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摘要：为了考察我国农村居民的猪肉需求弹性，运用扩展型线性支出系统模型，结合2003—2014年14个省份的面板数据，分别测算了2003—2006年、2007—2010年、2011—2014年3个周期的猪肉自价格弹性、交叉价格弹性、收入弹性。结果表明，猪肉需求自价格弹性绝对值低于其他食品，且三大周期中2007—2010年的自价格弹性最小；猪肉对其他5种食品的交叉价格弹性在3个周期中均接近于0；除蔬菜以外，猪肉的平均收入弹性普遍低于其他食品。农村居民对其他食品的价格变化比猪肉更敏感，其他食品的价格变化对猪肉需求变化影响也不大，而且农村居民在收入增长达到一定程度后更倾向购买其他食品。
关键词：猪肉消费；需求弹性；扩展型线性支出系统
中图分类号： F323.7文献标志码： A
文章编号：1002-1302（2017）15-0335-04
随着经济的快速发展以及农村居民生活水平的提高，我国农村食品消费结构开始发生转变，肉类逐步从奢侈品转变为居民消费的必需品[1]，尤其是猪肉成为了居民肉类消费的首选。2000—2010年，我国农村居民的猪肉平均消费量占6类畜产品消费的53.22%[2]。近年来，我国猪肉消费比重逐年降低，牛肉、羊肉和禽肉的消费比重逐年增加[3]。关于农村食品消费结构转变的原因，许多学者进行了研究。其中，收入变化被普遍认为是主要因素之一[3-5]。张玉梅等研究发现，收入增加有助于农村居民食物消费结构优化和多样化[5-6]。尚旭东等认为，不同收入组居民的食物消费结构存在明显差异[2，7]。张玉梅等发现，收入对居民食物消费需求的影响逐年下降，只有价格始终对居民食物消费产生重要影响[8]。周曙东通过LA/AIDS模型测算出江苏省的猪肉需求价格弹性为-0.89[6]。穆月英测算出河北省、浙江省的猪肉Marshall价格弹性系数分别为0.206 9、-0.407 6[9]。张明杨等通过拓展的QUAIDS模型探讨了我国不同收入阶层的农村居民食品消费结构，结果表明，随着收入的增长，农村居民的猪肉支出弹性下降[10]。目前绝大部分研究只是将弹性作为研究居民消费结构或消费行为变化的定量指标[10-14]，缺乏对猪肉需求弹性本身的分析与讨论。同时现有研究所涉及的猪肉需求弹性都只涉及某一年或某一地区，缺乏对猪肉需求弹性的动态横向比较。基于此，本研究基于2003—2014年14个省的面板数据，运用扩展型线性支出系统（ELES）对猪肉需求的自价格弹性、交叉价格弹性和收入弹性进行具体测算和周期性比较，并解释弹性的经济含义[15]，旨在为完善猪肉价格宏观调控提供理论依据。
1数据来源与描述性分析
1.1数据来源
由于缺少部分省份连续多年的农村居民家庭人均食品消费量数据，本研究主要收集2003—2014年14个省份的农村居民家庭人均纯收入、各类食品的人均消费量以及相应的价格数据。由于从2013年起，国家统计局将农村居民收入项目调整为可支配收入，本研究中2013—2014年农村居民家庭人均纯收入用农村居民家庭人均可支配收入替代。由于农村居民已不再需要上交农业税金以及交纳的非商业性费用较少，农村居民家庭人均可支配收入与农村居民家庭人均纯收入差异不大。各类食品的人均支出由公式Vi=Pi×Qi算出，其中Pi指各类食品的年均价格，来自于《中国农产品价格调查年鉴》（以下简称《价格年鉴》）；Qi为各类食品的年人均消费量，来源于14个省份的统计年鉴。