李国景 陈永福

一、引 言

中国经济三十多年的持续高速增长极大提高了城镇居民的人均收入水平，食物消费支出有了显著增加。同时，随着城镇化进程的加快，大量低消费水平的农村居民加入到城镇消费者的行列，未来城镇居民的食物消费支出整体会进一步增加。已有研究从居民收入、食物价格以及其他非经济因素方面，开展了中国城镇居民食物消费支出影响因素的研究，但现有研究尚未结合个人生命周期和家庭生命周期分析家庭结构对城镇居民食物消费支出的影响。

20世纪 70年代末开始实施的独生子女政策导致中国家庭结构出现独特的变迁，独生女家庭成为城镇居民家庭的主体(王跃生，2013)。2000年全国独生子女家庭的数量超过1亿，2010年为1.45亿个，预计2015年将达到1.76亿(王广州，2013)。虽然最近两次二孩政策的调整推动中国进入“后独生子女时代”，但是生育政策有明显的“滞后性”，全面二孩政策的影响要随着二孩逐渐长大才会显现出来，独生子女政策带来家庭结构独特变迁的效应将长期存在(风笑天和王晓焘，2016)。同时，计划生育政策导致老龄化加剧。2015年 60岁及以上人口的比例为 12%,，随着人口老龄化程度不断加深，2050年这一群体的比例预计上升到34%,。由于不同性别年龄人口食物消费种类和消费量存在差异，因此任何家庭结构的变化都会带来家庭食物消费支出的变化(钟甫宁等，2012)。那么，在此背景下值得关注的问题是，生育政策等制度原因导致的家庭结构的变化对居民食物消费的影响程度有多高？更具体地说，使用什么方法才能较为精确的衡量家庭结构对食物消费的影响？

从现有文献来看，很多学者从家庭成员性别、年龄结构的视角探讨了家庭结构对城镇居民食物消费的影响(Gao 等，1996；Gould，2002；Yen 等，2004；Gould 等，2006；Zheng 等，2009，2010，2011；Liu 等，2015；Zhong 等，2012)。从使用方法上来看，很多文献使用不同年龄段的人口数量、比例或者利用简单的虚拟变量作为解释变量分析家庭人口结构特征对中国居民家庭食物消费的影响，但这些方法很难全面反映家庭结构对食物消费的影响(Deaton 和 Muellbauer，1980；Phipps，1998)。

也有学者利用估计成人等价尺度(Adult Equivalent Scale)的方式衡量家庭人口结构对食物消费的影响(Gould 等，1994，2002；Demoussis 等，2001；Sabates 等，2001)。其中，Gould 等(1994)利用成人等价尺度分析了家庭人口结构与奶酪需求之间的关系，发现奶酪消费与家庭成人等价尺度之间是正向关系，表明奶酪支出成人等价尺度代表的家庭结构对奶酪消费有正向影响。Sabates等(2001)利用阿根廷、巴西和墨西哥三个国家的家庭层面数据，通过估计成人等价尺度的方式研究了家庭成员性别与年龄结构对家庭食物支出的影响，分析了由家庭人口总数表示的家庭规模与成人等价尺度表示的家庭规模之间的差异，其结论表明将成人等价尺度引入到食物消费分析中是合理的和必要的，可以弥补和改善食物消费研究。

从以往研究中可以发现，成人等价尺度可以有效评估食物消费支出和家庭结构之间的因果关系，是研究家庭结构对食物消费影响的一种可替代的方法。成人等价尺度可以将不同特征的人口进行标准化，从而对不同特征的个人对家庭消费影响的差异进行标识(Tedford等，1986；James，1991)。即设定一个标准人的权重为1，然后根据其他人的性别与年龄等特征安排给他们不同的权重，这些权重可以作为不同人口对应的尺度数值(Deaton和Muellbauer，1980)。相比之前一些研究家庭结构对消费影响的方法，成人等价尺度的优势在于能够捕捉到大家庭的规模效应以及小孩与成人相比在生活成本上的差异，能够考察到每个家庭成员对家庭消费的影响(Balli等，2010)。

