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本文回顾了1978年以来中国城乡粮食消费的水平和趋势，讨论了近年来粮食消费政策的变化。笔者作了一个七城市600户家计调查。调查显示了居民粮食购买的不同来源和国有粮店、市场和工作单位购买的相对重要性。本文使用LES模型、两阶段LES-AIDS模型对城市居民的完全需求系统(Complete demand systems)进行了预测。在预测中，使用了七城市600户居民的横截面调查数据和1985至1994年国家统计局汇合的(pooled)分省和时间序列数据。从不同零售渠道（例如国有粮店和自由市场）购买的零售被作为不同的商品对待。对这些不同商品的收入弹性、自价格弹性和交叉价格弹性进行了预测。还对不同城市的完全需求系统进行了预测，并对不同城市的价格和需求弹性进行了估算。我们的600户居民调查详见附录。
近年国际学术界对消费需求研究的一个重要贡献是对不同市场上很多产品的需求弹性进行了估算。传统消费需求的计量经济研究通常使用单一函数形式，其中某一商品的消费量是总支出和该商品价格的函数。近年来，在有数据时，更多的经济学家倾向于使用完全需求系统。完全需求系统是所研究的所有消费项目的一组方程。完全需求系统由于一组独立估算的需求函数，这是由于系统中所有的参数都是同时估算的，因此反映了不同需求函数之间的关系。最常用的需求系统包括斯通(Stone)1954年发展的线性支出系统（Linear Expenditure System,简称LES）、波拉克和威尔斯(Pollak and Wales)1978年发展的二次支出系统（Quadratic Expenditure System,简称QES）。波拉克和威尔斯还讨论了用家计调查数据和人口特性估算完全需求系统。戴顿和穆尔伯(Deaton and Muellbauer 1980)发展了一个叫做“几乎完美的需求系统”（Almost Ideal Demand System,简称AIDS），该系统给出了一个对其他各种需求系统的一阶近似，同时避免了非线性估算。
近年来有大量关于中国粮食需求的研究。帕金斯(Perkins 1992)仔细研究了中国的粮食需求和供给，并预测粮食的供不应求将增大。于和巴克威尔(Yu and Buckwell 1991)使用单一方程估算了中国对口粮、饲料粮、种子粮和工业用粮的需求。噶诺特和马(Garnaut and Ma 1993)回顾了有关中国粮食需求文献，指出官方预测的偏差，并将近年中国大陆的消费模式与台湾60年代和70年代的消费模式进行了比较。陈文雄和王直(Chern and Wang 1994)运用汇合的1985至1990年分省资料估算了中国城镇消费者的恩格尔方程、LES和QES系统。该研究证明粮食的配给对非配给食品有显著的影响。他们的研究证明猪肉、禽肉和鱼的需求对支出和自价格是有弹性的。陈文雄(Chern 1995)讨论了中国的食品消费模式、收入效应和有关粮食供不应求的预测的有效性。樊胜根、威尔斯和克拉莫(Fan,Wailes and Cramer 1995)使用两阶段LES-AIDS模型和汇合的分省和1982至1990时间序列数据估算了中国农村家庭的完全需求系统。他们发现价格弹性在-0.005至-0.63之间，粮食的支出弹性较低，肉类的支出弹性较高。布朗(Brown 1994)指出，随着家庭收入增加，人们将消费更多的肉，从而需要更多的饲料粮，而在高速工业化的过程中，中国的粮食生产能力将缩小。由此，布朗预测21世纪初期中国将出现巨大的粮食供不应求。布朗的文章引起中、美和世界各地政策制定者、商人和研究人员热烈的讨论。
一、近年来粮食消费的趋势和水平
