农村居民收入与膳食能量摄取关系研究

焦　源,赵玉姝,国　亮,田　杰

(西安工业大学 经济管理学院，西安 710021)



农村居民收入与膳食能量摄取关系研究

焦源,赵玉姝,国亮,田杰

(西安工业大学 经济管理学院，西安 710021)

采用《中国农村统计年鉴》(1990-2015年)数据，对农村居民收入水平与膳食构成变化、膳食能量摄取之间的关系进行协整关系验证.研究结果表明：农村居民收入和膳食能量摄取存在长期均衡，且呈正相关关系；农村居民收入对膳食能量摄取有三个方面的影响，在短时期内，农村居民的膳食摄取能量值取决于当年度农村居民人均可支配收入、上一年农村居民家庭人均膳食能量摄取值和农村居民人均可支配收入、上一年膳食能量摄取值偏离长期均衡状态；膳食能量摄取与收入变量符合双向因果的逻辑特征.

农村居民；膳食能量摄取；可支配收入；协整分析

所谓农村居民，指居住地和户口同在农村的居民类型.随着农村居民可支配收入水平的提升，其膳食构成发生着较大变化，具体表现为两个方面：首先，农民消费食物品种呈现出多样化趋势，除日常性粮食、蔬菜、肉类消费外，对水产品、奶及奶制品、禽蛋及水果等食物的内生性需求不断增加.农民的食品结构正在经历由动植纤维为主向兼重动物脂肪及高蛋白的转变[1].其次，农民消费食物中粮食与蔬菜及制品的人均质量比例变化明显，如图1所示.1990年以来，农村居民人均粮食、蔬菜、食糖等消费量降幅较大，人均粮食消费量持续下降.相应的奶及奶制品、水产品、禽蛋等高蛋白食品的需求量迅速攀升，动植物副产品的替代效应开始显现,中国农村居民副食品消费量如图2所示.全部统计数据资料来源于国家统计局农村社会经济调查局《中国农村统计年鉴》(1990-2015年)，其中肉类消费量包括猪肉、牛肉和羊肉.

图1　农村居民粮食、蔬菜消费量

图2　中国农村居民副食品消费量

文献[2-5]研究描述了农村居民人均可支配收入和食品消费数量之间的相关关系，收入变量是其消费变量的格兰杰原因；从另一个维度来讲，农村居民人均可支配收入与膳食构成变化及其膳食能量摄取之间并非单向的因果关系，而是呈现出一种复杂的作用机理[6].也就是说农民人均可支配收入的提升能够改善其膳食构成，增加其膳食能量摄取数量，膳食能量摄取数量反过来影响到收入水平，这种交互作用，尤其是膳食能量摄取数量对农民人均可支配收入的显著促进作用被印证[7-8].收入变量的刺激效应不仅体现在增加其食品消费数量，更是优化了农村居民的食品消费构成.农村居民人均可支配收入水平是影响其膳食构成变化的原因之一，除此之外，还包含城市化进程、农户兼业程度、饮食习惯、收入分配等逻辑性因素，尤其是国民收入的分配影响城乡群体平均消费率，并通过微观个体边际消费倾向递减影响整体消费水平.恩格尔定律指出，只有达到相当高的平均食物消费水平时，收入的进一步增加才不对食物支出发生重要的影响.在现阶段，我国农村居民对于食物的消费层次及货币支出普遍较低，恩格尔系数在37.7%的高位运行，收入变量对农民膳食构成的作用效果明显.Engle和Granger研究指出，如果时间序列具有相同的单整阶数，而且他们之间的某种线性组合能够使组合时间序列的单整阶数降低，则称这些时间序列之间存在协整关系[9].协整分析可以测度变量之间的长期稳定状态.基于此，文中运用协整和误差修正模型对农村居民水平与膳食构成的关系进行测度，由于膳食构成无法明确量化，借助膳食能量摄取这一中间变量加以替代，以期得出农村居民与膳食能量摄取的相互关系.

