城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)居民肉類消費(fèi)影響分析

葉鋒，謝娟

(長(zhǎng)江大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 荊州 434025)

馬敬桂

(長(zhǎng)江大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，長(zhǎng)江大學(xué)湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心，湖北 荊州 434025)

隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，城鎮(zhèn)化水平也迅猛發(fā)展，取得了舉世矚目的成就，1980～2017年我國(guó)城鎮(zhèn)化率由19.3%上升到58%。在城鎮(zhèn)化發(fā)展的過程中，我國(guó)居民的消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)也發(fā)生很大變化。1978年我國(guó)城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)為57.5%，到2017年底降為29.3%，城鎮(zhèn)居民的人均收入由343元增加到36396元，這表明我國(guó)城鎮(zhèn)居民生活水平已經(jīng)開始逐步進(jìn)入了富裕階段。我國(guó)城鎮(zhèn)居民糧食消費(fèi)量由1985年的人均134.76kg降低到2017年人均77.75kg，而城鎮(zhèn)居民對(duì)肉類的消費(fèi)量(本研究中指豬肉、牛羊肉和家禽肉消費(fèi)量的總和)卻由1981年的人均11.65kg增加到2017年的人均38.7kg，增長(zhǎng)了2倍多，體現(xiàn)出我國(guó)城鎮(zhèn)居民肉類消費(fèi)量的劇增。雖然需求劇增，而供給卻沒有相應(yīng)提升，造成了我國(guó)從2000年后豬肉價(jià)格出現(xiàn)不正常的劇烈波動(dòng)，牛羊肉價(jià)格持續(xù)走高，給人民的生活造成了極大的困擾，根源在于缺乏對(duì)城鎮(zhèn)居民肉類需求的把握。

在考慮影響城鎮(zhèn)居民肉類消費(fèi)的因素時(shí)，早期很多學(xué)者認(rèn)為城鎮(zhèn)居民肉類消費(fèi)量主要是由價(jià)格因素決定的，因此采用了需求系統(tǒng)模型、ELES模型和非線性的平滑函數(shù)來研究?jī)r(jià)格對(duì)肉類消費(fèi)量的影響[1～3]。后來，越來越多的學(xué)者認(rèn)為除了價(jià)格因素，經(jīng)濟(jì)、社會(huì)和人口也會(huì)影響城鎮(zhèn)居民肉類消費(fèi)量。在進(jìn)行影響因素分析的時(shí)候應(yīng)該將所有因素放入一個(gè)系統(tǒng)里，采用系統(tǒng)論的觀點(diǎn)來對(duì)城鎮(zhèn)居民肉類消費(fèi)量進(jìn)行分析。谷秀娟等[4]認(rèn)為隨著我國(guó)城鎮(zhèn)化水平的不斷提高，居民在日常用品的支出比重會(huì)逐漸下降，而在醫(yī)療保健和娛樂方面的支出比重會(huì)逐漸上升。隨著我國(guó)城鎮(zhèn)化的不斷進(jìn)程，人們對(duì)主食的消費(fèi)不斷減少，對(duì)非主食例如肉類的消費(fèi)將不斷增加，并且大城市的肉類消費(fèi)增量要大于中小城鎮(zhèn)消費(fèi)增量。劉秀梅等[5]采用LA模型研究，認(rèn)為隨著收入不斷增加，居民對(duì)于豬肉和禽類的消費(fèi)不斷增多。胡冰川等[6]認(rèn)為隨著城鎮(zhèn)化的加快，城鎮(zhèn)居民對(duì)于食品的消費(fèi)呈現(xiàn)出“增長(zhǎng)-穩(wěn)定”的趨勢(shì)，并提出了調(diào)整現(xiàn)行的農(nóng)業(yè)政策以適應(yīng)城鎮(zhèn)居民食品消費(fèi)變化的觀點(diǎn)。上述研究主要定性分析城鎮(zhèn)化水平和城鎮(zhèn)居民肉類消費(fèi)量之間的關(guān)系。本研究中，筆者利用協(xié)整分析和VAR模型相結(jié)合的方法，對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)化水平和城鎮(zhèn)居民肉類消費(fèi)量之間的關(guān)系進(jìn)行了定量分析。

