习惯形成、收入结构与农村居民禽肉消费*——基于2009～2018年江西省农村固定观察点数据

翁贞林，鄢朝辉，唐文苏

（1.江西农业大学经济管理学院，南昌 330045；2.江西农业大学江西省乡村振兴战略研究院，南昌 330045）

一、引 言

随着经济条件改善和人民生活水平提高，以及畜产品供给稳定增加，我国肉类消费量整体呈上涨趋势。据国家统计局数据显示，2019年我国居民人均猪禽牛羊肉消费量分别为20.28、10.8、2.20、1.19千克，4种肉类消费量分别比2014年增加了1.2%、35.8%、44.7%、21.4%。禽肉是我国仅次于猪肉的第二大肉类消费品，受非洲猪瘟疫情影响，2014～2019年五年间禽肉消费量增长速度高出猪肉34.6%；正常年份（2013～2018年）的五年间禽肉消费量增长速度也高出猪肉消费量增长速度近10%；禽肉消费量与猪肉消费量差距正逐渐缩小。但我国禽肉消费潜力仍未完全释放，一是我国禽肉消费与世界发达国家和具有相似消费结构的亚洲国家相比差距较大，据美国农业部（USDA）数据显示，美国年人均禽肉消费量超过40千克，新加坡超过38千克，而我国年人均禽肉消费量目前只有10.8千克；二是农村居民禽肉消费量相比城镇居民也有一定差距，2019年农村居民人均禽肉消费量为10.01千克，约为城镇居民的87.7%；三是随着我国居民人均可支配收入不断增加，禽肉消费能力也不断提升，“十三五”期间我国农民收入年均实际增长6%，比城镇居民收入增速高1.24个百分点。综上可见，我国禽肉消费潜力巨大，且农村居民消费潜力大于城镇居民消费潜力。

近期，国内国际突发动物疫情和公共卫生事件对我国肉类消费产生较强冲击，2019年非洲猪瘟在我国全面爆发，生猪供给严重不足，猪肉价格持续高位运行，家禽因生产周期相对较短，禽肉成为猪肉最主要替代品，为缓解肉类供给短缺发挥了重要作用。据国家统计局数据，2019年全国猪肉产量较上年下降21.3%，禽肉产量较上年增长12.3%；2019年我国人均消费鸡肉12千克，增长15%，禽肉消费得到较大释放。但随着2020年新冠肺炎疫情爆发，活禽交易市场关闭和疫情防控导致的物流受阻，使正在恢复的畜禽养殖业又遭重创，家禽业受疫情影响尤为严重，据文杰（2020）预计，此次新冠疫情造成我国一季度肉鸡产业损失约125.21亿元，饲料价格上涨和产品销售困难使部分家禽养殖企业遭遇生存危机，导致肉类短期供给过剩。随着国内疫情的有效控制，鼓励和刺激禽肉消费，可有效地去除肉鸡过剩产能、加快家禽产业恢复发展、减轻新冠肺炎疫情对家禽产业影响（叶兴庆，2020）。

受消费习惯影响，我国城乡居民肉类消费中，以猪肉为主的“红肉”消费短期内难以发生变化（翁贞林，2015）。从营养学角度看，禽肉作为“白肉”，具有蛋白质含量高、脂肪低、热能低和胆固醇低的营养优势。同时，家禽是“节粮型”饲养动物，料肉比远低于生猪，故禽肉是性价比最高的动物蛋白，鼓励居民消费禽肉，特别是农村居民，对于改善其营养摄入、提高健康素质具有重要现实意义，一定程度上还可节约耕地资源、保障国家粮食安全。因此，研究我国农村居民禽肉消费的主要影响因素及其作用大小，对调整农村居民肉类消费结构、改善膳食营养结构、优化肉类生产结构、促进消费拉动经济增长、推动受疫情影响的家禽产业恢复生产能力和健康发展具有重要意义。