本研究将猪肉价格视为猪肉的消费价格，将牛肉、羊肉的平均价格视为牛肉、羊肉的消费价格，将草鱼、鲤鱼、鲢鱼、带鱼的平均价格作为水产品的消费价格，将鸡与鸡蛋的价格分别作为禽肉与蛋类的消费价格，将大白菜、黄瓜、西红柿、菜椒、四季豆的平均价格作为蔬菜的消费价格。生猪价格的周期波动时间为35～45个月[16]。本研究将2003—2014年的猪肉价格划分为3个周期，其中2003—2006年为周期Ⅰ，2007—2010年为周期Ⅱ，2011—2014年为周期Ⅲ，并将2003—2014年称为猪肉价格波动的全周期。
1.2变量的描述性分析
由表1可知，2003—2014年我国农村居民家庭对6类食品的人均支出共946.87元，约占农村居民家庭人均年收入的15.44%，其中猪肉与蔬菜的消费支出最多，共计686.36元，约占6类食品总支出的2/3。虽然周期Ⅲ的猪肉人均支出是周期Ⅰ的2倍多，但其支出占收入的比例却从周期Ⅰ的63%下降为周期Ⅲ的4.6%。猪肉的人均支出占6类食品总支出的比例也逐渐减少，说明2003—2014年我国农村居民的生活水平稳步提升，居民食品消费结构发生了改变。
2研究方法与模型设定
现有文献对需求弹性的测算大多使用线性支出系统（LES）、扩展型线性支出系统（ELES）、近似理想需求系统（AIDS）、收入分层的近似理想需求系统（QUAIDS）等模型，其中，ELES、AIDS 模型都是在消费者满足理性假说的前提下，从特定的效用函数出发，求解消费者的支出选择。本研究选择扩展型线性支出系统（ELES）的原因主要包括：一是与其他模型相比，ELES能测算出自價格弹性、交叉价格弹性以及收入弹性等3种弹性，这有利于深入分析其他类食品的价格变化对猪肉需求的影响，以及居民收入增加对猪肉需求的影响等；二是ELES适用截面数据进行参数估计，这有利于对不同周期的弹性进行测算和比较；三是ELES模型在参数估计时无须任何有关价格的信息，更加适合猪肉需求弹性测算研究[17]。
ELES模型假定某一时期内，人们对各种商品或服务的需求量取决于人们的收入和各种商品的价格，而且人们对各种商品的需求分为基本需求和超额需求2个部分，并且基本需求与收入水平无关，因此居民在基本需求得到满足后会将剩余收入按照某种边际消费倾向安排各种非基本消费支出。ELES的基本计算公式如下： [JZ（]PiQi=PiXi βi（Y-∑PiXi）。[JZ）][JY]（1）
其中，Pi为第i种商品价格；Qi为第i种商品实际需求量；PiQi表示第i种商品的总消费金额；Xi为第i种商品的基本需求量；PiXi表示基本消费总额；Y为居民收入；βi表示居民家庭的超额需求系数，又称边际消费倾向。∑PiXi表示居民对所有消费品的基本消费金额的总和，βi（Y-∑PiXi）则表示居民对第i种商品的超额需求。因此，公式（1）的意思为第i种商品实际消费金额等于居民对该商品的基本消费加上对该商品的超额需求。
其中，i表示省份，t表示年份，k表示某类食品，y表示各种食品的人均支出，μik表示模型的误差项。分别用猪肉人均支出、牛羊肉人均支出、禽肉人均支出、蛋类人均支出、水产品人均支出、蔬菜人均支出对农村居民人均年收入进行模型固定效应估计。由表2可知，在全周期内（2003—2014年），猪肉的边际消费倾向为0.031 3，说明农村居民家庭人均年收入每增加1 000元，猪肉消费将增加31.3元。此外，周期Ⅰ（2003—2006年）、周期Ⅱ（2007—2010年）、周期Ⅲ（2011—2014年）的猪肉边际消费倾向分别为0.060 5、0.006 1、0.015 8，除周期Ⅱ的βi值不显著外，周期Ⅰ、周期Ⅲ的βi值均通过了1%显著性检验。
