我国城乡居民食用植物油消费影响因素的比较分析

王佳友，何秀荣

（中国农业大学经济管理学院，北京 100083）

我国城乡居民食用植物油消费影响因素的比较分析

王佳友，何秀荣

（中国农业大学经济管理学院，北京 100083）

基于宏观经济学相关理论，利用我国城乡居民食用植物油消费数据，运用协整方程和误差修正模型，分析我国城乡居民食用植物油消费的长期及短期影响因素，探讨各影响因素对城乡居民食用植物油消费的作用机制。结果表明，1981-2012年城镇和农村居民食用植物油人均消费量分别由4.8 kg和1.9 kg增长到9.1 kg和6.9 kg，城乡居民食用植物油消费与人均收入水平存在明显的相关性。其中，人均收入水平对城乡居民食用植物油人均消费量的短期影响程度最大，且农村居民的需求收入弹性大于城镇居民；食用植物油价格对城乡居民消费的影响效应存在显著差异；健康信息还未对城乡居民食用植物油消费产生负向影响；消费习惯对城乡居民食用植物油消费均产生正向影响，但城镇居民的消费惯性大于农村居民。城镇居民对食用植物油人均消费短期变动偏离长期均衡关系的调节力度较强；从长期来看，促进农村食用植物油消费市场发展必须依靠增加农村居民的收入水平来实现。关键词：食用植物油；城乡居民；消费；协整方程；误差修正模型

王佳友，何秀荣. 我国城乡居民食用植物油消费影响因素的比较分析［J］. 农业现代化研究， 2016， 37（5）: 932-938.

Wang J Y， He X R. Comparative analysis of the influencing factors of vegetable oil consumption by urban and rural residents in China［J］. Research of Agricultural Modernization， 2016， 37（5）: 932-938.

在一国的经济发展历程中，随着居民收入的增长和生活水平的提高，必然会扩大对脂肪摄入的需求。食用植物油是膳食必需营养素之一，也是人体脂肪获取的重要来源，所以，食用植物油是居民重要的生活必需品，与人民生活密切相关，而且其消费水平已成为衡量一个国家居民生活水平高低的重要标志，并在国家食物安全中占有重要的地位。

回顾历史，20世纪90年代之前，国内食用油脂供给长期处于低水平的供求基本平衡状态。20世纪90年代以来，伴随着居民生活水平的提高和油料、油脂市场的放开，我国食用植物油消费进入了快速增长时期。2013年全国食用植物油人均消费量已达24 kg，比1990年增加了17 kg，增幅超过260%。尽管我国食用植物油人均消费水平在快速增长，但城乡间消费水平却是极不平衡的。2012年我国城镇居民和农村居民的食用植物油人均消费量分别为9.1 kg和6.9 kg，农村居民的食用植物油人均消费仅为城镇居民的75%。究竟是什么因素导致城乡居民食用植物油人均消费量存在一定差距？主要因素分别有哪些？这些因素是如何作用于城乡居民食用植物油消费的？如何缩小城乡居民食用植物油消费水平之间的差距？这些问题已成为我国食用植物油产业面临的重要问题，其答案可以作为植物油产业发展政策的制定和执行依据。

在对我国食用植物油消费影响因素的研究中，大多数学者认为收入水平、城市化水平、产品价格是影响食用植物油消费最主要的因素［1-2］。除此以外，一些文献报道了健康信息［3-4］、贸易政策［5-6］、消费者偏好［7］对我国食用植物油消费的影响。但国内外以城乡视角分析我国食用植物油消费的研究尚不多。有学者对城乡居民食用植物油消费的现状进行了相关分析和描述统计后指出，我国的农村人均植物油消费明显低于城镇人均植物油的消费［8］，城市食用植物油消费增速要快于农村食用植物油［9］。还有学者针对影响城乡居民食用植物油消费的因素进行了相关研究，如彭可茂等［10］认为价格因素在城乡居民食用植物油购买中所占的作用逐渐减小，城乡居民考虑更多的因素是收入效应、替代效应和健康考虑等。王恩胡和李录堂［11］则认为目前城乡居民食用植物油消费仍有一定差距可能是由于饮食习惯等原因引起的。另外，有学者还对城乡居民食用植物油未来消费趋势进行了预测，如李文娟［12］认为随着油料生产的发展和人民生活水平的提高，农村人口的消费水平将有较大提高，而且其提高速度快于城市，食用植物油消费水平的差异将会逐步缩小。