1 變量選擇與數(shù)據(jù)來源

研究城鎮(zhèn)化水平對(duì)城鎮(zhèn)居民肉類需求量的影響時(shí)，城鎮(zhèn)化水平指標(biāo)的選取一般采用城鎮(zhèn)化率U，即城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋壤擎?zhèn)居民肉類的需求量指標(biāo)采用豬肉、牛羊肉和家禽等常用肉類的總量M，通過建立這二者之間的VAR模型來反映城鎮(zhèn)化水平和城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量的內(nèi)在關(guān)系。為了消除時(shí)間序列數(shù)據(jù)所帶來的偽回歸問題，將這2個(gè)變量取自然對(duì)數(shù)LNU和LNM，通過一階差分得到DLNU和DLNM。城鎮(zhèn)化率數(shù)據(jù)與城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量數(shù)據(jù)均來源于歷年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，數(shù)據(jù)處理軟件為Eviews 8.0和Excel 2007。

2 實(shí)證分析

2.1 相關(guān)性分析和平穩(wěn)性檢驗(yàn)

表1 城鎮(zhèn)化率和城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果

在研究變量之間的影響程度以及建立實(shí)證分析之前，一般要先對(duì)變量之間是否存在相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)。只有當(dāng)2個(gè)變量之間具有一定的相關(guān)性時(shí)，才能進(jìn)行實(shí)證分析。變量之間的相關(guān)程度一般可以通過相關(guān)系數(shù)來確定，相關(guān)系數(shù)的大小在一定程度上決定了二者之間的相關(guān)程度，相關(guān)系數(shù)越接近于1，相關(guān)程度越高[7]。根據(jù)表1的城鎮(zhèn)化率和城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果，得到城鎮(zhèn)化率和城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量的關(guān)系系數(shù)為0.915320，這表明城鎮(zhèn)化率與城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量之間存在著高度的相關(guān)性，可以進(jìn)行下一步分析。

進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)后，為了防止回歸分析出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，采用單位根值對(duì)城鎮(zhèn)化率和城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。對(duì)變量LNU、LNM、DLNU、DLNM進(jìn)行檢驗(yàn)平穩(wěn)性的ADF檢驗(yàn)值如表2所示。LNU和LNM在10%的置信水平下也不能通過顯著性檢驗(yàn)，表明這2個(gè)變量是不平穩(wěn)的。當(dāng)取對(duì)數(shù)后的變量不平穩(wěn)時(shí)，可以通過一階差分得到DLNU和DLNM，結(jié)果表明DLNU和DLNM在1%的置信水平下能夠顯著性檢驗(yàn)，這說明通過一階差分后的2個(gè)變量DLNU和DLNM是平穩(wěn)的，可進(jìn)行后續(xù)的分析。

表2 ADF檢驗(yàn)值

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

通過ADF檢驗(yàn)可知LNU和LNM序列是不平穩(wěn)的，但是這2個(gè)變量的一階差分DLNU和DLNM是平穩(wěn)的，因此可以把序列LNU和LNM看成是一階單整序列，記作I(1)。換言之，LNU和LNM均為不平穩(wěn)序列，不能夠用傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論來構(gòu)建模型，需要用現(xiàn)代計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的協(xié)整理論來分析二者之間長(zhǎng)期的均衡關(guān)系(表3)。

從表3可以看出，在5%的置信水平下，LNM和LNU存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，即城鎮(zhèn)化率與城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量之間存在著長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。因此，通過OLS法可以得到二者之間的協(xié)整方程：

表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

注：“＊”表示5%的置信水平,“＊＊”表示根據(jù)MacKinnon-Haug-Michelis(1999)提出的臨界值所得到的P值。

LNM=0.49170LNU+1.569239(R2=0.84，t=13.25)

(1)