3.2自价格弹性测算
将回归得到的βi与αi分别代入式（7）、（8），可得猪肉、牛羊肉、禽肉、蛋类、水产品、蔬菜的需求自价格弹性。如表3
所示，2003—2014年猪肉的平均自价格弹性为-0.571 1，说明当猪肉价格提高1%时，农村居民的猪肉需求会减少 0.571 1%。3个周期里猪肉的需求自价格弹性分别为 -0.837 1、-0.104 6、-0.331 6。周期Ⅱ的弹性要明显小于周期Ⅰ、周期Ⅲ，可能是由于周期Ⅱ的βi不能通过10%的显著性水平检验，即周期Ⅱ的农户人均收入对猪肉人均支出没有显著影响，因此造成周期Ⅱ的猪肉需求自价格弹性偏低。在全周期（2003—2014年）里，猪肉的自价格弹性绝对值相比牛羊肉、禽肉和水产品要小，说明农村居民对这几类食品的价格变化要比猪肉更加敏感。这是因为在我国农村的传统饮食中，猪肉一直是居民餐桌中的必备菜品，而牛羊肉、禽肉、水产品等则是在人们生活水平不断提高后才逐渐增加的消费。一般情况下，当牛羊肉、禽肉或水产品的价格上升时，人们对它们的需求便会迅速减少。
3.3交叉价格弹性测算
将回归得到的βi与αi分别代入式（7）、（9），可得猪肉需求对5类食品的交叉价格弹性。如表4所示，在全周期内（2003—2014年），猪肉对牛羊肉、禽肉、蛋类、水产品、蔬菜的交叉弹性分别为0、0、-0.002 7、-0.002 1、-0.001 8，说明当以上5类食品价格上涨100%时，猪肉需求的变化将分别为0、0、-0.27%、-0.21%、-0.19%。然而，在实际生活中，食品的平均价格在短期内不可能上涨100%（排除恶性通货膨胀等极端情况），所以可认为猪肉对5种食品的交叉价格弹性接近于0，也就是说其他食品的价格变化对猪肉需求基本无影响。本研究结论与张火法等的研究结论[15]一致。
3.4收入弹性测算
同理，將回归得到的βi与αi分别代入式（7）、（10），可得猪肉需求收入弹性。由表5可知，在全周期内（2003—2014年），猪肉的需求收入弹性为0.597 6，说明当农村居民家庭人均年收入增加1%时，居民的猪肉消费将会增加0.597 6%。与其他食品比较，猪肉的收入弹性仅高于蔬菜，说明当农村居民的人均收入增加时，他们对其他类食品的需求增长速度明显大于猪肉、蔬菜。通过对比3个周期的收入弹性可知，周期Ⅱ、Ⅲ的猪肉收入弹性远小于周期Ⅰ，周期Ⅲ的牛羊肉、禽肉、蛋类、水产品、蔬菜的收入弹性则比周期Ⅰ要大，这可能与农村居民的收入变化有关。梁凡等研究我国城镇居民消费结构变化时发现，居民收入越高，其粮食收入弹性则越小[18]。纵观3个周期人均年收入数据可发现，农村居民在周期Ⅰ的人均年收入只有3 440.47元，周期Ⅱ、周期Ⅲ农村居民的人均年收入已增至5 515.7元、9 441.7元，已是周期Ⅰ的1.6、2.7倍。这说明在收入达到一定程度后，农村居民会偏向于将增加的收入更多用于购买其他食物如牛羊肉、鸡鸭肉、鱼虾等。
4结论与讨论