基于以上文献的梳理，发现虽然有学者对我国城乡居民食用植物油消费的影响因素和未来发展趋势进行了相关分析，但基本都是基于对现象的统计性描述后得出的结论，而极少有以城乡视角较为全面地实证对比分析我国居民食用植物油消费的影响因素及其具体作用机制的研究。鉴于此，本文基于宏观经济学相关理论，利用1981-2012年我国城乡居民食用植物油消费数据，运用协整方程和误差修正模型对我国城乡居民食用植物油消费的长期及短期影响因素展开实证分析，并探讨各影响因素对城乡居民食用植物油消费的作用机制，为我国城乡居民食用植物油消费潜力的准确把握和相关政策的制定提供理论参考及依据。

1　居民食用植物油消费影响因素的理论分析

1.1居民收入

根据宏观经济学中的消费函数理论，收入被认为是决定消费水平的最根本因素。凯恩斯的绝对收入假说、杜森贝利的相对收入假说、莫迪利安尼和布伦贝格的生命周期假说以及弗里德曼的持久收入假说等西方消费理论都系统刻画了收入对消费的影响，从不同角度阐述了收入决定消费的关系。但据恩格尔定律，还应考虑食物消费的饱和状态。当收入水平较高时，居民达到一定富足阶段，食物消费增长趋缓甚至稳定。因此，据消费函数理论，随着我国居民收入的持续增长，城乡居民食用植物油消费也将保持持续增长，但是否临近恩格尔定律下的饱和状态则需要实证分析的检验。

1.2价格水平

根据需求理论可知，在其他条件不变的情况下，一种商品的需求量与其本身价格之间成反方向变动，这一价格效应即为收入效应。由此可知，价格水平是影响居民消费的一个重要因素。食用植物油属于人们日常生活中的必需品，根据需求弹性理论中必需品受价格影响较小的论点，价格对食用植物油消费整体的影响较小，但是对于不同收入群体来说影响程度会存在一定的差异。对于城镇居民来说，其收入较高且来源较为广泛，除工资性收入外，资产性收入和经营性收入也在其收入水平中占据较大比重，因而城镇居民对食用植物油价格变动所带来的收入承受能力较强，价格的消费影响较小；对于农村居民来说，其收入较低且来源主要以经营性收入和社会保障收入为主，而且这些收入往往滞后于价格水平的变动，因此食用植物油价格变动对其消费的影响较大。

1.3消费习惯

生命周期和持久收入假说认为，在一个既定时期，个人消费不是由当期的收入决定的，而是由其整个一生的收入，即持久性收入决定的，预期收入和消费的变动都是可预测的。随机游走假说认为，若消费者关于持久性收入的预期是理性的，则当期持久收入的最佳预期为前期消费，因此当期消费仅与前期消费有关，其它任何变量（前期收入、当期收入或收入的变化）对消费没有影响。前期消费可以看作为消费者的消费习惯。消费习惯的大小与家庭的富裕程度有关，越富有的家庭，其消费习惯形成特征就越强［13］。根据以上观点，由于我国城镇居民的收入普遍高于农村居民，因此其食用植物油消费受消费习惯的影响更大。