成人等价尺度的发展，经历了从离散型到连续型的变化。其中，Buse等(1978)将尺度函数设定为家庭成员年龄、性别的连续函数，建立了BUSE尺度，解决了离散型尺度不连续问题。Tedford等(1986)基于心理学研究和生命周期发展概念，细化了生命周期中的年龄分层，建立了 TCH成人等价尺度。Tedford等的成人等价尺度对年龄分层有更为精确的定义，相对较合理，这也与该等价尺度建立过程中结合了心理学知识、儿童发展、成人发展等概念有关。在最近的研究中TCH成人等价尺度被广泛用于测算等价尺度(Gould等，1994；Demoussis等，2001；Sabates等，2001；Gould，2002)。

利用成人等价尺度方法开展中国问题的研究相对较少。Gould(2002)通过估计内生决定的成人等价尺度分析了家庭人口结构对中国城镇居民食物消费支出的影响。然而，Gould使用的是 Tedford等(1986)基于个人生命周期建立的 TCH成人等价尺度，该尺度仅考虑到家庭成员个人生命周期中的年龄变迁，忽略了不同家庭生命周期阶段的家庭结构对家庭消费行为的影响。不同生命周期阶段的家庭不仅家庭成员性别、年龄组成不同，而且家庭类型和家庭决策过程也不同，这些家庭结构特征的不同导致家庭间食物消费行为存在很大差异。中国实施的独生子女政策已经导致家庭结构出现不同于其他国家的特征，独生子女家庭作为核心家庭逐渐成为城镇家庭的主体。因此，研究家庭结构对中国城镇居民食物消费影响时，有必要考虑到中国家庭结构的特殊性，关注独生子女家庭结构特点。

为了弥补这个缺陷，本研究基于 11880个城镇住户调查样本数据，在食物消费模型中引入整合个人生命周期和家庭生命周期的系统性综合特征的家庭成人等价尺度，实证分析食物消费影响因素，尤其是测度了家庭成人等价尺度对食物消费的影响，并揭示了不同家庭成员的食物消费成人当量的变化趋势。

随着城镇人口的大量增加，城镇居民食物支出的地位将越来越重要。与此同时，随着少子化和老龄化问题的加大，城镇居民家庭结构出现独特变迁，因而关注家庭结构对城镇居民食物消费支出的影响以及个人食物消费支出成人等价尺度的测算具有重要意义。

二、概念框架与模型设定

在计划生育政策影响下，中国家庭类型表现出其独特的特征，独生子女家庭的数量逐渐增多，尤其是城镇居民家庭中，以独生子女家庭为代表的核心家庭成为城镇居民家庭的重要组成部分。以往成人等价尺度测度或设计时仅考虑家庭成员生命周期而忽略了家庭生命周期中家庭类型，在中国城镇居民家庭内消费支出影响因素模型估计中有可能因遗漏重要影响因素而导致模型的估计有偏。因此，本文首先将在Tedford等(1986)提出的 TCH成人等价尺度的基础上，引入核心家庭，把家庭分为独生子女家庭和其他类型家庭两类，并以独生子女家庭的成员为参照系建立成人等价尺度，称之为Family 尺度，然后通过将成人等价尺度引入需求函数的方式，定量识别家庭结构与家庭在家食物消费之间的关系。下面对根据 Tedford 等(1986)的方法并扩展到核心家庭的成人等价尺度的构建进行说明。

如果用 Sij表示第 i个家庭中第 j个家庭成员的成人等价尺度，它表示在年龄、性别和家庭类型分别为 ar、sr、fr的参照成员食物支出的条件下，计算得到的成人等价尺度数值。它反映了一个给定年龄、性别以及家庭类型的家庭成员相对于一个标准人对家庭食物支出的相对影响。Sij可表示为：

