تقاضای غذای خارج از خانه خانوارهای ایرانی: کاربردی از الگوی دابل- هاردل با تبدیل باکس- کاکس

مدلسازی اقتصادی

مقاله 4، دوره 9، شماره 32، بهمن 1394، صفحه 65-85   

نوع مقاله: پژوهشی

نویسندگان

حسن فرازمند^{* 1}؛ حمیدرضا حلافی²

¹دانشیار اقتصاد دانشگاه شهید چمران اهواز

²مربی اقتصاد دانشگاه علوم و فنون دریایی خرمشهر

چکیده

چکیده هدف این مقاله ارزیابی عوامل اقتصادی و دموگرافیکی موثر بر احتمال مشارکت و میزان مصرف خارج از خانه در چارچوب نظریه تولید - مصرف خانگی بکر(1965) است. در این راستا از الگوی دابل هاردل با تبدیل باکس- کاکس و داده‌های آماری درآمد- ‌هزینه خانوار شهری و روستایی کشور در سال 1391 بهره‌برداری شده است. یافته‌ها نشان می‌دهد اثرات متغیرهای توضیحی بر احتمال مشارکت و هزینه غذای خارج از خانه گاه همسو و گاه متناقض بوده است. در حالی که بعد خانوار و سطح تحصیلات آن به ترتیب با کشش‌های منفی و مثبت، اثرات همسو دارند. متوسط سن خانوار، اثر دوگانه‌ای در کشش‌های احتمال مشارکت و مصرف غذای خارج از خانه بر جای می‌گذارد.

کلیدواژه‌ها

طبقه‌بندی JEL: D11؛ D12؛ Q18 واژگان کلیدی: تقاضای غذای خارج از خانه؛ کشش احتمال مشارکت؛ کشش شرطی؛ کشش غیرشرطی مصرف؛ مدل باکس- کاکس دابل- هاردل

اصل مقاله

1. مقدمه

توسعه ارتباطات از طریق رسانه‏های گروهی و نفوذ این رسانه­ها در زندگی مردم موجب کم‌رنگ شدن مرزهای فرهنگی بین کشورها شده است. در این میان یکی از مولفه­های فرهنگی و اجتماعی که بیشترین تاثیر را از محیط اطراف خود پذیرفته و مدام در معرض تغییر و تحول بوده است، فرهنگ تغذیه است. با گسترش فناوری و تغییر شیوه زندگی و عادات مصرفی خانوارها، مصرف غذای خارج از خانه (FAFH)^[1] در رستوران‌ها و فست فودها نیز رواج زیادی پیدا کرده است و روز به روز به تقاضای آن افزوده شده است. در سال‌های اخیر، رشد و شهرت رستوران­ها و فست فودها در دنیا و استقبال مردم از آنان و رواج عادت صرف غذا در بیرون از منزل باعث تغییرات زیادی در سبک زندگی خانوارها شده است. تغییرات ساختاری اقتصادی و اجتماعی در جوامع کاهش تعداد اعضای خانوارها و رواج زندگی تک نفره، افزایش نسبت زنان در بازار کار و رشد تعداد نان­آوران خانوارها، اشتغال افراد در چند نوبت کاری و بالا رفتن هزینه فرصت تهیه غذا در منزل از مهمترین زمینه­های افزایش تعداد رستوران­ها، فست فودها و مراکز عرضه­کننده غذاهای آماده به ویژه در شهرهای بزرگ به شمار می‌روند.

کشورهای در حال توسعه به واسطه افزایش قابل توجه درآمدهای سرانه تغییرات عمده­ای را در روش­های تغذیه خود تجربه کرده­اند(آکبای، تیریاکی و گل،[2] 2007 و چانگ و ین[3]، 2010). هر چند نسبت مخارج غذا از کل مخارج خانوارها در این کشورها کاهش یافته است؛ لکن، روند مصرف غذا به سمت مصرف غذای خارج از خانه تغییر مسیر داده است (پینگالی[4]، 2006 و بای و همکاران[5]، 2013). در سطح جهانی نیز مصرف غذای خارج از خانه در دو دهه گذشته رشد محسوسی داشته است (مانسینو، تود و لین[6]، 2009 و لین و همکاران[7]، 2013).  در ایالات متحده سهم مخارج غذای خارج از خانه از کل مخارج غذای خانوارها از 32 درصد در سال 1980 به 3/41 درصد در سال 2010 افزایش داشته است (ین و همکاران[8]، 2012). در کشوری همچون تایوان این نسبت از 6 درصد در سال 1983 به 29 درصد در سال 2006 رسیده است. در چین این نسبت در سال 2010 به 8/22 درصد رسید. در حالی که در سال 1995 معادل 8/9 درصد بوده است (لین و همکاران[9]، 2013). این نسبت در اسپانیا به 25 درصد در سال 2002 و 30 درصد در سال 2006 افزایش یافته است (موتلو و گارسیا،[10] 2006).  به طور مشابه در ایتالیا در طول دوره 1973 تا 1996 از 3/2 درصد به 4/16 درصد رشد داشته است (مونتینی[11]، 2001). در مالزی بین سال­های 1973 لغایت 1999 نسبت مخارج غذای خارج از خانه از 6/4 به 9/10 درصد ترقی داشته است (هنگ و گوان[12]، 2007). ترکیه نیز با وجود کاهش سهم مخارج مواد غذایی نسبت به کل مخارج خانوار از 7/26 درصد در سال 2002 به 7/20 درصد در سال 2011 رسیده است، لکن مخارج غذای خارج از خانه از 4/4 درصد در سال 2005 به 4/5 درصد در سال 2010 افزایش داشته است (بوزوغلو و همکاران[13]، 2013). با بررسی وضعیت بودجه خانوار در کشور ایران نسبت هزینه­های رستوران به کل هزینه­های خوراکی و آشامیدنی خانوار از 34/6 درصد در سال 1377 به 29/9 درصد در سال 1385 و به 98/7 درصد در سال 1391 رسید.[14]

بر این اساس، این مقاله تلاش دارد تا ضمن بررسی روند مخارج غذای خارج از خانه خانوارهای ایرانی مهمترین عوامل اقتصادی، اجتماعی و جمعیتی موثر بر این مخارج و میزان تاثیر آن‏ها را شناسایی و کشش­های احتمال مشارکت و کشش­های مصارف شرطی و غیرشرطی را اندازه­گیری نماید. به طور یقین، نتایج این مطالعه به سیاست‌گزاران و تصمیم‌گیرندگان اقتصادی و اجتماعی کشور امکان برنامه‌ریزی مناسب برای بهبود الگوی تغذیه و به فعالان اقتصادی اتخاذ استراتژی‌های بازاریابی را می­دهد.

