顏士鋒,臧旭恒

(1.山東大學經(jīng)濟學院;山東藝術學院藝術文化學院,山東濟南 250014; 2.山東大學經(jīng)濟學院,山東濟南 250100)

統(tǒng)銷制度對我國城鎮(zhèn)居民食品消費的影響:1981-2007

顏士鋒1,臧旭恒2

(1.山東大學經(jīng)濟學院;山東藝術學院藝術文化學院,山東濟南 250014; 2.山東大學經(jīng)濟學院,山東濟南 250100)

統(tǒng)銷制度對城鎮(zhèn)居民的食品消費產(chǎn)生了深刻的影響。薩繆爾森原則表明,統(tǒng)銷制度下城鎮(zhèn)居民各種食品的自價格彈性變小,居民消費的各類食物的數(shù)量在統(tǒng)銷制度下表現(xiàn)出極強的穩(wěn)定性,在城鎮(zhèn)居民收入增加時,城鎮(zhèn)居民的食品消費結構不能適應經(jīng)濟發(fā)展狀況及時調(diào)整,阻礙了城鎮(zhèn)居民生活水平的提高。取消國家統(tǒng)銷制度后,各種食品消費量的變化更大、更快,取消統(tǒng)銷政策成為城鎮(zhèn)居民生活水平提高的推動力。

統(tǒng)銷制度;食物消費;薩繆爾森原則;自價格彈性

一、引 言

李·查特里——薩繆爾森原則 (Le Chatelier-Samuelson principle,簡稱薩繆爾森原則)是指,有配給時顧客對一種產(chǎn)品的補償需求彈性比沒有配給時小,即,如果將恰當?shù)募s束附加于最優(yōu)化問題,即使有約束和無約束的最優(yōu)化問題的解相同,那么有約束的解的參數(shù)的變動對最優(yōu)值的影響比無約束時的影響要小 (高山晟,2001)。盡管 1980年代以前,西方學者對配給理論的興趣主要在基于配給行為的宏觀經(jīng)濟模型 (安格斯·迪頓,2005),不過有幾篇關于配給的經(jīng)典文獻討論的是配給對需求的影響,特別是對食品需求的影響。霍撒克和托賓(H.S.Houthakker and James Tobin,1951,1952)在兩篇論文里分別從理論上闡述了配給對需求彈性的影響,并利用英國 1920-1938年的數(shù)據(jù)估計了食品配給對食物消費的影響,托賓在他關于配給的綜述文獻中(James Tobin,1952)系統(tǒng)地總結了配給對需求的影響。

從 1953年糧食統(tǒng)購統(tǒng)銷政策出臺到 1993年取消統(tǒng)銷政策,對我國城鎮(zhèn)居民的部分食物消費施行的是配給制,1994年以后,城鎮(zhèn)居民的食物消費完全是市場配置,因此,城鎮(zhèn)居民的食物消費為檢驗李·查特里——薩繆爾森原則提供了合適的實驗數(shù)據(jù)。

國內(nèi)外學者關于統(tǒng)購統(tǒng)銷的研究,總體而言,討論和關注的焦點比較集中,主要包括統(tǒng)購統(tǒng)銷政策的形成與演變、統(tǒng)購統(tǒng)銷對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)及農(nóng)民的影響、統(tǒng)購統(tǒng)銷與工業(yè)化、統(tǒng)購統(tǒng)銷與糧食流通體制等幾個方面, (王丹莉 2008)。關于統(tǒng)銷制度對城鎮(zhèn)居民食品消費的影響的研究并不多見。

涉及到統(tǒng)銷制度對居民食物消費的影響的論述也是定性的,如張曙光 (1996)從制度經(jīng)濟學的角度論述了統(tǒng)銷制度對城鎮(zhèn)居民食物消費的權利和義務的影響,指出在統(tǒng)銷制度下,城鎮(zhèn)居民喪失了食物消費的自主選擇權,但同時獲得了低價格得到穩(wěn)定的食物消費量的保障。肯尼斯·沃克 (1984)試圖估量統(tǒng)銷制度對糧食消費造成的影響。由于截止到 1996年,市場供應城鎮(zhèn)居民食物的時間尚短,那時還沒有辦法比較配給和市場供應對居民食物消費的影響。