1　研究方法与数据处理

1.1研究方法

应用协整方法和线性误差修正模型对膳食能量摄取与农村居民收入水平两个非平稳经济变量之间的线性调整机制进行刻画.具体如下：

首先，如果Xy和Yy是一阶单整序列，其一阶差分形式ΔXy、ΔYy处于平稳状态.构建有关两变量的协整回归方程，并用最小二乘法进行估计

Yy=β0+β1Xy+μy

(1)

求得残差序列

(2)

其次，检验残差序列的平稳性.若ey是平稳的，则说明两变量之间是协整的，反之亦然.

为进一步验证两变量之间协整关系基础上的长期特征和短期特征，需借助误差修正模型进行描述.具体而言，对于(1,1)阶自回归分布滞后模型

Yy=β0+β1Xy+β2Yy-1+β3Xy-1+μy

(3)

等式两边同时减去Yy-1，移项得

ΔYy=β0+β1ΔXy+

(4)

式(4)即为误差修正模型，对该式继续进行最小二乘法估计，得到模型的估计参数.

1.2数据处理

文中数据来源于1990-2015年《中国农村统计年鉴》和《中国统计年鉴》.用以反映农民家庭主要食物消费品的食物包含粮食(原粮)、蔬菜、食物油、肉类、家禽、奶及奶制品、水产品、食糖、酒、禽蛋及制品.为方便计算并保持量纲统一，利用具体食品的热量标值估算农民家庭主要食物消费品：用标准粉估算粮食，用芹菜估算蔬菜，用花生油估算食用油，用猪肉估算肉类，用肉鸡估算家禽，用牛奶估算奶及奶制品，用鲤鱼估算水产品，用绵白糖估算食糖，二锅头(58度)估算酒，用鸡蛋(红皮)估算禽蛋及制品.各类食物的热量转化值参照《中日友好医院食物热量换算表》，得到农村居民人均能量摄取值(NEH).具体计算结果见表1.

表1　1990-2015年农村居民人均能量摄取与人均可支配收入数量

1.3研究假设

依据统计学原理和相关文献论述，提出以下研究假设：

假设1：在单位根验证过程中，若t统计量大于10%，无法拒绝存在单位根的假设；t统计量小于5%，则拒绝原假设，变量之间是平稳的.

假设2：协整方程的估计中，若Durbin-Watsonstat值在[-2,2]之间，则不存在自相关问题；可决系数R2越接近于1，表明数据与模型的拟合程度较好.

假设3：在格兰杰因果关系验证过程中，若t统计量小于5%，则拒绝原假设，变量之间存在因果关系.

2　实证分析

2.1单位根检验

农村居民人均能量摄取值(NEH)为自变量，农村居民人均可支配收入(NI)为因变量.数据的对数化能够消除时间序列中存在的异方差，使发展趋势线性化，而且可以保留数据之间原有的协整关系[10].因此，将两个变量做自然对数转化，分别用lnNEH和lnNI表示，得到时间序列lnNEHt和lnNIt.

对两个序列进行稳定性检验如图3所示.

图3　人均能量摄取值和人均可支配收入散布趋势

可以看到，lnNEH和lnNI随时间的推移呈现出同方向增长趋势，与人均可支配收入相比，农村居民人均能量摄取值的变动幅度较小.两个变量都表现出不稳定特性，但一阶差分之后的时间序列ΔlnNEH和ΔlnNI较为平稳,如图4所示.

图4　人均能量摄取值和人均可支配收入一阶差分散布趋势

为进一步探究两个时间序列的平稳性，用Eviews6.0软件进行ADF单位根验证，结果见表2.

表2　各变量单位根ADF检验结果

两个时间序列lnNEH和lnNI的t统计量绝对值均大于10%水平下的临界值，不能拒绝存在单位根的假设；两者的一阶差分序列ΔlnNEH和ΔlnNI的t统计量概率值小于5%，因此，拒绝原假设，序列ΔlnNEH与序列ΔlnNI是平稳的，即ΔlnNEHt～I(1)，ΔlnNIt～I(1).

