城鎮居民食物消費結構變動對農業的影響※
——基于VAR模型的實證檢驗

劉紅利，高　峰

（山東理工大學商學院，淄博　255049）

?

·問題研究·

城鎮居民食物消費結構變動對農業的影響※
——基于VAR模型的實證檢驗

劉紅利，高峰

（山東理工大學商學院，淄博255049）

摘要文章利用1990～2013年間的城鎮居民食物消費數據，在對食物消費結構變動影響農業發展的機制總結基礎之上，利用VAR模型針對食物消費結構變動對農業總產值的影響進行了實證檢驗。檢驗的結果顯示：食物消費結構變動的確會對農業總產值的變化產生影響，并且不同食物消費對農業總產值產生影響的程度與方向也存在差異。

關鍵詞食物消費結構變動農業發展VAR模型影響機制

在我國經濟發展的新常態時期，國內消費對經濟發展的重要性逐漸凸顯。根據中國商務部發布的《2015年中國消費市場報告》，我國消費增長動力轉換已基本完成，整體消費結構調整與升級進程將進一步的提高。而面臨居民消費結構的調整與升級，食物消費在整個消費體系中所處的位置也將會發生變化，其自身結構也將會進一步的優化升級。當前階段，農業作為國內產業結構調整與升級的重要一環，如何充分利用國內居民食物消費結構優化升級這一有利機遇，促進農業產業結構的進一步調整，對我國農業的發展具有重要的現實意義。

1　食物消費結構變動影響農業發展機制分析

食物消費作為農業生產的需求端，對農業生產活動具有重要影響，尤其是食物消費結構的變化直接影響了不同農業產品的供給狀況。而更深層次地講，這些變化更能影響農業發展中的規模擴大、生產率提高、農產品價格波動及農業產業結構調整等多個方面。

1.1農業生產率提高效應

按照西方發達國家的農業發展經驗，農業發展大致可以分為3個主要階段。第1階段為解決食品供給問題，主要是改善激勵機制與市場環境，通過提高稀缺要素生產率增加農產品特別是糧食供給［1］。這一階段居民食物消費中糧食消費所占的比例最高，此時進行消費的主要目的是為了維持生存與解決溫飽。第2階段為解決農民收入問題，在這一階段中，隨著農業生產率的逐漸提高，農村產生了大量剩余勞動力，政府則通過政策措施激勵農村剩余勞動力轉移，并且通過政策干預提高農產品價格等途徑來增加農民的收入。第3階段又稱為“劉易斯拐點”階段，在這一階段中我國經濟發展進入新常態時期，過去的經濟發展方式對資源、環境造成了很大程度的破壞。而不論農業發展處于哪一個發展階段中，農業生產率的水平都至關重要。食物消費結構的變動則又是誘致農業技術變遷的重要影響因素，可以根據誘致性技術變遷理論來對其進行解釋。誘致性變遷理論的觀點認為技術變遷的方向與速度是對需求增長率與相應的資源條件的回應。居民對某種食物需求的增長會促進相應的食物產品生產技術的變革速度，從而帶動農業的整體發展。相關的研究可見格里克斯 （Glick，1957）通過對美國雜交玉米的發明與推廣研究，解釋了市場需求對技術變遷的作用。施默克勒 （Schmook Le，1966）同樣指出促使技術發生變革的決定因素不是科學技術，而是市場需求，引致發明的因素在于市場力量的作用。國內關于資源稟賦與農業技術選擇的研究，林毅夫 （1991）利用中國26個省的數據，通過對中國雜交水稻的創新與擴散的個案來研究市場需求誘致的技術變遷在計劃經濟仍然有效。