中国的人均口粮消费自60年代以来持续增加直至80年代中期达到最高点。自80年代中期以来人均口粮消费的绝对量下降。同期畜产品的饲料消费显著增加。90年代初期这一从口粮向饲料粮的转换加快了。
（一）收入和消费
1978年以来，以现价和不变价计算的农村和城市的人均收入都增加了。（表1.1和表1.2），以1985年不变价计算的人均食品支出，在城镇从1985年的352元增加到1996年的547元，在农村从1985年的183元增加到1996年的281元。按不变价计算的食品支出占总支出的比重，在城镇从1985年的52.30%下降到1996年的48.60%，在农村从1985年的57.73%下降到1996年的56.30%。
（二）食品消费构成
在食品消费支出中，城镇居民口粮消费比重从1985年的17.05%下降到1996年的14.28%，在农村，主食支出占食品支出的比重由1978年的64.5%下降到1996年的40.8%。
本文作者进行的七城市600户家计调查，显示了与全国性统计相同的消费结构变动趋势。
粮食消费：城镇人均年粮食消费80年代初期以来从1981年的145公斤下降到1994年的102公斤。在农村，人均年原粮消费从1978年的248公斤上升到1990年的262公斤。这种上升趋势在90年代初停止，到1996年略有下降，为256公斤。
肉禽蛋消费：自70年代末以来肉禽蛋的消费量持续增加（表1.6和表1.7）。城镇肉禽消费自1985年开始持续上升，到90年代初期开始略有下降。蛋类消费一直在上升。农村肉禽蛋的消费1978年以来总的趋势是上升的。
趋势与转折点：随着收入增加，人均粮食消费的变化趋势先上升，达到转折点后再下降。中国城镇在80年代中期、农村在90年代初期达到了这一转折点。在这一过程中粮食价格的变动引起粮食消费量的某些波动。随着收入增加，人均肉禽蛋消费量在相当长时期内应当是持续上升的，城镇肉禽消费在90年初期的暂时下降缘于消费者对价格剧烈波动的反应。
二、零售的不同来源及其相对重要性
（一）零售来源的相对重要性
600户居民家计调查通过收集有关居民食品购买的不同渠道的数据来分析零售渠道对城镇消费者的相对重要性。国家统计局的家计调查没有这方面的资料。
70年代末改革以前，在城镇，国有粮店是粮食零售的唯一渠道，居民几乎全部从国有粮店购买粮食。改革以来，情况发生了很大变化。600户家计调查表明，到1995年，大部分城镇消费者的粮食购买已转向非国有粮店渠道。表2.1为1995年城镇消费者的粮食购买渠道。很大一部分粮食（数量的54%和支出的58%）是从非国有粮店购买的，而从国有粮店购买的仅占数量的39%和支出的32%。就不同种类的粮食而言，多数大米（数量的61%和支出的66%）是从非国有粮店购买的，而多数面粉（数量的73%和支出70%）是从国有粮店购买的。这里面粉不包括面粉制品例如馒头、面包。消费者从国有粮店购买较大比例的面粉是由于(1)面粉加工在工艺上比较复杂并为政府控制，以及(2)消费者愿意从大商店购买面粉，因为从市场上的小摊贩购买面粉难以监督其质量。
（二）收入差异与粮食消费
收入不同的家庭有着不同的粮食消费模式。我们的600户调查显示了这些模式。样本按其人均收入水平分为5组。当人均收入增加时，人均粮食、面粉和大米的消费量先上升，达到转折点，然后下降。粮食和大米支出随收入增加而持续上升。人均收入和从国有粮店购买的粮食份额之间有着明显的关系。高收入组从国有粮店购买的份额较小。包括最低收入组的所有组都从非国有粮店购买50%以上的粮食（见表2.2）。
（三）对消费者补贴的成本和收益
以低价向所有城镇家庭提供的消费者补贴未能达到目的。当收入提高时，消费者愿意支付更多的货币在市场上购买优质粮食，而对含有补贴的低价、低质粮食支付较少的货币。即使低收入家庭也没有在国有粮店购买所有的粮食。另一方面，一些低价粮被本来不需要补贴的高收入家庭买去了。最后，如果低价粮没有全卖掉，国有粮食公司将多余的低价粮卖给私人粮商，并和他们分享利润。