已有文献得出影响禽肉等畜产品消费的主要因素有收入、价格、城市化水平（黄季焜，1999；刘磊，2014）、消费习惯（陈琼等，2012）、人口特征（白军飞等，2014）、外出务工（李雷等，2019）、收入质量（刘胜科等，2019）、地域特征（徐上等，2014）及社会风险（闫建伟等，2014;牛东来等，2018；蒋乃华等，2002），一般利用调研数据、统计年鉴的时间序列数据或面板数据，构建有限扩展线性支出系统模型（ELES）、几乎理想需求系统模型（AIDS）、面板固定效应模型等，这些研究均为本文提供了有力参考。但因数据获取和统计指标问题，不少文献将所有肉类混在一起分析，忽略了禽肉消费与猪牛羊肉消费异质性，无法准确解释居民禽肉消费的影响因素；同时，现有研究多关注城镇居民禽肉消费，较少关注农村居民消费市场；且多数研究利用年鉴数据或CHNS数据，缺少连续多年追踪数据实证分析农村居民禽肉消费。鉴于此，本文利用农业农村部全国农村固定观察点江西省2009～2018年农村居民家庭微观数据，实证分析农户习惯形成与收入结构对农村居民禽肉消费的影响情况。

二、理论逻辑与研究假说

（一）收入结构与农村居民禽肉消费

收入是影响消费最重要因素，对正常商品而言，收入水平正向影响消费。根据经典生命周期——持久收入假说理论，人能够在一生的财富约束下合理安排各阶段消费，使一生效用最大化。但该假说建立在完全理性人的假设之上，不能与人是有限理性的现实完全相符，为修正和完善传统生命周期假说不符实际的地方，Shefrin等（1988）提出行为生命周期理论，使之更好地描述人们消费行为，其中心理账户是一个重要概念，消费者会根据收入来源和形式将其划分为现期可花费的现金收入账户、现期资产账户和未来收入账户等不同心理账户，消费者不同收入账户表现的消费行为也有所差异，其中现金收入账户的边际消费倾向最大，接近1；现期资产账户次之；未来收入账户最小，接近0。根据行为生命周期理论，农村居民也会把可支配收入按照不同来源划分成不同心理账户，而不同心理账户消费行为也会表现出差异。按国家统计局划分标准，我国居民人均可支配收入被划分为工资性收入、经营净收入、财产净收入和转移净收入的收入结构。对农村居民而言，工资性收入和经营净收入为主要收入来源，财产净收入与转移净收入一般只作为补充，按此逻辑，工资性收入和经营净收入对农村居民禽肉消费的促进作用应大于财产净收入和转移净收入。依据心理账户理论，农村居民会将政府转移支付和亲友给钱为主的转移性净收入视为“意外之财”，用于消费；会将工资性收入和经营净收入视为“血汗钱”，大部分用于储蓄。相对于定期打入固定账户的工资性收入，经营净收入，交易较频繁，且多为现金支付，农村居民易将其视为现期可花费的现金收入账户，其对农户禽肉消费的促进作用应大于工资性收入。

综上提出假说一：不同来源收入均正向影响农村居民禽肉消费，其中转移净收入作用最大，其次为经营净收入、工资性收入和财产净收入。

（二）习惯形成与禽肉消费

1949年，Duesenberry首次将习惯效应引入消费函数，提出“相对收入假说”，认为消费者当期消费水平不仅受当期收入影响，还受过去消费影响，由此提出习惯形成理论，合理反映现实情况。消费习惯形成理论分为外部习惯和内部习惯形成，即“示范效应”和“棘轮效应”。“示范效应”是指消费者消费行为易受他人影响，如高收入者的消费行为对低收入者具有一定引导作用。“棘轮效应”是指消费者当期消费水平不仅受当期收入水平影响，还受自身消费习惯影响。因此，短期收入波动不会立即使消费水平变化。“相对收入假说”提出后得到学术界广泛回应，国内外诸多学者研究结果表明居民消费存在习惯形成效应。如Browning等（2007）、贾男等（2011）分别利用西班牙住户调查面板数据和CHNS数据验证了居民食品消费存在习惯形成效应。王小华等（2020）利用中国农村居民住户调查年鉴面板数据验证了改革开放以来中国农民消费行为呈显著的习惯形成效应。因农村居民外出就餐频率较低，“示范效应”对其食品消费影响不显著（贾男，2011），故本文主要检验“棘轮效应”。根据消费产品属性不同，耐用品与非耐用品在“棘轮效应”表现的特征差异明显，耐用品具有价值高、使用年限久，易出现上期消费多而下期减少特征。禽肉属于正常商品，而非耐用品，农村居民禽肉消费量受消费习惯影响，当有外来冲击时，为维持之前禽肉消费效用，禽肉消费的调整幅度变化不会很大。

