬、聚会等都是选择外出就餐的原因。虽然外出就餐更多的是单个或部分家庭成员的行为，但这种个人行为对于家庭具有重要影响，因此在一定程度上外出就餐也会影响家庭用餐消费结构。

2 结果与分析

2.1 描述性特征分析

人口结构变量方面，东南地区平均每户人口达到3.63人，远高于江南地区的2.76人和西北地区的2.61人，而收入差距则呈现出相反特征，东南地区人均收入最低，为2 546.82元/月，江南地区和西北地区较为接近，分别为3 708.81元/月和3 559.27元/月（表2）。

食品消费变量上，因人口数较多，因此东南地区家庭食品（即在家用餐食品）支出金额最高，为2 469.62元/月，江南地区次之，为1 964.83元/月，西北地区最低，为1 588.95元/月。在外就餐支出金额从低到高依次为江南地区702.84元/月、东南地区791.71元/月和西北地区882.35元/月。根据调查，西北地区的居民更倾向于外出就餐，其外出就餐支出与在家就餐支出之比达到0.78，而东南地区和江南地区仅为0.35和0.42。家庭食品支出和外出就餐支出之和即为总食品支出，其与家庭总收入之比又称恩格尔系数，恩格尔系数越低，则代表家庭越富裕。江南地区家庭平均恩格尔系数为0.31，属于富裕水平，西北地区为0.35，为较富裕水平，而东南地区是0.43，属于小康水平。

每类食品的支出份额表示该类食品月度支出金额在家庭食品月度支出金额中的占比，因此四类食品的支出份额之和均为1。比较不同地区的食品消费，主食类支出份额保持一致，均在0.12-0.13，表明主食类食品消费的稳定性；肉食类和蔬果类在所有地区占比最高，但支出份额呈现不同特征，肉食支出份额达到0.58的东南地区蔬果消费在三地最低，仅为0.21；江南地区的肉食蔬果消费较为适中，其份额分别为0.43和0.31；而西安地区更偏好蔬果，肉食支出份额和蔬果支出份额几乎持平。蛋奶类支出份额为四类中最低，其中东南地区低至0.08。

随着生活条件改善，家庭规模的缩小以及工作需要等原因，外出就餐消费日渐上升。从调查结果来看，家庭人均每月外出消费次数已达到16-20次，以一日三餐计算，相当于人均每月1/5-1/4的用餐都花费在外食上。其中工作日外出消费主要原因在于时间成本过高，因此多数职场人士一般都选择在外解决午餐；而非工作日各地区外出就餐次数接近，每周1-2次。从用餐类别上看，中式快餐稳居榜首，人均每月消费次数在8-12次，江南地区外出比例最低，而西北地区则最高；西式快餐（肯德基、麦当劳等）消费频次最低，月均不到2次；而正餐消费量居中，月均5-7次，最低为东南地区5.87次。

外出就餐的选择在逐渐降低家庭食品消费量的同时，也会改变家庭食品消费结构。对比拥有不同外出就餐习惯的家庭消费结构（表3），外出就餐较频繁的家庭，肉食类消费更高，人均外出就餐高于20次/月时，肉食类支出金额占家庭食品支出金额的0.503，而几乎不在外就餐（人均外出就餐次数少于4次/月）的家庭只有0.429；蔬果类消费则相反，人均外出就餐高于20次/月的家庭将0.259的家庭食品支出金额用于蔬果类食品，而几乎不在外就餐的家庭这一比例则达到0.328；主食类和蛋奶类食品较为稳定，因此差别不甚明显，仅在外出就餐非常频繁的家庭（人均外出超过20次/月）才会减少主食类消费和增加蛋奶类消费。

表2 描述性统计变量Table 2 Descriptive Statistics

表3 外出就餐对于食品支出份额的影响Table 3 Impact of dining-out on budget shares of different kinds of food

就餐形式（在家或者在外）的选择受到家庭收入、年龄、职业类型、健康—便利性权衡等多方面因素的影响，高收入人群［11］、年轻人、有工作人士以及更关注便利性的人群［16］等会更加青睐外出消费。同时，具有上述这些特征的人群本身对于肉制品需求量更大：肉制品的收入弹性在所有食品中为最大值［12，17］，收入增加伴随着肉制品相对其他食品需求量的增加；年轻人和职场人士热量需求更高［14］，也会消耗更多的肉制品；而家庭规模越小，肉制品需求增加，而蔬果制品需求量则减少［8］。综合来看，可以将外出就餐看作是反映个人及家庭多重特征的综合指标。因此，在对比不同地区QUAIDS模型分析时，需考虑将外出就餐作为调整变量。

2.2 外出就餐频率对家庭食品消费结构的影响分析

不同程度的外出就餐对于家庭不同食品的需求影响不一（表3），尤其是对于肉食类及蔬果类食品，存在较大程度的影响，因此本文单独验证外出就餐对于家庭食品消费的影响。因为仅聚焦在外出就餐和家庭食品消费的相关性，所选择的解释变量是外出就餐变量（月度人均中式快餐消费），以及家庭食品支出金额，以肉食类、蛋奶类、蔬果类的支出份额为因变量，运用三阶段最小二乘法估计联立方程（为了避免协方差矩阵的奇异性，舍弃主食类支出份额方程）。结果表明，在外就餐（中式快餐）次数对于家庭食品支出份额具有显著影响，每增加1次中式快餐消费，肉食类食品支出份额将增加0.19%，蔬果类食品支出份额将减少0.14% （表4），因此本文考虑在研究不同地区家庭食品需求结构时加入外出就餐变量的影响。