1993年底，政府决定实行“挂牌经营”的政策，在这一政策下销售的粮食应当按照政府制定的牌价。从1994年6月到1995年3月，约1000万吨国家专储粮挂牌销售。北京、天津、上海和省会城市的主要品种（标准粉和标准籼米）的挂牌价由中央政府制定，其他城市的价格由地方政府制定。中央政府在不同地区制定的价格是不同的，但挂牌价的平均水平大大低于市场价格。因此，在挂牌价下销售的粮食实际上是对消费者的补贴。在10个月中，1000万吨国家专储粮投入人口1亿的35个主要城市的国有粮店系统。这意味着这些城市的消费者每人每月10公斤低价粮。中央政府反复强调这一政策，并且鼓励小城市的地方政府对城市消费者提供同样数量的低价粮。这些小城市实际提供的低价粮低于每人每月10公斤。这一政策在1995年3月停止实行，因为中央政府已经没有足购的储备粮来提供，但是仍然鼓励地方政府继续实行这一政策。
为了计算挂牌销售下消费者补贴的效果，本研究使用了600户家计调查。根据该调查，平均人均月粮食购买总量为7.15公斤。其中36.8%（2.63公斤）从国有粮店购买。在600户调查中，低、中收入组的牌市差价分别为0.67元和0.64元。假定有1亿居民生活在大城市中，牌市差价为0.60元，消费者每月得到的补贴共为0.60元×2.63×1亿=1.578亿元／月或10个月15.78亿元。福利损失为0.60元×(10-2.63)×1亿=4.422亿元／月或10个月44.22亿元。考虑到粮食制品（例如面包）和在单位就餐、在外就餐，消费者得到的福利可能稍大。如果国有粮食公司用市场高价把低价粮卖给私营粮商，福利损失可能流入国有粮食公司和私营粮商口袋中。
根据600户调查，大城市中低、中、高收入组（每组为人口的1/3）人均从国有粮店分别购买3.00元、2.61元和2.26元。因此，每组平均得到的补贴分别为38%、33%和29%。低收入组得到的份额并不比其他收入组大很多。
过去几十年实行的、废除后于1993年重新实行的针对城市消费者的消费者补贴没有达到预定目标，在实际中已逐步消亡。该系统可以由通过国有粮店实施的对低收入家庭的消费补贴代替。可能的政策工具包括(1)取消对高收入家庭的补贴，并且(2)把国有粮店的零售价提高到市场水平，并直接给予低收入家庭粮食补贴。
三、城镇粮食需求分析
本节进行城镇消费需求分析。本节运用的经济计量模型使用了600户家计调查数据（简称DC）和国家统计局家计调查时间序列和横截面汇合数据（简称DP）。
对粮食的需求受收入（或总支出）和价格（自价格和交叉价格）因素影响。相对价格在短期对不同粮食品种之间的替代起重要作用，而收入在长期对需求起更重要的作用(Chern 1995)。
（一）前人的研究
对中国农村／城镇家庭食品需求已经进行的若干研究表明。全部食品的收入弹性约0.70；全部口粮的收入弹性在0.15到1.003之间；单个粮食品种的收入弹性的估计值的范围很大。粮食的自价格弹性的范围在0.05到～1.475之间，估计值之间如此之大的差别是由于数据和模型的不同(Chern 1995,Garnaut and Ma 1993)。
（二）恩格尔方程
恩格尔方程表示收入（或总支出）与食品总支出（或某一食品的支出）之间的关系。当收入增加时，一般预期恩格尔系数（即食品支出的比重）将下降。恩格尔法则告诉我们食品需求的收入弹性小于1，这表示当收入增加时食品占总消费的份额将减小。
为了研究收入与某一食品品种消费之间的关系，通常估计一系列恩格尔方程：
(3.1)
式中：(p[,i]q[,i])食品i的支出；β[,i]为收入弹性；y＝以元表示的人均生活费总支出（或人均收入）；μ[,i]误差项。
