不同地區家庭食品需求的異質性分析
——基于QUAIDS模型分析

丁菲，于冷

（上海交通大學安泰經濟與管理學院，上海 200030）

不同地區家庭食品需求的異質性分析
——基于QUAIDS模型分析

丁菲，于冷

（上海交通大學安泰經濟與管理學院，上海 200030）

消費是推動國家經濟發展的三駕馬車之一，而食品消費則是消費問題中最基本同時也是最重要的問題。基于實地調研，分析城鎮和農村地區家庭食品需求和外出就餐情況，采用QUAIDS模型，探討家庭食品需求的異質性。結果表明，東南地區家庭食品支出金額最高，為2 469.62元/月，江南地區次之，西北地區最低，為1 588.95 元/月；其外出就餐支出與在家就餐支出之比分別為0.35、0.42和0.78。人均外出就餐已經占到全部就餐次數的1/5-1/4，并且每增加1次中式快餐消費，肉食類食品支出份額將增加0.19%，蔬果類食品支出份額將減少0.14%。各個地區橫向比較結果表明，隨著地理位置的南移，肉食類食品支出份額逐漸增加，蔬果類支出份額則減少：東南地區肉食類支出份額最高，為0.58，蔬果類支出份額最低，僅0.21；西北地區的肉食類支出份額最低，為0.36，蔬果類支出份額最高，為0.37。支出和價格變動對于各類食品需求的影響也存在和地理位置一致的趨勢性，因此在決定生產和制定政策時應該考慮到地區差異性。

外出就餐；食品消費結構；QUAIDS模型；地區異質性；彈性

丁菲， 于冷. 不同地區家庭食品需求的異質性分析——基于QUAIDS模型分析［J］. 農業現代化研究， 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

食品攝入是保證人體正常生理活動的基礎，而保證全國人民的基本食品需求乃民生之本。中國有接近14億人口，基數大，結構復雜，當市場價格波動、極端天氣、食品安全等問題出現時，如何調整生產、制定政策以適應消費者需求，適應市場經濟的發展尤為重要，尤其是當前人口老齡化、城鎮化、人口流動等現象的出現提高了問題研究的復雜性以及迫切性。

基金項目：農業部軟科學研究項目（201502-2）。

作者簡介：丁菲（1993-），女，安徽馬鞍山人，碩士研究生，主要從事消費結構研究，E-mail: saino1993@163.com；于冷（1966-），男，上海人，教授，博士生導師，主要從事農業經濟政策、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

目前國內外有許多食品需求方向的研究。國外在食品方面的研究非常廣泛，既有理論性研究，又有實證性研究。理論性研究方面，關于消費需求的模型主要經歷了線性支出模型

［1］

、鹿特丹模型

［2］

、超越對數模型

［3］

、近乎理想的需求模型

［4］

等。實證性研究方面，AIDS模型自建立以來成為目前主要的分析消費需求的模型，很多學者在原始模型的基礎上適當改變，增加了家庭、職業、學歷、年齡、收入等人口和經濟結構因素。Davis

［5］

假設三階段預算，第一階段將總支出分為食品支出和非食品支出，第二階段食品支出又細分為四組：谷物，蔬菜，動物制品和其他，第三階段聚焦于動物制品，支出又細分為肉制品，蛋和水產品。在此基礎上，建立了LA-AIDS模型，并在截距項中加入四個家庭變量，以估計食品需求。Gil和Molina

［6］

構建了兩階段預算的QUAIDS模型并引入特征變量來分析西班牙14-18歲年輕人的酒精類飲料需求狀況，并提出提高稅率可以有效的降低年輕人酒精消費量。Dybczak等

［7］

運用QUAIDS模型，結合2002-2008年捷克家庭預算調研數據分析捷克共和國消費者行為，從預算彈性角度得出食品、能源、醫療、身體護理屬于必需品，衣物、交通通信、教育和休閑屬于奢侈品，并分析外生管制價格變動對于消費者需求的影響。