國內(nèi)學者研究城鎮(zhèn)居民食物消費時都注意到了城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對食品消費的影響,如郝凱(2006)使用北京市城鎮(zhèn)居民 1984-2004年食品消費數(shù)據(jù)進行的研究,孫國鋒等(2002)利用時間序列數(shù)據(jù)對江蘇省城鎮(zhèn)居民食品消費結構的研究,王恩胡(2007)對城鄉(xiāng)居民食品消費結構變遷研究都注意到了收入和價格變化對城鎮(zhèn)居民食品消費的影響,但是上述學者使用的數(shù)據(jù)都是包括了配給制和市場化下的城鎮(zhèn)居民食品消費數(shù)據(jù),又都忽視了配給制對城鎮(zhèn)居民食品消費的影響,因而得到的結論具有片面性,并不能精確反應收入和價格在兩種體制下作用的差別。

本文分析糧油統(tǒng)銷制度對城鎮(zhèn)居民食品消費的影響并利用中國統(tǒng)計年鑒上可以獲得的 1981-2007年城鎮(zhèn)居民各種食品的消費量以及人均可支配收入、價格指數(shù)數(shù)據(jù)測算并對比統(tǒng)銷配給和市場調(diào)節(jié)下城鎮(zhèn)居民的食品需求彈性。

二、糧油統(tǒng)銷制度及對城鎮(zhèn)居民食品消費的影響

1953年 11月 23日政務院決定實行糧食統(tǒng)購統(tǒng)銷,1955年 8月 25日實行定量供應,城鎮(zhèn)居民憑糧票購買糧食。同時,各地還實行過豬肉、雞蛋、牛奶、魚、菜、糖、面堿、煤炭等多種商品的憑證、憑票、憑本供應。

概括而言,糧食統(tǒng)銷政策的核心內(nèi)容包括以下幾個方面:

第一,對城市人民實行糧食計劃供應簡稱統(tǒng)銷的政策。對城鎮(zhèn)居民糧油統(tǒng)銷制度的實質(zhì)是,定量定點定時供應,并進行價格補貼。

第二,由國家嚴格控制糧食市場,對私營糧食工商業(yè)進行嚴格管制,并嚴禁私商自由經(jīng)營糧食。

統(tǒng)銷制度與城鎮(zhèn)居民的食品消費關系密切,統(tǒng)銷制度保證了城鎮(zhèn)居民的基本生活消費用糧,同時取消了價格引導供求的市場功能。統(tǒng)銷制度的施行是用糧食配給代替了糧食的市場流通。

1985年之前,城鎮(zhèn)居民獲得食物的渠道主要是國家配給,即使居民需要更多的食物,他們也無法獲得。另外,國家對食物的低價供應是對城鎮(zhèn)居民的暗補,城鎮(zhèn)居民只有消費食物時才能得到這種補貼。這就對居民的食物消費產(chǎn)生了兩種影響:一是城鎮(zhèn)居民失去了食物選擇的自由,這樣即使國家規(guī)定的食物價格發(fā)生了變化,他們也不能或不愿調(diào)整食物消費量,這表現(xiàn)為城鎮(zhèn)居民的食品消費缺乏價格彈性。二是居民的食物消費量由政府規(guī)定,政府規(guī)定的各類食物的配給量具有穩(wěn)定性,城鎮(zhèn)居民對各類食物的消費也就具有了穩(wěn)定性,這會呈現(xiàn)出強烈的消費慣性,因此,統(tǒng)銷制度下城鎮(zhèn)居民食品消費慣性既有杜森貝里 (1949)意義上的消費慣性,即消費者偏好的穩(wěn)定性,也有配給制造成的消費慣性。

1985年中央政府《關于進一步活躍農(nóng)村經(jīng)濟的十項政策》規(guī)定從 1985年起,定購以外的糧食可以自由上市,至此,對城鎮(zhèn)居民的食品供應進入了配給制和市場調(diào)節(jié)的雙軌制時期。