本研究基于2003—2014年14个省份的面板数据，运用扩展型线性支出系统（ELES）对猪肉需求自价格弹性、交叉价格弹性、收入弹性进行了具体测算。同时，为了对弹性进行纵向时间对比，本研究将2003—2014年分为3个猪肉波动周期，其中2003—2006年为周期Ⅰ，2007—2010年为周期Ⅱ，2011—2014年为周期Ⅲ，并将2003—2014年称为全周期。结果表明：全周期的猪肉需求自价格弹性为-0.571 1，周期Ⅱ的弹性要远小于周期Ⅰ、周期Ⅲ，这可能与周期Ⅱ的参数不能通过显著性检验有关。而且，受传统饮食习惯的影响，农村居民对其他食品的价格变化要比猪肉更敏感；猪肉对其他5种食品的交叉价格弹性接近于0，说明猪肉需求基本不受其他类食品价格的影响，这可能与目前我国农村居民家庭对其他食品的消费不足有关；全周期的猪肉需求收入弹性为0597 6，低于除蔬菜以外的其他食品。对比3个周期的收入弹性可知，周期Ⅲ的猪肉需求收入弹性比周期Ⅰ小，其他食品的收入弹性则比周期Ⅰ要大。这可能是因为周期Ⅲ的农村居民人均年收入要远高于周期Ⅰ，当收入达到一定水平后，农村居民将偏向于增加其他食品的支出以丰富食物消费。
本研究主要特色在于通过构造面板数据，运用ELES模型开展分析，并对2003—2014年3个猪肉周期的需求弹性进行纵向对比，研究视角和研究方案的设计上具有一定的创新性。但本研究依然存在需要完善的地方：一是宏观统计数据可能会掩盖微观主体的消费特征，这是因为以省份作为弹性测算的基本单位会使测算结果只能用于描述各省的平均猪肉消费弹性，而不能更具体地刻画农村居民个体的猪肉消费情况；二是周期划分可能会掩盖单一年份的弹性现状。因此笔者认为，下一步研究可从全国各省份随机抽取农村与城市住户，并连续多年收集其人均年收入和各类食品的人均年支出等数据。在样本数据充足的情况下，可直接测算每年的猪肉需求弹性，并观察每年变化情况。 参考文献：
[1]王志刚. 探索农村食品消费结构的转变规律——嵌入时间路径的LA/AIDS模型的应用[J]. 数量经济技术经济研究，2012（1）：50-64.
[2]尚旭东，李秉龙. 我国城乡居民畜产品消费特征与问题分析——基于消费结构与收入差距视角[J]. 生态经济，2012（6）：45-52.
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[8]张玉梅，徐鑫，李志强. 食物消费需求的动态分析——基于农村居民住户调查数据[J]. 消费经济，2012（5）：17-20.
[9]穆月英. 我国农村居民食品消费需求系统分析——侧重于地区比较[J]. 经济问题，2007（10）：70-73.
[10]张明杨，章棋. 农村居民食品消费结构的转变研究——一个解决支出约束和嵌入人口统计学特征的QUAIDS模型的应用[J]. 消费经济，2015（6）：27-33.
[11]姜百臣. 中国农村居民食品消费需求实证分析——基于吉林省的微观消费数据[J]. 中国农村经济，2007（7）：37-44.
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[15]张火法，许关桐. 我国沿海发达地区城乡居民猪肉需求弹性分析[J]. 数量经济技术经济研究，1997（8）：48-51.
[16]毛学峰，曾寅初. 基于时间序列分解的生猪价格周期识别[J]. 中国农村经济，2008（12）：4-13.
[17]臧旭恒，孙文祥. 城乡居民消费结构：基于ELES模型和AIDS模型的比较分析[J]. 山东大学学报（哲学社会科学版），2003（6）：122-126.
[18]梁凡，陆迁，同海梅，等. 我国城镇居民食品消费结构变化的动态分析[J]. 消费经济，2013（3）：22-26.