而國內研究主要集中在實證性方面。周津春［8］采用AIDS模型，結合陜西、山西、江西三省農村家庭的食品消費數據分析影響農村居民消費的因素。譚濤等［9］在QUAIDS模型基礎上運用兩階段一致估計分析農村家庭八項生活消費支出的結構。董國新和陸文聰［10］構建了LA-AIDS模型，運用修正的斯通（Stone）價格指數，結合1992-2005年西部地區宏觀統計（統計年鑒）數據，分析西部城鎮居民食品消費結構。

影響食品需求的主要因素除了收入和價格之外，還有兒童數量、老人數量、家庭人口、教育、職業、地區等［7， 11-14］，但目前并沒有文章研究外出就餐和家庭食品需求的相關性。因此本文重點比較不同地區家庭在食品需求方面的異質性，同時選擇外出就餐作為控制變量。

地理環境和文化習俗的不同會導致不同地區居民生活習慣的不同，其中也體現了飲食習慣的差異，地貌氣候決定各地種植物種，在交通不便利，物資匱乏的過去各地百姓都是就地取材，素來“南米北面”、“八大菜系”等的說法就反映了我國各地區飲食差異。即使到了現如今高速鐵路貫通大江南北，長期以來形成的習慣也不會輕易改變，反而會影響遷徙至該地的流動人口的飲食習慣。因此從地域角度分析我國居民的食品需求是分析其他因素的基礎，通過比較不同地域居民食品需求的變動能夠更準確的反映不同特征對于居民食品需求的影響。

其次，外出就餐作為日益重要的社會現象，不再局限于工作應酬等被動性消費，隨著收入的提高、消費習慣的改變等，消費者越來越多地因為各種原因而選擇外出就餐，這一現象不僅存在于一、二線城市，三四線甚至是農村地區，不僅存在于年輕人，中老年人也會主動選擇外出就餐。外出就餐亦不僅是家庭用餐的替代者，同時也會影響家庭用餐消費結構。因此在研究家庭食品消費結構的同時外出就餐亦不可忽視。

目前國內研究大多選擇宏觀數據，包括各省份及全國統計年鑒等，較少使用微觀家庭數據；因此在已有成果基礎上，本文通過多地定點調研，得到最新的家庭食品需求數據，基于該數據，初步探究了家庭外出就餐情況及其對于家庭食品需求結構的直接影響，采用QUAIDS模型，分析了不同地區家庭食品需求的異質性，為中國家庭食品需求結構分析、政策制定提供新的思路。

1 研究方法

1.1 模型設定

QUAIDS模型最早是由Banks等［15］提出，該模型建立在Deaton和Muellbauer［4］的AIDS模型基礎之上，并在聯立需求方程中增加了二次項，因此稱為二次近乎完美需求系統，非線性的需求方程打破了原有模型的線性需求假設，能夠更加靈活的反映不同種類食品需求的性質。

對于n種食品，食品i的函數形式的支出份額為：

其中：

式中：ωi，pi分別為食品i的支出份額和價格；MA是總食品支出；h（h1，h2，…，hD）是一列家庭特征變量；其余為待估參數。

根據需求方程可以得到食品i的需求支出彈性（ei）、自價格彈性（eii）及交叉價格彈性（eij，表示食品j價格變動對食品i需求的影響）：

其中：

1.2 數據來源

本文選擇實地調研方式，在調研中考量城市級別及規模等因素，最終選定5個調研點，并劃分為三大區域（表1）。

表1 樣本分布及數量Table 1 Distribution and quantity of samples

因食品一般為家庭共同消費品，因此我們的調研以家庭消費為統計口徑，包括了在家食品需求以及日漸增長的外出就餐需求，同時記錄了各個家庭人口結構特征。在家食品需求拆分為具體食品購買數量以及支出金額，以一個月作為衡量期限，同時為了更精確的計量，食品分為稻米、面粉、其他糧食、豬肉、牛肉、羊肉、家禽、水產、蛋、奶制品、蔬菜和水果等十二類；在外就餐需求則通過記錄家庭成員一周在外就餐次數，從就餐種類和時間兩個維度分析，就餐種類包括中式快餐、西式快餐和正餐，時間維度區分工作日和非工作日。人口結構特征則

