粮食价格及收入变动对居民营养需求的影响

粮食价格及收入变动对居民营养需求的影响

随着经济的快速发展和国民收入的提高，中国居民的饮食问题逐渐从食物不足转向食物营养的合理化。本文拟以粮食中的热量、蛋白质和脂肪为研究对象,探讨粮食价格和国民收入对居民摄取上述营养素的影响,从而为我国居民营养合理化调整给出一个经验支持,使我国农产品政策制定更科学。一、收入对居民营养的收入弹性Adrian和Daniel是国际上较早研究社会经济因素对居民食物营养消费影响的学者,他们(1976)选取收入、城市化率、种族、受教育程度等社会经济指标对美国6950个家庭食物和营养消费进行分析,得出收入对除热量以外的所有营养素摄取始终是正效应,蛋白质和脂肪的收入弹性都在0.1以上。部分学者的研究支持了Adrian和Daniel的结论,如Awudu(2004)得到坦桑尼亚农户的热量和蛋白质支出弹性在0.4左右,且价格弹性为负值。Huang(1999)分析得到美国家庭营养素的收入弹性为0.1～0.4,营养素的价格弹性则有正有负,其中大米价格对营养素的弹性为正值。由于本文立足于国民整体消费行为,关注收入及价格变动对居民营养摄取的一般影响,基于此,笔者采用我国居民每人每年从粮食中摄取营养量的时序资料(1961—2002年),摒除消费者个体特征差异,着重关注粮食价格和收入变动对居民营养需求的影响。本文的基本假定为:(1)收入提高能够有效增加居民对粮食营养素摄取,收入与营养的变动比例显著不为零,即营养的收入弹性在0.5～1之间;(2)粮食价格变动对居民摄取粮食食品营养有显著影响,如果粮价下跌,营养需求量会增加,即粮食营养的价格弹性为负值。二、第i种粮食及支出弹性及总营养的计算大多数对居民营养需求的研究,均将热量、蛋白质和脂肪作为营养素的衡量指标,本文的研究同样如此。另外,我国食品主要划分为粮食、蔬菜、肉类、水果和油脂类食品,而居民一日三餐俱以大米或面食为主食,其他食品均无法完全替代粮食食物,因此根据经验判断,粮食及其他食品消费基本符合效用弱分割性原理1,即其他食品消费将不会显著影响粮食消费,由此认为,其他食品价格变动基本不会影响粮食消费,从而不影响粮食营养素的摄取。根据Huang(1996)建立的完整食品需求体系(acompletefooddemandsystem),笔者对其进行变形,由此推导出粮食中所含各营养素的差分需求方程,模型推导如下:假设q代表单个消费者每年的粮食需求量矩阵;p为粮食价格矩阵;m=p′q为消费者支出额向量;i和j都代表稻谷、小麦、玉米和大豆粮食种类;t为年份,1961—2002年。根据效用最大化原则,推导出马歇尔的间接效用函数qit=q(pit,mt),其中∂qit∂pit＜0‚∂qit∂mt＞0∂qit∂pit＜0‚∂qit∂mt＞0以及∂2qit∂m2t＜0∂2qit∂mt2＜0。对间接效用函数求价格和支出的全微分,得到:dqit=∑j(∂qit/∂pjt)dpjt+(∂qit/∂mt)dmt(1)dqit=∑j(∂qit/∂pjt)dpjt+(∂qit/∂mt)dmt(1)对(1)式两边同除以qit,可得包含价格弹性和收入弹性的微分方程:dqit/qit=∑jeijt(dpjt/pjt)+ηit(dmt/mt)(2)dqit/qit=∑jeijt(dpjt/pjt)+ηit(dmt/mt)(2)其中,eijt为第i种粮食的自身和交叉价格弹性,ηit为第i种粮食的支出弹性,微分方程(2)符合恩格尔加总性(∑iwitηit=1)(∑iwitηit=1)、齐一性(∑jeijt+ηit≈0)(∑jeijt+ηit≈0)和对称性(eijt/wjt+ηit=ejit/wit+ηjt),其中wit=pitqit/mt是第i种粮食的支出份额。将每一种营养素在各粮食品种中的含量加总,可得到粮食中每一种营养素的总含量,数学表达式为:ϕkt=∑iakiqit(3)ϕkt=∑iakiqit(3)其中,k代表热量、蛋白质和脂肪营养素种类;ϕkt为所有粮食品种中可获得的第k种营养素总量;aki为第i种粮食每单位所含第k种营养素数量,为营养学家通过科学仪器测出,是个常数。