1.2農產品價格波動效應

農業發展的重要影響因素是穩定的農產品價格，而居民食物消費結構變動則會通過影響農產品價格的穩定從而對農業的發展產生影響。根據微觀經濟理論，當居民的食物消費結構中對某種農產品的消費比例增加時，會提高對這一農產品的需求，并帶動該農產品價格上漲，但是根據蛛網模型，當期該產品的價格上漲，會提高農產品生產者對下一期該產品的市場預期，因此在下一期中會提高產品的生產，既會增加產品的供給，導致供大于求的局面，又會造成農產品價格的下跌。所以，食物消費結構的變動會從需求端改變原有農產品的需求，改變農產品最初的供求狀況，最終會對農產品的價格產生影響［2］。通常的理論認為，居民收入增長是造成食物消費結構變動的原始動力，在國外的研究中比較常見的是通過Bennett定律來對這一食物消費結構的變動進行解釋。隨著我國經濟發展水平不斷提高，居民收入也得到了大幅度增加，相應的原有食物消費結構也發生了很大變化。更進一步的，受國民消費結構等因素的進一步推動，一些食物產品價格因國民收入水平的增加，造成了對其消費的增長使其更加的缺乏價格彈性，換句話說，消費的增加使其從相對的“奢侈品”變為“必需品”。所以，當市場中某些農產品的供給出現大量短缺時，國內市場中相關的食物供求關系就會收縮變緊。

1.3農業產業結構調整效應

食物消費結構變動影響農業發展的另一重要途徑是對農業產業結構的影響，具體可以體現在3個方面：（1）農業生產的主要目標是用于消費。食物消費使得農業生產出的產品的最終價值得以實現，從而使得從事農業生產的農民的投入得到了補償，也為農業生產積累了資本，有利于農業產業的深化與產業鏈的延伸。（2）食物消費產品更新乃至新替代產品的出現等，都會促使農戶以及農產品生產加工企業在追逐利潤動機驅使下調整生產策略、創新生產技術，進而由于產業關聯效應與價格引導效應吸引大量投資與存量資產進入對應的生產領域，從而引起農業產業結構的調整。（3）食物消費結構變化為農業結構的調整提供引導。農業產業結構的調整除了受宏觀經濟環境與經濟發展階段以及科技進步、政策引導外，更重要的是受到來自食物消費變動的影響，居民食物消費需求的變動帶來農產品市場結構的變化，從而對整個農產品產業發展產生影響，進而決定了農戶與企業的生產行為與產業績效，促進了整個農業生產中生產要素的重新配置，進而實現產業組織結構調整，最終導致農業產業結構的深度調整［3］。最后，食物消費結構調整會對市場中的投資決策行為產生影響，并會引起農業發展中社會資本結構的變動，從而促進產業結構的調整與升級。例如，食物消費需求的多樣化與消費結構的高級化將促使生產與服務向縱深發展，從而大大改變產業結構的組成、匹配關系與運行方式［4］。相反，食物消費結構不合理，如食物消費領域狹窄、層次低、結構失衡等，會導致生產資源流動不暢，進而減緩農業產業結構的戰略調整進程，加大產業結構調整難度，從根本上制約農業的長遠發展。

2　實證檢驗

希姆斯 （C.A.Smis，1980）開創性地將向量自回歸模型 （VAR）引入經濟學研究，這種非結構化模型旨在把經濟系統中每一個內生變量視作所有內生變量滯后值的函數，從而揭示變量間的動態變化規律，與建立在經濟理論基礎上的結構化模型相比，VAR模型更有助于研究隨機擾動對多變量時間序列系統的動態影響［5］。鑒于此，該文將首先構建食物消費結構變動影響農業發展的VAR模型，之后基于模型進行脈沖響應分析與方差分解，從而對食物消費的不同結構變化與農業發展之間的動態關系進行分析。

2.1指標選取

該文中，我國城鎮居民的食物消費結構分別選取了糧食、鮮菜、食用植物油、肉類 （包括豬肉、牛羊肉及禽類）、鮮蛋、水產品、鮮奶及鮮瓜果等8類，相關的數據來自于1990～2013年中國統計年鑒。其中各變量分別用1nGrain、1nVeget、1nOil、1nMeat、1nFregg、1nSeafood、1nMilk及1nFrefruit表示。農業發展的代理指標選取的是農業生產總值，用1nAGDP表示，數據來自于中國統計年鑒1990～2013年。其中均對各個變量進行了取對數處理。