其中，aij、sij、fij分别表示该家庭成员的年龄、性别和家庭类型；si取值 1和 2，其中1代表男性，2代表女性；fij取值A和B，其中A代表独生子女家庭，B代表其他家庭。

根据现阶段中国家庭发展状况，本研究把家庭类型分为独生子女家庭和其他家庭。独生子女家庭设定为城镇居民家庭中的核心家庭。独生子女家庭是指由年龄55岁以下的夫妻及一个 22岁以下未婚子女组成的家庭，其他家庭则代表了除独生子女家庭之外的所有类型的家庭。与 Could(2002)的研究类似，根据中国人的预期寿命对包含在等价尺度中的发展阶段和过渡阶段进行划分，家庭成员的四个发展阶段被定义为儿童或青少年(0＜aij≤ 17)、青年(22＜aij≤ 35)、中年(40＜aij≤ 55)和中老年(60＜aij≤70)，这些发展阶段的成人等价尺度设定为年龄的函数。五个过渡阶段被定为婴儿(aij＝0)、青年过渡阶段(17＜aij≤22)、中年过渡阶段(35＜aij≤40)、中老年过渡阶段(55＜aij≤60)和老年过渡阶段(aij＞70)，这些过渡阶段的成人等价尺度设定为固定值。需要说明的是，独生子女家庭成员包含儿童或青少年、青年和中年三个发展阶段以及三个过渡阶段(刚出生的婴儿、青年过渡阶段和中年过渡阶段)。依据上述家庭类型和家庭成员生命周期发展阶段，具体构建的Family成人等价尺度公式整理在表1中。

下面以计算独生子女家庭(0＜aij≤17)男性成员成人等价尺度公式为例说明表 1尺度公式表的由来。先设定如下假设：

Ⅰ.表示无论性别和所处家庭类型，刚出生婴儿的成人等价尺度设为 M1；

Ⅱ. 当a≥0时存在，并且当 17＜aij≤ 22、35＜aij≤40、55＜aij≤60、aij＞70时该一阶导数和二阶导都等于 0。

与 Tedford等(1986)使用的方法一样，年龄的三次样条函数表示为每个人的等价尺度。对于独生子女家庭 0＜aij≤17男性成员，设其成人等价尺度函数为如下的三次样条函数：

刚出生婴儿的成人等价为固定值M1，那么由尺度函数的连续性可以得出：

设独生子女家庭岁 17＜aij≤22男性成人等价为固定值 M2，由尺度函数的连续性可得出：

由前面的假设和函数的连续性可知，在年龄为 17岁时等于 0，得到如下等式：

联立式(4)和式(5)得到w21和w31，表示如下：

将式(6)和式(3)代入式(2)，并设 w11＝E11，那么独生子女家庭 0＜aij≤17男性成员的成人等价尺度式(2)表示为：

本文设定独生子女家庭35岁～40岁男性尺度M3为1，并作为参照标准人。相应的，M1、M2、F2、F3分别表示独生子女家庭一个刚出生的婴儿、一个17岁～22岁的男性、一个17岁～22岁的女性、一个35岁～40岁的女性的尺度，MM2、MM3、MM4、MM5、FF2、FF3、FF4、FF5分别表示其他类型家庭各个过渡阶段人口的尺度。参数 E11、E21、…、E44分别对应发展阶段成人等价尺度公式中的参数。从表 1可以看出，对于刚出生的婴儿，无论性别与家庭类型，其成人等价尺度都为公式(1)中的M1。

将表 1成人等价尺度中的所有尺度公式加总可得家庭的成人等价尺度 FAES，则FAES的构成形式可以表示为：

其中，年龄加权变量 VA、VB、…、VQQ 是把所有尺度公式加总，合并同类项后整理得到的结果，主要与家庭成员的年龄、性别、家庭类型等因素有关，具体合并汇总的公式在这里不展示①限于篇幅，这里未报告年龄加权变量的公式，感兴趣的读者可以向作者索取。。

