習(xí)慣形成、收入結(jié)構(gòu)與農(nóng)村居民禽肉消費(fèi)*
——基于2009～2018年江西省農(nóng)村固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)

翁貞林，鄢朝輝，唐文蘇

（1.江西農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，南昌 330045；2.江西農(nóng)業(yè)大學(xué)江西省鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略研究院，南昌 330045）

一、引 言

隨著經(jīng)濟(jì)條件改善和人民生活水平提高，以及畜產(chǎn)品供給穩(wěn)定增加，我國(guó)肉類消費(fèi)量整體呈上漲趨勢(shì)。據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2019年我國(guó)居民人均豬禽牛羊肉消費(fèi)量分別為20.28、10.8、2.20、1.19千克，4種肉類消費(fèi)量分別比2014年增加了1.2%、35.8%、44.7%、21.4%。禽肉是我國(guó)僅次于豬肉的第二大肉類消費(fèi)品，受非洲豬瘟疫情影響，2014～2019年五年間禽肉消費(fèi)量增長(zhǎng)速度高出豬肉34.6%；正常年份（2013～2018年）的五年間禽肉消費(fèi)量增長(zhǎng)速度也高出豬肉消費(fèi)量增長(zhǎng)速度近10%；禽肉消費(fèi)量與豬肉消費(fèi)量差距正逐漸縮小。但我國(guó)禽肉消費(fèi)潛力仍未完全釋放，一是我國(guó)禽肉消費(fèi)與世界發(fā)達(dá)國(guó)家和具有相似消費(fèi)結(jié)構(gòu)的亞洲國(guó)家相比差距較大，據(jù)美國(guó)農(nóng)業(yè)部（USDA）數(shù)據(jù)顯示，美國(guó)年人均禽肉消費(fèi)量超過(guò)40千克，新加坡超過(guò)38千克，而我國(guó)年人均禽肉消費(fèi)量目前只有10.8千克；二是農(nóng)村居民禽肉消費(fèi)量相比城鎮(zhèn)居民也有一定差距，2019年農(nóng)村居民人均禽肉消費(fèi)量為10.01千克，約為城鎮(zhèn)居民的87.7%；三是隨著我國(guó)居民人均可支配收入不斷增加，禽肉消費(fèi)能力也不斷提升，“十三五”期間我國(guó)農(nóng)民收入年均實(shí)際增長(zhǎng)6%，比城鎮(zhèn)居民收入增速高1.24個(gè)百分點(diǎn)。綜上可見，我國(guó)禽肉消費(fèi)潛力巨大，且農(nóng)村居民消費(fèi)潛力大于城鎮(zhèn)居民消費(fèi)潛力。

近期，國(guó)內(nèi)國(guó)際突發(fā)動(dòng)物疫情和公共衛(wèi)生事件對(duì)我國(guó)肉類消費(fèi)產(chǎn)生較強(qiáng)沖擊，2019年非洲豬瘟在我國(guó)全面爆發(fā)，生豬供給嚴(yán)重不足，豬肉價(jià)格持續(xù)高位運(yùn)行，家禽因生產(chǎn)周期相對(duì)較短，禽肉成為豬肉最主要替代品，為緩解肉類供給短缺發(fā)揮了重要作用。據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)，2019年全國(guó)豬肉產(chǎn)量較上年下降21.3%，禽肉產(chǎn)量較上年增長(zhǎng)12.3%；2019年我國(guó)人均消費(fèi)雞肉12千克，增長(zhǎng)15%，禽肉消費(fèi)得到較大釋放。但隨著2020年新冠肺炎疫情爆發(fā)，活禽交易市場(chǎng)關(guān)閉和疫情防控導(dǎo)致的物流受阻，使正在恢復(fù)的畜禽養(yǎng)殖業(yè)又遭重創(chuàng)，家禽業(yè)受疫情影響尤為嚴(yán)重，據(jù)文杰（2020）預(yù)計(jì)，此次新冠疫情造成我國(guó)一季度肉雞產(chǎn)業(yè)損失約125.21億元，飼料價(jià)格上漲和產(chǎn)品銷售困難使部分家禽養(yǎng)殖企業(yè)遭遇生存危機(jī)，導(dǎo)致肉類短期供給過(guò)剩。隨著國(guó)內(nèi)疫情的有效控制，鼓勵(lì)和刺激禽肉消費(fèi)，可有效地去除肉雞過(guò)剩產(chǎn)能、加快家禽產(chǎn)業(yè)恢復(fù)發(fā)展、減輕新冠肺炎疫情對(duì)家禽產(chǎn)業(yè)影響（葉興慶，2020）。

