膳食結構升級對糧食安全的影響

劉聰 石奇 蔡榮

摘要：城鄉居民膳食結構升級引發需求端的變化，日益影響著中國糧食安全。文章基于2011—2020年31個省市區面板數據，引入動態平衡關系，系統地分析了膳食結構升級對糧食安全的影響機制，結果顯示：① 在不考慮動態影響下，膳食結構升級總體上負向影響糧食安全；② 當納入二者的動態平衡關系后，雖然膳食結構升級負向影響糧食安全，但糧食安全會發揮數量和結構調節作用，正向調節該負向影響機制。因此，在城鄉居民膳食結構不斷升級的預期下，政府應重點保障和提高全國糧食安全水平，從數量和結構兩個調節視角做好前瞻性預判和針對性應對。

關鍵詞：膳食結構升級；口糧；飼料糧；糧食安全

中圖分類號：F326 文獻標志碼：A DOI：10.16465/j.gste.cn431252ts.20230301

基金項目：國家自然科學基金項目（71773044）；南京財經大學博士人才科研專項課題（BSZX2021-05）。

The impact of dietary structure upgrading on food security

Liu Cong1， Shi Qi2， Cai Rong1

（1. Institute of Food and Strategic Reserves， Nanjing University of Finance and Economics， Nanjing， Jiangsu 210023； 2. School of Economics， Nanjing University of Finance and Economics， Nanjing， Jiangsu 210023）

Abstract： Changes in the demand side caused by the upgrading of urban and rural residents dietary structure are affecting Chinas food security increasingly. Based on the panel data of 31 provinces and cities in China from 2011 to 2020， this paper analyzed the impact and mechanism of the upgrading of dietary structure on food security systematically by introducing a dynamic nonlinear relationship， which was conducted as an empirical test. The study found that： ① Without considering the dynamic effects， dietary structure upgrading had a negative impact on food security.② However， there was a dynamic non-linear relationship between dietary structure upgrading and food security. Although dietary structure upgrading negatively affected food security， food security played a role of quantitative and structural regulation， and then moderated the negative impact mechanism. Therefore， under the expectation of the continuous upgrading of the dietary structure， the government of China should focus on ensuring and improving the level of national food security， and make forward-looking prediction and targeted response from the perspectives of quantity and structure adjustment.

Key words： dietary structure upgrading， grain， feed grain， food security

作為世界人口大國，糧食安全始終是中國經濟發展和治國安邦的根基。習近平總書記在2020年中央農村工作會議上強調：“要牢牢把住糧食安全主動權。”《國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要》也明確提出：“確保口糧絕對安全、谷物基本自給、重要農副產品供應充足。”進入新時代，隨著國民經濟持續增長和居民收入穩步提升，中國逐漸由“吃得飽”向“吃得好”轉變，具體表現為居民口糧等植物性食物消費緩慢下降，而肉蛋奶等動物性食物消費快速上升，即膳食結構不斷升級[1]。但是生產肉蛋奶等不同食物的糧食轉化率較高，都需要消耗更多的玉米、大豆等飼料糧，所以膳食結構升級將導致新的飼料糧安全問題[2]。因此，在新形勢下，如何應對需求端膳食結構升級導致的糧食供需匹配錯位問題，是對糧食安全提出的新挑戰。

