城镇化对乡村居民食物消费影响的实证研究*

2016-09-03尹风雨

江淮论坛 2016年3期

关键词：乡村人口消费量城镇化

尹风雨　龚　波　王　颖

（1.湘潭大学商学院，湖南湘潭411105；2.湖南科技大学计算机学院，湖南湘潭411201）

城镇化对乡村居民食物消费影响的实证研究*

尹风雨1，2龚波2王颖2

（1.湘潭大学商学院，湖南湘潭411105；2.湖南科技大学计算机学院，湖南湘潭411201）

针对城镇化背景下乡村人口正向城镇快速转移的现状，文章试图探索这种变化对乡村居民食物消费所产生的影响。从乡村人口结构、人口数量、乡村居民收入等变化视角，分别研究它们对乡村居民的粮食消费数量、食物消费数量、食物消费结构的影响。结果表明：城镇化水平对乡村居民粮食消费数量存在较大负效应，但对乡村居民食物消费量影响不明显；人口总抚养比、少儿抚养比、老年抚养比、性别比这些人口结构变化，对影响乡村居民食物消费数量具有长期均衡关系；粮食消费量和禽类消费量与乡村居民食物消费结构变动的相关性较大；总抚养比、少儿抚养是影响该变动的重要抑制因素，其中少儿抚养比是第一相关关系变量。为此，提高乡村居民收入，推进农业结构调整，改善乡村人口抚养结构等，均有利于提高乡村居民生活。

城镇化；乡村居民；食物；消费

自改革开放以来，我国城乡经济都得到了飞速发展，城镇化率已从1978年的17.92%提高至2014的54.77%，城乡居民生活质量与消费水平都得到了显著提高。学者们针对城镇化与乡村居民消费影响的判断，已形成了一些共识。

但从现有研究成果可以看出，目前研究主要集中在城镇化对乡村居民教育、医疗影响方面的研究，而对非主要消费支出下的乡村居民食物消费行为鲜有研究。另从研究对象来看，尽管有少数研究成果涉及了城镇化对乡村居民食品消费的影响，但城镇化对乡村居民食物消费结构的影响，目前尚不明确。而实际上，由于乡村居民收入与生活水平的不断提高，他们不再仅仅把追求大量粮食消费来解决基本温饱作为主要生活目标，以追求高生活质量所导致的人均肉蛋类消费数量正呈逐年上升趋势。鉴于此，本文在阐述城镇化对乡村居民食物消费影响的机理上，就城镇化对我国乡村居民食物消费数量与结构的影响进行了实证检验。

一、城镇化对乡村居民粮食消费影响的机理分析

对城镇化的定义有广义与狭义之分，本文研究的食物最终消费者是乡村居民，因此本文所指城镇化主要是指狭义城镇化，也就是城乡居民人口数之比重。［1］。粮食也有狭义与广义之分，论文中的粮食概念与国家统计年鉴中的粮食统计口径保存一致，包括谷物、豆类、薯类。另外，本文所指食物也与国际粮农组织明确的食物分类相同，含谷物、块茎、豆类、油类、蔬瓜、糖料、果、畜产品八大类。

（一）乡村人口变化对食物消费影响

乡村人口向城镇的逐年转移，已导致我国乡村人口规模与结构正在发生重大变化。由于城、乡居民对膳食消费习惯本身就存在差异，因此乡村人口转移到城镇后的膳食结构肯定也会产生变化。这种变化必然也会导致我国总的粮食消费数量与消费结构的改变。

1.乡村人口数量变化对粮食消费量影响

自改革开放以来，虽我国乡村户籍人口数仍在逐年增加，但乡村常住人口数却在持续递减。1990年我国乡村常住人口数为84138万人，占全国总人口的73.6%，同期乡村户籍人口数为89590万人，二者基本相差不大。而至2012年，我国乡村户籍人口数达到了97066万人，乡村常住人口数却为64222万人，二者相差32844万人。也就是从1990—2012年以来，平均每年约有920多万的乡村人口转移至城镇生活。［2］如果仅从城乡身份转变后导致膳食消费差异的视角来看，从乡村转移到城市，每年引起的粮食消费变化量ΔM为：

式（1）中，ΔPi表示第i年从乡村转移到城镇的人口数，也就是乡村户籍人口减去乡村常住人口，ΔGj表示乡村居民家庭与城镇居民家庭对j类食物的人均消费差异量。又由于当前肉蛋类产品主要来源于饲料用粮，因此本文也把乡村居民对肉蛋类的直接消费，归结成粮食间接消费行为。为了统一计算口径，本文把肉类、禽类、蛋类按照饲料报酬比折算为相应粮食量进行相应折算。［3］经计算，由乡村居民转为城镇居民所导致的粮食、蔬菜、瓜果消耗增量如图1所示。