2.2协整分析

时间序列lnNEH和lnNI是同阶单整的，因此可以进行协整分析.利用Engle-Grager两步检验法，对农村居民人均能量摄取值和人均可支配收入的关系作出协整检验.

2.2.1构建两变量的协整回归方程为

lnNEH=β0+β1lnNI+μ

(5)

式中：β0、β1为待估参数；μ为随机误差项.

用最小二乘法对式(5)进行测度，计算结果为

lnNEH=6.006+0.113lnNI

Durbin-Watsonstat值为1.307，表明残差序列不存在自相关性；可决系数和修正后的可决系数分别为0.786、0.776，回归方程的拟合度较优.从回归参数来看，农村居民可支配收入与能量摄取值之间的影响系数为0.113，即每增加一单位的收入，可以使能量摄取值提高0.113×104卡.常数项6.006的经济学含义是即使收入不增加，农村居民的日常生活能量消耗为6.006×104卡.

2.2.2残差序列的稳定性检验

由式(5)可得

et=lnNEH-6.006 547-0.113 914lnNI

(6)

对(6)式中误差序列et进行单位根检验，计算结果见表3.

表3　残差序列et的单位根检验结果

残差序列的t统计量概率值为0.000小于5%，因此拒绝存在单位根的假设，序列et是平稳的，时间序列lnNEH和lnNI存在协整关系.

2.2.3构建误差修正模型

为深入探究农村居民人均膳食能量摄取值和人均可支配收入两个时间序列在协整关系基础上的长期特征和短期特征，将长期均衡关系下求出的误差修正项视为自变量，连同其他变量一起构建短期模型，即误差修正模型为

ΔlnNEHy=β0+β1ΔlnNIy+(β2-1)(lnNEH-

(7)

式中：β0、β1、β2、β3为待估参数；y为当期年份；y-1为前一年年份.

利用Eviews软件，对式(7)进行最优拟合处理，得到模型为

ΔlnNEHy=0.044+1.096ΔlnNIy+0.151ΔlnNEHy-1-0.533ΔlnNIy-1-0.802ecmy-1

(8)

模型的可决系数R2为0.693 242，表明模型对样本观测值的拟合程度较好.

从式(8)中可以看出，影响农村居民人均能量摄取值的短期变化因素有三个：一是当年的农村居民人均可支配收入.本年度的lnNI每增加一个单位，lnNEH将同方向增加1.096，说明能量摄取值对农村居民可支配收入的短期变动弹性为1.096，这与两变量之间的长期均衡关系特征相一致.二是前一年的农村居民人均能量摄取值和人均可支配收入.其中前一年的人均能量摄取值对当年数值的影响程度为0.151，这种同方向的变动特征反映出农民的食品消费惯性，其膳食构成在短时期内相对稳定.前一年的农村居民人均可支配收入与当年人均能量摄取值呈反方向变化.这种情况的出现主要源于农民对自然灾害、健康意外等不可抗力因素的规避，以及生产要素价格提升对农业经营活动的影响.三是前一期能量摄取值偏离长期均衡状态的影响.误差修正项emc的系数为负值，数值为0.802，表征农村居民可支配收入和膳食能量摄取两个变量的短期发展趋势存在一种平衡和自校正状态，虽

然膳食能量摄取可能会偏离其与农村居民可支配收入之间的长期均衡关系，但由于修正速度较快，当变量间的短期均衡偏离长期均衡时，将以偏离量的0.802倍率返回均衡状态.

2.3格兰杰因果检验

协整验证过程反映出农村居民膳食能量摄取值和人均可支配收入两个变量之间存在长期稳定的均衡状态，但这种均衡关系是能量变化引起可支配收入变化的结果，还是可支配收入增减引起膳食能量变化的结果，需要进一步验证.通过格兰杰因果关系检验，分别取滞后期2～4年，测度lnNEH和lnNI的因果关系，计算结果见表4.