為了保障國家糧食安全，已有學者從供給側結構調整[3]、可持續發展[4]、糧食系統[5]和國際貿易[6]等方面進行了深入研究，為提高糧食安全水平提供了豐富的研究視角和寶貴的政策建議。但是，少有學者關注膳食結構升級對糧食安全的影響。與之較為相關的是辛良杰[6]的研究，其認為膳食結構升級引致肉類消費量增加造成的飼料糧安全問題，在本土農業生產資源難以維持全面小康水平下居民農產品需求的前提下，最終需要依靠國際貿易解決糧食供需矛盾。但是樊慧麗等[7]從生產供給和消費需求的結構變動角度出發，認為通過逐步升級飼養模式和開發利用非糧飼料資源，以國內畜禽業供給居民肉類消費與保障國家糧食安全之間并不矛盾。據此，關于膳食結構升級對糧食安全的影響研究，已有文獻報道但并未給出統一結論。此外，上述研究雖然有助于進一步理解畜禽業發展對糧食安全的影響機制，但他們只是基于國家層面對變量之間做了影響機制和關聯度分析，未深入討論二者的因果關系。因此，本文基于省級面板數據構建包括口糧和飼料糧在內的主要糧食安全內涵，分析膳食結構升級對糧食安全的影響及作用機制，以期豐富糧食安全理論研究。

本文可能的邊際貢獻有兩點：第一，從省際層面出發，引入動態平衡關系，深入探討膳食結構升級對糧食安全影響的內在機制，豐富現有研究；第二，相比于以往描述性統計研究，本文選用省際面板數據，通過回歸分析驗證膳食結構升級對糧食安全的影響及作用機制，并提供一定政策啟示。

1 機制分析與研究假說

1.1 膳食結構升級與糧食安全

膳食結構升級主要通過影響口糧和飼料糧消費結構，進而影響糧食安全，具體影響機制：一方面，膳食結構升級會替代部分口糧消費。封志明等[8]將糧食消費分為提供人體所需營養素的直接消費和提供肉禽蛋類食品的間接消費，并發現改革開放以來城鄉居民間接糧食消費量持續快速增長，已經替代直接糧食消費成為糧食總需求增加的主要驅動因素。但是谷物等主糧食物的需求收入彈性小于1，是生活必需品，所以谷物等口糧的消費量只是相對穩定地小幅下降[9]。另一方面，膳食結構升級會增加大量飼料糧消耗。肉類食品供給主要來源于國內畜禽業，雖然飼養類型、飼養技術和飼養規模等差異導致肉蛋奶產品單位生產需要的飼料糧數量不同，但是較高的平均飼料轉化率足以導致中國未來飼料糧消耗長期處于高位。可以說，在肉類消費持續增加的情況下，飼料糧需求勢必快速增加[10]，而這又將導致我國廣義糧食自給率不斷下降[11]。

據此，膳食結構升級主要通過替代部分口糧消費、增加飼料糧消耗等兩個維度影響糧食安全。但是，由于口糧作為生活必需品可被肉蛋奶等食物替代的數量有限，而肉蛋奶消費增長引致了更多的飼料糧消耗，因此在糧食產量基本穩定的情況下，本文提出假說1：膳食結構升級會對我國糧食安全產生負向影響。

1.2 膳食結構升級與糧食安全的動態平衡關系

事實上，膳食結構升級也需要高水平的糧食安全作為前提保障，這種保障效應主要體現在數量和結構調節兩方面。

一方面，糧食安全有助于發揮數量調節作用。長期以來，中國畜禽業主要遵循“秸稈和精料”的傳統飼喂模式，作為肉類供給主要來源的畜禽業嚴重依賴飼料糧。胡向東等[12]對中國飼料糧資源進行剖析發現，2013年玉米產量的60.5%和紅薯產量的41%被用作滿足生豬飼料糧消耗。當前，在我國人均肉類消費結構中，豬肉和禽肉等依賴精飼料耗糧型的食物占比遠遠高于依賴牧草節糧型的牛羊肉食物，說明在現有飼養技術和飼養模式不變的情況下，中國飼料糧需求規模還會不斷增加。因此，糧食數量安全是滿足飼料糧需求，推動畜禽業持續發展，保證居民膳食結構持續升級的基本前提。