2.2VAR模型構建

在構建VAR模型之前需要對各變量的平穩性進行檢驗。

2.2.1平穩性檢驗

一般而言，VAR模型要求變量的平穩性，如果變量是非平穩的，則只有存在協整關系，才能進行進一步的回歸分析。因此，采用單位根檢驗對各個序列的平穩性進行驗證，該文選用具有普適性的ADF檢驗對所選取的指標1nGrain、1nVeget、1nOil、1nMeat、1nFregg、1nSeafood、1nMilk、1nFrefruit及1nAGDP進行平穩性檢驗。

表1　時間序列單位根檢驗結果

根據表1的單位根檢驗結果，各個變量均為一階單整I（1），即原始數據存在單位根是不平穩序列，一階差分處理后序列都平穩，因此可以直接選變量的一階差分進行VAR模型檢驗。

2.2.2VAR模型最優滯后期的確定

為使得VAR模型參數具有較強解釋力，需對模型的滯后期與自由度進行權衡，使之既能完整反映模型的動態特征，又可保證模型的自由度。所以，基于LR（似然比）檢驗統計量、FPE（最終預測誤差）、AIC信息準則、SC信息準則與HQ信息準則等5個常用指標對滯后長度進行選擇，結果如表2所示。

在選擇滯后階數時，一方面要使滯后階數足夠大，以便能完整反映所構造模型的動態特征。另一方面，滯后階數越大，需要估計的參數也就越多，模型的自由度就減少。表2顯示5種準則中，有3種傾向于建立2階滯后模型，所以在綜合考察模型擬合度、殘差的自相關性、異方差性及正態性之后，最終將最優滯后期定為2。

表2　VAR模型滯后期選擇準則

2.2.3VAR模型的構建

基于上述變量平穩性檢驗與最優滯后期選擇，結合VAR模型的基本思想，建立如下VAR模型：

式中，Yt是所選取的9個變量指標，εt為擾動項，A、B、C為參數矩陣。由于模型的分析結果嚴格依賴于隨機擾動項為白噪聲序列這一假設條件，經上文對模型的時間序列向量進行平穩性檢驗，表明原序列是平穩的。這說明，所選指標組成的經濟系統，從長期看具有均衡關系。在短期內由于隨機干擾，這些變量有可能偏離均衡值，但這種偏離是暫時的，最終會回到均衡狀態，即所選指標適用于上述VAR模型。

2.2.4VAR模型的穩定性

有意義的VAR模型必須以穩定性為前提，因而對VAR模型的穩定性進行檢驗。由圖1可見，該VAR模型特征方程所有根的倒數值均位于單位圓內，因此，VAR模型是穩定的，這為脈沖響應函數分析與方差分解提供了基礎條件。

協整檢驗既可以決定一組非穩定序列的線性組合是否具有協整關系，也可以用來判斷線性回歸方程的設定是否合理（高鐵梅，2006）［6］。為避免偽回歸，該文選用Johansen檢驗對VAR模型一階差分變量進行協整分析。其中Δ1nAGDP與Δ1nVeget、 Δ1nFregg、 Δ1nFrefruit、 Δ1nGrain、 Δ1nMilk、Δ1nMeat、Δ1nSeafood及1nOil分別在5%的顯著性水平下都拒絕了“至多一個協整向量”的假設，說明兩兩之間存在長期的均衡關系。

圖1　VAR模型中AR根

2.3脈沖響應函數

該文應用脈沖響應函數在擾動項上加一個標準差大小的沖擊考察其對內生變量當前值與未來值的影響。所加沖擊不僅影響該變量，并且通過VAR的動態結構影響其它內生變量。在此基礎上，該文重點關注各個變量對國內通脹的沖擊影響。

2.3.1脈沖響應模型

由方程 （1）得到的向量移動平均模型 （VMA）為：

式中，ψp=（ψp，ij）為系數矩陣，p=0，1，2，…。則對yj的脈沖引起的yi的響應函數為：ψ0ij，ψ1ij，ψ2ij，…。

2.3.2各變量對農業總產值的脈沖分析

根據圖2中的結果，在所有的食物結構中，鮮果、鮮蛋及肉類等3個指標中若對每個變量開始都賦予一個正向的沖擊，其對農業發展指標第一產業生產總值的影響呈現先增長后下降的趨勢。其中，鮮果在3個指標中對第一產業生產總值變動的影響最小，而且第一產業生產總值對鮮果沖擊的響應速度也最慢，在第3期之后才達到最高的響應度；鮮蛋與肉類食物消費對農業總產值變動所起到的正向作用大小非常接近，并且第一產業生產總值對其變動的相應速度也較快，在第2期左右就達到了最高的響應度。