表4　lnNEH、lnNI的因果关系检验结果

当滞后期为2(年)时，在5%显著性水平下，农村居民膳食能量摄取之是人均可支配收入的Granger原因；滞后长度为3～4(年)时，农村居民人均能量摄取值和人均可支配收入之间存在双向因果关系.综合判断，膳食能量摄取变量与人均可支配收入变量符合双向因果特征.这一结论就当期而言，人均可支配收入的提高能够增加农村居民食品消费的货币支出，在物价水平保持稳定的前提下，农村居民的膳食能量摄取值相应增加；农村居民膳食能量的摄取水平提升后，有利于其将更多的劳动精力和劳动时间投入农业生产经营等活动，增加单位时间的劳动投入强度，进而获取更多生产经营收益.

3　结 语

通过对我国1990-2014年农村居民人均膳食能量摄取值和人均可支配收入关系的实证分析，得出以下结论：农村居民膳食能量摄取值和人均可支配收入之间存在长期均衡，且呈正相关关系.虽然传统农业经营带来的生产收益有限，但大规模持续性非农就业行为等带来的收入，以及消费观念的转变将有助于广大农民改善自身的膳食构成，增加膳食能量摄取.需要强调的是，收入水平的提升路径包含务农和非农就业两个部分，其中农村要素市场不断完善背景下的优质农业劳动力大规模、持续性的外出务工趋势，促使非农就业收入不断增加.这种农业生产经营深化分工的带动效应不但提高了广大农户的消费水平，更进一步影响其传统的消费行为和消费理念，也就是说，非农就业过程中的文化模仿与碰撞有利于平衡农村居民膳食构成，增加食物能量摄取.同时，农业生产过密化和内卷化印证着我国农业生产人口依旧庞大的现实，这种农业劳动生产率边际报酬递减的趋势使得农民收入无法大幅提升.虽然非农就业是一条有效出路，但城镇化尚不足以带动农村劳动力的实质性转移，常规农业生产经营的保障性角色依然不容忽视.在农业技术没有重大突破的前提下，务农收入将长期保持不变，农民的消费水平和膳食构成也会相对稳定.农村居民人均膳食能量摄取值从短期来看受当期人均可支配收入、前一期农村居民人均膳食能量摄取值和人均可支配收入、前一期膳食能量摄取值偏离长期均衡状态三个方面的影响.其中前一期膳食能量摄取值偏离长期均衡状态具有反向修复和自校正机制，能够在两个变量的短期变动偏离长期均衡时，将其迅速拉回均衡状态.膳食能量摄取值和人均可支配收入存在双向因果关系.膳食能量摄取值的增加能够提高农村居民单位时间的劳动强度，进而增加生产收入；而收入水平的提高能够直接提高农民的食品消费能力，改善膳食构成.

建议政府政策引领下不断提高农民收入，包含增加传统农业收入和非农收入两个方面，缩小城乡群体平均消费率.加强食品质量监管，保证和提高农村区域范围内的食品质量，关注农村居民的健康状况，以农村居民消费需求为切入点，实现食品供求的高度契合.大力发展农村地区互联网、物联网建设，搭建农村区域范围内的食品销售平台，增加农村居民消费途径.多种渠道增加农村地区食品和商品供给，为农村居民提供丰富充沛的食品和各种物品消费.

[1]黄宗智.中国的隐形农业革命[M].北京:法律出版社，2010.

HUANGZongzhi.China’sHiddenAgriculturalRevolution[M].Beijng:LawPress,2010.(inChinese)

[2]温涛,田纪华,王小华.农民收入结构对消费结构的总体影响与区域差异研究[J].中国软科学，2013(3)：42.

WENTao,TIANJihua,WANGXiaohua.ResearchontheEffectofFarmers’IncomeStructureontheOverallConsumptionStructureandRegionalDifference[J].ChinaSoftScience,2013(3):42.(inChinese)

[3]方松海,王为农,黄汉权.增加农民收入与扩大农村消费[J].管理世界，2011(5)：66.