另一方面，糧食安全有助于發揮結構調節作用。2015年開始，我國先后在17個省區629個縣開展“糧改飼”試點工作，主要是在保證糧食作物產量的前提下引導種植優質飼草料，發展草食畜禽業，升級傳統精料飼養模式，推動優化農業生產結構，發展農業循環經濟。在膳食結構升級引致飼料糧消耗持續快速增加的背景下，國家糧食安全政策也在保證口糧絕對安全的前提下，及時調整農業產業結構，即將過往以糧食、經濟作物為主的二元種植結構逐漸調整為糧食、經濟和飼料作物的三元種植結構，以適應消費端的需求變化，避免出現“人畜爭糧”局面[13]。因此，飼料糧多元化和結構調整可以在保證糧食安全的前提下減少畜禽業對飼料糧的消耗，這不僅能夠有效保障糧食安全水平，還能進一步滿足居民膳食結構升級的需求。

據此，糧食安全也會對膳食結構升級發揮著數量和結構的調節作用，保證其穩步升級，所以本文提出假說2：在動態平衡影響下，糧食安全本身也可以正向調節膳食結構升級對糧食安全的負向影響作用。

2 指標說明和模型構建

理論分析表明膳食結構升級與糧食安全存在動態平衡關系，雖然膳食結構升級可能會對糧食安全產生負向影響，但是這種負向影響還可能受到糧食安全本身的調節作用，但上述假說尚未得到實踐層面的驗證。本文利用中國2011—2020年31個省市區的面板數據來驗證上述假說。

2.1 指標測度與說明

2.1.1 被解釋變量：糧食安全的測度

式中：ZJLi，t為i省市區在t時期的主要糧食自給率（只考慮口糧和飼料糧消費），%；P為糧食總產量，kg；g為口糧消費量，kg；fg為飼料糧消費量，kg；j為肉蛋奶具體食品種類。

由于飼料糧消耗產生于肉類生產過程中，因此本文飼料糧消費量的測算，主要是通過mj（主要包括豬肉、牛肉、羊肉、禽肉、魚類、禽蛋和牛奶等產量）乘以λj（對應的肉蛋奶飼料糧轉換率）折算所得。其中，豬肉、牛肉、羊肉、禽肉、魚類、禽蛋和牛奶的糧食轉化率分別為2.9、2.6、3.1、2.4、1.0、1.7和0.4[15]。

2.1.2 核心解釋變量：膳食結構升級的測度

雖然中國城鄉居民膳食結構升級主要表現為以谷物等高碳水化合物為主的飲食向畜禽產品等高蛋白質的飲食轉變，但是由于谷物等口糧作為生活必需品消耗量較為穩定，所以本文選取變化幅度較大的人均肉蛋奶消費量表示膳食結構升級指標。

雖然我國水產品產量中海水產品和淡水產品基本各占一半，而且還區分天然生產和人工養殖部分，但是我國居民水產品消費量統計數據卻無法一一細分，并且部分省份缺失嚴重，再考慮到人均豬肉、牛肉、羊肉和禽肉消費量之和已占總肉類消費量的75%，具有一定代表性，所以此處數據計算并未包括人均水產品消費量。此外，由于各省市區的人均蛋奶消費量數據存在少量缺失問題，本文統一采用均值插補方法進行處理。

2.1.3 控制變量

為了更加全面地分析膳食結構升級對糧食安全的影響效應，還需要設定對糧食安全可能產生影響的控制變量。參考已有文獻[16-17]，本文選定的控制變量主要包括：資本投入，用農用化肥使用量與糧食播種面積比值的對數表示；土地投入，用人均糧食播種面積的對數表示；技術水平，用農用機械總動力與糧食播種面積比值的對數表示；自然環境稟賦，用水資源量與糧食播種面積比值的對數表示；地區發展水平，用人均地區生產總值的對數表示；城鎮化水平，用城鎮人口在總人口占比表示。