包括年齡、性別、學歷等家庭結構特征以及收入為代表的經濟結構特征等，后期為了保持數據一致性，將外出就餐的周度數據換算為月度數據（每月以四個星期計量）。

1.3 變量選擇

1.3.1 食品分類 在調研中，家庭食品消費被劃分為十二類，因此在運用模型時會產生大量的待估參數，而實際樣本數量較少，因此本文選擇將相似種類食品合并，根據已有文獻及實際經驗，分為4大類食品。1）主食類：包括稻米、面粉和其他糧食；2）肉食類：包括豬肉、牛肉、羊肉、家禽和水產；3）蛋奶類：包括蛋和奶制品；4）蔬果類：包括蔬菜和水果。

1.3.2 家庭特征 選擇外出就餐次數作為家庭特征變量。外出就餐是家庭用餐的替代者，工作日時間緊張來不及回家吃飯、應酬、聚會等都是選擇外出就餐的原因。雖然外出就餐更多的是單個或部分家庭成員的行為，但這種個人行為對于家庭具有重要影響，因此在一定程度上外出就餐也會影響家庭用餐消費結構。

2 結果與分析

2.1 描述性特征分析

人口結構變量方面，東南地區平均每戶人口達到3.63人，遠高于江南地區的2.76人和西北地區的2.61人，而收入差距則呈現出相反特征，東南地區人均收入最低，為2 546.82元/月，江南地區和西北地區較為接近，分別為3 708.81元/月和3 559.27元/月（表2）。

食品消費變量上，因人口數較多，因此東南地區家庭食品（即在家用餐食品）支出金額最高，為2 469.62元/月，江南地區次之，為1 964.83元/月，西北地區最低，為1 588.95元/月。在外就餐支出金額從低到高依次為江南地區702.84元/月、東南地區791.71元/月和西北地區882.35元/月。根據調查，西北地區的居民更傾向于外出就餐，其外出就餐支出與在家就餐支出之比達到0.78，而東南地區和江南地區僅為0.35和0.42。家庭食品支出和外出就餐支出之和即為總食品支出，其與家庭總收入之比又稱恩格爾系數，恩格爾系數越低，則代表家庭越富裕。江南地區家庭平均恩格爾系數為0.31，屬于富裕水平，西北地區為0.35，為較富裕水平，而東南地區是0.43，屬于小康水平。

每類食品的支出份額表示該類食品月度支出金額在家庭食品月度支出金額中的占比，因此四類食品的支出份額之和均為1。比較不同地區的食品消費，主食類支出份額保持一致，均在0.12-0.13，表明主食類食品消費的穩定性；肉食類和蔬果類在所有地區占比最高，但支出份額呈現不同特征，肉食支出份額達到0.58的東南地區蔬果消費在三地最低，僅為0.21；江南地區的肉食蔬果消費較為適中，其份額分別為0.43和0.31；而西安地區更偏好蔬果，肉食支出份額和蔬果支出份額幾乎持平。蛋奶類支出份額為四類中最低，其中東南地區低至0.08。

隨著生活條件改善，家庭規模的縮小以及工作需要等原因，外出就餐消費日漸上升。從調查結果來看，家庭人均每月外出消費次數已達到16-20次，以一日三餐計算，相當于人均每月1/5-1/4的用餐都花費在外食上。其中工作日外出消費主要原因在于時間成本過高，因此多數職場人士一般都選擇在外解決午餐；而非工作日各地區外出就餐次數接近，每周1-2次。從用餐類別上看，中式快餐穩居榜首，人均每月消費次數在8-12次，江南地區外出比例最低，而西北地區則最高；西式快餐（肯德基、麥當勞等）消費頻次最低，月均不到2次；而正餐消費量居中，月均5-7次，最低為東南地區5.87次。