从图1可以看出，由于人口转移引起的蔬菜消耗增量、瓜果消耗增量呈直线逐年上升，粮食消耗增量也呈现波动上升趋势。这表明乡村居民转移到城镇后，其主要食物消费量跟乡村比较起来，呈现的是增加趋势。

图1　膳食结构对粮食、蔬菜、瓜果消耗量影响数据来源：根据公式（1）计算所得

2.乡村人口结构变化对食物消费结构影响

我国乡村人口除在数量上产生快速变化之外，人口结构跟以往比较也呈现出较大改变，以隔代型、半边型、空巢型为代表的留守家庭已在广大乡村地区普遍出现。［4］2006年我国乡村外出从业劳动力达到了1.3亿人。其中，男劳动力占外出人口64%，30岁以下占52.6%，50岁以下占94.9%。而至2013年，我国乡村外出务工的劳动力总数更是超过了1.7亿人，已占乡村从业人员总量的31.6%。由于不同年龄、不同性别乡村人口所需的营养、食物结构以及消费习惯都会有所不同，这些差异肯定也会对我国总的食物结构产生新的需求影响。依据莫迪利安尼以及《中国统计年鉴》中对人口结构的分类，本文也把0-14岁定位儿童人口，15-64岁为劳动人口，65岁以上为老年人口。根据这种分类，我国乡村人口从1990-2014年的性别与结构变化如图2所示。从图2还可看出，我国乡村老年人口比重在逐年增加，少儿抚养比在逐年减少，性别比虽呈波动状态，但总体都是在103%以上水平波动。由此可知，在今后一段时期内，我国乡村食物消费结构将重点向适合老年人口的消费偏好所转变。［5］

（二）乡村居民收入变化对食物消费影响

1.城镇化对乡村居民收入的影响

城镇化发展是推动乡村居民收入水平提升与收入结构转变的重要原因之一。这是由于城镇化促进了资源和生产要素在城乡间配置积聚和时空秩序的重新整合，推进了乡村人口向城市和非农产业的转移，提升了乡村居民收入水平与消费水平。［6］、［7］1990年，我国乡村居民家庭平均每人纯收入为686.3元，2013年上升至8896元，将近增长了12倍。城镇化率也相应由1990年的26.4%增加到2013年的53.7%。二者均存在明显波动上升趋势，其相关系数高达0.937，这表明城镇化与乡村居民收入存在高度线性相关。［8］

图2　1990—2014年我国乡村人口结构情况数据来源：历年《中国统计年鉴》

2.乡村居民收入对粮食消费的影响

乡村居民人均收入的增长，使其购买能力与消费能力都得到了大幅度提升。从他们的整体消费情况来看，食品消费在乡村居民收入中的比重呈逐年下降趋势。乡村居民家庭恩格尔系数以年均1个百分点的速度下降，其值已从1990年的58.8%下降至2013年的37.7%。但由于乡村居民之间本身存在收入水平差别，不同收入家庭所对应的恩格尔系数也会有较大差别。2002至2012年，乡村居民低收入家庭的恩格尔系数变化量为0.12，约为高收入家庭的4倍，但从总体情况来看，家庭恩格尔系数仍是按照乡村居民收入多少呈递减排列，收入越高恩格尔系数越小。由此可知，乡村居民收入水平差异，也将会导致他们对食物消费量的不同。

二、变量、数据的说明以及模型构建

由以上定性分析可知，城镇化发展对我国乡村居民食物消费数量与消费结构都有一定的影响。为了从定量角度探讨这种影响，我们设定了影响因素组与食物消费组两种变量，鉴于数据的可得性和代表性，影响组主要包含总抚养比（X1）、少儿抚养比（X2）、老年抚养比（X3）、性别比（X4）、乡村居民家庭人均纯收入（X5）、城镇化水平（X6），消费组为乡村居民家庭平均每人对食物（Y）的消费量以及对粮食（Y1）的消费量。

（一）城镇化对人均粮食消费的影响

通过对城镇化率（X6）与粮食消费量（Y1）作一元线性回归，模型拟合度调整R2=0.932，拟合度较好，在5%的显著性水平下t检验显著。该回归结果表明，城镇化率每上升1个百分点，乡村居民的粮食消费就减少1．73公斤。因而可知，城镇化水平的提高，对乡村居民的粮食消费存在较大的负效应。

（二）城镇化对乡村居民食物消费量的影响

依据联合国粮农组织对食物的定义，本文所指食物消费量（Y）为人均对粮食、蔬菜、植物油、猪牛羊肉、禽类、鲜蛋、奶及制品、水产品、食糖消费量、酒类消费总量的平均值（由于《中国统计年鉴》上水果及制品的数据不完整，本文在此暂不考虑此类食物）。为研究城镇化影响组（X1-X6）对乡村居民人均食物消费量（Y）的影响，我们采用协整来进行检验，其主要步骤如下：