1978年以后,中央連續(xù)多次大幅度提高農(nóng)副產(chǎn)品統(tǒng)購、定購和議購價格,但是直到 1991年以前,糧食統(tǒng)銷價格一直末動,購銷價格倒掛嚴重(張曙光,1996)。

購銷價格倒掛引起的財政負擔,使統(tǒng)銷制度面臨必須改革的局面。張學兵 (2007)對統(tǒng)購統(tǒng)銷制度的解體作了全面論述。1991年 5月,國務院決定提高城鎮(zhèn)居民定量內(nèi)口糧銷售的價格,平均銷價一次提高 67%。1992年 4月,國務院再次決定提高城鎮(zhèn)居民口糧銷價,平均銷價又提高 43%。1993年 2月,國務院發(fā)出《關于加快糧食流通體制改革的通知》,要求各地爭取在兩三年內(nèi)全部放開糧價。1993年底,全國已有 95%以上的縣(市)放開了糧食價格。實施近 40年的城鎮(zhèn)居民口糧定量供應辦法基本結束。

1985-1991年,城鎮(zhèn)居民既可以得到國家供應的低價糧食,又可以得到市場上的議價糧,由于配給的糧食價格低于市場價格,供應量成為城鎮(zhèn)居民的福利,這種福利的獲得以對配給食物的消費為前提,盡管糧票可以使城鎮(zhèn)居民結余的供應量變?yōu)楝F(xiàn)金,由于供應價格和市場價格的差額要在糧票的提供者、票販子和購買者之間分割,當城鎮(zhèn)居民銷售糧票所得不高于交易成本時,城鎮(zhèn)居民將選擇自己消費較多的糧食,因此,在供給和市場雙軌制時,城鎮(zhèn)居民的食物消費仍將缺乏收入和價格彈性,并表現(xiàn)出較強的消費慣性。

但是 1992年 4月提高城鎮(zhèn)居民口糧銷價以后,國家供應糧食價格和市場價格已基本沒有差別,1993年取消統(tǒng)銷以后,城鎮(zhèn)居民的食物消費完全從市場上獲得,城鎮(zhèn)居民得到了自由選擇食物消費的權利,同時又要承擔市場風險,因此,城鎮(zhèn)居民的食物消費對收入和價格的變化反應靈敏,即需求彈性增大,同時消費慣性將顯著減小。

上述分析表明,可以將 1981年以后城鎮(zhèn)居民的糧食消費分為兩個階段:1981-1991年的糧食配給階段, 1992年后的市場調(diào)節(jié)階段。

三、城鎮(zhèn)居民食品消費的模型

為了方便分析,假定只有糧食是定量供應的,分析結果可以推廣到多種配給品的情況。糧食供應量為 z,供應價格為 p0,當食物價格向量(不包含糧食價格)為 p,糧食購買量為 z時,城鎮(zhèn)居民獲得效用 u的條件最小成本為

糧食價格 p0出現(xiàn)在條件最小成本中的唯一途徑是固定成本 p0z,通過對 pi求導得到的第 i種食品的條件?？怂剐枨蠛瘮?shù)不依賴于 p0,可以表示為

假定 z為居民在沒有配給時也會選擇的購買量,即 z=h1(u,p,p0),則其它食品的需求量也必然與沒有糧食配給時的購買量相同。即

關于 p1和 pi分別求導,重新整理,在 e11不等于 0的情況下,得到如下等式

將(3)式帶入(4)式得:

如果消費者的偏好是嚴格凸的,則食品的自價格替代效應小于 0。

因而,sii〈 sii＊〈0,即在配給制下,自價格替代效應的絕對值減小。

這里 eii＊為第 i種食品的糧食配給情況下的自價格替代彈性,sii為沒有配給情況下的自價格替代彈性。(5)式表明,在配給制下,自價格替代彈性的絕對值減小。

上述分析是在以下假定下進行的:

1、配給額 z等于沒有配給時居民自愿選擇的消費量。因此,eii＊是配額 z的函數(shù),如果這個函數(shù)是連續(xù)的,那么我們有理由相信,當配額 z接近于居民在沒有配給時的選擇量時,配給制下的自價格彈性仍然小于無配給時的彈性。我國在施行對城鎮(zhèn)居民的糧油統(tǒng)銷時,也是在考慮了居民的消費需求的情況下決定配給量的,配給量與居民自愿選擇量的差別不應很大,因此,配給制下食物需求的自價格彈性較小的結論仍然成立。研究文獻中,利·查特里——薩繆爾森原則經(jīng)常在非常一般的情況下被引用 (安格斯·迪頓, 1980)。

2、有配給時食品的自價格需求彈性較小是補償價格彈性較小。即消費者保持效用不變的情況下,自價格彈性在配給制下變小。由于消費者的效用是無法直接衡量的,我們就沒有辦法直接檢驗這個結論。但是消費者的最小食物支出 c＊(u,p,p0,z)是效用的單調(diào)遞增函數(shù),我們使用城鎮(zhèn)居民的食物消費支出作為效用的間接衡量。根據(jù)恩格爾定律,食物支出又是居民可支配收入的函數(shù),進而可以用居民的可支配收入衡量居民的效用,可支配收入的增加間接表明了消費者效用的提高,這樣,食物消費的收入彈性在配給制下不一定變小。

3、偏好不變。杜森貝里(Duesenberry,J·S,1949)提出消費慣性假說,認為消費者的消費偏好一旦形成就很難改變,這樣居民對各種消費品的消費數(shù)量和消費結構在某種程度上會持續(xù)下去。如果城鎮(zhèn)居民的食品消費偏好也有慣性,那么城鎮(zhèn)居民的前期食品消費對現(xiàn)期消費具有影響,前期消費較多的食品本期消費的也較多,前期消費較少的食品本期消費的也較少,因此食品消費結構在某種程度上表現(xiàn)出慣性,在計算收入彈性和價格彈性時就要考慮到前期消費的影響。

我們建立一個模型檢驗配給對城鎮(zhèn)居民食品自價格彈性的影響。模型的基礎是斯通分析食品消費彈性時采用的方法(Deaton,1980)。斯通研究彈性的起點是對數(shù)需求函數(shù)

此處 ei是第 i種食品的收入彈性,eij是第 j種價格對第 i種食品需求的交叉價格彈性。為了減少估計參數(shù)的數(shù)量,斯通利用斯勒茨基方程分解交叉價格彈性,得到補償?shù)慕徊鎯r格彈性,無關商品之間的交叉價格彈性就可以設定為 0。斯勒茨基方程的彈性形式是 eij=eij#-eiwj,這里 eij#是補償交叉價格彈性,wj是預算份額。代入對數(shù)需求函數(shù),得到

一方面,方程給出用實際純收入表示的需求,另一方面,給出用不變價格表示的需求。

即食品消費量表示為實際純收入和相近的替代品、互補品的函數(shù)。中國統(tǒng)計年鑒上的城鎮(zhèn)居民食品消費數(shù)據(jù)是分組數(shù)據(jù),把食物分為十一個大組,大組之間的替代和互補效應很弱,因而,方程中可以不考慮互價格彈性。

我國城鎮(zhèn)居民的食品消費受到消費偏好和配給的影響,我們在方程中引入一階自回歸項,以揭示城鎮(zhèn)居民食品消費慣性對食品消費量的影響。方程變?yōu)?/p>

其中AR(1)表示一階滯后的被解釋變量。

根據(jù)上述分析,1981-1991年,城鎮(zhèn)居民食品消費受統(tǒng)銷制度的明顯影響,1992年以后城鎮(zhèn)居民的食品消費主要受市場的影響。由于關于城鎮(zhèn)居民在統(tǒng)銷制度下食品消費的數(shù)據(jù)太少,為了驗證配給制使城鎮(zhèn)居民食品消費的自價格彈性變小的結論,使用方程(6)分別計算出 1981-2007和 1992-2007年城鎮(zhèn)居民食品消費的收入彈性、自價格彈性和一階自回歸項。1981-2007年數(shù)據(jù)計算的自價格彈性受到統(tǒng)銷制度的影響,而 1992-2007年的自價格彈性沒有受到統(tǒng)銷制度的影響,我們期望得到以下結論:

1、1981-2007年的自價格彈性比 1992-2007年的要小。

2、1981-2007年的一階自回歸相比 1992-2007年的要大。

四、城鎮(zhèn)居民食品需求彈性的實證結果

使用的數(shù)據(jù)為各期《中國統(tǒng)計年鑒》上 1981-2007年城鎮(zhèn)居民的各種食品實物消費量 (單位:千克)、真實人均純收入(1978年元)定基指數(shù)及其剔除物價上漲因素后的物價定基指數(shù)。各種食品的價格環(huán)比指數(shù)換算為定基指數(shù),再減掉食品價格定基指數(shù),得到剔除物價上漲因素的各種食品的定基價格指數(shù)。根據(jù)中國統(tǒng)計年鑒的分類,不考慮煤炭消費量,把豬肉和牛羊肉合并為肉類,將食品分為糧食、蔬菜、肉類、禽類、蛋類、水產(chǎn)品、奶及奶制品、水果、油脂類、酒類等十類。糧食、菜類、酒類價格指數(shù)是從 1981-2007年,肉禽類、蛋類、水產(chǎn)品、油脂類價格指數(shù)是從 1983-2007年。由于奶及奶制品、水果的價格指數(shù)是從 1993-2007年,我們不計算這兩種食品的需求彈性。估計結果列在表 1中。

表 1 城鎮(zhèn)居民各類食品消費量的彈性估計

結果分析如下:

下面的分析將在 5%的顯著性水平下,不能通過檢驗的參數(shù),看作是 0。

糧食的自價格彈性在 1981-2007年間為 0,但是 1992年后為 0.24,受統(tǒng)銷制度影響時沒有自價格彈性,不受配給影響的自價格彈性大于 0,表現(xiàn)出吉芬商品的特征。1981-2007年一階自回歸項系數(shù)為 0.7,而1992年后為 0.48,配給制下糧食的消費慣性更強。

蔬菜和肉類在兩組數(shù)據(jù)下的自價格彈性都是 0,但是 1981-2007年蔬菜和肉類的自回歸系數(shù)為 0.82和0.69,而 1992年以后的自回歸項系數(shù)為 0.47和 0.54,說明在糧油統(tǒng)銷年代,蔬菜和肉類的消費更少變化。

蛋類的自價格彈性在 1981-2007年為 -0.43,1992年以后為 -0.33,與我們的預期相反。但是 1981-2007年的自回歸系數(shù)為 0.55,而 1992年后的自回歸系數(shù)為 0,與預期吻合。

家禽、食用油、水產(chǎn)品和酒在兩種情況下的自價格彈性為 0,1981-2007年家禽、食用油、水產(chǎn)品和酒的自回歸系數(shù)為 0.45、0.61、0.71和 0.73,1992年以后為 0,配給使家禽和食用油的消費慣性增強。

上述分析表明,除了蛋類外,其它食品的自價格彈性的絕對值在1981-2007年都比 1992-2007年小,或者都為 0。注意到由于 1981-2007年的數(shù)據(jù)只有 1991年以前是配給制下的消費數(shù)據(jù),實際上估計出的自價格彈性系數(shù)比配給制下的要大,因此,我們不能因為蛋類的自價格彈性系數(shù)不符合預期而否認統(tǒng)銷制度降低了城鎮(zhèn)居民食品消費的自價格彈性的結論。各類食品在 1981-2007年的消費慣性都比 1992年以后大,這證實了統(tǒng)銷制度增大了城鎮(zhèn)居民食品消費慣性的結論。