 

2. مبانی نظری تحقیق

در بسیاری از مطالعات از جمله مک کران و برانت[15]، 1987، ین[16]، 1993، موتلو و گارسیا، 2006 و لیو و همکاران[17]، 2012 از نظریه تولید­ ـ­­ مصرف خانگی بکر (بکر، 1965) برای بررسی تقاضای غذای خارج از خانه استفاده شده است. در این نظریه خانوار علاوه بر این که به عنوان یک واحد مصرف­کننده سعی می­کند تا مطلوبیت خود را افزایش دهد، می­تواند برخی از کالاهای مورد نیاز خود را نیز تولید نماید. در این فرآیند بر استفاده کارا از کالا­های عرضه شده در بازار، زمان و سرمایه انسانی به عنوان داده‏های حداکثرسازی مطلوبیت ناشی از مصرف کالاهای تولید شده در خانه تاکید می­شود. نظریه تولید ـ مصرف خانگی بکر الگویی از رفتار خانوار را در نظر می‌گیرد که هزینه فرصت تهیه غذا در خانه شامل قیمت مواد غذایی، انرژی، ارزش زمان تهیه غذا و کلیه فعالیت­های بعد از غذا خوردن از قبیل شستشوی ظروف و دفع زباله می­باشد. بر این اساس، یک خانوار باید تصمیم بگیرد که آن هزینه فرصت را بپردازد یا این که غذا را در خارج از خانه در رستوران­ها یا فست فودها صرف نماید. تصمیم در این خصوص بستگی به عوامل متعدد اقتصادی، اجتماعی و جمعیتی خانوارها دارد. قیمت‏ها، درآمدها، هزینه فرصت‏ها، محدودیت زمان و برخی از ویژگی‌های جمعیتی نظیر سن، جنس، محل سکونت، نژاد، سطح سواد و بُعد خانوار از مهم­ترین این عوامل محسوب می‌شوند (استیوارت و همکاران[18]، 2004). بسیاری از خانوارها صرف غذا در خارج از خانه را نوعی استراحت می­دانند که با سطح درآمد آنها رابطه مستقیم دارد (مک کراکن و برانت، 1987). همچنین خانوارها مخارج بیشتری را صرف غذای خارج از خانه می‌کنند، زمانی که شغل و حرفه آنها ایجاب می‌کند زمان بیشتری را در بیرون از خانه سپری نمایند (بیرن و همکاران[19]، 1998). تعداد افراد یک خانوار نیز می­تواند بر این مخارج تاثیر بگذارد، هرچه بُعد خانوار بزرگتر باشد تهیه غذا در خانه اقتصادی­تر می­شود این موضوع باعث می­شود تا خانوارهای تک نفره هزینه فرصت صرف غذا خارج از خانه کمتری در مقایسه با خانوارهای چند نفره داشته باشند، بنابراین مخارج این خانوارها بیشتر است (مک کراکن و برانت، 1987). ضمنا، خانوارهای با اعضای جوان‌تر در مقایسه با خانوارهای با میانگین سنی بالاتر تمایل بیشتری به مصرف غذا در خارج از خانه دارند (بیرن و همکاران، 1998).

در نظریه بکر هر خانوار سعی می‌کند تا مطلوبیت (u) خود را که تابعی ازh  کالری تولید شده توسط یک خانوار است را با فرض وجود محدودیت­های درآمد و زمان حداکثر نماید:

 (1)                                                                                Subject to:

 (2)                                                                (3)                                (4)               

 که در آن ؛  امین کالری تولید شده توسط خانوار،؛ کالری مصرفی به کار رفتـه در تولیـد کالـری ، ؛ کل زمـان در اختیـار خانـوار ام ()، ؛ زمان صرف شده توسط خانوار ام در تولید کالری ، ؛ نرخ دستمزد برای خانوار ام، ؛ زمان صرف شده توسط ام دربازار، ؛ کلیه درآمدهای غیر از درآمد ناشی از کار و ؛ قیمت کالری  می‌باشد. بر این اساس، تابع تقاضا برای  به صورت زیر خواهد بود:

(5)                                                  

 با در نظر گرفتن نقش غالب خانم‌ها در تهیه غذای خانوارها، مخارج صرف شده برای FAFH به صورت زیر به دست می‌آید:

 (6)                     (7)                                                       

که در آن،  درآمدهای برون‌زای خانوار، اندیس 2 نشان­دهنده خانم منزل و بردار متغیرهای جمعیتی و مجازی که انعکاس دهنده ناهمگنی در ترجیحات مصرفی افراد است.

 

 

3. مروری بر مطالعات انجام شده

بسیاری از تحقیقاتی که در خصوص مخارج غذای خارج از خانه انجام شده بر محدودیت­های درآمد و زمان بر این مخارج تاکید دارند. پروچسکا و اشریمپر^[20] (1973)، مک کراکن و برانت (1987)، گویلد و ویلارئال[21] (2006) و بای و دیگران (2010) در تحقیقات خود به اثر مثبت درآمد بر تقاضای غذای خارج از خانه دست یافتند. در مطالعات ین (1993) و سوبرن فرر و راشل^[22]، (1991) اثر معنادار ارزش زمان بر مخارج غذای خارج از منزل را شناسایی کردند.  نایگا و کاپس^[23] (1993) در تحقیق خود یافتند که با رشد نسبت حضور زنان در بازار کار، سهم مخارج غذای خارج از خانه نیز افزایش یافته است. میهالو پولوس و دموسیس^[24] (2001) و ستیورات و دیگران (2004) به شاخص رفاه به عنوان یک عامل توضیحی مهم در تابع تقاضای غذای خارج دست یافتند. در مطالعات دیگر، اثر متغیرهای اجتماعی و جمعیتی نظیر بعد خانوار، سن، تحصیلات، نژاد، موقعیت خانوار و منطقه سکونت نیز بر مخارج غذای خارج از خانه مورد بررسی قرار گرفت (کیاسی[25]، 1983؛ لی وبراون[26]، 1986و نایگا وکاپس، 1993).  مک کراکن و برانت (1987) و بیرن، کاپس و ساها[27] (1998) با استفاده از داده‌های دهه‌های 1970 و 1980 میلادی رابطه بین برخی از ویژگی­های کلیدی خانوارها و مخارج مصرف غذای خارج از خانه در انواع مختلف مکان­های عرضه­کننده غذا را بررسی کردند.  نایگا و کاپس (1993) نیز رابطه بین برخی از خصوصیات یک خانوار و تعداد وعده‌های صرف غذا خارج از خانه را در مکان‌های مختلف عرضه­کننده غذا را مورد کنکاش قرار دادند. گاله[28] (2006) با اطمینان ده درصد بالاترین طبقه درآمدی خانوارهای شهری چین، مخارج غذای خارج از خانه آنها را با استفاده از اطلاعات سال 1993 لغایت 2003 بررسی نموده است. در این بررسی مشخص شد که خانوارهای چینی با درآمد بالا بیش از 30 درصد از مخارج غذای خود را صرف خوردن غذای خارج از خانه و تقریباً سه برابر خانوارهای با درآمد متوسط می‌کنند. گاله و هوانگ[29] (2007) در تحقیق خود به این نتیجه رسیدند که مخارج غذای خارج از منزل نسبت به قیمت با کشش­تر از مخارج غذای تهیه شده در خانه است.