综上提出假说二：农村居民禽肉消费具有习惯形成效应，其滞后期正向影响当期消费量。

三、模型、数据及变量

（一）数据来源与处理

本文数据来自2009～2018年农业农村部农村固定观察点在江西省的农户微观面板数据，该数据库涵盖农户家庭主要食品消费量、家庭收支情况、生产经营情况及基本特征等诸多指标，较全面反映了我国农村居民生产、生活情况，是具有代表性的调查资料。

首先，将连续10年的非平衡面板转换成平衡面板数据，得到农户689户。然后剔除不满足调查问卷平衡表关系的样本；剔除家庭常住人口为0的样本；禽肉消费量缺失值采用前后两年的均值替代；为减小奇异值影响，主要变量使用Winsor2命令作缩尾处理，最后得到641户6 410个观察值。实际分析中因各变量缺失值不一致，各回归模型实际样本数可能有所不同。本文数据处理和模型估计均采用Stata15.1软件完成。

（二）变量说明

根据上述理论分析与文献综述，理论上应把影响农户禽肉消费的所有因素均纳入模型中，如禽肉价格是影响消费的重要因素之一，但因所得数据缺少禽肉价格和禽肉消费支出数据，故未纳入模型中，而通过年度效应可一定程度上控制禽肉价格对农户禽肉消费的影响（李雷，2019）。根据数据可得性，被解释变量选择农户家庭年人均禽肉消费量，解释变量包括人均禽肉消费量的滞后期，按照收入来源划分为农户家庭人均经营净收入、人均工资性收入、人均财产净收入和人均转移净收入，家庭常住人口数，是否饲养生猪，是否饲养家禽，以及地区和年度虚拟变量。

1.家庭年人均禽肉消费量

家庭年人均禽肉消费量，根据农业农村部全国农村固定观察点数据统计口径，家庭年人均禽肉消费量为居家农户（不包括外食）禽肉总消量除以家庭常住人口，禽肉消费量按去毛和内脏后的家禽重量计算，家庭常住人口为每年居家6个月及以上农户。

2.核心解释变量

核心解释变量为习惯形成和收入结构。习惯形成常用滞后一期的人均禽肉消费量表示，若习惯形成效应更强，需加入滞后两期与滞后一期共同作为解释变量来度量习惯形成效应的强度。收入是影响消费的重要因素之一，因此，收入水平及其结构可能会影响农户禽肉消费，故按照国家统计局划分标准，将收入结构作为核心解释变量。为消除物价因素对收入的影响，本文利用《中国统计年鉴》中江西省各年度农村居民消费价格指数，将收入结构相关变量以2009年为基期进行了价格平减。

3.其他控制变量

固定观察点记录的禽肉消费量为家庭消费，若家庭常住人口越多，越容易发挥规模经济效应，故把家庭常住人口数纳入模型中。同时，禽肉可获得性和获得便利程度越高其消费量越高，而替代产品猪肉的获得性越好越可能抑制其消费，因此将是否饲养家禽和生猪也纳入模型中。不同地域经济发展水平和禽肉消费习惯均有异质性，为控制时间效应和地区效应，将年份和村庄作为虚拟变量纳入模型中。变量定义及基本情况见表1。

表1 模型变量定义与描述统计

（三）描述性统计

1.收入与禽肉消费量

根据观察点数据，得到如图1所示的农村居民年人均可支配收入和人均年禽肉消费量。由图1可知，在2009～2018年十年间，江西省农村居民人均可支配收入不断提高，人均禽肉消费量总体呈上升趋势，从2009年的4.58千克升至2018年的5.64千克，仅部分年份受外因影响导致消费量放缓或略微下降，如2013年和2016～2017年国内禽流感爆发减少了禽肉供给量并降低了人们禽肉消费信心，使得禽肉消费量增长放缓或下降。从人均禽肉消费量和人均可支配收入的线性拟合趋势看，人均消费量增速明显低于收入水平增速，表明随着收入水平不断提高，禽肉增幅逐渐变小，换言之禽肉消费需求的收入弹性不断减小，显示出正常商品属性。

2.收入结构类型与禽肉消费关系

为考查农户是否因不同收入结构类型使其禽肉消费存在差异，并根据家庭收入不同来源划分为经营户、工资户和其他收入户三种类型（浙江大学中国农村发展研究院，2018）。根据样本数据得到如图2所示的不同收入结构类型农户2009～2018年各年度平均禽肉消费量。