由式(1)可知，城鎮(zhèn)化率與城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量存在著正向相關(guān)的關(guān)系，也就是說城鎮(zhèn)化水平越高，城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量就會(huì)越大。這種正向關(guān)系具體表現(xiàn)如下：如果城鎮(zhèn)化率每提升1個(gè)百分點(diǎn)，則城鎮(zhèn)居民對(duì)城鎮(zhèn)居民人均肉類需求量將會(huì)增加約0.42%。因此，從長(zhǎng)期來看，城鎮(zhèn)化水平對(duì)城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量有著顯著的正向影響。

2.3 滯后階數(shù)確定和格蘭杰因果檢驗(yàn)

在進(jìn)行VAR模型的估計(jì)之前，需要確定模型的滯后階數(shù)。采用多指標(biāo)法來綜合決定滯后階數(shù)長(zhǎng)度(表4)。由表4可知，建立VAR(2)模型比較合理，因而選擇滯后階數(shù)為2期來建立模型。

表4 滯后階數(shù)確定準(zhǔn)則

注：*表示該準(zhǔn)則認(rèn)為此滯后階數(shù)最合理。

經(jīng)過協(xié)整檢驗(yàn)，認(rèn)為城鎮(zhèn)化率和城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量之間存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。但是，這種長(zhǎng)期均衡關(guān)系是否因?yàn)槌擎?zhèn)化率變動(dòng)引起城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量的變動(dòng)，這需要運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)進(jìn)一步分析。通過格蘭杰因果檢驗(yàn)(表5)可以看出，在5%的置信水平下DLNU能引起DLNM的變化，即拒絕原假設(shè)，也就是說DLNM是DLNU的格蘭杰關(guān)系；但是在5%顯著性水平下DLNM不能引起DLNU的變化，即接受原假設(shè)，也就是說DLNU是DLNM的格蘭杰關(guān)系，這表明城鎮(zhèn)化水平和城鎮(zhèn)居民肉類消費(fèi)量是呈單向相關(guān)的。

表5 格蘭杰因果檢驗(yàn)

2.4 VAR模型估計(jì)和模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

采用最小二乘法對(duì)VAR(2)模型進(jìn)行估計(jì)可以得到：

DLNM=-0.338924*DLNM(-1)-0.408590*DLNM(-2)+0.827407*DLNU(-1)+0.792294 *DLNU(-2)-0.024662

(2)

根據(jù)建立的VAR(2)方程中系數(shù)可以知道，DLNU(-1)和DLNU(-2)前面的系數(shù)為正，表明城鎮(zhèn)化水平上升會(huì)對(duì)接下來2期城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量起正向推動(dòng)作用。DLNM(-1)和DLNM(-2)前面的系數(shù)為負(fù)，表明當(dāng)期豬肉價(jià)格上漲會(huì)抑制接下來2期豬肉價(jià)格的上漲。

只有穩(wěn)定的VAR模型才能進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解，因而采用判定AR根法對(duì)VAR模型穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)。如果VAR模型中的所有滯后根值都小于1，也就是說如果所有滯后根值都落在半徑為1的單位圓以內(nèi)，則可以認(rèn)為建立的VAR模型是比較穩(wěn)定的。

VAR模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)如圖1所示?？梢钥闯?，所有的AR滯后根值都在單位圓內(nèi)，這表明建立的VAR(2)模型是穩(wěn)定的，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解。

圖1 VAR模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

2.5 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

通過上述分析可知，雖然城鎮(zhèn)化率和城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量之間存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，但不能反映二者的動(dòng)態(tài)關(guān)系。脈沖響應(yīng)函數(shù)分析能夠反映變量在受到1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后在不同時(shí)期對(duì)這種沖擊的反應(yīng)程度。圖2為城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量受到自身變化和城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的脈沖后的響應(yīng)函數(shù)圖(圖中虛線代表1倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信區(qū)域，實(shí)線表示相應(yīng)脈沖函數(shù)值。橫坐標(biāo)代表的是設(shè)定的滯后期數(shù)，因?yàn)檠芯啃枰O(shè)定的脈沖響應(yīng)期數(shù)為10期；縱坐標(biāo)代表的是城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量面對(duì)不同變量的脈沖的敏感程度)。