表1 Family 成人等价尺度公式表

进一步与 Tedford 等(1986)的研究类似，把 FAES及其平方项放入到食物支出函数中，可以得到计算Family尺度的式(9)表示的支出模型。其中，平方项的加入用于解释可能存在的规模效应(Price，1970；Buse和 Salathe，1978；Tedford等，1986)。

在这里，lnE为家庭食物支出的对数值，lnincome为家庭可支配收入的对数值；afahratio 为在外食物支出占食物总支出的比例；work、race、refriger分别为户主是否工作、户主是否是汉族以及家庭是否存在冰箱虚拟变量；edu表示户主教育水平，分为初中及以下、高中或中专以及大专及其以上三个层次，初中及其以下为参照组；citysize表示家庭所处城市规模，分为小城市、中等城市和大城市，小城市为参照组；region表示区域变量，分为河北省、河南省、四川省、广东省和新疆省，新疆省为参照组。β0－β8，γ1－γ2，δ1－δ2，θ1－θ4是变量的系数，μ 是随机误差。在模型估计时，该模型运用非线性最小二乘法进行估计，同时保持FAES和FAES2中的相对应的未知参数相等。

三、数据说明与统计描述

本文使用的数据来自于 2009年中国国家统计局河北、河南、广东、四川及新疆五个省或自治区的城镇住户调查数据，剔除掉异常数据后剩余 11880个样本，其中河北省为 2466个，河南省为 2366个，广东省为 2947个，四川省为 2617个，新疆为 1504个。中国国家统计局收集的城镇住户调查数据在最近的研究中被广泛使用(Gould，2006；Zheng等，2011，2012)。因此，本文的数据来源具有较强的可靠性和代表性。

不同构成家庭之间的食物总支出存在差异。独生子女家庭的食物总支出为11902.45元，而其他类型家庭的食物总支出为11676.22元。

高教强国“中国模式”是立足中国高等教育实际的自主发展历程，有着区别于西方高等教育的独特发展逻辑，其主要特征是中国特色与全球视野的融合，体现出高教强国“中国模式”的中国和国际两个维度的时代价值。

家庭可支配收入是影响家庭食物支出的重要因素。独生子女家庭的平均家庭可支配收入为45056.04元，比其他类型家庭的平均家庭收入高821.30元。

冰箱的存在影响家庭对易腐和非易腐商品的购买选择，也影响购买商品的次数。91%,的样本家庭拥有冰箱。

户主的工作状况、民族以及教育水平也是影响家庭食物购买的重要因素。户主有工作的家庭在独生子女家庭中比例为96%,，而其他类型家庭中仅为59%,。在独生女家庭中，户主教育水平为大专及以上的家庭比例为 53%,，而在其他类型家庭中比例为36%,。家庭所处城市的城镇化水平影响家庭购买食物的便利性，进而影响家庭食物支出水平。本文使用城市规模水平变量反映家庭所处城市的城镇化水平，按城市规模大小分为大城市、中等城市和小城市三个层次。从统计描述中可以看出，独生子女家庭有15%,的家庭生活在大城市，而其他家庭有13%,的家庭生活在大城市。

表2 变量统计描述

四、结果分析

（一）模型估计结果分析

根据11880个样本数据，运用非线性最小二乘法对计算Family尺度的支出模型进行估计，支出函数式(8)和成人等价尺度式(9)的参数估计结果整理在表3和表4中。

从表3可以看出，与模型一相比，模型二加入了家庭可支配收入对数的平方，该变量在模型二中统计显著；与模型三相比，模型二加入了在外食物支出比例变量，该变量在模型中统计显著。而且，从三个模型的选择标准 IIA结果来看，模型二的 IIA值最高，表明模型二拟合得更好。因此，本文将分析模型二的估计结果以及根据模型二估计出的成人等价尺度参数。