将(3)式带入(1)式,得到:dϕkt=∑i(akidqit)=∑iaki⎡⎣⎢⎢⎢∑j(∂qit/∂pjt)dpjt+(∂qit/∂mt)dmt⎤⎦⎥⎥⎥(4)dϕkt=∑i(akidqit)=∑iaki[∑j(∂qit/∂pjt)dpjt+(∂qit/∂mt)dmt](4)将(4)式两边同除以ϕkt,得到下式:dϕkt/ϕkt=∑j(∑ieijtakiqit/ϕkt)(dpjt/pjt)+(∑iηitakiqit/ϕkt)(dmt/mt)=∑jπkjt(dpjt/pjt)+θkt(dmt/mt)(5)dϕkt/ϕkt=∑j(∑ieijtakiqit/ϕkt)(dpjt/pjt)+(∑iηitakiqit/ϕkt)(dmt/mt)=∑jπkjt(dpjt/pjt)+θkt(dmt/mt)(5)其中,πkjt代表第k种营养素的价格弹性,衡量第j种粮食价格变动对获得第k种营养素的影响,πkjt=∑ieijtskit‚skit=akiqit/ϕktπkjt=∑ieijtskit‚skit=akiqit/ϕkt为消费者从第i种粮食中所获的第k种营养素数量,占消费者从所有粮食中获得第k种营养素总量的比例。θkt为第k种营养素的支出弹性,衡量粮食支出变动对获得第k种营养素的影响:θkt=∑iηitskitθkt=∑iηitskit。在得到营养素的支出弹性θkt后,为得到营养素的收入弹性,可以依据粮食支出与收入的关系方程m=γ0+γ1I+γ2I2,根据支出的收入弹性βt=It(γ1+2γ2It)/mt,得到营养素的收入弹性tkt:tkt=∂ϕkt∂It/ϕktIt=(∂ϕkt∂mt/ϕktmt)(∂mt∂It/mtIt)=θktβt=θktIt(γ1+2γ2It)/mt(6)tkt=∂ϕkt∂Ιt/ϕktΙt=(∂ϕkt∂mt/ϕktmt)(∂mt∂Ιt/mtΙt)=θktβt=θktΙt(γ1+2γ2Ιt)/mt(6)由此得到粮食营养素的价格弹性πkjt和营养素的收入弹性tkt,据此可以判断收入和粮价变动对我国居民营养的影响情况。根据粮食营养素的需求方程(5)式,进行计量检验的差分需求方程可表示为如下形式:ϕkt−ϕk,t−1ϕk,t−1=αk0+∑jπkjpjt−pj,t−1pj,t−1+θkmt−mt−1mt−1+εt(7)ϕkt-ϕk,t-1ϕk,t-1=αk0+∑jπkjpjt-pj,t-1pj,t-1+θkmt-mt-1mt-1+εt(7)通过计量分析得到的营养素弹性系数和为历年的平均值,则估计期间我国居民需有相似的食物和营养消费行为。因此,在回归分析之前,首先要对时序数据进行聚类分析,从而划分具有相近营养需求弹性的年份。三、结果表明和分析(一)粮食及粮食食品支出估计营养弹性的差分需求方程(7),涉及粮食中各营养素摄取量变量ϕkt,粮食各品种的物价变量pit,以及粮食消费支出mt和国民收入It变量。数据来源:每人每年对粮食各营养素摄取量ϕkt来源于FAO数据库2005,经总人口平均折算得到,营养素包括热量、蛋白质和脂肪;粮食各品种的物价指数pit来自《中国农业发展报告2005》的历年农产品生产价格指数(以上年为100),2000年以前为收购价格指数,之后是生产价格指数,粮食品种包括水稻、小麦、玉米和大豆;人均粮食食品支出根据公式mt=∑ipitqitmt=∑ipitqit计算得到,其中人均粮食食品消费量qit数据来源于FAO数据库2005,经总人口平均折算得到;国民收入It来源于《中国统计年鉴2005》的人均国内生产总值历年数据。(二)聚类分析和支出方程回归我国粮食食品消费量在FAO数据库,从1961年起就有完整记载,即有40年的观察值,估计时应包含这段期间以增加解释变量的自由度。然而从20世纪80年代起,我国居民收入增长较快,消费结构转变剧烈,价格与收入需求弹性发生明显变化,此与估计期间居民食物和营养消费行为不变的前提有较大出入。