FANGSonghai,WANGWeinong,HUANGHanquan.AStudyontheIncreaseinPeasants’IncomeandthePolicyforEnlargingConsumptioninVillages[J].ManagementWorld,2011(5):66.(inChinese)

[4]刘芳.中国贫困地区农民收入结构变动对消费的影响——基于东中西部20个省份面板数据的比较分析[J].湖南农业大学学报(社会科学版)，2014,15(2)：14.

LIUFang.InfluenceoftheChangeofFarmer’sIncomeStructureonConsumptioninPoverty-StrickenAreasinChina:AnAnalysisBasedonPanelDataof20ProvincesinEast,MiddleandWestAreas[J].JournalofHunanAgriculturalUniversity(SocialSciences),2014,15(2):14.(inChinese)

[5]林江鹏,刘旺霞,黄永明.我国城乡居民收入与消费支出关系的实证研究——兼论影响农民收入及其差距的因素[J].经济问题探索，2007(4)：116.

LINJiangpeng,LIUWangxia,HUANGYongming.TheSubstantialEvidenceResearchoftheRelationofChineseCityandCountryResidents'IncomeandConsumption—andtheFactorthatInfluenceFarmer’sIncomeandItsMargin[J].InquiryintoEconomicIssues,2007(4):116.(inChinese)

[6]张车伟.营养、健康与效率——来自中国贫困农村的证据[J].经济研究，2003(1):3.

ZHANGJuwei.Nutrition,HealthandProductivity—EvidencefromPoorAreasofRuralChina[J].EconomicResearch,2003(1):3.(inChinese)

[7]HADDADLJ,BOUISHE.TheImpactofNutritionalStatusonAgriculturalProductivity:WageEvidencefromthePhilippines[J].OxfordBulletinofEconomicsandStatistics,1991,53(1):45.

[8]DEOLALIKARAB.NutritionandLaborProductivityinAgriculture:EstimatesforRuralSouthIndia[J].ReviewofEconomicsandStatistics,1988,23(3):406.

[9]NGLERF,GRANGEWJ.Co-integrationandError-correction:Representation,Estimation,andTesting[J].Econometrica:JournaloftheEconometricSociety,1987,55(2):251.

[10]赵爱文,李东.中国碳排放与经济增长的协整与因果关系分析[J].长江流域资源与环境，2011,20(11):1297.

ZHAOAiwen,LIDong.Co-integrationandCausalRelationshipBetweenCarbonEmissionsandEconomicGrowthinChina[J].ResourceandEnvironmentintheYangtzeBasin,2011,20(11):1297.

(inChinese)

(责任编辑、校对白婕静)

ResearchontheCoIntegrationRelationshipBetweentheIncomeofRuralResidentsandtheDietaryEnergy

JIAO Yuan,ZHAO Yushu,GUO Liang,TIAN Jie

(SchoolofEconomicsandManagement,Xian’anTechnologicalUniversity,Xi’an710021,China)

Basedonthedataof1990-2015inChina,therelationshipbetweenruralresidentsincomelevelandthechangesofdietstructureandenergyintakewasverifiedbyco-integrationanalysis.Theresultsshowthatthereisalong-termequilibriumandapositivecorrelationbetweenincomelevelofruralresidentsandtheirenergyintake.Intheshortterm,theruralresidents’energyintakedependsontheirdisposalincomepercapitaforthisyear,theenergyintakepercapitaanddisposalincomepercapitainthepreviousyear;theenergyintakeinthepreviousyeardeviatesfromthelong-runequilibriumstate.Theenergyintakeandtheincomevariablesareinlinewiththelogicalcharacteristicofbi-directionalcausality.

ruralresidents;energyharvesting;peasant’sincome;co-integration

10.16185/j.jxatu.edu.cn.2016.07.007

2016-04-14

陕西省科技厅农业技术创新与公关项目(2016NY-136)；延安市科技局科技计划项目(2015KS-01)

焦源(1986-)，男，西安工业大学讲师，主要研究方向为农业经济理论与技术创新管理.E-mail：jyys_0211@126.com.

中图号：F328A

1673-9965(2016)07-0552-06