五、結論

1953-1993年長達 40年的統(tǒng)銷制度對城鎮(zhèn)居民的食品消費產(chǎn)生了深刻的影響。統(tǒng)銷制度保證城鎮(zhèn)居民以較低價格獲取基本生活食品的同時,也壓縮了城鎮(zhèn)居民對食品自由選擇的空間。這表現(xiàn)為城鎮(zhèn)居民對食品價格變化的反應不敏感,即食品自價格彈性小,不僅對國家供應的食物如此,對供應之外的食物也如此。居民消費的各類食物的數(shù)量在統(tǒng)銷制度下表現(xiàn)出極強的穩(wěn)定性,這不僅是由于居民的消費偏好穩(wěn)定,也是由于受配給的影響。因此,在城鎮(zhèn)居民的收入增加,部分食品由市場決定供求的情況下,城鎮(zhèn)居民的食品消費結構不能適應經(jīng)濟發(fā)展狀況及時調(diào)整,這既不利于經(jīng)濟發(fā)展,又阻礙了城鎮(zhèn)居民生活水平的提高。1992-1993年提高國家供應口糧價格和取消國家統(tǒng)銷制度后,城鎮(zhèn)居民的食品需求自價格彈性提高,各種食品消費量的變化更大、更快,取消統(tǒng)銷政策成為城鎮(zhèn)居民生活水平提高的推動力。

研究城鎮(zhèn)居民食品消費的變化時,必須考慮國家供應對城鎮(zhèn)居民食品消費的影響。特別是利用時間序列數(shù)據(jù)進行研究時,應該把 1992年作為分界點,1992年之前受統(tǒng)銷制度的影響明顯,1992年之后居民食品消費受市場調(diào)節(jié),居民的食品消費呈兩種模式。

[1]高山晟著:《經(jīng)濟學中的分析方法》,劉振亞譯,中國人民大學出版社,2001年 1版。

[2]安格斯·迪頓,約翰·米爾鮑爾著:《經(jīng)濟學與消費者行為》,龔志民等譯,中國人民大學出版社,2005年第 1版。

[3]張學兵:《糧食統(tǒng)購統(tǒng)銷制度解體過程的歷史考察》,《中共黨史研究》,2007年第 3期。

[4]郝凱:《北京市城市居民食品消費分析》,《商場現(xiàn)代化》,2006年第 5期。

[5]孫國鋒,劉葆金,高艷春:《江蘇省城鎮(zhèn)居民食品消費結構的實證分析》,《華中農(nóng)業(yè)大學學報》(社會科學版),2002年第2期。

[6]王恩胡,李錄堂:《中國食品消費結構的演進和農(nóng)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略》,《中國農(nóng)村觀察》,2007年第 2期。

[7]王丹莉:《統(tǒng)購統(tǒng)銷研究述評》,《當代中國史研究》,2008年第 1期。

[8]張曙光:《放開糧價,取消糧票—中國糧食購銷制度變遷研究》,《中國制度變遷的案例研究》(第 1集),上海人民出版社,1996年版,第 266一 304頁。

[9]Duesenberry,J·S.Income,Saving and the Theory of ConsumerBehavior[M].Harvard University Press,1949

[10]Angus deaton,JohnMuellbauer.Economics and ConsumerBehavior[M].Cambridge University Press,1980

[11]James Tobin and H.S.Houthakker,The EffectsofRationingonDemand Elasticities,The Review of Economic Studies[J], Vol.18,No.3(1950-1951),pp.140-153

[12]H.S.Houthakker and James Tobin,Estimates of the Free Demand for Rationed Foodstuffs,The Economic Journal[J], Vol.62,No.245(Mar.,1952),pp.103-118

[13]James Tobin,A Survey of the Theory of Rationing,Econometrica[J],Vol.20,No.4(Oct.,1952),pp.521-553

[14]Kenneth·R·Walker,Food Grain Procurement and Consumption in China[M],Cambridge:Cambridge University Press, 1984

本文系教育部重大攻關課題“轉(zhuǎn)型時期消費需求升級與產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究”(項目號 06JZD0017)、山東省自然科學基金重點項目“轉(zhuǎn)軌時期消費需求升級研究”(項目編號 ZR2009HZ001)的研究成果,同時得到國家 985工程山東大學哲學社會科學創(chuàng)新基地“產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟理論與政策研究中心”和山東省“泰山學者”建設工程專項經(jīng)費資助。

顏士鋒(1970-),男,山東大學博士研究生,山東藝術學院講師;臧旭恒 (1953-),男,山東大學產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究所教授、博士生導師、《山東大學學報(哲社版)》主編,泰山學者特聘教授。

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1003-8353(2010)04-0047-06