颜士锋,臧旭恒

(1.山东大学经济学院;山东艺术学院艺术文化学院,山东济南 250014; 2.山东大学经济学院,山东济南 250100)

统销制度对我国城镇居民食品消费的影响:1981-2007

颜士锋1,臧旭恒2

(1.山东大学经济学院;山东艺术学院艺术文化学院,山东济南 250014; 2.山东大学经济学院,山东济南 250100)

统销制度对城镇居民的食品消费产生了深刻的影响。萨缪尔森原则表明,统销制度下城镇居民各种食品的自价格弹性变小,居民消费的各类食物的数量在统销制度下表现出极强的稳定性,在城镇居民收入增加时,城镇居民的食品消费结构不能适应经济发展状况及时调整,阻碍了城镇居民生活水平的提高。取消国家统销制度后,各种食品消费量的变化更大、更快,取消统销政策成为城镇居民生活水平提高的推动力。

统销制度;食物消费;萨缪尔森原则;自价格弹性

一、引 言

李·查特里——萨缪尔森原则 (Le Chatelier-Samuelson principle,简称萨缪尔森原则)是指,有配给时顾客对一种产品的补偿需求弹性比没有配给时小,即,如果将恰当的约束附加于最优化问题,即使有约束和无约束的最优化问题的解相同,那么有约束的解的参数的变动对最优值的影响比无约束时的影响要小 (高山晟,2001)。尽管 1980年代以前,西方学者对配给理论的兴趣主要在基于配给行为的宏观经济模型 (安格斯·迪顿,2005),不过有几篇关于配给的经典文献讨论的是配给对需求的影响,特别是对食品需求的影响。霍撒克和托宾(H.S.Houthakker and James Tobin,1951,1952)在两篇论文里分别从理论上阐述了配给对需求弹性的影响,并利用英国 1920-1938年的数据估计了食品配给对食物消费的影响,托宾在他关于配给的综述文献中(James Tobin,1952)系统地总结了配给对需求的影响。

从 1953年粮食统购统销政策出台到 1993年取消统销政策,对我国城镇居民的部分食物消费施行的是配给制,1994年以后,城镇居民的食物消费完全是市场配置,因此,城镇居民的食物消费为检验李·查特里——萨缪尔森原则提供了合适的实验数据。

国内外学者关于统购统销的研究,总体而言,讨论和关注的焦点比较集中,主要包括统购统销政策的形成与演变、统购统销对农业生产及农民的影响、统购统销与工业化、统购统销与粮食流通体制等几个方面, (王丹莉 2008)。关于统销制度对城镇居民食品消费的影响的研究并不多见。

涉及到统销制度对居民食物消费的影响的论述也是定性的,如张曙光 (1996)从制度经济学的角度论述了统销制度对城镇居民食物消费的权利和义务的影响,指出在统销制度下,城镇居民丧失了食物消费的自主选择权,但同时获得了低价格得到稳定的食物消费量的保障。肯尼斯·沃克 (1984)试图估量统销制度对粮食消费造成的影响。由于截止到 1996年,市场供应城镇居民食物的时间尚短,那时还没有办法比较配给和市场供应对居民食物消费的影响。

国内学者研究城镇居民食物消费时都注意到了城镇居民人均可支配收入对食品消费的影响,如郝凯(2006)使用北京市城镇居民 1984-2004年食品消费数据进行的研究,孙国锋等(2002)利用时间序列数据对江苏省城镇居民食品消费结构的研究,王恩胡(2007)对城乡居民食品消费结构变迁研究都注意到了收入和价格变化对城镇居民食品消费的影响,但是上述学者使用的数据都是包括了配给制和市场化下的城镇居民食品消费数据,又都忽视了配给制对城镇居民食品消费的影响,因而得到的结论具有片面性,并不能精确反应收入和价格在两种体制下作用的差别。

本文分析粮油统销制度对城镇居民食品消费的影响并利用中国统计年鉴上可以获得的 1981-2007年城镇居民各种食品的消费量以及人均可支配收入、价格指数数据测算并对比统销配给和市场调节下城镇居民的食品需求弹性。

二、粮油统销制度及对城镇居民食品消费的影响

1953年 11月 23日政务院决定实行粮食统购统销,1955年 8月 25日实行定量供应,城镇居民凭粮票购买粮食。同时,各地还实行过猪肉、鸡蛋、牛奶、鱼、菜、糖、面碱、煤炭等多种商品的凭证、凭票、凭本供应。

概括而言,粮食统销政策的核心内容包括以下几个方面:

第一,对城市人民实行粮食计划供应简称统销的政策。对城镇居民粮油统销制度的实质是,定量定点定时供应,并进行价格补贴。

第二,由国家严格控制粮食市场,对私营粮食工商业进行严格管制,并严禁私商自由经营粮食。

统销制度与城镇居民的食品消费关系密切,统销制度保证了城镇居民的基本生活消费用粮,同时取消了价格引导供求的市场功能。统销制度的施行是用粮食配给代替了粮食的市场流通。

1985年之前,城镇居民获得食物的渠道主要是国家配给,即使居民需要更多的食物,他们也无法获得。另外,国家对食物的低价供应是对城镇居民的暗补,城镇居民只有消费食物时才能得到这种补贴。这就对居民的食物消费产生了两种影响:一是城镇居民失去了食物选择的自由,这样即使国家规定的食物价格发生了变化,他们也不能或不愿调整食物消费量,这表现为城镇居民的食品消费缺乏价格弹性。二是居民的食物消费量由政府规定,政府规定的各类食物的配给量具有稳定性,城镇居民对各类食物的消费也就具有了稳定性,这会呈现出强烈的消费惯性,因此,统销制度下城镇居民食品消费惯性既有杜森贝里 (1949)意义上的消费惯性,即消费者偏好的稳定性,也有配给制造成的消费惯性。

1985年中央政府《关于进一步活跃农村经济的十项政策》规定从 1985年起,定购以外的粮食可以自由上市,至此,对城镇居民的食品供应进入了配给制和市场调节的双轨制时期。

1978年以后,中央连续多次大幅度提高农副产品统购、定购和议购价格,但是直到 1991年以前,粮食统销价格一直末动,购销价格倒挂严重(张曙光,1996)。

购销价格倒挂引起的财政负担,使统销制度面临必须改革的局面。张学兵 (2007)对统购统销制度的解体作了全面论述。1991年 5月,国务院决定提高城镇居民定量内口粮销售的价格,平均销价一次提高 67%。1992年 4月,国务院再次决定提高城镇居民口粮销价,平均销价又提高 43%。1993年 2月,国务院发出《关于加快粮食流通体制改革的通知》,要求各地争取在两三年内全部放开粮价。1993年底,全国已有 95%以上的县(市)放开了粮食价格。实施近 40年的城镇居民口粮定量供应办法基本结束。

1985-1991年,城镇居民既可以得到国家供应的低价粮食,又可以得到市场上的议价粮,由于配给的粮食价格低于市场价格,供应量成为城镇居民的福利,这种福利的获得以对配给食物的消费为前提,尽管粮票可以使城镇居民结余的供应量变为现金,由于供应价格和市场价格的差额要在粮票的提供者、票贩子和购买者之间分割,当城镇居民销售粮票所得不高于交易成本时,城镇居民将选择自己消费较多的粮食,因此,在供给和市场双轨制时,城镇居民的食物消费仍将缺乏收入和价格弹性,并表现出较强的消费惯性。

但是 1992年 4月提高城镇居民口粮销价以后,国家供应粮食价格和市场价格已基本没有差别,1993年取消统销以后,城镇居民的食物消费完全从市场上获得,城镇居民得到了自由选择食物消费的权利,同时又要承担市场风险,因此,城镇居民的食物消费对收入和价格的变化反应灵敏,即需求弹性增大,同时消费惯性将显著减小。

上述分析表明,可以将 1981年以后城镇居民的粮食消费分为两个阶段:1981-1991年的粮食配给阶段, 1992年后的市场调节阶段。

三、城镇居民食品消费的模型

为了方便分析,假定只有粮食是定量供应的,分析结果可以推广到多种配给品的情况。粮食供应量为 z,供应价格为 p0,当食物价格向量(不包含粮食价格)为 p,粮食购买量为 z时,城镇居民获得效用 u的条件最小成本为

粮食价格 p0出现在条件最小成本中的唯一途径是固定成本 p0z,通过对 pi求导得到的第 i种食品的条件希克斯需求函数不依赖于 p0,可以表示为

假定 z为居民在没有配给时也会选择的购买量,即 z=h1(u,p,p0),则其它食品的需求量也必然与没有粮食配给时的购买量相同。即

关于 p1和 pi分别求导,重新整理,在 e11不等于 0的情况下,得到如下等式

将(3)式带入(4)式得:

如果消费者的偏好是严格凸的,则食品的自价格替代效应小于 0。

因而,sii〈 sii＊〈0,即在配给制下,自价格替代效应的绝对值减小。

这里 eii＊为第 i种食品的粮食配给情况下的自价格替代弹性,sii为没有配给情况下的自价格替代弹性。(5)式表明,在配给制下,自价格替代弹性的绝对值减小。

上述分析是在以下假定下进行的:

1、配给额 z等于没有配给时居民自愿选择的消费量。因此,eii＊是配额 z的函数,如果这个函数是连续的,那么我们有理由相信,当配额 z接近于居民在没有配给时的选择量时,配给制下的自价格弹性仍然小于无配给时的弹性。我国在施行对城镇居民的粮油统销时,也是在考虑了居民的消费需求的情况下决定配给量的,配给量与居民自愿选择量的差别不应很大,因此,配给制下食物需求的自价格弹性较小的结论仍然成立。研究文献中,利·查特里——萨缪尔森原则经常在非常一般的情况下被引用 (安格斯·迪顿, 1980)。

2、有配给时食品的自价格需求弹性较小是补偿价格弹性较小。即消费者保持效用不变的情况下,自价格弹性在配给制下变小。由于消费者的效用是无法直接衡量的,我们就没有办法直接检验这个结论。但是消费者的最小食物支出 c＊(u,p,p0,z)是效用的单调递增函数,我们使用城镇居民的食物消费支出作为效用的间接衡量。根据恩格尔定律,食物支出又是居民可支配收入的函数,进而可以用居民的可支配收入衡量居民的效用,可支配收入的增加间接表明了消费者效用的提高,这样,食物消费的收入弹性在配给制下不一定变小。

3、偏好不变。杜森贝里(Duesenberry,J·S,1949)提出消费惯性假说,认为消费者的消费偏好一旦形成就很难改变,这样居民对各种消费品的消费数量和消费结构在某种程度上会持续下去。如果城镇居民的食品消费偏好也有惯性,那么城镇居民的前期食品消费对现期消费具有影响,前期消费较多的食品本期消费的也较多,前期消费较少的食品本期消费的也较少,因此食品消费结构在某种程度上表现出惯性,在计算收入弹性和价格弹性时就要考虑到前期消费的影响。

我们建立一个模型检验配给对城镇居民食品自价格弹性的影响。模型的基础是斯通分析食品消费弹性时采用的方法(Deaton,1980)。斯通研究弹性的起点是对数需求函数

此处 ei是第 i种食品的收入弹性,eij是第 j种价格对第 i种食品需求的交叉价格弹性。为了减少估计参数的数量,斯通利用斯勒茨基方程分解交叉价格弹性,得到补偿的交叉价格弹性,无关商品之间的交叉价格弹性就可以设定为 0。斯勒茨基方程的弹性形式是 eij=eij#-eiwj,这里 eij#是补偿交叉价格弹性,wj是预算份额。代入对数需求函数,得到

一方面,方程给出用实际纯收入表示的需求,另一方面,给出用不变价格表示的需求。

即食品消费量表示为实际纯收入和相近的替代品、互补品的函数。中国统计年鉴上的城镇居民食品消费数据是分组数据,把食物分为十一个大组,大组之间的替代和互补效应很弱,因而,方程中可以不考虑互价格弹性。

我国城镇居民的食品消费受到消费偏好和配给的影响,我们在方程中引入一阶自回归项,以揭示城镇居民食品消费惯性对食品消费量的影响。方程变为

其中AR(1)表示一阶滞后的被解释变量。

根据上述分析,1981-1991年,城镇居民食品消费受统销制度的明显影响,1992年以后城镇居民的食品消费主要受市场的影响。由于关于城镇居民在统销制度下食品消费的数据太少,为了验证配给制使城镇居民食品消费的自价格弹性变小的结论,使用方程(6)分别计算出 1981-2007和 1992-2007年城镇居民食品消费的收入弹性、自价格弹性和一阶自回归项。1981-2007年数据计算的自价格弹性受到统销制度的影响,而 1992-2007年的自价格弹性没有受到统销制度的影响,我们期望得到以下结论:

1、1981-2007年的自价格弹性比 1992-2007年的要小。

2、1981-2007年的一阶自回归相比 1992-2007年的要大。

四、城镇居民食品需求弹性的实证结果

使用的数据为各期《中国统计年鉴》上 1981-2007年城镇居民的各种食品实物消费量 (单位:千克)、真实人均纯收入(1978年元)定基指数及其剔除物价上涨因素后的物价定基指数。各种食品的价格环比指数换算为定基指数,再减掉食品价格定基指数,得到剔除物价上涨因素的各种食品的定基价格指数。根据中国统计年鉴的分类,不考虑煤炭消费量,把猪肉和牛羊肉合并为肉类,将食品分为粮食、蔬菜、肉类、禽类、蛋类、水产品、奶及奶制品、水果、油脂类、酒类等十类。粮食、菜类、酒类价格指数是从 1981-2007年,肉禽类、蛋类、水产品、油脂类价格指数是从 1983-2007年。由于奶及奶制品、水果的价格指数是从 1993-2007年,我们不计算这两种食品的需求弹性。估计结果列在表 1中。

表 1 城镇居民各类食品消费量的弹性估计

结果分析如下:

下面的分析将在 5%的显著性水平下,不能通过检验的参数,看作是 0。

粮食的自价格弹性在 1981-2007年间为 0,但是 1992年后为 0.24,受统销制度影响时没有自价格弹性,不受配给影响的自价格弹性大于 0,表现出吉芬商品的特征。1981-2007年一阶自回归项系数为 0.7,而1992年后为 0.48,配给制下粮食的消费惯性更强。

蔬菜和肉类在两组数据下的自价格弹性都是 0,但是 1981-2007年蔬菜和肉类的自回归系数为 0.82和0.69,而 1992年以后的自回归项系数为 0.47和 0.54,说明在粮油统销年代,蔬菜和肉类的消费更少变化。

蛋类的自价格弹性在 1981-2007年为 -0.43,1992年以后为 -0.33,与我们的预期相反。但是 1981-2007年的自回归系数为 0.55,而 1992年后的自回归系数为 0,与预期吻合。

家禽、食用油、水产品和酒在两种情况下的自价格弹性为 0,1981-2007年家禽、食用油、水产品和酒的自回归系数为 0.45、0.61、0.71和 0.73,1992年以后为 0,配给使家禽和食用油的消费惯性增强。

上述分析表明,除了蛋类外,其它食品的自价格弹性的绝对值在1981-2007年都比 1992-2007年小,或者都为 0。注意到由于 1981-2007年的数据只有 1991年以前是配给制下的消费数据,实际上估计出的自价格弹性系数比配给制下的要大,因此,我们不能因为蛋类的自价格弹性系数不符合预期而否认统销制度降低了城镇居民食品消费的自价格弹性的结论。各类食品在 1981-2007年的消费惯性都比 1992年以后大,这证实了统销制度增大了城镇居民食品消费惯性的结论。

五、结论

1953-1993年长达 40年的统销制度对城镇居民的食品消费产生了深刻的影响。统销制度保证城镇居民以较低价格获取基本生活食品的同时,也压缩了城镇居民对食品自由选择的空间。这表现为城镇居民对食品价格变化的反应不敏感,即食品自价格弹性小,不仅对国家供应的食物如此,对供应之外的食物也如此。居民消费的各类食物的数量在统销制度下表现出极强的稳定性,这不仅是由于居民的消费偏好稳定,也是由于受配给的影响。因此,在城镇居民的收入增加,部分食品由市场决定供求的情况下,城镇居民的食品消费结构不能适应经济发展状况及时调整,这既不利于经济发展,又阻碍了城镇居民生活水平的提高。1992-1993年提高国家供应口粮价格和取消国家统销制度后,城镇居民的食品需求自价格弹性提高,各种食品消费量的变化更大、更快,取消统销政策成为城镇居民生活水平提高的推动力。

研究城镇居民食品消费的变化时,必须考虑国家供应对城镇居民食品消费的影响。特别是利用时间序列数据进行研究时,应该把 1992年作为分界点,1992年之前受统销制度的影响明显,1992年之后居民食品消费受市场调节,居民的食品消费呈两种模式。

[1]高山晟著:《经济学中的分析方法》,刘振亚译,中国人民大学出版社,2001年 1版。

[2]安格斯·迪顿,约翰·米尔鲍尔著:《经济学与消费者行为》,龚志民等译,中国人民大学出版社,2005年第 1版。

[3]张学兵:《粮食统购统销制度解体过程的历史考察》,《中共党史研究》,2007年第 3期。

[4]郝凯:《北京市城市居民食品消费分析》,《商场现代化》,2006年第 5期。

[5]孙国锋,刘葆金,高艳春:《江苏省城镇居民食品消费结构的实证分析》,《华中农业大学学报》(社会科学版),2002年第2期。

[6]王恩胡,李录堂:《中国食品消费结构的演进和农业发展战略》,《中国农村观察》,2007年第 2期。

[7]王丹莉:《统购统销研究述评》,《当代中国史研究》,2008年第 1期。

[8]张曙光:《放开粮价,取消粮票—中国粮食购销制度变迁研究》,《中国制度变迁的案例研究》(第 1集),上海人民出版社,1996年版,第 266一 304页。

[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关课题“转型时期消费需求升级与产业发展研究”(项目号 06JZD0017)、山东省自然科学基金重点项目“转轨时期消费需求升级研究”(项目编号 ZR2009HZ001)的研究成果,同时得到国家 985工程山东大学哲学社会科学创新基地“产业经济理论与政策研究中心”和山东省“泰山学者”建设工程专项经费资助。

颜士锋(1970-),男,山东大学博士研究生,山东艺术学院讲师;臧旭恒 (1953-),男,山东大学产业经济研究所教授、博士生导师、《山东大学学报(哲社版)》主编,泰山学者特聘教授。

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1003-8353(2010)04-0047-06