从表 3可以看出，除了户主教育水平是否是高中或中专变量系数之外，模型二的支出模型中的变量的估计系数全部显著。在表 4的成人等价尺度参数估计结果中，16个成人等价尺度变量的系数估计值统计显著。其中，独生子女家庭过渡阶段对应的 4个年龄加权变量VA、VB、VF和VG中有3个变量的系数估计值统计显著，其他类型家庭过渡阶段对应的8个年龄加权变量 VBB、…、VII的系数全部统计显著，可见模型二的估计较好。本文又利用似然比检验了家庭成人等价尺度平方项是否显著，结果表明LR统计量为18.06，统计显著性水平为1%,，因此支出函数应该加入家庭成人等价尺度平方项。

家庭结构显著正向影响家庭食物支出水平。家庭成人等价尺度变量的系数为0.259，显著性水平为 1%,。然而，Gould(2002)利用 TCH 尺度估计的中国城镇家庭成人等价尺度变量的系数为 0.0557，造成此结果差异的原因可能是使用数据以及建立的成人等价尺度存在差异。家庭成人等价尺度平方项系数为－0.051，显著性水平为 10%,，表明食物消费存在家庭规模效应，这与已有研究的结论保持一致(Tedford等，1983；1986)。

在外食物支出正向影响家庭食物支出。在外食物支出比例变量的系数为 0.486，显著性水平为1%,。家庭拥有冰箱正向影响家庭食物支出，这与Gould(2002)的结论保持一致。户主工作变量的系数为－0.055，但是其数值较小，表明户主有工作的家庭与户主没有工作的家庭相比，食物支出相对较少。户主教育水平为大专及以上水平变量的系数为－0.047，显著性水平都为 1%,，表明户主教育水平是大专及以上的家庭相对于户主教育水平是初中及以下的家庭在家食物消费相对较少。

变量 VA、VB、VF、VG 以及 VBB、VCC、…、VII的系数提供了两类家庭中 12个过渡阶段的个人相对于标准人(独生子女家庭35岁～40岁男性成员)对家庭食物支出的影响。其中，独生子女家庭男性三个发展阶段的成人等价尺度参数为M1、M2、M3，对应年龄加权变量分别为 VA、VB、VC；独生子女家庭女性三个发展阶段的成人等价尺度参数为 M1、F2、F3，对应的年龄加权变量分别为 VA、VF、VG。由于刚出生的婴儿，无论性别和家庭类型其成人等价尺度都为 M1，又标准人成人等价尺度参数 M3设定为 1，因此，独生子女家庭过渡阶段对应的估计参数有四个，分别为 VA、VB、VF、VG 的系数估计，如表 4所示。年龄加权变量 VB的系数 M2为 1.975，表示处在独生子女家庭中的17岁～22岁男性的在家食物支出比标准人多97.5%,；年龄加权变量VBB的系数MM2为 0.498，表示处在其他类型家庭中的 17岁～22岁男性的食物支出比标准人少50.2%,。这也表明，独生子女家庭 17岁～22岁男性与其他类型家庭同龄男性相比，食物支出相对较多。

表3 支出模型参数估计结果

表4 基于模型二的成人等价尺度参数估计结果

（二）食物支出成人等价尺度变化趋势分析

本文根据表4的尺度参数估计结果和表1的Family成人等价尺度公式测算出不同人口的食物支出成人等价尺度演变图和平均家庭规模，结果整理在图1和表5中。

从独生子女家庭成员的成人等价尺度变化看，男性食物支出成人等价尺度从 1岁开始上升，在 7岁时达到最大值，随后一直下降，29岁之后呈上升趋势，并在 35岁～40岁期间趋于稳定，40岁之后开始下降。女性食物支出成人等价在 27岁之前与男性的成人等价尺度基本一致。在27岁之后成人等价数值仍然呈下降趋势，40岁之后，食物支出成人等价开始呈上升趋势，并在 45岁左右达到极值，随后下降到很低的水平，Could(2002)和Sabates等(2001)也发现了类似的趋势。