1.4健康信息

兰卡斯特特性理论（Lancaster’s characteristic model）认为，消费商品的过程，是一个从商品获得某种使用（或服务）的过程，消费者购买商品的目的，是为了获得这些商品的使用价值（或服务），而不是商品本身。因此，营养可以归因为构成食物的物质或特征，而有关提倡合理膳食、改善个体和人群的消费模式来改善营养状况、减少与膳食有关疾病的营养信息可以改变消费者的食物消费行为，促进合理膳食［14］。一些学者提出了倡导“安全营养、健康消费”的食用植物油均衡消费的理念［15］，原因在于脂肪酸是食用植物油的主要成分，其组成和配比很大程度上决定了食用植物油的营养价值。大量研究认为，饱和脂肪酸摄入量与心血管疾病风险显著相关，而我国居民消费的主要食用植物油品种，诸如大豆油、花生油、棕榈油和菜籽油都含有一定比例的饱和脂肪酸［16］。另外，我国居民消费的食用植物油中均不同程度含有胆固醇［17］，而胆固醇水平太高会增加心血管疾病发生的概率［18］。因此，诸如脂肪酸和胆固醇等与食用植物油消费相关的营养健康信息将影响消费者的食用植物油消费行为。

以上的相关性理论分析结果表明，我国城乡居民食用植物油消费可能与居民收入、价格水平、消费习惯以及健康信息等因素有关。但是，单因素分析没有控制其它因素的影响，无法将不同因素对城乡居民食用植物油消费的影响分离出来。因此，本文建立计量经济模型，系统估计不同因素对我国城乡居民食用植物油消费的影响。采用城乡居民食用植物油消费的协整方程和误差修正模型来探讨在长期和短期中不同因素对城乡居民食用植物油消费的作用。考虑到采用的变量数据可能存在非平稳性，对各变量分别进行单位根检验以验证各变量时间序列的平稳性，若为平稳序列，则进一步检验这些变量之间是否存在协整关系以建立协整方程，并在协整关系的基础上引入误差项，建立误差修正模型。

2　研究方法

2.1数据来源

我国城镇居民食用植物油人均消费量数据来源于《中国城市（镇）生活与价格年鉴》、《中国价格及城镇居民家庭收支调查统计年鉴》以及《中国统计年鉴》；农村居民食用植物油人均消费量数据来源于《中国农村住户调查年鉴》和《中国统计年鉴》；城镇、农村食用植物油零售价格指数来源于《中国统计年鉴》；城镇、农村居民食用植物油健康信息指数数据来源于MEDLINE数据库以及中国医院知识总库数据库。另外，结合我国城镇、农村的实际情况和数据资料的可获性，本文选取的时间跨度为1981-2012年。

2.2模型构建

建立城乡居民食用植物油人均消费与相关经济指标之间的函数关系是我国食用植物油城乡消费结构研究的首要任务。考虑上一部分对我国城乡居民食用植物油消费影响因素的理论分析，并借鉴国内外已有的研究成果，本研究试图建立一个分析经济增长过程中我国城乡居民食用植物油消费的时间序列函数，其形式为：

式中：Y1t、Y2t分别代表我国城镇、农村居民食用植物油人均消费量；G1t表示城镇居民人均可支配收入，G2t表示农村居民人均纯收入，分别用以1978年为基期的城乡居民消费价格指数进行相应调整；P1t、P2t分别代表城镇、农村食用植物油的价格水平，分别用城镇、农村食用植物油零售价格指数表示，均以1978年为基期的零售价格指数进行相应调整；H1t、H2t分别为城镇、农村居民所获取的健康信息。