受消費(fèi)習(xí)慣影響，我國(guó)城鄉(xiāng)居民肉類消費(fèi)中，以豬肉為主的“紅肉”消費(fèi)短期內(nèi)難以發(fā)生變化（翁貞林，2015）。從營(yíng)養(yǎng)學(xué)角度看，禽肉作為“白肉”，具有蛋白質(zhì)含量高、脂肪低、熱能低和膽固醇低的營(yíng)養(yǎng)優(yōu)勢(shì)。同時(shí)，家禽是“節(jié)糧型”飼養(yǎng)動(dòng)物，料肉比遠(yuǎn)低于生豬，故禽肉是性價(jià)比最高的動(dòng)物蛋白，鼓勵(lì)居民消費(fèi)禽肉，特別是農(nóng)村居民，對(duì)于改善其營(yíng)養(yǎng)攝入、提高健康素質(zhì)具有重要現(xiàn)實(shí)意義，一定程度上還可節(jié)約耕地資源、保障國(guó)家糧食安全。因此，研究我國(guó)農(nóng)村居民禽肉消費(fèi)的主要影響因素及其作用大小，對(duì)調(diào)整農(nóng)村居民肉類消費(fèi)結(jié)構(gòu)、改善膳食營(yíng)養(yǎng)結(jié)構(gòu)、優(yōu)化肉類生產(chǎn)結(jié)構(gòu)、促進(jìn)消費(fèi)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、推動(dòng)受疫情影響的家禽產(chǎn)業(yè)恢復(fù)生產(chǎn)能力和健康發(fā)展具有重要意義。

已有文獻(xiàn)得出影響禽肉等畜產(chǎn)品消費(fèi)的主要因素有收入、價(jià)格、城市化水平（黃季焜，1999；劉磊，2014）、消費(fèi)習(xí)慣（陳瓊等，2012）、人口特征（白軍飛等，2014）、外出務(wù)工（李雷等，2019）、收入質(zhì)量（劉勝科等，2019）、地域特征（徐上等，2014）及社會(huì)風(fēng)險(xiǎn)（閆建偉等，2014;牛東來(lái)等，2018；蔣乃華等，2002），一般利用調(diào)研數(shù)據(jù)、統(tǒng)計(jì)年鑒的時(shí)間序列數(shù)據(jù)或面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建有限擴(kuò)展線性支出系統(tǒng)模型（ELES）、幾乎理想需求系統(tǒng)模型（AIDS）、面板固定效應(yīng)模型等，這些研究均為本文提供了有力參考。但因數(shù)據(jù)獲取和統(tǒng)計(jì)指標(biāo)問(wèn)題，不少文獻(xiàn)將所有肉類混在一起分析，忽略了禽肉消費(fèi)與豬牛羊肉消費(fèi)異質(zhì)性，無(wú)法準(zhǔn)確解釋居民禽肉消費(fèi)的影響因素；同時(shí)，現(xiàn)有研究多關(guān)注城鎮(zhèn)居民禽肉消費(fèi)，較少關(guān)注農(nóng)村居民消費(fèi)市場(chǎng)；且多數(shù)研究利用年鑒數(shù)據(jù)或CHNS數(shù)據(jù)，缺少連續(xù)多年追蹤數(shù)據(jù)實(shí)證分析農(nóng)村居民禽肉消費(fèi)。鑒于此，本文利用農(nóng)業(yè)農(nóng)村部全國(guó)農(nóng)村固定觀察點(diǎn)江西省2009～2018年農(nóng)村居民家庭微觀數(shù)據(jù)，實(shí)證分析農(nóng)戶習(xí)慣形成與收入結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村居民禽肉消費(fèi)的影響情況。

二、理論邏輯與研究假說(shuō)

（一）收入結(jié)構(gòu)與農(nóng)村居民禽肉消費(fèi)