外出就餐的選擇在逐漸降低家庭食品消費量的同時，也會改變家庭食品消費結構。對比擁有不同外出就餐習慣的家庭消費結構（表3），外出就餐較頻繁的家庭，肉食類消費更高，人均外出就餐高于20次/月時，肉食類支出金額占家庭食品支出金額的0.503，而幾乎不在外就餐（人均外出就餐次數少于4次/月）的家庭只有0.429；蔬果類消費則相反，人均外出就餐高于20次/月的家庭將0.259的家庭食品支出金額用于蔬果類食品，而幾乎不在外就餐的家庭這一比例則達到0.328；主食類和蛋奶類食品較為穩定，因此差別不甚明顯，僅在外出就餐非常頻繁的家庭（人均外出超過20次/月）才會減少主食類消費和增加蛋奶類消費。

表2 描述性統計變量Table 2 Descriptive Statistics

表3 外出就餐對于食品支出份額的影響Table 3 Impact of dining-out on budget shares of different kinds of food

就餐形式（在家或者在外）的選擇受到家庭收入、年齡、職業類型、健康—便利性權衡等多方面因素的影響，高收入人群［11］、年輕人、有工作人士以及更關注便利性的人群［16］等會更加青睞外出消費。同時，具有上述這些特征的人群本身對于肉制品需求量更大：肉制品的收入彈性在所有食品中為最大值［12，17］，收入增加伴隨著肉制品相對其他食品需求量的增加；年輕人和職場人士熱量需求更高［14］，也會消耗更多的肉制品；而家庭規模越小，肉制品需求增加，而蔬果制品需求量則減少［8］。綜合來看，可以將外出就餐看作是反映個人及家庭多重特征的綜合指標。因此，在對比不同地區QUAIDS模型分析時，需考慮將外出就餐作為調整變量。

2.2 外出就餐頻率對家庭食品消費結構的影響分析

不同程度的外出就餐對于家庭不同食品的需求影響不一（表3），尤其是對于肉食類及蔬果類食品，存在較大程度的影響，因此本文單獨驗證外出就餐對于家庭食品消費的影響。因為僅聚焦在外出就餐和家庭食品消費的相關性，所選擇的解釋變量是外出就餐變量（月度人均中式快餐消費），以及家庭食品支出金額，以肉食類、蛋奶類、蔬果類的支出份額為因變量，運用三階段最小二乘法估計聯立方程（為了避免協方差矩陣的奇異性，舍棄主食類支出份額方程）。結果表明，在外就餐（中式快餐）次數對于家庭食品支出份額具有顯著影響，每增加1次中式快餐消費，肉食類食品支出份額將增加0.19%，蔬果類食品支出份額將減少0.14% （表4），因此本文考慮在研究不同地區家庭食品需求結構時加入外出就餐變量的影響。

表4 外出就餐對于家庭食品消費結構的影響Table 4 Impact of dining-out on household food structure

2.3 不同地區食品需求彈性分析

本文在QUAIDS模型中加入了一個調整變量：月度人均中式快餐消費次數，運用非線性SUR方法［18］估計聯立方程，得出該變量系數在1%水平顯著，經過調整之后，得到相應參數，計算四類食品的消費支出彈性、自價格彈性及交叉價格彈性。所有地區食品消費中僅有肉食類食品支出彈性高于1（表5），即當支出增長1%，肉食類食品需求增長將超過1%；而其余三類均為必需品，其中蔬果類需求彈性最大，支出彈性均接近1；主糧類彈性最小，各地區均在0.65左右。

橫向比較看，所有類別食品需求均呈現出由南向北遞增的過程（僅主食類支出彈性一項，江南地區略高于西北地區），尤其是蛋奶類食品，變化明顯：當食品支出增加1%時，東南地區居民僅增加0.642%的蛋奶消費，江南地區增加0.794%，而西北地區則為0.799%。