گویلد و ویلارئال (2006) که در تحقیقی مخارج تولید غذا در خانه را با مخارج صرف غذا در خارج از خانه مقایسه نمودند، به این نتیجه رسیدند که سهم مخارج غذای خارج از خانه از کل مخارج غذای خانوار با درآمد رابطه مثبت و با بعد خانواده رابطه منفی داشته­اند. مین، فنگ ولی^[30] (2004) با بررسی تقاضای غذای خارج از خانه به اثر معنا­دار منفی تعداد اعضای خانوار بر این مخارج دست پیدا کردند. استیوارت و دیگران (2004) با یک روش شبیه‌سازی پیش‌بینی کردند که با افزایش درآمد و سایر تغییرات جمعیتی بین سال‌های 2000- 2020 رستوران­ها 18 و فست فودها 6 درصد افزایش خواهند یافت.

لین^[31]، (2011) در مطالعه اقتصاد ایالات متحده در خصوص اثر عوامل اقتصادی ­ـ­ اجتماعی و جمعیتی بر مصرف غذای خارج از خانه نسبت به نوع وعده غذایی و مکان صرف آن به نتایج متنوعی رسید. اوکرنت و آستون^[32] (2012) در بررسی تقاضای غذای خارج از خانه و تولید غذا در خانه نشان دادند که تغییرات درآمدی اثرات به مراتب بیشتری بر این مخارج در مقایسه با تولید غذا در خانه دارد. این یافته موضوع کاهش تقاضای غذا در خارج از خانه و افزایش مصرف غذا در خانه را در طول رکود 2007 لغایت 2009 به خوبی نشان می­دهد.

 

4. معرفی الگوی دابل ـ هاردل با تبدیل باکس ـ کاکس^[33]

در بررسی­ها و پژوهش­های تجربی ضروری است تا برآوردکننده­­ها از خواص مطلوب برخوردار باشند تا نتایج و یافته­های آنها منطبق بر واقعیت و قابل اعتماد باشند. پیشرفت­های اخیر در روش‌های اقتصادسنجی به بهبود برآوردها کمک نموده و روز به روز به مقبولیت نتایج حاصل از این روش‌ها افزوده است. در مطالعاتی که در آن متغیر وابسته مورد تحقیق نظیر این مطالعه، علاوه بر کمیت­های مثبت می‏تواند کمیت صفر مکرر را اختیار کند و باعث شود تا بعضی از اطلاعات موجود در این متغیر بی‏اثر و خنثی گردد، به کارگیری برآوردکننده­هایی همچون حداقل مربعات معمولی همواره با تورش و ناسازگاری در ضرایب همراه خواهد بود. به اعتقاد جونز و ین^[34] (2000) مشاهده داده­های صفر در متغیر وابسته در سطح اقتصاد خرد می­تواند ناشی از عللی همچون عدم انتخاب کالای مورد­­نظر توسط فرد (عدم بالقوه بودن مصرف‏کننده)، عدم مصرف در دوره مورد مطالعه و فاصله زیاد در نوبت­های خرید باشد. در این نوع از مطالعات توبین^[35] (1958) برای رفع تورش و ناسازگاری در برآورد، حذف داده‏های صفر مکرر و برآورد مدل با استفاده از نمونه­های سنسور شده را پیشنهاد کردند (کوه بر، 1391).

این رویکرد توبین باعث گسترش الگوی پروبیت^[36] و طرح الگوهای متنوعی تحت عنوان توبیت^[37] گردید. هر چند برای نمونه­های سنسور شده الگوهای توبیت الگوهای مناسب­تری هستند، لکن به کارگیری آنها در الگوهای دومانعی به عنوان نسل جدید الگوهای مربوط به وجود مشاهدات صفر در متغیر وابسته که در آن مانع مشارکت و مانع مصرف دو مرحله جداگانه و مستقل از یکدیگر هستند، دارای اشکالاتی است. زیرا الگوهای توبیت متغیرهای توضیحی و ضرایب یکسانی را برای هر دو مانع در نظر می‌گیرند. در حالی که لزوماً عواملی که تصمیم به مشارکت را تعیین می‌کنند با عواملی که تصمیم مصرف را تحت تاثیر قرار می‌دهند، یکسان نیستند. این تحولات باعث پیدایش الگوی دو مرحله­ای دابل هاردل گردید. این الگو ابتدا توسط کراگ^[38] (1971) مطرح و سپس ین (1993)، ین و هانگ^[39] (1996) و ین و جونز^[40] (1997) آن را گسترش دادند. از این مدل می‌توان در حالت‌های دو مرحله­ای، و در شرایط وجود مشاهدات صفر در مصرف همان­گونه که جونز و ین (2000)^[41] و بای و همکاران (2010) نشان داده‏اند، استفاده کرد. این الگو از دو معادله تشکیل شده است؛ معادله اول، تصمیم به مشارکت در صرف غذا خارج از خانه و معادله دوم به تعیین میزان مصرف غذای خارج از خانه و عوامل مؤثر بر آن می‌پردازد.