2.2 模型構建

為了更好地測度膳食結構升級和糧食安全之間的動態平衡問題，本文在模型（3）中加入核心解釋變量和被解釋變量的交互項。這種解釋二者之間動態平衡問題的回歸設定方式，主要參考謝富勝等[18]的方法，即在回歸中加入解釋變量和被解釋變量的交互項，以考察二者的平衡關系。此外，為了減輕逆向因果所導致的內生性問題，本文將核心變量的一階滯后項帶入回歸。

2.3 數據來源和描述性統計

考慮到數據的可獲得性和研究需要，本文針對2011—2020年中國31省市區展開研究，形成了310個面板數據觀測樣本，研究使用的數據均來自于《中國統計年鑒》《中國農村統計年鑒》，部分數據來源于各省市區的統計年鑒。主要變量描述性統計結果見表1。

3 實證結果及分析

3.1 回歸分析

鑒于本文使用的面板數據具有“大N小T”的結構，根據固定效應和隨機效應模型的優點，以及兼顧估計效率與一致性，最終選擇在回歸分析中同時報告固定效應和隨機效應模型結果。

如表2所示：若不考慮動態平衡影響，在混合回歸模型中未加入和加入控制變量時，膳食結構升級的系數都為負，且在1%的水平下顯著，說明隨著我國城鄉居民膳食結構不斷升級，確實負向影響糧食安全水平，驗證了假說1。當加入膳食結構升級和糧食安全的交互項時，在固定效應和隨機效應模型中，交互項的系數均為正，且在1%的水平下顯著，雖然膳食結構升級的系數仍然為負，但是其系數的絕對值都明顯小于混合回歸結果。說明糧食安全水平自身高低程度在膳食結構升級對其影響過程中確實可以發揮正向調節作用，致使膳食結構升級對糧食安全的負向影響作用變弱，驗證了假說2。

由于根據豪斯曼檢驗的P值遠遠低于0.05，所以最終選擇固定效應模型。根據模型，資本投入系數在5%的水平下顯著為負，可能是因為本文選取資本投入的替代指標人均農用化肥量施用過多甚至出現冗余，化肥的過度投入容易造成土壤板結，導致土地生產能力下降，進而負向影響糧食生產效率。地區發展水平系數在1%的水平下顯著為正，主要原因是該指標作為一項綜合性指標，一般能夠反映地區相關政策支持和生產要素整合能力高低，所以該指標越高，越有利于提高糧食安全水平，這也基本與當前世界主要發達經濟體糧食安全水平都較高的現實一致。城鎮化水平系數在1%水平下顯著為負，這也基本符合現實情況，因為城鎮化水平的提高往往容易造成農業勞動力流失和擠占糧食播種面積，最后負向影響糧食安全水平。土地投入和技術水平系數雖然不顯著，但系數符號為正，基本與正常經濟解釋一致。而水資源稟賦系數不顯著且為負，可能是因為隨著農業灌溉、大棚等技術應用，國內糧食生產正逐漸擺脫傳統的“靠天吃飯”模式，弱化了水資源稟賦等自然條件的影響作用。

3.2 穩健性檢驗

3.2.1 替換變量檢驗

已有研究認為，膳食結構升級的主要表現形式是人均肉蛋奶消費量不斷增加，但根據國家統計局數據顯示，2020年中國人均肉類消費量已占肉蛋奶總消費量的66.58%，可以說肉類消費量對肉蛋奶消費具有很高的代表性。因此，本文將前文核心解釋變量替換為人均肉類消費量（lnP_Mi，t），以檢驗前述結果的穩健性。表3的回歸結果顯示，在混合回歸模型和固定效應模型中，替換變量的回歸系數在1%水平下都顯著為負，而替換變量交互項（ZJLi，t ·lnP_Mi，t）的回歸系數在1%水平下都顯著為正，說明糧食安全仍舊可以正向調節膳食結構升級對其的負向影響。因此，更換核心解釋變量的回歸結果與前文估計一致，驗證了本文結論的穩健性。