1.单位根检验

本文用Eviews6.0对每个序列作ADF检验以验证各序列的平稳性。检验结果表明，在0.05的显著水平下，除X6外，其余6个指标（含Y）都没有通过平稳性建议，也就是都为非平稳序列。对该6个非平稳序列进行一阶差分后，再进行单位根检验后发现，一阶差分后的序列除△X5外都通过了平稳性检验，说明有5个序列都是一阶单整，分别用△Y和△Xi（i=1，2…4）表示，其一阶差分结果如表1所示。

2.协整检验结果

由于△Y与△Xi（i=1，2…4）在一阶差分后的序列都是平稳的，都存在一阶单整，根据协整理论，可对其进行协整分析。根据ADF平稳性检验结果，在进行Johansen检验时，本文选择滞后阶数为2阶，协整方程包含截距项和趋势项，协整检验结果如表2所示。

根据表3的检验结果，迹检验与最大特征值检验均在具有3个协整方程时通过5%的置信水平检验，说明食物消费量（Y）与各变量（X1、X2、X3、X4）之间协整关系成立，并具有长期均衡关系。

3.格兰杰因果关系检验

格兰杰因果关系通常用来检验各指标之间的短期关系，根据单位根检验结果，本文把时间序列达到平稳时的差分阶数（1阶）作为滞后阶数进行检验。［9］该检验结果（表3）表明，在10%的显著性水平下，总抚养比（X1）、少儿抚养比（X2）、性别比（X4）是影响乡村居民食物消费的格兰杰原因。

4.典型相关分析

为了进一步深入研究各影响因素（X1、X2、X4）对乡村居民食物消费结构的影响，本文用典型相关分析法对其进行研究。按上述分类把食物消费结构种类分为粮食（Y1）、蔬菜（Y2）、植物油（Y3）、猪牛羊肉（Y4）、禽类（Y5）、鲜蛋（Y6）、奶及制品（Y7）、水产品（Y8）、食糖消费量（Y9）、酒类（Y10）。利用SPSS19.0所求典型相关结果如表4所示。从该表可以看出，在0.05的置信水平下，3个典型相关系数较高，并都具有统计意义，表明可以用影响组变量来解释食物消费结构组变量。

表1　ADF单位根检验

表2　协整检验结果

表3　格兰杰因果关系检验结果

典型相关冗余度分析结果表明，第一组变量的变异能被自身典型变量所解释的比例分别为0.663、0.229、0.108，能被相对典型变量解释的比例分别为0.660、0.184、0.083；第二组变量的变异能被自身的典型变量所解释的比例分别为0.786、0.020、0.034，能被相对典型变量解释的比例分别为0.783、0.016、0.026。第一对典型变量的典型相关系数为0.998，权衡比较，本文选取第一对典型变量（U1、V1）来说明影响因素组对乡村居民食物消费结构组的影响。其表达式为：

由式（2）可知，影响因素组的第一典型变量U1中，X1和X2的载荷绝对值相对较大，说明总抚养比、少儿抚养比是影响乡村居民消费结构因素的重要相关变量，特别是少儿抚养比位居首位，这与父母把对子女的抚养作为第一首要任务的社会现象基本相符。由式（3）可知，乡村居民食物消费结构组的第一典型变量V1中，Y1与Y5载荷绝对值相对较大，表明粮食消费量和禽类消费量与乡村居民消费变动有较高关系，特别是禽类消费量位居首位，这与现今大部分乡村居民家庭以满足自己消费为主要目的的禽类饲养行为相符。

表4　典型相关系数及相关检验

（U1，V1）两组变量的结构分析结果（表5）表明，食物消费影响组的第一典型变量U1与X1、X2高度相关，表明总抚养比、少儿抚养比对乡村居民食物消费结构的影响存在密切关系。其中，X1与X2均为负数对消费起抑制作用，表明乡村居民在消费时，更多会顾虑“上有老，下有小”仍需抚养的实际情况，采取理性消费行为。乡村居民食物消费结构组的第一典型变量V1与10个变量的相关程度都较高。其中粮食、蔬菜、食糖消费量为负起抑制作用，表明随着生活条件逐步改善以及对健康的追求、粮食、蔬菜、食糖在乡村居民食物消费结构中的比重在逐步减少，而植物油、猪牛羊肉、禽类、鲜蛋、奶及制品、水产品、酒类的消费比重都在增加。