收入是影響消費(fèi)最重要因素，對(duì)正常商品而言，收入水平正向影響消費(fèi)。根據(jù)經(jīng)典生命周期——持久收入假說(shuō)理論，人能夠在一生的財(cái)富約束下合理安排各階段消費(fèi)，使一生效用最大化。但該假說(shuō)建立在完全理性人的假設(shè)之上，不能與人是有限理性的現(xiàn)實(shí)完全相符，為修正和完善傳統(tǒng)生命周期假說(shuō)不符實(shí)際的地方，Shefrin等（1988）提出行為生命周期理論，使之更好地描述人們消費(fèi)行為，其中心理賬戶是一個(gè)重要概念，消費(fèi)者會(huì)根據(jù)收入來(lái)源和形式將其劃分為現(xiàn)期可花費(fèi)的現(xiàn)金收入賬戶、現(xiàn)期資產(chǎn)賬戶和未來(lái)收入賬戶等不同心理賬戶，消費(fèi)者不同收入賬戶表現(xiàn)的消費(fèi)行為也有所差異，其中現(xiàn)金收入賬戶的邊際消費(fèi)傾向最大，接近1；現(xiàn)期資產(chǎn)賬戶次之；未來(lái)收入賬戶最小，接近0。根據(jù)行為生命周期理論，農(nóng)村居民也會(huì)把可支配收入按照不同來(lái)源劃分成不同心理賬戶，而不同心理賬戶消費(fèi)行為也會(huì)表現(xiàn)出差異。按國(guó)家統(tǒng)計(jì)局劃分標(biāo)準(zhǔn)，我國(guó)居民人均可支配收入被劃分為工資性收入、經(jīng)營(yíng)凈收入、財(cái)產(chǎn)凈收入和轉(zhuǎn)移凈收入的收入結(jié)構(gòu)。對(duì)農(nóng)村居民而言，工資性收入和經(jīng)營(yíng)凈收入為主要收入來(lái)源，財(cái)產(chǎn)凈收入與轉(zhuǎn)移凈收入一般只作為補(bǔ)充，按此邏輯，工資性收入和經(jīng)營(yíng)凈收入對(duì)農(nóng)村居民禽肉消費(fèi)的促進(jìn)作用應(yīng)大于財(cái)產(chǎn)凈收入和轉(zhuǎn)移凈收入。依據(jù)心理賬戶理論，農(nóng)村居民會(huì)將政府轉(zhuǎn)移支付和親友給錢為主的轉(zhuǎn)移性凈收入視為“意外之財(cái)”，用于消費(fèi)；會(huì)將工資性收入和經(jīng)營(yíng)凈收入視為“血汗錢”，大部分用于儲(chǔ)蓄。相對(duì)于定期打入固定賬戶的工資性收入，經(jīng)營(yíng)凈收入，交易較頻繁，且多為現(xiàn)金支付，農(nóng)村居民易將其視為現(xiàn)期可花費(fèi)的現(xiàn)金收入賬戶，其對(duì)農(nóng)戶禽肉消費(fèi)的促進(jìn)作用應(yīng)大于工資性收入。

綜上提出假說(shuō)一：不同來(lái)源收入均正向影響農(nóng)村居民禽肉消費(fèi)，其中轉(zhuǎn)移凈收入作用最大，其次為經(jīng)營(yíng)凈收入、工資性收入和財(cái)產(chǎn)凈收入。

（二）習(xí)慣形成與禽肉消費(fèi)

1949年，Duesenberry首次將習(xí)慣效應(yīng)引入消費(fèi)函數(shù)，提出“相對(duì)收入假說(shuō)”，認(rèn)為消費(fèi)者當(dāng)期消費(fèi)水平不僅受當(dāng)期收入影響，還受過(guò)去消費(fèi)影響，由此提出習(xí)慣形成理論，合理反映現(xiàn)實(shí)情況。消費(fèi)習(xí)慣形成理論分為外部習(xí)慣和內(nèi)部習(xí)慣形成，即“示范效應(yīng)”和“棘輪效應(yīng)”?！笆痉缎?yīng)”是指消費(fèi)者消費(fèi)行為易受他人影響，如高收入者的消費(fèi)行為對(duì)低收入者具有一定引導(dǎo)作用?！凹喰?yīng)”是指消費(fèi)者當(dāng)期消費(fèi)水平不僅受當(dāng)期收入水平影響，還受自身消費(fèi)習(xí)慣影響。因此，短期收入波動(dòng)不會(huì)立即使消費(fèi)水平變化?！跋鄬?duì)收入假說(shuō)”提出后得到學(xué)術(shù)界廣泛回應(yīng)，國(guó)內(nèi)外諸多學(xué)者研究結(jié)果表明居民消費(fèi)存在習(xí)慣形成效應(yīng)。如Browning等（2007）、賈男等（2011）分別利用西班牙住戶調(diào)查面板數(shù)據(jù)和CHNS數(shù)據(jù)驗(yàn)證了居民食品消費(fèi)存在習(xí)慣形成效應(yīng)。王小華等（2020）利用中國(guó)農(nóng)村居民住戶調(diào)查年鑒面板數(shù)據(jù)驗(yàn)證了改革開放以來(lái)中國(guó)農(nóng)民消費(fèi)行為呈顯著的習(xí)慣形成效應(yīng)。因農(nóng)村居民外出就餐頻率較低，“示范效應(yīng)”對(duì)其食品消費(fèi)影響不顯著（賈男，2011），故本文主要檢驗(yàn)“棘輪效應(yīng)”。根據(jù)消費(fèi)產(chǎn)品屬性不同，耐用品與非耐用品在“棘輪效應(yīng)”表現(xiàn)的特征差異明顯，耐用品具有價(jià)值高、使用年限久，易出現(xiàn)上期消費(fèi)多而下期減少特征。禽肉屬于正常商品，而非耐用品，農(nóng)村居民禽肉消費(fèi)量受消費(fèi)習(xí)慣影響，當(dāng)有外來(lái)沖擊時(shí)，為維持之前禽肉消費(fèi)效用，禽肉消費(fèi)的調(diào)整幅度變化不會(huì)很大。