从独生子女家庭的成人等价整体趋势来看，独生子女家庭中年龄在0岁～17岁的人群成人等价相对其他年龄段人群较高，表明该年龄段人群的食物支出相对较高，可能的原因是独生子女家庭对孩子的营养和健康比较重视，倾向于购买价值较高的食品，进而增加了该年龄段人群的食物支出。从两类家庭成人等价尺度演变图的比较来看，与其他家庭构成的家庭成员的食物支出成人等价尺度相比，独生子女家庭成员的成人等价尺度值相对较大，这种差异尤其体现在17岁以下家庭成员的尺度结果中，这也符合中国家庭发展的现状。

从其他家庭的成人等价趋势图中，随着年龄的增长，60岁以上老年人的食物支出先增后减，特别是 65岁以后下降趋势明显，这与 Could(2002)测算的不同年龄的成人等价尺度演变图类似。可能的原因是随着年龄的增大，60岁以上的老人可能偏好质量较高、较安全的食物，增加了食物支出。然而，随着年龄的进一步增加，65岁以上老年人的食物支出将会迅速下降到很低的水平，暗示着随着65岁以上老年人的持续增加，老龄化会推动社会食物消费的减少(Liu等，2015)。

图1 不同家庭成员的食物支出成人等价变化

表5 以不同标准表示的家庭规模的比较

以食物支出成人等价与以家庭人口数量表示的平均家庭规模之间存在差异。在全部样本家庭中，以食物支出成人等价尺度表示的平均家庭规模为 2.206，而以人口总数表示的平均家庭规模为 2.985。在独生子家庭中以上两个数值为 3.818和 3。在其他家庭中以上两个数值为1.299和2.976。出现差异的原因是以成人等价尺度表示的家庭规模考虑到了家庭成员性别年龄结构以及家庭类型的差异，而家庭人口总数背后的假设是每个家庭成员无差别(Deaton和Muellbauer，1980)。鉴于这种优势，家庭成人等价尺度具有重要意义，可以应用到家庭间福利的比较、贫困线的制定等领域(Muellbauer，1975；Blaylock 和 Smallwood，1986；Citzler等，1988；Meenakshi和 Ray，2002)。

（三）弹性结果分析

这里基于全部样本估计了家庭食物支出对每个变量的弹性，并分省份测算了家庭食物支出对家庭成人等价尺度变量和在外食物支出比例变量的平均弹性，基于模型二测算的结果整理在表6中。

从家庭成人等价尺度弹性来看，家庭成人等价尺度变量的弹性为 0.075，表明当家庭成人等价增加 1%,时，家庭食物支出增加 0.075%,，与 Gould(2002)估计的在家食物支出对家庭成人等价尺度弹性 0.456相比较小。研究结论符合恩格尔第二定律。恩格尔第二定律揭示了食物的恩格尔曲线会随着家庭规模的扩大向外移动，因此带来家庭福利的下降，表明在家庭人均收入保持不变的情况下，家庭规模与家庭食物支出份额之间是正向关系(Perali，2008)。可见，本文对家庭成人等价尺度弹性的估计符合恩格尔第二定律。

从收入弹性来看，根据模型二计算的收入弹性为 0.536，表明当收入变化 1%,，食物消费支出变化0.536%,，与Gould(2002)计算的中国城镇居民家庭食物支出的收入弹性0.197相比较大。

家庭是否存在冰箱虚拟变量的弹性为 0.055，表明拥有冰箱的家庭食物支出相对较多。户主是否工作变量的弹性为－0.053，表明户主有工作的家庭食物支出相对较少。是否是汉族变量的弹性为－0.071，表明户主是汉族的家庭食物支出相对较少。户主教育水平是否是大专及以上水平变量和是否是高中或中专水平变量的弹性分别为－0.046和－0.011，表明户主教育水平为大专及以上和户主教育水平为高中或中专的家庭比户主教育水平为初中及以下的家庭相比食物支出相对较少。