为解决此问题并考虑自由度,通过对热量摄取量和国民收入两变量进行聚类,以决定采用多少年的观察值。根据聚类结果,估计期间应从1984年起为宜,热量和收入的F统计值为15.48和267.361,考虑到国内物价资料多以1986年为统计基期,因此,研究时段定为1986—2002年,即有17年的观察值。对支出方程进行回归,得到m=192.785+0.027I-0.0000042I2,其中回归系数均通过95%的t检验,调整后的R2为0.469,F值为8.073,方程通过显著性检验。以物价指数计算的估计期间每年的人均粮食支出为208,人均国民收入为4111,则1986—2002年粮食支出的平均收入弹性βt=It(γ1+2γ2It)/mt=-0.15,粮食营养收入弹性tk=-0.15θk。对营养素的差分需求方程(7)进行回归,可得到粮食中所含热量、蛋白质和脂肪需求量的价格弹性和支出弹性,并计算出营养的收入弹性,结果如表1所示:(三)居民营养需求对收入变动的响应粮食营养的收入弹性所表示的经济意义为,在粮食价格不变的条件下,当国民收入变动1%,我国居民对粮食中主要营养素需求量变动的百分比。通过分析营养收入弹性,可知收入变动对居民营养需求的影响。由表1可知,两者呈负相关,所有营养素的收入弹性为负值,不符合假定一,即当我国居民人均收入增加1%时,粮食营养素需求量将会下降,其中热量摄取下降0.12%、蛋白质下降0.14%、脂肪下降0.14%。但这些负弹性都很小,趋近于零,收入变动对居民营养需求影响不大。分析营养收入弹性的公式(6),可以发现,偏小、趋近于零的粮食支出收入弹性是造成居民营养素需求对收入变动不敏感的主要根源(β=-0.15),居民收入增长没有带动粮食消费量的相应增加,粮食消费量还略有下降,收入变动对居民从粮食中获取营养需求影响不大。由此表明,随着国民收入提高和农产品的丰富,我国居民食品营养结构得到改善,肉、蛋、奶等非粮食食物消费增加,口粮消费下降,趋于低水平稳定;粮食是基本消费品,粮食中的热量、蛋白质和脂肪等营养元素是居民最基本的营养来源,因此,在国民营养结构调整的现阶段,收入变动对居民粮食营养素需求影响不大。(四)原粮价格变动对居民粮食营养需求的影响粮食食品营养的价格弹性所表示的经济意义为,在其他粮食品种价格及收入不变条件下,当某一品种粮食价格变动1%,我国居民可获得这3种主要营养素数量变动的百分比。粮食各品种价格效果分述如下:大米一向是我国居民三餐最主要食物,其原粮稻谷价格波动对居民各种营养素摄取的影响,由弹性值来看,两者呈负相关。当稻谷价格下降1%,热量需求上升0.408%、蛋白质上升0.439%、脂肪上升0.419%,符合假定二,说明稻谷价格变动对居民粮食营养素需求具有一定影响。由于我国南北气候划分明显,面条和馒头等面食是我国居民另一主要食物。其原粮小麦的价格变动与居民营养素摄取量也呈反向变动。当小麦价格下降1%,各营养素摄取量分别上升:热量为0.330%、蛋白质为0.370%、脂肪为0.409%,符合假定二,小麦价格变动对居民摄取粮食营养素具有一定影响。玉米和大豆作为饲料或酱油等原料,在我国居民饮食生活中,直接食用比例逐渐下降。作为非主食类粮食,其价格变动对营养素摄取的影响,两者呈反向变动,只有大豆价格对蛋白质和脂肪的影响例外。当玉米价格下降1%,营养素摄取量均有增加,热量为0.084%、蛋白质为0.095%、脂肪为0.096%。大豆价格下降1%,仅有热量需求增加0.018%,比较来看,稻谷和小麦作为主食类食物原粮,其价格变动对居民粮食营养素需求具有一定影响,弹性系数都在0.5左右;与之相比,玉米和大豆这些非主食类粮食,价格变动对营养素摄取影响不大,弹性系数小于0.1,趋近于零。总体而言,价格变动会使居民反向调整粮食品种购买量,使其效用最大化。粮食各品种均为正常品,而消费者调整食品的抉择将同时改变营养素摄取水平,粮价变动对居民营养素摄取具有一定影响,粮食中热量、蛋白质和脂肪均为正常营养素。四、主要结论1.收入变动不敏感从上文分析来看,我国居民的粮食营养素需求对收入变动不敏感,营养收入弹性趋近于