به پیروی از جونز و ین (2000) الگوی دابل هاردل برای خانوار  به صورت زیر تعریف می‌شود:

                      (8)

که در آن،  مخارج مشاهده شده، و  به ترتیب دو متغیر پنهان مشاهده نشده که مانع اول یعنی مانع مشارکت و مانع دوم یعنی مانع مصرف را نشان می‏دهند. و  نیز به ترتیب بردارهای ضرایب و  و جملات اختلال الگو می­باشند.

تابع حداکثر درستنمایی الگوی دابل هاردل بسته به نوع توزیع توأم  دو متغیره جملات اختلال دو مانع مشارکت و مصرف و همچنین کیفیت وابستگی آنها تغییر می­کند.  با ملاحظه ناهمسانی واریانس احتمالی موجود در چنین مدل­هایی فرض می­کنیم که شکل ناهمسانی تابعی پیوسته از متغیرهای الگو است: 

                                                                                (9)

که در آنزیر مجموعه­ای از بردار متغیرهای توضیحی و h بردار ضرایب مربوطه است. فرض ارتباط توأم و همبستگی جملات اختلالی دو مانع مشارکت و مصرف، امکان در نظر گرفتن همزمانی دو تصمیم را برای ما فراهم نموده و بدین ترتیب شکل واقعی‏تری به تقاضای برآورد شده می‌بخشد.  بنابراین، با فرض نرمال بودن این دو متغیر تصادفی داریم:

(10)                                         

که در آن، ضریب همبستگی جملات اختلال میان دو مدل است.

الگوی اولیه پیشنهادی دابل ـ هاردل (کراگ،1997) دو فرض صفر بودن ضریب همبستگی بین جملات اختلال و عدم ملاحظه ناهمسانی واریانس را در نظر می‏گیرد. بر این اساس الگو به صورت زیر تعریف می‌شود:

(11)    

همان­گونه که اشاره شد، فرض نرمال بودن توزیع جملات اختلال دو مانع، فرض الگوی اولیه دابل هاردل است که در بررسی­های تجربی به نظر می­رسد هیچ‌گونه الزامی برای تحقق این فرض وجود ندارد. این ابهام باعث گردید تا نتایج از برآوردهای حداکثر درست‌نمایی تورش‌دار و ناسازگار از آب درآیند. پس از گزارش وجود چنین مشکلی در الگوی دابل- هاردل و به منظور رفع آن ین (1993)، ین و جونز (1996) و بای و همکاران (2010) از تبدیل باکس ­ـ­ کاکس پویریر[42](1978) بهره بردند. این تبدیل برای متغیر وابسته مشاهده شده  به صورت زیر است:

(12)                     

که در آن،  پارامتر دلخواه که می­تواند بین صفر و یک انتخاب شود که دارای دو حالت حدی است که اگر به یک نزدیک تر شود، همچون یک تبدیل خطی و اگر به صفر نزدیکتر شود مانند یک تبدیل لگاریتمی عمل می­کند. با استفاده از این تبدیل  با هر توزیع اولیه­ای شکل نرمال به خود خواهد گرفت.

با در نظر گرفتن تبدیل باکس ـ کاکس، تابع درستنمایی دابل ـ هاردل به صورت زیر استخراج می‏شود:

 

(13)                                             

که در آن،  تابع توزیع تجمعی نرمال دو متغیره استاندارد با همبستگی  و و  به ترتیب توابع چگالی و توزیع نرمال استاندارد تک متغیره دو مانع می­باشد. با پذیرش وجود واریانس ناهمسانی در الگوی باکس ـ کاکس دابل هاردل انحراف معیار جملات خطای  به صورت  به دست می­آید که در آن  بردار متغیرهای برون زا و  بردار پارامترها است. الگوی باکس ـ کاکس دابل هاردل اثر نهایی متغیرهای توضیحی را بر روی مقدار شرطی انتظاری متغیر وابسته بررسی می­کند. در این الگو، ابتدا احتمال مشارکت در مصرف بررسی شده و سپس مقدار مصرف برآورد می­شود.

اثرات نهایی موضوع مورد تحقیق با دیفرانسیل­گیری از روابط فوق و به صورت کشش­های احتمال مشارکت و مصارف شرطی و غیرشرطی نسبت به هر کدام از متغیرهای مستقل به صورت زیر به دست می آید:

                        (14)

قسمت اول رابطه فوق، کشش مشارکت در مصرف نسبت به متغیر  و قسمت دوم کشش شرطی مصرف نسبت به متغیر  خواهد بود.

 

5. متغیرها و داده‌های الگو

به منظور بررسی تجربی مسئله مورد مطالعه و ساخت یک الگوی مناسب برای آن از متغیر هزینه ماهیانه خانوارها برای صرف غذای خارج از خانه (FAFH) بعنوان متغیر وابسته و دو مجموعه عوامل اقتصادی و دموگرافیکی به عنوان متغیرهای مستقل استفاده گردید. با توجه به دو مانعی بودن الگوی مورد مطالعه مجموعه­ای از متغیرهای مستقل تاثیرگذار بر تصمیم مشارکت در مصرف غذای خارج از خانه و مجموعه دیگر متغیرهای مستقل مؤثر بر تصمیم میزان تقاضای آن مورد بهره­برداری قرار گرفته است.

متغیرهای توضیحی در سه مجموعه متغیرهای اقتصادی که شامل هزینه کل خرید مواد غذایی (به عنوان جانشین متغیر درآمد خانوار)، متغیرهای جمعیت شناختی که شامل بعد خانوار، سطح تحصیلات خانوار، تعداد مردان خانواده، متوسط سن خانوار، و متغیرهای جغرافیایی و ویژگی­های محل سکونت یعنی شهری یا روستایی بودن و همچنین جنوبی، شمالی، غربی یا شرقی بودن تقسیم بندی شده­اند. بررسی وضعیت بودجه خانوار در کشور ایران نشان می­دهد که نسبت هزینه‌های خوراکی خارج از خانه به کل هزینه­های خوراکی داخل خانه در سال 1391 معادل 7/4 درصد است، در حالی که این نسبت در سال 1388 در حدود 6/6 درصد بوده است. همچنین، نسبت هزینه­های خوراکی خارج از منزل به هزینه­های غیر خوراکی خارج از منزل که در سال 1388 معادل 8/1 درصد بوده است با تغییر ناچیزی به رقم 7/1 درصد در سال 1391 رسید. این نسبت در سال 1391 برای دهک­های درآمدی اول، پنجم و دهم به ترتیب معادل 18/0، 74/0 و 94/0 درصد است در حالی که در سال 1388 در حدود 24/0، 69/0 و 94/0 درصد بوده است که حکایت از وجود یک رابطه مستقیم بین درآمد و هزینه­های غذای خارج از خانه دارد.