3.2.2 系統GMM回歸

在上述回歸分析中，雖然對核心變量取一階滯后項可能會減輕逆向因果所導致的內生性問題，但模型仍可能具有其他的內生性問題。而且，由于本文重點分析的是被解釋變量和核心解釋變量的動態平衡關系，因此處理內生性問題尤為重要。對此，本文再次對核心解釋變量取水平滯后項，并作為工具變量引入系統GMM模型。由表3可知，核心解釋變量的系數仍為負，交互項的系數仍為正，且都在1%的水平下顯著。同時，系統GMM擾動項的自相關性檢驗結果表明可以在10%的顯著性水平上接受“擾動項無自相關”和“所有工具變量都有效”的原假設，說明可以使用系統GMM估計，回歸結果也與前文一致，具有穩健性。

4 結論及建議

進入新時代，中國城鄉居民膳食結構持續升級對糧食安全提出新挑戰。本文基于省級面板數據構建包括口糧和飼料糧在內的主要糧食安全內涵，分析膳食結構升級對糧食安全水平的影響及作用機制。主要結論如下：一方面，如不考慮動態影響，膳食結構升級總體上會通過大量且快速增加飼料糧消耗從而降低糧食自給率，進而負向影響我國糧食安全水平。另一方面，膳食結構升級和糧食安全存在動態平衡關系，即雖然膳食結構升級負向影響糧食安全，但糧食安全會發揮數量和結構調節作用，正向調節該負向影響機制。因此，維持較高的糧食安全水平不僅可以保證居民膳食結構升級，還可以調節膳食結構升級正向影響糧食安全，周而復始，形成良性循環機制。

根據研究結論，本文從供給和需求兩個視角為進一步保障中國糧食安全提出以下三點政策建議：

第一，堅守糧食數量安全底線，端牢中國人的飯碗。基于中國龐大的人口規模和預期的膳食結構升級進程，維護糧食數量安全是穩定發展的首要保障。但是，面對當今世界百年未有之大變局，以及貿易保護主義帶來的糧食貿易不確定性，中國只有做到手中有糧，心中才能不慌。為此，政府應嚴格堅守“18億畝耕地紅線”，堅決制止耕地“非農化”和防止耕地“非糧化”，深入實施“藏糧于地、藏糧于技”戰略，發展現代糧食產業經濟，牢牢掌握國家糧食安全主動權。

第二，堅持糧食供給側結構性改革，重視飼料糧供給安全。長期以來，國內始終重視保障口糧安全而忽略飼料糧問題，新時代的政府應繼續優化糧食生產結構，深化農業結構戰略性調整，力爭促成糧食、經濟和飼料作物的三元種植結構，以更好地匹配糧食需求結構變化。一方面，政府應逐漸改變固有只追求口糧絕對安全的觀念，確立包括飼料糧在內的糧食安全保障目標；另一方面，還要做好全面推廣“糧改飼”和推動畜禽業產業結構調整工作，如增加苜蓿、燕麥等優質飼草料的種植面積，通過飼料糧多元化和品種結構調整更好地發揮糧食安全對膳食結構升級的調節作用。

第三，加強飼料糧育種創新能力，提升飼料糧轉化率。當前，飼料糧消費規模不斷快速增加，某種程度上也是國內長時間糧飼兼用、標準化程度低和飼養效率不高等問題導致的。因此，重視飼料糧育種創新和良種推廣工作，如提高玉米種子標準化和農藝標準化，區分飼用玉米和專業玉米，提高玉米飼料和工業原材料的功能性定位，特別是推廣青貯玉米品種可以顯著提升玉米對動物性產品的轉化率。因此，打好種業翻身仗，減少低品質和低需求的糧食品種供給、擴大高效率和高品質的飼料糧供給，不僅有助于提高飼料糧產量，還可以通過提升飼料糧轉化率在一定程度上減少飼料糧消耗量，有助于保障糧食安全水平。

參 考 文 獻

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