表3　食物消費結構指標與農業發展指標兩兩協整檢驗結果

圖2　各因素結構沖擊引起的第一產業產值變化的相應函數

其它食物結構如糧食、鮮奶、食用植物油、水產品及鮮菜指標在給定一個正向沖擊的前提下，其對農業農業總產值存在負向的影響。并且鮮奶與鮮菜食物消費對農業農業總產值的影響雖然具有波動性，但影響的方向一直為負向，其中鮮奶的正向沖擊發生的第3期，農業農業總產值的響應度達到最高點，而同期發生的鮮菜沖擊2年就達到了最大影響。其它食物結構如糧食、食用植物油及水產品在給定正向沖擊的情況下，其對農業農業總產值的影響方向先是負向后逐漸轉為正向，呈現出“U”型特征。

2.4方差分解

方差分解提供了另一種描述系統動態的方法。脈沖響應函數是追蹤系統對一個變量的沖擊效果，相反，方差分解則是將系統的均方誤差分解成各變量沖擊所做的貢獻。通過將一個變量沖擊的均方誤差分解成系統中各變量的隨機沖擊所做的貢獻，然后計算出每一個變量沖擊的相對重要性，即變量沖擊的貢獻占總貢獻的比例。

該文中所用的方差分解模型為：

式中，ψq，ij是脈沖響應函數，δij是白噪聲序列第j個分量的標準差，yit是自回歸向量的第 i個分量，RVCij（S）表示第j個分量對第i個分量的方差貢獻率。

該文僅考慮各工具變量對Δ1nAGDP（即y1t）的方差貢獻率。其經濟意義為，如果RVCij（S）較大時，意味著第j個分量對 Δ1nAGDP的影響大；相反地，RVCij（S）較小時，可以認為第 j個分量對Δ1nAGDP的影響小。

圖3　各食物消費結構對農業總產值變動的貢獻

根據圖3所呈現的方差分解結果的趨勢圖可以看出，在所有的食物消費結構中，糧食、鮮菜、鮮奶及水產品等食物對農業總產值的變動所起到的貢獻較大，起到的貢獻都在10%左右。對農業總產值的貢獻度較小的為肉類、鮮蛋、食用植物油及鮮果等食物對農業總產值的變動起到的貢獻相對較小，起到的貢獻低于5%。

2.5結論

基于以上的VAR模型研究分析的結果，可以看出食物消費結構變動的確會對農業總產值的變化產生影響，并且不同的食物結構對農業總產值產生影響的程度與方向也不同。其中，鮮果、鮮蛋及肉類對農業發展的初始影響為正向，影響的程度先增大后減小，肉類對農業發展的影響逐

漸變為負向，呈明顯的倒“U”型特征；糧食、鮮奶、食用植物油、水產品及鮮菜指標在給定一個正向沖擊的前提下，其對農業農業總產值存在負向的影響。并且糧食與水產品對農業發展的影響方向先負后正，表現出“U”型特征。

3　政策建議

鑒于居民食物消費結構變動對農業發展產生的影響，為了更好應對食物消費結構變動效應，需要針對食物消費結構變動影響農業發展的主要途徑，構建相應的政府引導機制來對其進行引導。相關引導機制的構建分別包括：居民食物消費與經濟同步增長的聯動機制；食物消費與農業產業結構良性互動耦合機制；居民食物消費環境優化的市場監管機制；食物消費需求結構優化升級引導與調控機制。

（1）居民食物消費與經濟同步增長的聯動機制主要是指建立居民收入增長為樞紐的經濟增長聯動機制。通過完善原有工資集體協商制度與社會保障體系，緩解居民在其它消費領域的支出壓力，從而可以增加居民對食物消費的支出。另外，還應建立城鄉居民收入增長的聯動機制與不同社會群體收入增長的聯動機制，通過逐步縮小城鄉之間以及不同群體之間的收入差距來引導居民食物消費結構趨于合理化［7］。