关键词：猪肉消费；需求弹性；扩展型线性支出系统
中图分类号： F323.7文献标志码： A
文章编号：1002-1302（2017）15-0335-04
随着经济的快速发展以及农村居民生活水平的提高，我国农村食品消费结构开始发生转变，肉类逐步从奢侈品转变为居民消费的必需品[1]，尤其是猪肉成为了居民肉类消费的首选。2000—2010年，我国农村居民的猪肉平均消费量占6类畜产品消费的53.22%[2]。近年来，我国猪肉消费比重逐年降低，牛肉、羊肉和禽肉的消费比重逐年增加[3]。关于农村食品消费结构转变的原因，许多学者进行了研究。其中，收入变化被普遍认为是主要因素之一[3-5]。张玉梅等研究发现，收入增加有助于农村居民食物消费结构优化和多样化[5-6]。尚旭东等认为，不同收入组居民的食物消费结构存在明显差异[2，7]。张玉梅等发现，收入对居民食物消费需求的影响逐年下降，只有价格始终对居民食物消费产生重要影响[8]。周曙东通过LA/AIDS模型测算出江苏省的猪肉需求价格弹性为-0.89[6]。穆月英测算出河北省、浙江省的猪肉Marshall价格弹性系数分别为0.206 9、-0.407 6[9]。张明杨等通过拓展的QUAIDS模型探讨了我国不同收入阶层的农村居民食品消费结构，结果表明，随着收入的增长，农村居民的猪肉支出弹性下降[10]。目前绝大部分研究只是将弹性作为研究居民消费结构或消费行为变化的定量指标[10-14]，缺乏对猪肉需求弹性本身的分析与讨论。同时现有研究所涉及的猪肉需求弹性都只涉及某一年或某一地区，缺乏对猪肉需求弹性的动态横向比较。基于此，本研究基于2003—2014年14个省的面板数据，运用扩展型线性支出系统（ELES）对猪肉需求的自价格弹性、交叉价格弹性和收入弹性进行具体测算和周期性比较，并解释弹性的经济含义[15]，旨在为完善猪肉价格宏观调控提供理论依据。
1数据来源与描述性分析
1.1数据来源
由于缺少部分省份连续多年的农村居民家庭人均食品消费量数据，本研究主要收集2003—2014年14个省份的农村居民家庭人均纯收入、各类食品的人均消费量以及相应的价格数据。由于从2013年起，国家统计局将农村居民收入项目调整为可支配收入，本研究中2013—2014年农村居民家庭人均纯收入用农村居民家庭人均可支配收入替代。由于农村居民已不再需要上交农业税金以及交纳的非商业性费用较少，农村居民家庭人均可支配收入与农村居民家庭人均纯收入差异不大。各类食品的人均支出由公式Vi=Pi×Qi算出，其中Pi指各类食品的年均价格，来自于《中国农产品价格调查年鉴》（以下简称《价格年鉴》）；Qi为各类食品的年人均消费量，来源于14个省份的统计年鉴。本研究将猪肉价格视为猪肉的消费价格，将牛肉、羊肉的平均价格视为牛肉、羊肉的消费价格，将草鱼、鲤鱼、鲢鱼、带鱼的平均价格作为水产品的消费价格，将鸡与鸡蛋的价格分别作为禽肉与蛋类的消费价格，将大白菜、黄瓜、西红柿、菜椒、四季豆的平均价格作为蔬菜的消费价格。生猪价格的周期波动时间为35～45个月[16]。本研究将2003—2014年的猪肉价格划分为3个周期，其中2003—2006年为周期Ⅰ，2007—2010年为周期Ⅱ，2011—2014年为周期Ⅲ，并将2003—2014年称为猪肉价格波动的全周期。
1.2变量的描述性分析
由表1可知，2003—2014年我国农村居民家庭对6类食品的人均支出共946.87元，约占农村居民家庭人均年收入的15.44%，其中猪肉与蔬菜的消费支出最多，共计686.36元，约占6类食品总支出的2/3。虽然周期Ⅲ的猪肉人均支出是周期Ⅰ的2倍多，但其支出占收入的比例却从周期Ⅰ的63%下降为周期Ⅲ的4.6%。猪肉的人均支出占6类食品总支出的比例也逐渐减少，说明2003—2014年我国农村居民的生活水平稳步提升，居民食品消费结构发生了改变。