由图2可知，2016年之前工资户禽肉消费量和消费增速均高于经营户，可能其收入水平、膳食结构等方面优于常年居家从事农业生产的经营户，而在2016～2017年，国内大规模爆发禽流感期间，工资户禽肉消费量迅速下降，可能其市场信息和食品安全感应更灵敏，出于担心禽肉产品安全性会迅速降低禽肉消费量，自2017年下半年国内禽流感疫情基本得到控制，但受消费习惯和禽肉消费信心不足影响，2018年禽肉消费量恢复缓慢。而2016年经营户禽肉消费略微下降后，2017年疫情基本控制后消费量迅速恢复，可能家禽养殖的庭院经济是江西省农村地区常见现象，常年居家的经营户可便利地消费自家或邻舍生产的禽肉，加之经营户禽肉安全性担心远低于工资户，因此经营户禽肉消费量在禽流感结束之后恢复较快，但经营户收入水平整体较低且缺乏合理膳食结构，其禽肉消费量整体上维持在一个较低水平并缓慢增长。其他收入户样本时间的禽肉消费量增长幅度最大，但波动性也最大。

为进一步检验不同收入结构类型农户禽肉消费量是否差异显著，本文对各年度和总体样本的不同收入结构类型农户禽肉消费量进行方差分析（F检验）。结果显示，2010年、2016～2018年不同收入结构类型农户禽肉消费量差异显著，总体样本中不同收入结构类型农户禽肉消费量在1%显著性水平上差异显著（见表2）。

表2 不同收入结构类型的农村居民禽肉消费差异的方差分析表（F检验）

（四）模型设计

基于上述理论分析，建立如下基准模型实证分析农户习惯形成和收入结构对其禽肉消费影响。

式（1）中，poultryit为被解释变量，表示第i个家庭，第t期家庭年人均禽肉消费量，β0为常数项。农村居民年人均禽肉消费量的滞后一期poultryit-1被引入作为解释变量①由于在模型估计前不确定农村居民禽肉消费习惯形成效应强度，故在初始设定模型是无法确定被解释变量的滞后期数，本模型暂定使用滞后一期，后文进行模型估计时会引入滞后二期和滞后三期对模型进行筛选。，β1反映农户禽肉消费习惯形成效应强度。家庭人均经营净收入、人均工资性收入、人均财产净收入和人均转移净收入分别用operate、wage、propetry、transfer表示，β2、β3、β4、β5分别为四种不同收入来源的系数值。同时，为减少模型以外波动性、消除可能的异方差，所有收入变量取对数，而农户年人均禽肉消费量不取对数，这种半对数模型与肉类消费的实际情况一致（袁学国，2001）。Controls为控制变量，包括家庭常住人口数、是否饲养生猪、是否饲养家禽、村庄虚拟变量。αi和λt分别表示个体效应和年度效应虚拟变量，εit为随机干扰项。

四、实证结果与分析

（一）估计方法

对于面板数据模型，常使用固定效应模型控制个体间不随时间变化的不可观测的异质性、以此解决部分内生性问题。但本文将被解释变量的滞后项作为解释变量，设置动态面板模型，若直接利用固定效应模型估计，被解释变量的滞后项与随机误差项容易产生相关性，依然会产生内生性问题。为解决内生性问题，Arellano等（1991）提出一阶差分广义矩估计法（Difference GMM），该方法先求出模型的一阶差分形式消除不随时间变化的变量和个体非观测效应，再找一组工具变量满足矩条件，通过求解样本矩的最小化二次型估计回归系数，但这种方法易导致部分样本信息遗失，出现弱工具变量问题等。为弥补一阶差分广义矩估计法的不足，系统广义矩估计法（System GMM）被提出（Arellano等，1995；Blundell等，1998；Bond，2002），将差分方程和水平方程作为一个系统进行GMM估计，可使用更多工具变量，不受弱工具变量影响，提高了估计效率，对于非时变的遗漏变量问题，该估计也不再有偏漏。为比较和检验估计结果的稳健性，本文同时报告固定效应模型②这里选择固定效应而非随机效应或混合OLS回归，是经过了F检验和使用xtoverid命令进行了稳健的hausman检验，拒绝了混合OLS和随机效应回归模型，故选择固定效应模型。、一阶差分广义矩估计和系统广义矩估计的估计结果。