داده­ها و اطلاعات موردنیاز بررسی تجربی تحقیق از بسته­های آماری مرکز آمار ایران مشتمل بر 38114 خانوار شهری و روستایی کشور در سال 1391 استخراج شده­اند. طبق این اطلاعات حجم کل نمونه مشتمل بر 38114 خانوار بوده که از این میان تعداد 12668 خانوار شهری و روستایی مصرف مثبت غذایی خارج از خانه داشته­اند. داده­ها و متغیرهای تحقیق و اطلاعات جانبی آنها در جدول (1) ارائه شده است. بر این اساس، به طور متوسط خانوارها ماهیانه مبلغ 5/114767 ریال از 3581627 ریال و در نمونه سنسور شده معادل 345299 ریال از 4178059 ریال هزینه کل مواد غذایی خریداری شده را بابت صرف غذای خارج از خانه هزینه کرده­اند. متوسط بعد خانوار در نمونه­های کل و سنسور شده به ترتیب 83/3 و 12/4 نفر در هر خانوار می­باشد که نشان­دهنده هزینه بالاتر غذای خارج از خانه در خانوارهای پرجمعیت است. متوسط سن کل خانوارهای کشور 25/36 سال است در حالی که خانوارهای مصرف کننده غذای خارج از خانه از متوسط سن 14/32 برخوردار این موضوع نشان‏دهنده این است که خانوارهای جوان‌تر تمایل بیشتری به صرف غذای خارج از خانه دارند.

جنسیت سرپرست خانوار نیز در نمونه سنسور شده نسبت به نمونه کل بیشتر مردانه است، این موضوع نشان می­دهد که خانوارهای با سرپرست زن هزینه کمتری صرف غذای خارج از خانه می‌کنند. همچنین خانوارهای با تعداد افراد مذکر بیشتر تمایل بیشتری به رفتن به رستوران و فست فودها دارند. موقعیت جغرافیایی محل سکونت خانوارها نیز در دو حالت تقسیم‌بندی کشوری عمودی (جنوب، مرکز و شمال) و افقی (شرق، مرکز و غرب) بررسی گردید. بر این اساس، درصد توزیع عمودی جغرافیایی خانوارهایی که اقدام به صرف غذای خارج از خانه نموده‌اند، در مرکز 38، در جنوب 13 و در شمال کشور 53 درصد است و در تقسیم‌بندی افقی محل سکونت خانوارها این نتیجه به دست آمده که 36 درصد خانوارهایی که هزینه غذای خارج از خانه آنها مثبت بوده، در مناطق مرکزی، 25 درصد در مناطق شرقی و 38 درصد در مناطق غربی کشور زندگی می‏کنند.

جدول 1. داده‌ها و متغیرهای آماری به کار گرفته در الگو

نام متغیر	تعریف	نمونه انتخابی
		کل		سنسور شده
		میانگین	انحراف معیار	میانگین	انحراف معیار
FAFH	هزینه غذایی خارج از خانه	5/114767	8/864341	345299	1472500
TFC	هزینه کل مواد غذایی خریداری شده	3581627	2622655	4178059	2928247
CIZE	متوسط بعد خانوار	83/3	69/1	12/4	57/1
SEX	متوسط جنس	53/1	21/0	49/1	19/0
AGE	متوسط سن	25/36	85/16	14/32	15/12
HAGE	متوسط سن سرپرست خانوار	16/51	36/15	37/48	48/13
HEDN	تحصیلات سرپرست خانوار	90/162	69/179	43/199	30/183
HSEX	جنسیت سرپرست خانوار	13/1	34/0	08/1	28/0
PRN	کد استان	81/14	98/8	76/13	32/9
CVER	متغیر مجازی عمودی برای خانوارهای ساکن مرکز کشور	41/0	49/0	38/0	49/0
SVER	متغیر مجازی برای خانوارهای ساکن جنوب کشور	19/0	39/0	13/0	33/0
NVER	متغیر مجازی برای خانوارهای ساکن شمال کشور	45/0	50/0	52/0	50/0
CHOR	متغیر مجازی افقی خانوارهای ساکن مناطق مرکزی کشور	38/0	49/0	36/0	48/0
EHOR	متغیر مجازی افقی خانوارهایی ساکن مناطق شرقی کشور	25/0	43/0	25/0	43/0
WHOR	متغیر مجازی افقی خانوارهایی ساکن مناطق غربی کشور	40/0	49/0	38/0	49/0
DREF	متغیر مجازی برای خانوارهای فاقد یخچال	20/0	40/0	24/0	43/0
DFRZ	متغیر مجازی برای خانوارهای فاقد فریزر	68/0	47/0	66/0	47/0
DFIR	متغیر مجازی برای خانوارهای فاقد اجاق گاز	34/0	47/0	38/0	48/0
DPIL	متغیر مجازی برای خانوارهایی که سفر زیارتی دارند	003/0	06/0	003/0	06/0
DTRL	متغیر مجازی برای خانوارهایی که سفر خارجی دارند	005/0	07/0	005/0	07/0

منبع: یافته‌های تحقیق

 

ضمنا، برای توضیح دقیق هزینه صرف غذای خارج از خانه متغیرهای مجازی عدم وجود امکانات آشپزخانه­ای نظیر یخچال، فریزر و اجاق گاز نیز وارد مدل گردید. داده‌ها حکایت از این دارد که خانوارهای فاقد یخچال و اجاق گاز هزینه‏های بیشتری صرف غذای خارج از خانه می­نمایند، در حالی که در مورد متغیر مجازی فریزر عکس این نتیجه به دست آمده است. اثرمتغیرهای مجازی سفرهای زیارتی و خارجی نیز بررسی گردید، داده‌های مربوط به این دو متغیر نشان از عدم وجود تفاوت معنادار در نمونه سنسور شده نسبت به نمونه کل دارد. به این معنا که این دو متغیر تاثیری بر تصمیم مشارکت و میزان مصرف غذای خارج از خانه ندارند.