表6 变量弹性结果

大城市和中等城市虚拟变量的弹性分别为 0.079和 0.047，表明与小城市相比，居住在大城市和中等城市的家庭食物支出相对较多。在区域虚拟变量上，家庭是否在河北省和是否在河南省的弹性为负，分别为－0.109和－0.085，表明相对于新疆的家庭，河北省和河南省的家庭食物支出相对较少。家庭是否在广东省和是否在四川省的弹性为正，分别为 0.445和 0.240，表明相对于新疆的家庭，广东省和四川省的家庭食物支出相对较多。

进一步从表6不同省份的弹性来看，家庭成人等价尺度变量的弹性存在较大区域差异。其中，河北省和四川省该变量的弹性最大，都为0.092；广东省的弹性最小，为0.034。在外食物支出比例变量的弹性也存在区域差异。在外食物支出比例对家庭食物支出有正向影响，广东省该变量的弹性值最大，为0.092；河北省的弹性值最小，为0.061。

五、结 论

本研究基于 11880个城镇住户调查样本数据，在食物消费模型中引入整合个人生命周期和家庭生命周期的系统性综合特征的家庭成人等价尺度，实证分析食物消费影响因素，尤其是测度了家庭成人等价尺度对食物消费的影响，揭示了不同家庭成员的食物消费成人当量的变化趋势。本研究的结论和启示如下。

家庭结构和收入是影响城镇居民食物消费的重要因素，有必要在食物分析中引入基于个人和家庭生命周期建立的成人等价尺度。食物支出的成人等价尺度弹性为0.075，表明食物支出成人等价与食物消费支出之间是正向关系，符合恩格尔第二定律，当家庭成人等价增加1%时，家庭食物支出增加0.075%。

从其他影响因素的弹性结果来看，家庭收入、在外食物支出、家庭是否拥有冰箱以及城镇化水平的弹性为正，表明这些因素正向影响城镇居民家庭食物支出；户主教育水平是否为大专及以上、户主工作和民族变量的弹性为负，表明这些因素负向影响城镇居民家庭食物支出。

从成人等价尺度测算结果可以看出，与其他家庭构成的家庭成员相比，独生子女家庭成员的食物支出成人等价尺度相对较高，这种差异对于 17岁以下的孩子尤为明显，这与中国居民家庭的发展状况相符合。随着年龄的增长，60岁以上老年人的食物支出成人等价尺度先增后减，特别是 65岁以后下降趋势明显，暗示着随着 65岁以上老年人的持续增加，老龄化会促使社会食物消费减少。

根据食物支出测算的家庭成人等价尺度具有重要的现实意义。以成人等价尺度表示的家庭规模，考虑到了家庭成员性别年龄结构以及家庭类型的差异，而家庭人口总数背后的假设是每个家庭成员是无差别的，因此，利用家庭成人等价尺度折算人均意义上的食物支出能够反映家庭结构的差异，可以利用这种人均意义上的食物支出进行家庭间食物消费水平的比较，也可以应用到家庭间福利的比较、贫困线的制定等。

本研究结论暗示着随着老龄化的加剧、老年人与年轻人在食物支出上的差异以及家庭结构的变迁，未来食物需求预测和模拟应该根据这些变化和差异做出相应调整，这将有助于粮食安全政策和农产品加工行业发展战略的制定。同时，考虑到由于生育政策等内在制度因素的影响，中国城镇居民的家庭结构正在发生巨大变化，因此未来中国食物需求的研究应该利用成人等价尺度的方法分析家庭结构特征的影响，这将为提高未来食物需求预测的精准度、贫困线的有效测量以及家庭间福利的准确比较提供依据。

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