（二）模型回归结果

模型回归结果如表3所示，模型（1）是在静态面板情形下对个体和时间效应均控制的双向固定效应模型的估计结果，结果显示农户人均家庭经营净收入、工资净收入、转移净收入均显著正向影响其禽肉消费，但人均财产净收入未通过显著性检验。控制变量中，家庭常住人口具有规模经济效应，人口越多，人均禽肉消费量越少；饲养家禽显著正向影响农户禽肉消费量。

表3 习惯形成、收入结构对农村居民禽肉消费的实证结果

因使用固定效应模型忽略了消费习惯形成产生的内生性问题，即农户家庭人均禽肉消费量的滞后项与随机干扰项相关，故引入农村居民年人均禽肉消费量的滞后项作为解释变量纳入模型进行广义矩估计（GMM）。GMM估计重要前提，即一阶差分后的扰动项不存在二阶序列相关，通过报告Arellano-Bond AR(2)的P值体现模型设置是否合理，若P＞0.1，说明差分方程不存在二阶序列相关。为进一步检验工具变量使用是否合理，还需对模型过度识别检验，本文报告Sargan检验统计量的P值，若P＜0.5，说明无法拒绝工具变量使用合理的原假设，模型的工具变量设置合理。为避免干扰项存在异方差现象，借鉴Arellano等（1991）重要建议，使用两阶段估计给出的Sargan检验统计量筛选模型。动态面板数据在广义矩估计时，其初始模型是把内生解释变量的滞后二期及其之后所有的滞后期作为工具变量，这会导致工具变量过多无法满足模型的约束假设，解决办法一就是限制内生解释变量最大的滞后阶数。综上所述，经过模型筛选和统计检验后，最终模型如下所示。

式（2）在式（1）基础上，将被解释变量的滞后二期作为解释变量纳入模型，用poultryit-2表示，被解释变量的滞后二期和滞后三期作为滞后一期的工具变量；由于收入变量不是严格外生的，且经营净收入和转移净收入对消费的影响可能存在延续性，将家庭人均经营净收入和转移净收入的滞后一期也作为内生解释变量，分别用ln(operate)t-1和γ3ln(transfer)t-1表示，并设置其滞后二期和滞后三期作为工具变量；家庭常住人口和是否饲养生猪和家禽也受其他不可观测因素影响，将其设置为内生解释变量，其滞后二期和滞后三期作为工具变量。最后得到一阶差分广义矩估计和系统广义矩估计结果，如模型（2）和模型（3）所示，二阶序列相关检验中Arellano-Bond AR(2)的P值分别为0.82和0.74，均大于0.1，Sargan检验统计量的P值分别为0.07和0.28，均大于0.05，说明本文选定的最终模型设置合理。

为消除异方差和序列相关影响，采用两阶段—纠偏—稳健性标准误估。从估计结果看，一阶差分广义矩估计和系统广义矩估计除了系数值略微有些差别外，其系数值显著性和相对大小均保持一致，说明估计结果较为稳健。因系统广义矩估计量较一阶差分广义矩估计量更有效率，故主要解释系统广义矩估计量。系统广义矩估计结果显示被解释变量滞后一期和滞后二期的估计系数分别为0.414和0.0984，且均在1%估计水平上显著，说明农户禽肉消费存在显著习惯形成效应，印证了假说二。农村居民禽肉消费量的滞后两期显著影响当期，但系数值极低，说明禽肉消费的惯性会随时间推移而减弱。从收入结构看，农户四种类型收入结构均显著正向影响禽肉消费，根据系数值大小得出：家庭人均转移净收入每增加1%，农户家庭人均禽肉消费量增加0.767千克；家庭人均经营净收入每增加1%，家庭人均禽肉消费量增加0.632千克；家庭人均工资性收入每增加1%，家庭人均禽肉消费量增加0.152千克；家庭人均财产净收入每增加1%，家庭人均禽肉消费量增加0.0773千克。不同收入来源的增加对农户增加禽肉消费的影响从大到小依次为家庭人均转移净收入、人均经营净收入、人均工资性收入和人均财产净收入，印证了假说一。但家庭人均转移净收入和人均经营净收入的滞后一期对农户禽肉消费有抑制作用，且其系数值均小于当期系数值。可能农户收入来源不稳定，因此当期收入虽有提高，但倾向于将钱用于储蓄，消费观念较保守，从而抑制了下期禽肉消费。其他控制变量中，家庭常住人口数对禽肉消费的影响在1%估计水平上显著，系数值为负，随着家庭规模的扩大，人均禽肉消费量会减少，说明存在人口规模经济效应。饲养家禽在5%显著性水平上正向影响农户禽肉消费，说明饲养家禽可增加农户禽肉可获得性和获得的便利性，从而促进禽肉消费。从年度效应看，2014年禽肉消费量在10%显著性水平上比2018年的消费量显著更少，且所有年度虚拟变量的联合显著性检验P值为0.01，说明随时间推移，农户禽肉消费呈上涨趋势。从地区效应看，村变量显著影响农户禽肉消费，村社的经济发展水平、自然环境、饮食习惯、消费观念等均影响农户禽肉消费量，农户所属村庄作为虚拟变量可包含这些难以观测的内容，9个样本村分布在江西不同地市的9个县，显出明显异质性。因此，村变量对农户禽肉消费的影响可视为该省内地区差别产生的作用。