（2）食物消費與農業產業結構良性互動耦合機制的建立需要通過制定合理的農業產業政策，促進農業產業結構的轉型與升級，并對現有的宏觀調控機制做進一步的完善來實現［8］。具體的宏觀調控手段包括制定實施公共項目規劃、財政、金融、購買價格補貼、消費稅減免等途徑，以此可以達到彌補市場機制的缺陷、鼓勵消費、促進消費需求結構與產業供給結構的同步發展的目的。

（3）優化消費環境最重要的是建立起有效的市場監管機制，通過市場的監管對影響消費環境的行為采取嚴格的管制［9］。具體的方法包括完善價格監管機制，通過制定并實施制止價格壟斷、價格欺詐、價格歧視等相關法規，來加強農產品價格的管控力度。

（4）食物消費需求結構的優化升級離不開科學的消費價值觀的引導，因此對食物消費需求結構優化的引導應從科學消費價值觀的引導開始［10］。通過文化引導機制、政策調控機制，多渠道、多目標、分階段的引導居民食物消費需求結構的優化升級。充分利用新聞、報紙及廣告等途徑對健康合理的食物消費進行宣傳并從宏觀層面，針對當前居民的食物消費特征與行為，制定長遠計劃，按照計劃的目標來合理引導居民食物消費結構的優化，將總目標分階段與分領域逐步完成。

參考文獻

［1］何鵬，李曉，趙穎文.關于盡快建立四川省農產品數量安全監測及風險預警體系的對策建議.四川農業科技，2013，（08）∶5～6

［2］何蒲明，黎東升，王雅鵬.市場化改革前后中國糧食生產和價格波動比較研究.中國農業資源與區劃，2010，31（5）∶1～5

［3］鄭必清.農業結構調整需要食物消費發展做支撐.湘潭大學社會科學學報，2003，（02）∶3～7

［4］孟繁盈，許月卿，張立金.中國城鄉居民食物消費演變及政策啟示.資源科學，2010，（10）∶1333～1341

［5］Adrian，JL，Daniel R.Impact of Socioeconomic Factors on Consumption of Selected Food Nutrients in the United States.Amer.J.Agr.Econ.，58（1976）∶31～38

［6］高鐵梅.計量經濟分析方法與建模.北京∶清華大學出版社，2009

［7］鄢姣，趙軍.城市化、城鄉收入差距對農產品價格的傳遞效應——基于協整和向量自回歸的實證研究.中國農業資源與區劃，2014，35（3）∶113～119

［8］曹志宏.基于谷物當量的中國居民食物消費變化及其對農業生產需求分析.資源科學，2013，11∶2181～2187

［9］宋則.城鄉居民消費增長的制約因素分析和消費政策評價.首都經濟貿易大學學報，2002，（3）∶5～9

［10］Kolleen J，Rask，Norman Rask.Economic development and food production-consumption balance∶A growing global challenge.Food Policy，2011，36（2）∶186～196

·問題研究·

STUDY ON THE INFLUENCE OF FOOD CONSUMPTION STRUCTURE CHANGE OF URBAN RESIDENTS ON THE DEVELOPMENT AGRICULTURE——AN EMPIRICAL TEST BASED ON VAR MODEL

Liu Hongli，Gao Feng
（Business school，Shandong University of Technology，Zibo，Shandong 255049，China）

AbstractBased onthe urban residents＇food consumption data from 1990-2013，this paper summarized the mechanism that the change of food consumption structure impacting the agricultural development，and analyzed the dynamic relationship between food consumption structure change and agriculture development using the VAR model from general impulse response and variance decomposition.The results showed that the change of structure of consumption of food affected the gross agricultural production，and the degree and direction of the influence were different.

Keywordsfood consumption；structure change；agricultural development；VAR model；influence mechanism

中圖分類號：F126.1；F321

文獻標識碼：A

文章編號：1005-9121［2016］01-0099-07

doi：10.7621/cjarrp.1005-9121.20160116

收稿日期：2015-10-19

作者簡介：劉紅利 （1989—），女，河南安陽人，碩士。研究方向：農業經濟理論與政策。Email：1326033559@qq.com

*基金項目：山東社科基金項目“中等收入條件下山東省要素價格變動與現代農業建設研究”（14cjjj18）