 

6. برآورد تجربی الگو و یافته‌های آن

در بررسی تجربی الگوی باکس ـ کاکس دابل هاردل می­بایست دو مرحله را در نظر گرفت و برای هر مرحله متغیرهایی را انتخاب کرد و پس از آن از روش حداکثر درست‌نمایی برای تخمین آن الگو استفاده کرد. برای تصدیق صحت نتایج الگو نیز از آزمون­های نسبت درست‌نمایی و لگاریتم درستنمایی بهره می­جوییم. این آزمون­ها در تشخیص صحیح نوع توزیع، ضریب همبستگی توزیع جملات اختلال و واریانس این خطاها به درستی تخمین­ها کمک می­کنند. لذا، قبل از برآورد الگوی باکس­ ـ­ کاکس دابل هاردل ضروری است تا نسبت به وجود دو فرض نرمال بودن توزیع جملات اختلال دو مرحله و همسانی واریانس اطمینان حاصل شود. برای این منظور از آزمون­های مربوطه نظیر آزمون نسبت درستنمایی (LR) استفاده می‌کنیم. جدول (2) نتایج این آزمون­ها را نشان می­دهد.

 

جدول 2. نتایج آزمون‌های تشخیص الگو

	فرض توزیع نرمال بودن جملات اختلال	فرض همسانی واریانس
آماره نسبت درستنمایی	45/321    (2)	74/690   (3)
احتمال معناداری	00/0	00/0

منبع: یافته‌های تحقیق

 

 

بر این اساس، الگو دارای هر دو مشکل عدم نرمال بودن و ناهمسانی وارایانس اجزای اختلال است. به همین دلیل لازم است تا از تبدیل باکس- کاکس استفاده شود تا نرمالیتی جز خطا تضمین شده و از طرفی معادله راستنمایی که لازم است نسبت به پارامترهای مدل حداکثر شود، با وزن‌های واریانس لحاظ شود. آماره محاسباتی به دست آمده معادل 37/0 کمتر از مقدار بحرانی است که نشان­دهنده سطح احتمال 529/0 پذیرش فرضیه صفر مبنی بر استقلال جملات اختلال دو مرحله تصمیم‏گیری مشارکت و میزان مصرف است. از طرف دیگر، آماره والد برابر با 25/253 محاسبه­شده که در مقایسه با مقدار جدول کای دو با درجه آزادی 2 با سطح احتمال صفر حکایت از عدم پذیرش فرض استقلال دو مرحله تصمیم­گیری از یکدیگر دارد. علت این مسئله را می‌توان به زمان­بر بودن فرایند مصرف دانست به طوری که خانوارها در همان لحظه­ای که تصمیم به صرف غذا در خارج از خانه می­گیرند به میزان آن هم فکر می­کنند. اکنون بدون نگرانی از مشکلات تشخیص الگوی دابل هاردل با تبدیل باکس ـ کاکس را با استفاده از برآوردکننده­های حداکثر درستنمایی مورد برآورد قرار می­دهیم. نتایج تخمین این مدل در جدول (3) ارائه شده است.

پس از تخمین الگوی باکس ـ کاکس دابل هاردل و برآورد ضرایب ضروری است، مقادیر کشش را جهت بررسی اثرات نهایی متغیرهای توضیحی بر هزینه غذای خارج از خانه اندازه‌گیری نمائیم. بر این اساس، ابتدا با استفاده از نتایج حاصل از برآورد تابع حداکثر درستنمایی و بکارگیری اثرات حاشیه‌ای کشش مشارکت در مصرف و کشش شرطی هزینه غذای خارج از خانه محاسبه شده است. همچنین می‏توان کشش­های غیرشرطی را به استناد قاعده بیز و از حاصل جمع دو کشش مشارکت و شرطی به­دست آورد. مقادیر عددی کشش­ها محاسبه شده در جدول (4) ارائه شده است. کشش­های محاسبه شده برای متغیرهای توضیحی پیوسته به صورت متوسط نمونه انتخابی و برای متغیرهای مستقل مجازی کمیتی بین صفر و یک می‌باشد. 

بر اساس یافته­های تحقیق، کشش احتمال مشارکت و کشش مصرف شرطی برای متغیر هزینه کل مواد غذایی خریداری شده به ترتیب معادل 00000208/0 و 158778/2 می­باشند.  این ارقام نشان می­دهند که هر چند تغییر این هزینه تاثیر بسیار ناچیزی بر احتمال مشارکت دارد، لکن افزایش یک درصدی در آن می­تواند، مصرف غذای خارج از خانه را به میزان 1587/2 درصد افزایش دهد. برخلاف یافته­های میهالوپیس و دیویوسیس (2001) و هایان لیو و دیگران (2012) بعد خانوار دارای اثر منفی بر هر دو تصمیم احتمال مشارکت و مصرف غذای خارج از خانه دارد. کشش شرطی 8394/0 ـ حکایت از تاثیر معکوس تعداد افراد خانوار بر این هزینه دارد، به طوری که افزایش 10 درصد در اندازه خانوار باعث کاهش هزینه‌های غذای خارج از خانه به میزان 8 درصد می‏شود، این یافته نشان می­دهد که خانوارهای پرجمعیت تمایل کمتری به صرف غذا در خارج از خانه دارند. 

 

جدول 3. نتایج برآورد تابع حداکثر درست‌نمایی الگوی دابل هاردلبا تبدیل  باکس ـ کاکس

متغیر	مرحله مشارکت		مرحله میزان مصرف
	ضریب	احتمال	ضریب	احتمال
TFC	68/6	0	069/0	0
SIZE	01169/0 ـ	068/0	3/25161 ـ	009/0
SEX	ـ	ـ	ـ	ـ
AGE	01908/0ـ	0	752/2036	0
HAGE	006791/0	0	ـ	ـ
HEDU	000618/0	0	29/188	016/0
HSEX	11583/0ـ	0	ـ	ـ
PRN	ـ	ـ	ـ	ـ
CVER	ـ	ـ	ـ	ـ
SVER	46137/0	0	9/67279 ـ	139/0
NVER	228115/0	0	ـ	ـ
CHOR	ـ	ـ	ـ	ـ
WHOR	072472/0	0	122612 ـ	0
SHOR	00357/0ـ	833/0	7/45047 ـ	155/0
DREF	171966/0	0	ـ	ـ
DFRZ	117898/0	0	ـ	ـ
DFIR	1779/0	0	77/69801	01/0
DPIL	1173/0 ـ	332/0	ـ	ـ
DTRL	ـ	ـ	ـ	ـ

منبع: یافته‌های تحقیق

 

 