2研究方法与模型设定
现有文献对需求弹性的测算大多使用线性支出系统（LES）、扩展型线性支出系统（ELES）、近似理想需求系统（AIDS）、收入分层的近似理想需求系统（QUAIDS）等模型，其中，ELES、AIDS 模型都是在消费者满足理性假说的前提下，从特定的效用函数出发，求解消费者的支出选择。本研究选择扩展型线性支出系统（ELES）的原因主要包括：一是与其他模型相比，ELES能测算出自價格弹性、交叉价格弹性以及收入弹性等3种弹性，这有利于深入分析其他类食品的价格变化对猪肉需求的影响，以及居民收入增加对猪肉需求的影响等；二是ELES适用截面数据进行参数估计，这有利于对不同周期的弹性进行测算和比较；三是ELES模型在参数估计时无须任何有关价格的信息，更加适合猪肉需求弹性测算研究[17]。
ELES模型假定某一时期内，人们对各种商品或服务的需求量取决于人们的收入和各种商品的价格，而且人们对各种商品的需求分为基本需求和超额需求2个部分，并且基本需求与收入水平无关，因此居民在基本需求得到满足后会将剩余收入按照某种边际消费倾向安排各种非基本消费支出。ELES的基本计算公式如下： [JZ（]PiQi=PiXi βi（Y-∑PiXi）。[JZ）][JY]（1）
其中，Pi为第i种商品价格；Qi为第i种商品实际需求量；PiQi表示第i种商品的总消费金额；Xi为第i种商品的基本需求量；PiXi表示基本消费总额；Y为居民收入；βi表示居民家庭的超额需求系数，又称边际消费倾向。∑PiXi表示居民对所有消费品的基本消费金额的总和，βi（Y-∑PiXi）则表示居民对第i种商品的超额需求。因此，公式（1）的意思为第i种商品实际消费金额等于居民对该商品的基本消费加上对该商品的超额需求。
其中，i表示省份，t表示年份，k表示某类食品，y表示各种食品的人均支出，μik表示模型的误差项。分别用猪肉人均支出、牛羊肉人均支出、禽肉人均支出、蛋类人均支出、水产品人均支出、蔬菜人均支出对农村居民人均年收入进行模型固定效应估计。由表2可知，在全周期内（2003—2014年），猪肉的边际消费倾向为0.031 3，说明农村居民家庭人均年收入每增加1 000元，猪肉消费将增加31.3元。此外，周期Ⅰ（2003—2006年）、周期Ⅱ（2007—2010年）、周期Ⅲ（2011—2014年）的猪肉边际消费倾向分别为0.060 5、0.006 1、0.015 8，除周期Ⅱ的βi值不显著外，周期Ⅰ、周期Ⅲ的βi值均通过了1%显著性检验。
3.2自价格弹性测算
将回归得到的βi与αi分别代入式（7）、（8），可得猪肉、牛羊肉、禽肉、蛋类、水产品、蔬菜的需求自价格弹性。如表3
所示，2003—2014年猪肉的平均自价格弹性为-0.571 1，说明当猪肉价格提高1%时，农村居民的猪肉需求会减少 0.571 1%。3个周期里猪肉的需求自价格弹性分别为 -0.837 1、-0.104 6、-0.331 6。周期Ⅱ的弹性要明显小于周期Ⅰ、周期Ⅲ，可能是由于周期Ⅱ的βi不能通过10%的显著性水平检验，即周期Ⅱ的农户人均收入对猪肉人均支出没有显著影响，因此造成周期Ⅱ的猪肉需求自价格弹性偏低。在全周期（2003—2014年）里，猪肉的自价格弹性绝对值相比牛羊肉、禽肉和水产品要小，说明农村居民对这几类食品的价格变化要比猪肉更加敏感。这是因为在我国农村的传统饮食中，猪肉一直是居民餐桌中的必备菜品，而牛羊肉、禽肉、水产品等则是在人们生活水平不断提高后才逐渐增加的消费。一般情况下，当牛羊肉、禽肉或水产品的价格上升时，人们对它们的需求便会迅速减少。
3.3交叉价格弹性测算