本文根据我国食用植物油消费的实际情况，借鉴Brown和Schrader［19］构造的胆固醇信息指数（Cholesterol Information Index）作为消费者健康信息替代变量的做法，尝试构造我国食用植物油健康信息指数代表消费者获取的食用植物油相关的健康信息。具体方法如下：在美国国立医学图书馆（MEDLINE）数据库中通过标题和摘要搜索包含有关键词（fat or cholesterol），（heart disease or arteriosclerosis or stroke）和（China or Chinese）的英文文章；在中国医院知识总库（CHKD）数据库中通过标题、关键词和摘要搜索包含有关键词（油脂、胆固醇）和（心脏病、动脉硬化、中风）的中文文章。通过对以上两类数据库中所搜索到的各年文章数量进行加总，得出每年的食用植物油消费健康信息指数。另外，考虑到消费者信息获取的滞后性以及信息存在的时效性，把前5年加总的食用植物油信息指数作为滞后一年的食用植物油健康信息指数。另外，由于城镇、农村居民获取信息的便利性存在异质性，对该解释变量作以下处理：H1t=2H2t。

2.3单位根检验

若时间序列变量为非平稳序列，对它们进行回归就有可能出现伪回归现象。而在宏观经济研究领域的实证分析中，多数经济时间序列变量都是非平稳的，如收入、消费、价格水平等。为了确保回归结果的真实性，首先要对时间序列变量进行平稳性检验，这一过程被称为单位根检验［20］。本研究将使用ADF（Augmented Dickey-Filler）法来检验所有变量的平稳性。

2.4协整检验

若各变量对数字序列的长期趋势均具有一阶平稳性，但是各变量之间若存在不平稳性仍不能直接进行回归分析。因此，需要对各变量之间是否存在长期均衡稳定关系进行协整检验。若各变量之间存在协整关系，则表明它们之间存在长期稳定的均衡关系，虽然在短期内各变量可能会暂时偏离这种均衡，但是它们随着时间的推移将逐渐回归到长期的均衡关系［20］。若ADF检验结果中显示各变量都是一阶单整的，则符合进行协整检验分析所要求各变量具有同阶单整性的前提条件。本文将选择Johansen方法对各变量的协整关系进行检验，该方法适用于对多变量协整关系的检验。

2.5城乡居民食用植物油消费协整方程的建立

若通过ADF检验和协整检验发现，城乡居民人均消费量与各变量之间存在长期稳定的均衡关系，则本文建立的回归模型将不存在伪回归问题，可建立城乡居民食用植物油消费的协整方程：

2.6城乡居民食用植物油消费误差修正模型的建立

根据协整理论，若变量之间存在协整关系，则可以用误差修正模型（ECM）对其短期波动和长期均衡进行直接描述［21］。若能证明各变量之间存在协整关系，则残差序列e1t、e2t应具有平稳性。运用E-G两步法对e1t和e2t分别作平稳性检验，若残差序列e1t和e2t为平稳序列，可以分别建立城镇、农村居民食用植物油消费的误差修正模型来揭示各变量之间的短期关系以及长期与短期之间的修正关系。

根据Hendry从一般到特殊的建模方法，本研究首先选定滞后一期变量和误差修正项，初始模型设定为：

式中：ecm1（t-1）和ecm2（t-1）称为误差修正项，分别表示回归方程中滞后一期的回归残差，代表前一期被解释变量对长期均衡水平的偏离，φ1和φ2称为修正系数，分别代表被解释变量lnY1t和 lnY2t对误差的调整速度。其它解释变量前的估计参数均为短期参数，代表变量之间的短期调整关系；而回归方程中解释变量的估计参数均为长期参数，表示变量之间的长期均衡关系。这种长期和短期参数的明确划分，使得其同时综合了变量之间长期均衡状态和短期波动的动态效应，是一种强有力的经济分析和预测工具。

需要特别指出的是，滞后一期因变量lnY1（t-1）和lnY2（t-1）恰好能够分别代表城镇居民和农村居民食用植物油的消费习惯，而它们的参数能够说明短期中消费习惯的变化对食用植物油消费水平带来的影响，这也是本文选择误差修正模型的原因之一。