圖2 DLNM的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

從圖2可以看出，城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量對(duì)于自身的脈沖響應(yīng)在第1期的時(shí)候?yàn)檎?，到?期和第3期的時(shí)候變?yōu)樨?fù)向，然后逐漸循環(huán)收斂為零。城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量對(duì)于城鎮(zhèn)化率的響應(yīng)存在著滯后現(xiàn)象，在第2期的時(shí)候達(dá)到最大值，在第4期左右逐漸衰減為0。這表明提高城鎮(zhèn)化水平在短期內(nèi)對(duì)于城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量有著促進(jìn)作用，但是隨著時(shí)間的延續(xù)，4年后這種促進(jìn)作用會(huì)逐漸衰減為0。

2.6 方差分解

表6 DLNM方差分解表

通過方差分解能夠分析不同變量對(duì)于沖擊的貢獻(xiàn)程度，從而能夠判斷不同內(nèi)生變量的重要性。將城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量進(jìn)行方差分解，得到表6(經(jīng)過反復(fù)試驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)在第5期時(shí)方差分解趨于穩(wěn)定，因此選取的期數(shù)為5)。

由表6可知，從第1期開始，城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量受到其自身變化的影響和城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的影響，在第1期時(shí)城鎮(zhèn)化率的貢獻(xiàn)程度為1.72%。到第2期后，城鎮(zhèn)化率的貢獻(xiàn)程度上升到了11.32%，然后逐漸開始達(dá)到均衡狀態(tài)。達(dá)到均衡時(shí)城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量對(duì)其自身變化的貢獻(xiàn)程度為88.67%，城鎮(zhèn)化率對(duì)城鎮(zhèn)居民肉類消費(fèi)量的貢獻(xiàn)程度為11.33%。從短期來看，城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量受自身變化的影響較多；從長(zhǎng)期來看，城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量也產(chǎn)生顯著影響。

3 結(jié)語

通過城鎮(zhèn)化率和城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量的關(guān)系研究，采用相關(guān)性分析、單位根檢驗(yàn)、協(xié)整方程、格蘭杰因果檢驗(yàn)，最后通過建立二者之間的VAR模型并進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解，得出以下結(jié)論：城鎮(zhèn)化率和城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量具有長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，城鎮(zhèn)化率每增加1%，城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量增加0.42%；城鎮(zhèn)化率的變化是促使城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量發(fā)生變化的一個(gè)重要原因，但是反之不成立，城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量并不是城鎮(zhèn)化率發(fā)生變化的原因；城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展會(huì)極大的刺激城鎮(zhèn)居民對(duì)肉類的需求量，這個(gè)刺激會(huì)在4年內(nèi)逐步衰減為0；從短期來看城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量變化主要由自身原因引起，從長(zhǎng)期來看城鎮(zhèn)化的發(fā)展也對(duì)城鎮(zhèn)居民人均肉類消費(fèi)量的增加作出了一定貢獻(xiàn)，達(dá)到均衡時(shí)為11.3%，這表明城鎮(zhèn)化的發(fā)展會(huì)促進(jìn)居民的肉類消費(fèi)。目前，我國(guó)畜牧養(yǎng)殖具有明顯的分散性，大多都由小農(nóng)戶來經(jīng)營(yíng)。從生產(chǎn)的角度來看，應(yīng)該調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，發(fā)展現(xiàn)代畜牧業(yè)，積極鼓勵(lì)和推廣規(guī)模化和標(biāo)準(zhǔn)化的養(yǎng)殖方式，對(duì)達(dá)到一定規(guī)模的養(yǎng)殖戶給予相應(yīng)補(bǔ)貼。從市場(chǎng)的角度看，建立養(yǎng)殖戶與市場(chǎng)對(duì)接的有效機(jī)制，使得肉類的供求在一定程度上達(dá)到供求平衡，盡量平抑肉類價(jià)格的劇烈波動(dòng)。從消費(fèi)的角度來看，應(yīng)當(dāng)倡導(dǎo)市民對(duì)肉類進(jìn)行合理、健康和綠色的消費(fèi)。