在自價格彈性方面（表6），所有地區的自價格彈性均為負值，并且絕對值都小于1，說明食品消費整體上是缺乏彈性的，作為生活必需品，食品需求量受價格影響波動幅度不會很大。此外，主食類自價格彈性最小，說明主食消費較為穩定，需求量受價格影響較小；肉食類消費量受價格影響最大，尤其是東南地區，價格上升1%，需求量下降0.868%。

表5 食品需求支出彈性Table 5 Expenditure elasticities

表6 食品需求自價格彈性Table 6 Self-price elasticities

橫向比較看，除肉食類食品外，其余種類的食品價格上升對于西北地區需求影響最大，隨著地理位置南移，需求量的下降比例也相應減少；而肉類食品價格上漲對于東南地區的居民影響較大，每1%價格上漲，東南地區居民將減少0.868%的肉制品消費，江南地區居民將減少0.820%，西北地區減小最少，為0.786%。

在交叉價格彈性方面（表7），除了e13（蛋奶類價格變化對于主食類需求量的影響）以及e31（主食類價格變化對于蛋奶類需求量的影響），其余交叉價格彈性值均為負值，例如當肉食類價格上升時，不僅會降低家庭的肉食類消費量，同時主食類、蛋奶類、蔬菜類的消費量也會有不同程度的下降，說明消費者注重的是營養均衡，而不是食品之間的替代性。其次，所有價格彈性絕對值均小于1，更有肉制品和蛋奶食品、主食類和蔬果類食品的交叉價格彈性絕對值小于0.1，說明不同種食品之間的價格影響較小。其中較大的值有e12、e21（主食類和肉食類）和e34、e43（蛋奶類和蔬果類），說明主食類和肉食類、蛋奶類和蔬果類之間，一類食品價格變動除了對自身消費量影響外，對于另一類消費量的影響也較為顯著。

表7 食品交叉價格彈性Table 7 Cross-price elasticities

跨地區看，和支出彈性以及自價格彈性類似，食品需求的交叉價格彈性的變化與緯度變化具有一致性。除e31、e32（絕對值小于0.1）外，在其余10個交叉價格彈性指標中，其余三類食品價格變動，對主食類、蛋奶類和蔬果類的需求量的影響程度隨著位置的南移而增加；而肉食類需求受其余三類價格變動的影響程度則隨著位置的南移而減小。

3 結論

在家庭食品購買方面，不同地區的食品需求異質性主要體現在：1）家庭食品支出在四類食品中的分配差異較大。東南地區肉食類支出份額最高，為0.58，蔬果類支出份額最低，為0.21；西北地區的肉食類支出份額最低，為0.36，蔬果類支出份額最高，為0.37。2）支出和價格的變動對于不同地區家庭的影響也不同。以支出彈性為例，隨著地理位置的北移，所有種類食品支出彈性都會增加，僅主食類消費支出彈性略有差異，江南地區主食類支出彈性略高于西北地區，意味著當食品支出增加時，北方消費者會更多的增加各類食品的消費量。此外，僅主食類和蛋奶類食品需求存在輕微的替代性，多數食品之間都是存在互補關系，即一類食品價格上升會引起其他類食品的需求下降，說明食品消費注重的是營養均衡，而不再是食品之間的替代性。消費者作為市場參與者，其偏好的選擇將直接影響食品供給方繼而影響食品政策的指定，因此生產商和政策制定者在分析消費者行為時應該根據需求及對象特征劃分細分市場。

其次，外出就餐需求的上升對于家庭食品消費的影響也不容忽視，人均外出就餐次數已達到全部用餐數量的1/5-1/4；并且外出就餐增加1次，家庭食品購買中肉食類的支出份額會增加0.19%，蔬果類的支出份額會降低0.14%。因此不僅應該關注外出就餐需求對于家庭食品需求的替代性，更重要的是外出就餐需求對于家庭食品需求結構的影響。

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（責任編輯：童成立）

F126.1

A

1000-0275（2016）03-0527-07 ?

10.13872/j.1000-0275.2016.0011