3　结果与分析

3.1单位根与协整检验结果分析

ADF检验结果可以看出，在5%的显著性水平下，各变量的水平时间序列由于存在单位根均不能拒绝零假设（表1），即它们是非平稳的；对它们进行一阶差分后发现，各变量的一阶差分序列在5%的显著性水平下都能拒绝零假设，即为平稳序列。因此，以上检验结果表明各变量的水平时间序列均为一阶单整序列。

通过上述的趋势性分析表明，各变量对数字序列的长期趋势均具有一阶平稳性，因此它们之间可能存在协整关系。Johansen检验结果表明，在城镇、农村居民食用植物油消费模型中，各变量之间分别均至多存在2个和1个协整关系，即两个模型中各变量之间均存在长期稳定的均衡关系。

3.2城乡居民食用植物油消费的长期影响因素分析

通过协整检验可知，在城乡居民食用植物油消费模型中，人均收入、食用植物油价格、健康信息及食用植物油人均消费量之间存在长期均衡关系，城乡居民食用植物油消费的协整方程为：

从协整方程可以看出，各解释变量系数在协整方程中表现出不同的弹性，并且个别解释变量系数符号在协整方程中也呈现出不一致的方向，表明各解释变量对城乡食用植物油人均消费量的影响程度和方向存在一定的差异。

1）我国城镇居民食用植物油消费的长期影响因素。我国城镇居民食用植物油人均消费量与城镇居民人均可支配收入、食用植物油价格水平、健康信息之间存在长期动态均衡稳定关系。城镇居民人均可支配收入对食用植物油人均消费量影响方向为负，而统计结果表明，1981-2012年城镇居民可支配收入从446元增长到3 942元，年均增长率为7.3%；与此同时，城镇居民食用植物油人均消费量由4.8 kg增长到9.1 kg，年均增长率为2.1%，城镇居民可支配收入与食用植物油消费呈现明显的正相关性。产生这种不一致的主要原因可能是城镇居民收入水平整体上较高，食用植物油消费已达到饱和阶段，消费趋于稳定或缓慢增长；并且食用植物油对于城镇居民来说已属于一种低档消费品，城镇居民不会因为收入的增长而增加食用植物油的消费量。

表1　我国城乡居民食用植物油消费模型变量的ADF检验结果Table 1　ADF test results of the vegetable oil consumption model of urban and rural residents in China

城镇食用植物油价格水平与食用植物油人均消费量是负相关关系，这表明由于我国城镇经济发展和食用植物油城镇市场价格的不断提高，城镇消费者收入增长速度慢于食用植物油物价上涨速度，从而使得食用植物油人均消费水平与价格水平呈反向变化。

城镇居民食用植物油健康信息指数与城镇居民食用植物油人均消费量变动方向相同，与预期符号相反。产生这种结果的原因可能是城镇居民还并未足够意识到食用植物油消费对于健康的影响，食用植物油健康信息还不足以使城镇居民降低食用植物油的消费水平。

2）我国农村居民食用植物油消费的长期影响因素。1981-2012年我国农村居民食用植物油人均消费量与农村居民人均纯收入、农村食用植物油价格水平、健康信息之间存在长期动态均衡稳定关系。农村居民人均纯收入对其食用植物油人均消费量的弹性为0.38，这表明农村居民收入水平还相对较低，食用植物油对农村居民来说仍是一种生活必需品。据统计，1981-2012年我国农村居民人均纯收入从149元增长到1 572元，年均增长率为7.9%；与此同时，农村居民食用植物油人均消费量由1.9 kg增长到6.9 kg，年均增长率为4.3%。可见，模型分析结果体现了与统计数据的一致性。同时，从模型回归结果中能够看出，在各解释变量中，农村居民人均纯收入对其食用植物人均消费量的影响最大，这说明人均纯收入是影响农村居民食用植物油人均消费量最重要的因素。