表5　模型结构分析

三、结论与建议

本文所得的主要结论有：（1）协整检验结果表明，乡村居民家庭人均纯收入、城镇化水平对食物消费量的长期均衡关系不显著；而食物消费量与总抚养比、少儿抚养比、老年抚养比、性别比之间协整关系成立，并具有长期均衡关系。（2）格兰杰因果关系检验表明，总抚养比、少儿抚养比、性别比等人口结构变化是影响乡村居民食物消费的格兰杰原因。（3）粮食消费量和禽类消费量与乡村居民食物消费结构变动的相关性较大。（4）典型相关关系结果表明，总抚养比、少儿抚养比是影响乡村居民消费结构因素的重要相关变量，其中少儿抚养比是第一相关关系变量。上述这些结论与当前乡村现实较为吻合，也表明本文的研究结论具有较高的可信度。

上述结论所对应的四点政策建议分别为：

第一，针对收入水平与城镇化水平对乡村居民食物消费影响不明显的现状，在城镇化建设目标上，应该以提高社会城镇化与经济城镇化水平为目的，而不能简单地认为把农村人口吸引到城镇地区临时居住就是提高了城镇化水平。［10］我们只有从社会福利、经济保障、收入差别等方面消除了城乡差距，才能提高农民的国民待遇，才能让农民把收入水平的提高真正转为对食物消费水平及生活水平的提高，而无需把收入主要用于对父母赡养与子女教育方面。［11］

第二，针对乡村老少人口结构和总抚养比与食物消费量具有长期均衡关系的现状，一方面需加快社会主义新农村建设，大力发展乡村社会事业，改善乡村人口结构，要从户籍改革、政策制度、机制创新、思想观念转变、公共服务改善等方面建立城乡一体的社会管理格局，从而稳定乡村从业青壮年劳动力的比率，不能让乡村变成“空巢”与“老巢”；另一方面需把乡村居民养老与城镇居民养老都纳入到相同的体制，加快新型农村社会养老保险的推广普及。同时，考虑农村资源较多，鼓励先在农村实施生二胎奖励政策，这样既可以改善农村人口结构，又可提高社会总抚养比水平。

第三，针对乡村居民食物消费结构变动较大的现状，一方面需加快土地流转，提高农业规模化、集约化生产效率，在粮食连年丰收而国外低价粮食的持续冲击下，需拓展农产品销售渠道。加大农业供给侧改革步伐，推进农业结构调整，大力发展非粮食物类经济作物的种植，如植物油、瓜果蔬菜的种植，实施现代畜牧产业发展战略，提高人均猪牛羊肉、禽类、鲜蛋、奶类等食物的比重；［12］另一方面，国家要严控食物进口规模，特别是口粮的进口量，防止国外低价口粮对国内的冲击，从而引发粮食安全问题。另外，也要防止国外低价走私肉对国内生猪市场的冲击。

第四，考虑少儿抚养比、总抚养比对乡村居民食物消费结构存在较大影响，为此需减轻乡村家庭对老少抚养的重担。［13］一方面国家仍需继续加强对乡村老年养老、留守儿童教育等公共事业支持力度，转变乡村以“上为老、下为小”为目的的主要消费格局，从而提高农民的真实生活水平；另一方面，可在城镇建立更多的公立学校，让留守儿童可随父母就近入学，从而减轻乡村家庭对老与少的生活开支，让乡村家庭有富余的开支来改善食物消费结构。

当然，影响我国乡村居民食物消费的因素错综复杂。不同阶段、区域、家庭、个体、生活习惯、价格以及不同研究方法等都有可能导致研究结果有较大差别，这些仍需要学术界有更多的共同研究。

［1］毛哲山．“人的城镇化”理论的建构与创新研究［J］．河南师范大学学报（哲学社会科学版），2016，（01）：88－92．

［2］邵志东，王建民．中国农村转移人力资源开发体系构建研究［J］．湖南科技大学学报（社会科学版），2013，（04）：82－85．

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［5］冯杰，吴文强．创新视域下社区合作养老模式的构建探析［J］．海南大学学报（人文社会科学版），2014，（06）：20－26．

［6］寇凤梅，李佳凝，常精彩.城镇化与乡村居民收入变动的相关性定量分析——以甘肃省为例［J］.兰州学刊，2013，（11）：181-184.

［7］冯伟，肖卫东.城镇化发展与城乡居民收入差距关系研究：理论与实证［J］.乡村金融研究，2013，（01）：67-72.

［8］李静，楠玉．我国食品价格波动冲击路径的随机因素分析［J］．经济经纬，2013，（02）：28－32．

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［10］李琼英．安徽农业转移人口市民化的区域差异实施路径［J］．重庆理工大学学报（社会科学版），2014，（11）：47－51．

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