جدول 4. کشش‌های محاسبه شده بر اساس برآورد الگوی دابل هاردل باکس ـ کاکس

متغیر	کشش مشارکت	کشش شرطی مصرف	کشش غیرشرطی مصرف
TFC	06E-08467/2	158778/2	158780/2
DFIR	07E-2815/5	20714340/0	20714393/0
SIZE	07E-89881/3-	8394719/0ـ	8394723/0ـ
AGE	06E-02615/6-	643289754/0	643283727/0
HEDU	07E-77031/8	267255483/0	26725636/0
SVER	07E-56045/7ـ	11025034/0ـ	110251096/0ـ
WHOR	07E-5978/1	27032578/0ـ	270325621/0ـ
EHOR	04E-664571/6	15759627/0ـ	5826084/0ـ

منبع: یافته‌های تحقیق

 

متغیر متوسط سن خانوار از جمله متغیرهای است که اثر دوگانه‌ای در کشش­های احتمال مشارکت و مصرف غذای خارج از خانه به جای می‏گذارد در حالی که کشش مشارکت اثر منفی سن خانوار بر احتمال صرف غذای خارج از خانه را نشان می­دهد، کشش شرطی مصرف با رقم 6432/0 حکایت از تاثیر مثبت این متغیر بر هزینه غذای خارج از خانه دارد. بر این اساس، هر چند خانوارهای با متوسط سن بالاتر علاقه کمتری به صرف غذای خارج از خانه دارند، لکن هزینه­ای که صرف آن می­کنند بیشتر از خانوارهای با متوسط سن کمتر است. این نتیجه با یافته مطالعات مین، فانگ و لی (2004) و بای و همکاران (2010) سازگار است. متغیر دیگر سطح تحصیلات سرپرست خانوار است که اثر همسویی بر احتمال مشارکت در مصرف غذای خارج از خانه و هزینه آن دارد. خانوارهای دارای سطح تحصیلات بالاتر دارای یک احتمال بزرگتر نیز در مصرف هستند، که باعث گرایش بیشتر آنها به پرداخت هزینه بالاتر بابت صرف غذای خارج از خانه خواهد شد. همچنین، یافته های تحقیق در خصوص متغیرهای مجازی منطقه جغرافیایی محل سکونت خانوارها بر مشارکت و مصرف غذای خارج از خانه نشان می­دهد که خانوارهای ساکن در مناطق مرکزی کشور از احتمال مشارکت و هزینه مصرف بالاتری نسبت به سایر مناطق برخوردار هستند.

7. خلاصه و نتیجه‌گیری

با پیشرفت صنعت و فناوری و تغییر شیوه زندگی و عادات مصرفی خانوارها مصرف غذای خارج از خانه در رستوران­ها و فست فودها رواج زیادی پیدا کرده است و روز به روز تقاضا برای این گونه غذاها در حال افزایش است. تحولات ساختاری اقتصادی و اجتماعی در جوامع مختلف به تدریج باعث جایگزینی الگوهای جدیدی در تغذیه خانوارها به جای روش‌های سنتی مشورت، کاهش تعداد اعضای خانوارها و رواج زندگی تک نفره، رشد نسبت زنان در بازار کار و افزایش تعداد نان آوران خانوارها و بالا رفتن هزینه فرصت تهیه غذا در خانه از مهمترین زمینه­های این تغییرات به شمار می­روند.

در این مقاله تلاش شد تا با به کارگیری الگوی دابل هاردل با تبدیل باکس­ـ­ کاکس و با استفاده از اطلاعات آماری درآمد ­ـ­ هزینه خانوار شهری و روستایی کشور در سال 1391 مهمترین عوامل اقتصادی، جمعیت شناختی و جغرافیایی مؤثر بر احتمال مشارکت و میزان مصرف غذای خارج از خانه را شناسایی و سپس کشش­های شرطی و غیرشرطی مصرف محاسبه گردید. به پیروی از بسیاری از تحقیقات انجام شده، از نظریه تولید ـ مصرف بکر (1965) بهره بردیم. در این نظریه یک خانوار باید تصمیم بگیرد که هزینه فرصت تهیه مواد غذایی و پخت آن در خانه را بپردازد یا این که غذا را در خارج از خانه صرف نماید. این تصمیم به عوامل متعدد اقتصادی و اجتماعی خانوارها بستگی دارد. کشش­های احتمال مشارکت و میزان مصرف شرطی و غیرشرطی به دست آمده از برآورد  تابع حداکثر درستنمایی نشان می­دهد که اثرات متغیرهای اقتصادی و دموگرافیکی بر احتمال مشارکت و هزینه غذای خارج از خانه گاه همسو و گاه متناقض و دوگانه بوده است. بعد خانوار با کشش­های منفی احتمال مشارکت و هزینه مصرف شرطی و سطح تحصیلات سرپرست خانوار با کشش­های مثبت اثرات همسویی بر هزینه مصرف غذای خارج از خانه دارد.  بر اساس این یافته، هر چه بعد خانوار بزرگتر و سطح تحصیلات سرپرست خانوار بالاتر باشد، احتمال مشارکت و هزینه مصرف غذای خارج از خانه بالاتر است. در حالی که، متوسط سن خانوار از جمله عواملی است که اثر دوگانه ای در کشش‌های احتمال مشارکت و مصرف غذای خارج از خانه به جای می گذارد، هر چند کشش مشارکت اثر منفی متغییر متوسط سن خانوار بر احتمال صرف غذای خارج از خانه را نشان می‌دهد، لکن کشش شرطی مصرف  حکایت از تأثیر مثبت این متغیر بر هزینه غذای خارج از خانه دارد.  بر این اساس، هر چند خانوارهای پر جمعیت علاقه کمتری به مشارکت در صرف غذای خارج از خانه دارند، اما هرگاه برای صرف غذا به رستوران ها یا فست فودها مراجعه می‌کنند، هزینه بیشتری را می‌پردازند. همچنین، یافته‌های تحقیق در خصوص متغیرهای منطقه محل سکونت خانوارها نشان از این دارد که خانوارهای ساکن در یک سوم مناطق مرکزی کشور نسبت به سایر مناطق از کشش های احتمال مشارکت و هزینه مصرف شرطی بالاتری برخوردارند.

---

[1] Food Away From Home (FAFH)

[2] Akbay, Tiryaki and Gul

[3] Chang and yen

[4] Pingali

[5] Bai et al.