将回归得到的βi与αi分别代入式（7）、（9），可得猪肉需求对5类食品的交叉价格弹性。如表4所示，在全周期内（2003—2014年），猪肉对牛羊肉、禽肉、蛋类、水产品、蔬菜的交叉弹性分别为0、0、-0.002 7、-0.002 1、-0.001 8，说明当以上5类食品价格上涨100%时，猪肉需求的变化将分别为0、0、-0.27%、-0.21%、-0.19%。然而，在实际生活中，食品的平均价格在短期内不可能上涨100%（排除恶性通货膨胀等极端情况），所以可认为猪肉对5种食品的交叉价格弹性接近于0，也就是说其他食品的价格变化对猪肉需求基本无影响。本研究结论与张火法等的研究结论[15]一致。
3.4收入弹性测算
同理，將回归得到的βi与αi分别代入式（7）、（10），可得猪肉需求收入弹性。由表5可知，在全周期内（2003—2014年），猪肉的需求收入弹性为0.597 6，说明当农村居民家庭人均年收入增加1%时，居民的猪肉消费将会增加0.597 6%。与其他食品比较，猪肉的收入弹性仅高于蔬菜，说明当农村居民的人均收入增加时，他们对其他类食品的需求增长速度明显大于猪肉、蔬菜。通过对比3个周期的收入弹性可知，周期Ⅱ、Ⅲ的猪肉收入弹性远小于周期Ⅰ，周期Ⅲ的牛羊肉、禽肉、蛋类、水产品、蔬菜的收入弹性则比周期Ⅰ要大，这可能与农村居民的收入变化有关。梁凡等研究我国城镇居民消费结构变化时发现，居民收入越高，其粮食收入弹性则越小[18]。纵观3个周期人均年收入数据可发现，农村居民在周期Ⅰ的人均年收入只有3 440.47元，周期Ⅱ、周期Ⅲ农村居民的人均年收入已增至5 515.7元、9 441.7元，已是周期Ⅰ的1.6、2.7倍。这说明在收入达到一定程度后，农村居民会偏向于将增加的收入更多用于购买其他食物如牛羊肉、鸡鸭肉、鱼虾等。
4结论与讨论
本研究基于2003—2014年14个省份的面板数据，运用扩展型线性支出系统（ELES）对猪肉需求自价格弹性、交叉价格弹性、收入弹性进行了具体测算。同时，为了对弹性进行纵向时间对比，本研究将2003—2014年分为3个猪肉波动周期，其中2003—2006年为周期Ⅰ，2007—2010年为周期Ⅱ，2011—2014年为周期Ⅲ，并将2003—2014年称为全周期。结果表明：全周期的猪肉需求自价格弹性为-0.571 1，周期Ⅱ的弹性要远小于周期Ⅰ、周期Ⅲ，这可能与周期Ⅱ的参数不能通过显著性检验有关。而且，受传统饮食习惯的影响，农村居民对其他食品的价格变化要比猪肉更敏感；猪肉对其他5种食品的交叉价格弹性接近于0，说明猪肉需求基本不受其他类食品价格的影响，这可能与目前我国农村居民家庭对其他食品的消费不足有关；全周期的猪肉需求收入弹性为0597 6，低于除蔬菜以外的其他食品。对比3个周期的收入弹性可知，周期Ⅲ的猪肉需求收入弹性比周期Ⅰ小，其他食品的收入弹性则比周期Ⅰ要大。这可能是因为周期Ⅲ的农村居民人均年收入要远高于周期Ⅰ，当收入达到一定水平后，农村居民将偏向于增加其他食品的支出以丰富食物消费。
本研究主要特色在于通过构造面板数据，运用ELES模型开展分析，并对2003—2014年3个猪肉周期的需求弹性进行纵向对比，研究视角和研究方案的设计上具有一定的创新性。但本研究依然存在需要完善的地方：一是宏观统计数据可能会掩盖微观主体的消费特征，这是因为以省份作为弹性测算的基本单位会使测算结果只能用于描述各省的平均猪肉消费弹性，而不能更具体地刻画农村居民个体的猪肉消费情况；二是周期划分可能会掩盖单一年份的弹性现状。因此笔者认为，下一步研究可从全国各省份随机抽取农村与城市住户，并连续多年收集其人均年收入和各类食品的人均年支出等数据。在样本数据充足的情况下，可直接测算每年的猪肉需求弹性，并观察每年变化情况。 参考文献：
[1]王志刚. 探索农村食品消费结构的转变规律——嵌入时间路径的LA/AIDS模型的应用[J]. 数量经济技术经济研究，2012（1）：50-64.
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