五、结论和政策建议

（一）结论

第一，农村居民禽肉消费具有较强的习惯形成效应，家庭人均禽肉消费量的滞后一期和滞后二期均显著正向影响当期消费量，说明禽肉消费的惯性会随时间推移而减弱。第二，收入提高显著促进农户禽肉消费，其中按照不同来源收入划分的收入结构中，家庭人均转移净收入的提高对增加农户禽肉消费作用最大，其次依次为人均经营净收入、人均工资性收入和人均财产净收入。第三，家庭人均转移净收入和人均经营净收入的滞后一期对农户禽肉消费有抑制作用，这可能与农村居民消费观念保守、偏好储蓄相关。第四，家庭常住人口存在规模经济效应，常住人口数越多，其人均禽肉消费量越少。农村居民饲养家禽增加了禽肉可获得性，也增加其禽肉消费量。

（二）政策建议

1.加强禽肉营养价值宣传、转变农村居民消费观念

根据《中国居民膳食指南》建议，禽肉作为一种白肉，较猪肉等红肉脂肪含量更低、富含多不饱和脂肪酸，应增加摄入。但我国居民长期形成以猪肉为主的肉类消费习惯，其他肉类为辅，因此猪肉在我国城乡居民肉类消费中的主体地位很难改变。且禽流感时常爆发、有些自媒体对家禽生产的恶意渲染和不实报道也影响禽肉消费市场。根据前文证实的农村居民禽肉消费具有习惯形成效应，政府和企业应加强消费市场上禽肉质量安全检测、保障禽肉安全生产的前提下，帮助群众树立禽肉消费信心，利用广播、电视、新媒体、下村入户宣传等多种传播途径宣传禽肉的营养价值，逐渐改善农村居民的消费习惯，转变农村居民的消费观念，促进农村居民增加禽肉消费量。

2.千方百计提高农村居民收入，努力增加农民转移性收入和经营性收入

收入是影响消费重要因素之一。收入结构中的各项收入来源提高均会促进禽肉消费，因此应多渠道增加农民收入，而在不同收入来源中，转移净收入和经营净收入增加对禽肉消费倾向最大，可加强农民转移支付力度、有序提高农村最低生活保障标准、增加和落实各项补贴制度，子女给老人赡养费时多批次小额给，老人更容易将这些收入当作现期可花费的现金收入账户用来消费，而非未来收入账户进行储蓄。因此，鼓励农户发展农业产业，实施农业产业奖补，既可提高农村居民经营性收入，又可增加转移性收入，从而促进禽肉消费。

3.增加农村居民就业岗位，促进非农就业转移

从上文分析中得知2016～2017年禽流感的暴发使工资户的禽肉消费量下降，阶段性地抑制了工资户的禽肉消费，但从整体趋势上依然发现工资户在样本时间段内禽肉消费的增长速度高于经营户，且工资性收入的增加显著正向影响农户禽肉消费。因此，工资户将会成为今后农村居民禽肉消费的主要增长点，通过发展二三产业、农旅融合等休闲观光农业，增加工作岗位以促进农村居民的非农就业转移，提高农村居民工资户比例和工资性收入，由此带来的收入总体水平提高以及同事或城镇居民消费示范效应的影响将更大程度地提高农村居民禽肉消费。