[6] Manncino, Todd and Lin

[7] Lin et al.

[8] Yen et al.

[9] Lin et al.

2 Mutlu and garcia

[11] Montini

[12] Heng and Guan

[13] Bozoglu et al

[14] محاسبات تحقیق بر اساس داده­های مرکز آمار ایران

[15] Mc Craken and Brandt

[16] Yen

[17] Liu et al.

[18] Stewart et al.

[19] Byrne et al.

[20] Prochaska and Schrimper

[21] Gould and Villareal

[22] Soberon- Ferrer and Rachel

[23] Nayga and Capps

⁵ Mihalopowlos and Demoussis

[25] Kiasey

[26] Lee and Brawn

[27] Byrne, Capps and Saha

[28] Gale

[29] Gale and Huany

[30] Min,  Fang and Li

[31] Lin

[32] Okrent and Alston

[33] Box – cox  Double – Hurdle Model

[34] Jons and Yen

[35] Tobin

[36] Probit

[37] Tobit

[38] Cragg

[39] Yen and Hung

[40] Yen and Jones

[41]  Jones and Yen

[42] Poirier

مراجع

-      کوه‌بر، محمد امین (1391).  برآورد تقاضای لبنیات در کشور ایران: کاربردی از مدل دابل هاردل. فصلنامه پژوهش های اقتصادی ایران، 17 (13): 143-168.

-      مرکز آمار ایران، آمار هزینه و درآمد خانوار 1388 ، برگرفته از درگاه ملی آمار ایران.

-      مرکز آمار ایران، آمار هزینه و درآمد خانوار 1391 ، برگرفته از درگاه ملی آمار ایران.

-      ­Akbay, C., Tiryaki, G.Y. and Gul, A. (2007). Consumer characteristics in fluencing fast food consumption in Turkey. Food control, 18 (8): 904-913.

-      Bai J. Tomas, I. wahl Bryan, T. Lohmar and Jikun Huang (2010). Food away from home in Beijing: Effects of wealth Time and free meals. China Economic Review, 21:432-441.

-      Becker G. S.(1965). A Theory of allocation of Time. Economic journal, 75: 493-517

-      Bozoglu T., Mehmet A. Bilgic, S. T. yen and C. Huang (2013). Household food Expenditures at home and away from home in Turkey. Agricultural and Economics Associations 2013 AAEA and CAES Washington.

-      Chang H. and S. T. Yen (2010). Off-farm employment and food expenditures at home and away from home.  European Review of Agricultural Economics, 37(4): 523-551.

-      Cragg, J. G. (1971). Some Statistical Models for limited dependent with applications to the demand for durable goods. Econometrica, 39(5): 829-844.

-      Jones, A. M. and S. T. Yen(2000). A Box-Cox double- hurdle model. The Manchester shool, 68(2): 203-221.

-      Gale F. and Hung k. (2007). Demand for food quantity and quality in china. Economic Research Report, No. ERR-32.

-      Gould, B. and H. villareal (2006), An assessment of the Current structure of food demand in urban china. Agrichltural Economics, 34:1-6.

-      Heng, L. S. and A. T. K. Guan (2007). Examining Malaysian Household Expenditure Patterns on Food-Away-From-Home. Asian Journal of Agriultural and Development, 4(1):11-24.

-      Kiasey,  J. (1993). working wires and The Marginal propensity to consume  Food away from home. American Journal of Agricultural Economics, 65:10-19.

-      Lin, M. (2011). Food expenditures away from Home by Type of Meal and by facility.  Masters Theses university of Tennessee Knoxville.

-      Liu, H. and Others (2012). Household Composition and Food away from Home Expenditures in urban China.  Selected paper prepared for presentation at the Agricultural and Applied Economics Associations 2012 AAEA Annual Meeting, Seattle, Washington, August, 2012.

-      Mancino, L., Todd J. and Lin, B. (2009). Separting what we eat from where: Measaring the effect of food away from home on diet quality.  Food policy, 34(6):557-562.

-      Mc Cracken, V. and J. Brandt (1987). Household consumption of food Away from home: total expenditures and by Type of food facility.  American Journal of Agricultural Economies, 69: 274-284.

-      Minhalopoulos V. and demoussis M.P. (2001).Greek household consumption of food away from home: a microeconometric approach. European Review of Agricultural Economics.  28(4) : 421-432.

-      Min, I., Fang, c. and Li, Q. (2004). Investigation of patterns in food-away-from-home expenditure for china, China Economic Review, 15(4): 457-476.

-      Montini, A. (2001). Food away from home and house hold expenditures in Italy.  The food consumer in the early 21 st century, Zaragoza Spain.

-      Mutlu, S. and Gracia, A. (2006). Spanish food expenditure away from home (FAHA): by type of Meal. Applied Economics, 38:1037-1047.

-      Nayga, R., and Capps, O. (1992). Determinan Ts of food away from home consumption an update. Agribusiness, 8:549-559.

-      Okrent, A.M. and Julian, N. Alston (2012). The Demand for Disaggregated food – Away-from-Home and food- at- home products in the United States.  Economic Research service u.s department of Agriculture, No. 139.

-      Poirier, D. J. (1978). The Use of the Box-Cox Transformation in Limited dependent Variable Models.  Journal of Amerian Statistics Association, 73:284-287.

-      Prochaska, F. and Schrimper, A. (1973).Opportunity cost of Time and other socioeconomic effects on away from home food consumption. American Journal of Agricultural Economics, 55(4): 595-603.

-      Soberon-Ferrer, H, and D.Rachel (1991). Determinannts of Household Expenditures for services. Jaurnal of Consumer Research, 17(4):383-397.

-      Stewart, H., N. Blisard, S. Bhuyan, and R.M. nayga (2006). The Demand for food Away from home: full-service or fastfood?.  U.S. Department of Agrculture Agricultural Economic Report No.829.

-      Yen, S. T. (1993). Working Wives and food away from home: the Box-cox-   75:884-895., hurdle double Model. American Journal of Agncultural Economics, 75:884-895

-      Yen, S. T., and A. M. Jones (1997). Household Consumption of Cheese : An Inverse Hyperbolic Sine Double-Hurdle Model With Dependent Errors.  American Journal of Agricultural Economics, 79: 246-251.

-      Yen, S. T., and C. L. Huang (1996). Household Demand for Finfish: A Generalized Double-Hurdle Model. Journal of Agricultural and Resource Economics, 21(2): 220-234.