本文使用最小二乘法(OLS)和公式(3.1)对若干食品品种或食品组进行了估计，估计使用了数据DP的汇合资料（1985～1994年）。表3.1为估计结果。
收入变量对食品总体的解释能力相对于单一食品项目较大。粮食、面粉和大米的R[2]较高。这些结果表明收入差别可以解释总体粮食消费的差别，而收入差别仅能部分解释单一食品项目的差别。这和Chern 1994的发现接近。β[,i]估计值的符号表明当收入增加时粗粮和面粉的消费将下降。β[,i]的值表明面粉和大米的收入弹性接近1。运用以上回归结果可以估计预算份额。
（三）完全需求系统
完全需求系统是研究的所有消费项目的需求函数的系统。完全需求系统优于一组单独估计的需求函数是由于系统中所有参数是同时估计的，因此这些参数反映了需求函数之间的相互联系。在常用的需求系统中，最常用的包括线性支出系统(LES)和二次支出系统(QES)。
完全需求系统相对于其他需求系统有两个优点。第一，由于系统中包括了预算制约条件，完全需求系统要求某一消费项目支出的增加必须由其他项目支出的减少来补偿。第二，这一方法能够区分自价格弹性和交叉价格弹性以及收入弹性的统计效果。
1.使用国家统计局分省和时间序列汇总数据的LES模型
该LES模型的函数形式如下：
(3.2)
式中：q[,i]食品i的数量，p[,i]食品i的价格，x＝总支出。
在LES模型中，假设消费者首先购买每种物品的“必需的”或“基本的”数量（用γ表示），然后把收入中剩余的或“额外的”部分
以固定的比例(β[,i])分配在其他物品上，式中x表示食品总支出。在LES模型中，边际预算份额或花费在每种物品上额外支出的部分等于β，β独立于价格。
与公式(3.2)对应的未经补偿（价格变化引起的收入增减未经补偿）的自价格和交叉价格弹性(uncompensated own-and cross-price elasticities)为：
支出弹性由下式决定：
使用LES模型预测国家统计局的汇总的分省和时间序列数据。数据包含30省（在某些年中28省）和从1986到1994共9年。估算结果（表3.2）与用600户家计调查数据估算的结果（表3.3）进行了比较。弹性的所有符号都一样，除猪肉和蛋以外的多数参数值都相似。600户调查的自价格和支出弹性的绝对值约为国家统计局数据的两倍。国家统计局数据的价格和支出弹性的数值较小反映了两组数据的不同本质：600户调查是在大中型城市的横截面数据，而国家统计局数据则是包括小城镇的汇合的分省和时间序列数据。
2.使用600户调查数据的两阶段LES-AIDS模型
使用两阶段LES-AIDS模型估计了600户调查数据。模型假设消费者效用最大化的决策可以分为两个阶段。在第一阶段，食品支出被分配在包括粮食的宽阔的范围内。在第二阶段，粮食支出被分配在不同的粮食项目上，例如从国有粮店购买的大米，和从市场购买的面粉。假设直接效用函数在食品和粮食支出上具有弱可分性(Weak separability)。
第一阶段的函数形式是LES模型（公式3.2）。自价格和交叉价格弹性的计算使用公式(3.3)和(3.4)。支出弹性由公式(3.5)确定。
第二阶段的需求估算使用AIDS模型。AIDS模型的函数形式如下：
(3.6)
式中w[,i.I]为商品组I中物品i的预算份额；P[,i.I]为商品组I中的项目j的价格；E[,I]为I组的总支出，而P[,I]为I组的价格指数，由下式确定
在每组商品中，商品i有条件的（以商品分组和各组弹性为条件的）未经补偿的对商品j价格的价格弹性为：
(3.9)
式中δ[,ij.I]=-1，如果i=j；否则δ[,ij.I]=0有条件的支出弹性由下式确定：
(3.10)
无条件的价格弹性和无条件的食品支出弹性由下式确定：