农村食用植物油价格水平对农村居民食用植物油人均消费量的弹性为0.26，说明二者呈同方向变动。这个结果表明由于农村经济发展和农村食用植物油市场价格的不断提高，农村居民收入增长的速度要快于食用植物油物价上涨的速度，从而使得食用植物油消费量与其价格水平呈同向变化。同时，这也证明食用植物油作为一种生活必需品，对农村居民的需求弹性很小，即使食用植物油的价格不断上涨，其消费仍将进行，从而可能导致“强迫消费”效应的产生。

农村居民食用植物油健康信息指数对农村居民食用植物油人均消费量的弹性仅为0.04，说明农村居民获取的食用植物油相关的健康信息对其食用植物油消费量未产生明显的影响。这同时表明食用植物油作为一种生活必需品，对于农村居民来说，在食用植物油消费时还未重点考虑健康因素。

3.3城乡居民食用植物油消费的短期影响因素分析

通过对各系数的t检验，逐步剔除不显著的变量，得到最终误差修正模型的具体参数估计结果见表2。根据以上参数估计结果，可以分别得出城乡居民食用植物油消费的误差修正模型为：

从检验结果可以看出，城乡居民食用植物油消费的误差修正模型中各项系数都通过了10%水平以下的显著性检验，DW值均在2左右，说明两个模型均不存在序列相关性。ecm1（t-1）与ecm2（t-1）的系数均为负值，符合反向修正的原理，表明各变量之间的短期调整关系将随着时间的推移最终回归到长期稳定的均衡关系。

表2　我国城乡居民食用植物油消费误差修正模型参数估计结果Table 2　Estimate results of the ECM model for the vegetable oil consumption of urban and rural residents

1）我国城镇居民食用植物油消费的短期影响因素。短期中城镇居民食用植物油人均消费水平主要受城镇居民人均可支配收入和城镇居民食用植物油人均消费量滞后一期值，即消费习惯的影响。城镇居民人均可支配收入的系数为0.16，通过了显著性水平为10%的统计检验，说明短期内城镇居民人均可支配收入的变动将会引起食用植物油人均消费量同方向的变动。该参数估计结果表明在短期内，城镇居民的人均食用植物油消费量会随着收入水平的提高而增长，增加城镇居民的收入水平能够扩大其食用植物油的即期消费。

城镇居民食用植物油消费习惯变量在1%的显著性水平上通过了统计检验，其系数为0.56。这说明在短期内，城镇居民食用植物油人均消费量受其消费习惯的影响较大，消费水平较为稳定。

误差修正项的系数为-0.72，通过了1%水平的显著性检验。这表明解释变量的增加导致城镇居民食用植物油人均消费短期变动偏离它们长期均衡关系的程度较大，而且城镇居民食用植物油人均消费量和解释变量之间的长期均衡关系对当期非均衡误差调整的自身调节能力较强，其调整力度为72%。

2）我国农村居民食用植物油消费的短期影响因素。短期中农村居民食用植物油人均消费水平主要受农村居民人均纯收入和农村居民食用植物油人均消费量滞后一期值，即消费习惯的影响。农村居民人均纯收入变量通过了10%水平下的显著性检验，其系数为0.20，大于城镇居民食用植物油消费误差修正模型中的对应系数，说明在短期中，农村居民的食用植物油需求收入弹性与城市居民相比较大，农村居民食用植物油人均消费量更易受其收入水平的影响，食用植物油对于农村居民来说更具生活必需品的性质。

农村居民食用植物油消费习惯变量通过了显著性水平为5%的统计检验，其系数为0.37，小于城镇居民食用植物油消费习惯变量的回归系数，说明与城镇居民相比，短期内农村居民食用植物油人均消费量受其消费习惯影响较小，消费水平的稳定性较低。

误差修正项的系数为-0.31，通过了1%水平的显著性检验。与城镇居民食用植物油消费误差修正模型中的误差修正项系数相比，其解释变量的增加导致农村居民食用植物油人均消费短期变动偏离它们长期均衡关系的程度较小，而且农村居民食用植物油人均消费量和解释变量之间的长期均衡关系对当期非均衡误差调整的自身调节能力较弱，调整力度仅为31%，不及城镇调整力度的一半。