表4 外出就餐对于家庭食品消费结构的影响Table 4 Impact of dining-out on household food structure

2.3 不同地区食品需求弹性分析

本文在QUAIDS模型中加入了一个调整变量：月度人均中式快餐消费次数，运用非线性SUR方法［18］估计联立方程，得出该变量系数在1%水平显著，经过调整之后，得到相应参数，计算四类食品的消费支出弹性、自价格弹性及交叉价格弹性。所有地区食品消费中仅有肉食类食品支出弹性高于1（表5），即当支出增长1%，肉食类食品需求增长将超过1%；而其余三类均为必需品，其中蔬果类需求弹性最大，支出弹性均接近1；主粮类弹性最小，各地区均在0.65左右。

横向比较看，所有类别食品需求均呈现出由南向北递增的过程（仅主食类支出弹性一项，江南地区略高于西北地区），尤其是蛋奶类食品，变化明显：当食品支出增加1%时，东南地区居民仅增加0.642%的蛋奶消费，江南地区增加0.794%，而西北地区则为0.799%。

在自价格弹性方面（表6），所有地区的自价格弹性均为负值，并且绝对值都小于1，说明食品消费整体上是缺乏弹性的，作为生活必需品，食品需求量受价格影响波动幅度不会很大。此外，主食类自价格弹性最小，说明主食消费较为稳定，需求量受价格影响较小；肉食类消费量受价格影响最大，尤其是东南地区，价格上升1%，需求量下降0.868%。

表5 食品需求支出弹性Table 5 Expenditure elasticities

表6 食品需求自价格弹性Table 6 Self-price elasticities

横向比较看，除肉食类食品外，其余种类的食品价格上升对于西北地区需求影响最大，随着地理位置南移，需求量的下降比例也相应减少；而肉类食品价格上涨对于东南地区的居民影响较大，每1%价格上涨，东南地区居民将减少0.868%的肉制品消费，江南地区居民将减少0.820%，西北地区减小最少，为0.786%。

在交叉价格弹性方面（表7），除了e13（蛋奶类价格变化对于主食类需求量的影响）以及e31（主食类价格变化对于蛋奶类需求量的影响），其余交叉价格弹性值均为负值，例如当肉食类价格上升时，不仅会降低家庭的肉食类消费量，同时主食类、蛋奶类、蔬菜类的消费量也会有不同程度的下降，说明消费者注重的是营养均衡，而不是食品之间的替代性。其次，所有价格弹性绝对值均小于1，更有肉制品和蛋奶食品、主食类和蔬果类食品的交叉价格弹性绝对值小于0.1，说明不同种食品之间的价格影响较小。其中较大的值有e12、e21（主食类和肉食类）和e34、e43（蛋奶类和蔬果类），说明主食类和肉食类、蛋奶类和蔬果类之间，一类食品价格变动除了对自身消费量影响外，对于另一类消费量的影响也较为显著。

表7 食品交叉价格弹性Table 7 Cross-price elasticities

跨地区看，和支出弹性以及自价格弹性类似，食品需求的交叉价格弹性的变化与纬度变化具有一致性。除e31、e32（绝对值小于0.1）外，在其余10个交叉价格弹性指标中，其余三类食品价格变动，对主食类、蛋奶类和蔬果类的需求量的影响程度随着位置的南移而增加；而肉食类需求受其余三类价格变动的影响程度则随着位置的南移而减小。

3 结论

在家庭食品购买方面，不同地区的食品需求异质性主要体现在：1）家庭食品支出在四类食品中的分配差异较大。东南地区肉食类支出份额最高，为0.58，蔬果类支出份额最低，为0.21；西北地区的肉食类支出份额最低，为0.36，蔬果类支出份额最高，为0.37。2）支出和价格的变动对于不同地区家庭的影响也不同。以支出弹性为例，随着地理位置的北移，所有种类食品支出弹性都会增加，仅主食类消费支出弹性略有差异，江南地区主食类支出弹性略高于西北地区，意味着当食品支出增加时，北方消费者会更多的增加各类食品的消费量。此外，仅主食类和蛋奶类食品需求存在轻微的替代性，多数食品之间都是存在互补关系，即一类食品价格上升会引起其他类食品的需求下降，说明食品消费注重的是营养均衡，而不再是食品之间的替代性。消费者作为市场参与者，其偏好的选择将直接影响食品供给方继而影响食品政策的指定，因此生产商和政策制定者在分析消费者行为时应该根据需求及对象特征划分细分市场。

其次，外出就餐需求的上升对于家庭食品消费的影响也不容忽视，人均外出就餐次数已达到全部用餐数量的1/5-1/4；并且外出就餐增加1次，家庭食品购买中肉食类的支出份额会增加0.19%，蔬果类的支出份额会降低0.14%。因此不仅应该关注外出就餐需求对于家庭食品需求的替代性，更重要的是外出就餐需求对于家庭食品需求结构的影响。

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（责任编辑：童成立）

F126.1

A

1000-0275（2016）03-0527-07 ?

10.13872/j.1000-0275.2016.0011