使用LES对600户调查的估算显示了一个近期横截面数据中对粮食和其他食品项目的价格和收入效应。有7个食品组：粮食、猪肉、禽类、蛋类、蔬菜、鱼和其他食品。使用了计算机软件包E-view和non-linear seemingly unrelated regression方法对线性支出系统方程(2)进行了估算。估算价格见表3.3。除禽类之外的参数是显著的。弹性的所有符号是正确的。自价格弹性均为负，在-1.1（禽类）到-0.46（粮食）之间。粮食的支出弹性为0.56。
粮食组内各项目的估计的参数见表3.4。不同渠道购买的同一商品由于其特性、价格等因素的不同在估算中被当作不同商品。多数参数在10%的水平上是显著的。价格和收入弹性见表3.5。5个粮食项目的无条件的自价格弹性都为负的。所有无条件的支出弹性为正并小于1。国有大米和市场大米的交叉弹性、国有面粉和市场面粉的交叉弹性均为负，可能是由于不同来源同一项目的价格不完全独立并且向同一方向运动。
(3)7城市分开的600户调查
本节对7城市中的每一个城市（安阳和扬州由于样本较少，合在一起计算）的LES模型（公式3.2）进行了估算。估算的参数和弹性见表3.6、3.7、3.8和3.9。γ表示每种商品“必需的”或“维持基本生活的”数量。β表示每种商品的“额外的”支出。括号内为t统计值。
所有估算的弹性的符号都符合标准的消费理论。不同城市的所有自价格弹性都为负。所有粮食的自价格弹性的值都在0到-1之间。所有支出弹性都为正。所有粮食的支出弹性都在0至1之间。
估算的自价格弹性和支出弹性存在一些地区差异。粮食的自价格弹性在-0.71（南昌）和-0.37（成都）之间，支出弹性在0.52（成都）和0.81（长春和北京）之间。粮食的支出弹性看来与城市的地理位置而不是与城市的规模有关。南方城市（广州、成都和南昌）的粮食的支出弹性比北方城市（北京、长春、安阳和扬州）较小。这可能受南方和北方城市不同食品消费模式的不同的影响。
四、结论
本文使用完全需求系统估算了城镇食品消费的价格和支出弹性，估算使用了横截面数据和汇合的时间序列和横截面数据。不同食品项目的自价格弹性都为负，支出弹性都为正。粮食的支出弹性在0至1之间。分别计算了从不同粮食零售渠道（国有粮店和自由市场）购买的大米和面粉的价格弹性和支出弹性。本文还用LES模型估算了600户调查中7城市的价格和支出弹性。
本文作者设计和实施的600家计调查表明，到1995年大部分城市消费者是从自由市场而不是国有粮店购买粮食，这意味着对所有收入组的消费者进行的补贴既不起作用也不是有效的，政府应当把补贴缩小到低收入消费者。
附录数据
本研究使用了两组基本数据。其中之一是汇合的全国时间序列和横截面数据，原始资料来自国家统计局的各种文献资料。另一组横截面数据，来自本文作者设计进行的600户家计调查。我们把第一组数据简称DP，第二组数据简称DC。
A1.1 汇合的时间序列和横截面数据(DP)
汇合的时间序列和横截面数据的正式名称是中国城镇居民家庭收支调查资料。本研究使用的资料是从1986至1994年30个省市自治区（在一些年份只有28个省市的资料）的259个观察值。样本家庭数在各年之间有变动。样本城镇家庭的主要特征如表A1所示）
A1.2 横截面数据(DC)
本文作者通过调查收集的横截面数据涵盖了7城市600户家庭1995年10月的资料。在选择城市时考虑了城市的位置、城市的规模、城市与粮食市场的关系。每个城市的样本是从国家统计局在该城市的样本中等距抽出。表A2为这7个城市的人口和样本数。
表A3给出了600户调查与国家统计局资料的比较。
600户调查的平均收入和消费支出均高于国家统计局样本。原因是：(1)600户调查时间较近，(2)600户调查是在大中城市，而国家统计局资料包括小城镇。