4　结论

协整分析表明，人均收入、食用植物油价格、健康信息与城乡居民食用植物油消费存在一个长期稳定的协调关系，即它们之间存在着动态均衡机制。从系数的大小可以看出，长期而言，农村居民人均纯收入是影响其食用植物油消费最重要的因素；食用植物油价格对城乡居民消费的影响效应存在显著差异，其自价格弹性对城镇居民为负，而对农村居民为正；食用植物油健康信息指数对城镇居民食用植物油消费产生正向影响。

在误差修正模型中，根据各个差分项反映变量短期波动的影响可知，从短期来看，在影响城乡居民食用植物油消费因素中，人均收入水平对城乡居民食用植物油消费的影响程度最大，且农村居民具有更大的需求收入弹性；食用植物油消费习惯对城乡居民食用植物油消费均产生正向影响，但城镇居民的消费惯性大于农村居民；城镇居民对食用植物油人均消费短期变动偏离长期均衡关系的调节力度较强，其食用植物油市场的发展较农村更为成熟。

对于农村居民而言，无论在长期或短期中，食用植物油消费的需求收入弹性均为正，且长期弹性大于短期弹性，这表明食用植物油对农村居民来说仍为一种生活必需品，食用植物油的消费目前仍主要由收入决定。因此，从长期来看，若要促进农村居民食用植物油消费市场发展，必须依靠增加农村居民的收入水平，仅靠一些刺激消费的短期政策是无效的，不会影响食用植物油人均消费和收入的长期均衡关系。

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［21］ Engel R F， Yoo B S. Forecasting and testing in co-integrated systems［J］. Journal of Econometrics， 1987， 35（1）: 143-159.

（责任编辑：童成立）

Comparative analysis of the influencing factors of vegetable oil consumption by urban and rural residents in China

WANG Jia-you， HE Xiu-rong
（College of Economics and Management， China Agricultural University， Beijing 100083， China）

Based on macroeconomics theories and the consumption data of vegetable oil by both urban and rural residents， and applying the co-integration equation and the ECM model， this paper empirically examined the long and short term influencing factors and the mechanism of the consumption of vegetable oil by both urban and rural residents in China. Results show that: 1） from 1981-2012， per capita consumption of vegetable oil increased from 4.8 kg to 9.1 kg for urban residents and from 1.9 kg to 6.9 kg for rural residents； 2） there was a positive correlation between vegetable oil consumption and per capita income， with the largest impacts on the consumption of vegetable oil by income in the short run and the income elasticity of demand of rural residents is bigger than that of urban residents； 3） vegetable oil price has significant different influences on rural and urban residents， while the health information does not have any significant negative influences； and 4） consumption habits have positive influences on consumption for both urban and rural residents with a greater consumption propensity for urban residents than for rural residents. In addition， the strength of adjustment of urban residents to the short term change of vegetable oil consumption deviating from the longterm equilibrium is stronger. In the long run， it must rely on increasing the income level of rural residents to promote the development of rural vegetable oil consumer market.

vegetable oil； urban and rural residents； consumption； co-integration equation； ECM model

Monitoring Project of the Ministry of Agriculture in 2015.

WANG Jia-you， E-mail: jiayou1214@163.com.

6 May， 2016；Accepted 23 July， 2016

F014.5

A

1000-0275（2016）05-0932-07

10.13872/j.1000-0275.2016.0093

2015年农业部监测项目“油料作物市场、贸易及产业政策研究”。

王佳友（1986-），女，湖南长沙人，博士研究生，主要从事农业经济理论与政策研究，E-mail: jiayou1214@163.com；何秀荣（1957-），男，浙江杭州人，教授，博士生导师，主要从事农业经济理论与政策研究，E-mail: hexr@cau.edu.cn。

2016-05-06，接受日期：2016-07-23