綜上提出假說(shuō)二：農(nóng)村居民禽肉消費(fèi)具有習(xí)慣形成效應(yīng)，其滯后期正向影響當(dāng)期消費(fèi)量。

三、模型、數(shù)據(jù)及變量

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

本文數(shù)據(jù)來(lái)自2009～2018年農(nóng)業(yè)農(nóng)村部農(nóng)村固定觀察點(diǎn)在江西省的農(nóng)戶微觀面板數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)庫(kù)涵蓋農(nóng)戶家庭主要食品消費(fèi)量、家庭收支情況、生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)情況及基本特征等諸多指標(biāo)，較全面反映了我國(guó)農(nóng)村居民生產(chǎn)、生活情況，是具有代表性的調(diào)查資料。

首先，將連續(xù)10年的非平衡面板轉(zhuǎn)換成平衡面板數(shù)據(jù)，得到農(nóng)戶689戶。然后剔除不滿足調(diào)查問(wèn)卷平衡表關(guān)系的樣本；剔除家庭常住人口為0的樣本；禽肉消費(fèi)量缺失值采用前后兩年的均值替代；為減小奇異值影響，主要變量使用Winsor2命令作縮尾處理，最后得到641戶6 410個(gè)觀察值。實(shí)際分析中因各變量缺失值不一致，各回歸模型實(shí)際樣本數(shù)可能有所不同。本文數(shù)據(jù)處理和模型估計(jì)均采用Stata15.1軟件完成。

（二）變量說(shuō)明

根據(jù)上述理論分析與文獻(xiàn)綜述，理論上應(yīng)把影響農(nóng)戶禽肉消費(fèi)的所有因素均納入模型中，如禽肉價(jià)格是影響消費(fèi)的重要因素之一，但因所得數(shù)據(jù)缺少禽肉價(jià)格和禽肉消費(fèi)支出數(shù)據(jù)，故未納入模型中，而通過(guò)年度效應(yīng)可一定程度上控制禽肉價(jià)格對(duì)農(nóng)戶禽肉消費(fèi)的影響（李雷，2019）。根據(jù)數(shù)據(jù)可得性，被解釋變量選擇農(nóng)戶家庭年人均禽肉消費(fèi)量，解釋變量包括人均禽肉消費(fèi)量的滯后期，按照收入來(lái)源劃分為農(nóng)戶家庭人均經(jīng)營(yíng)凈收入、人均工資性收入、人均財(cái)產(chǎn)凈收入和人均轉(zhuǎn)移凈收入，家庭常住人口數(shù)，是否飼養(yǎng)生豬，是否飼養(yǎng)家禽，以及地區(qū)和年度虛擬變量。

1.家庭年人均禽肉消費(fèi)量

家庭年人均禽肉消費(fèi)量，根據(jù)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部全國(guó)農(nóng)村固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑，家庭年人均禽肉消費(fèi)量為居家農(nóng)戶（不包括外食）禽肉總消量除以家庭常住人口，禽肉消費(fèi)量按去毛和內(nèi)臟后的家禽重量計(jì)算，家庭常住人口為每年居家6個(gè)月及以上農(nóng)戶。

2.核心解釋變量

核心解釋變量為習(xí)慣形成和收入結(jié)構(gòu)。習(xí)慣形成常用滯后一期的人均禽肉消費(fèi)量表示，若習(xí)慣形成效應(yīng)更強(qiáng)，需加入滯后兩期與滯后一期共同作為解釋變量來(lái)度量習(xí)慣形成效應(yīng)的強(qiáng)度。收入是影響消費(fèi)的重要因素之一，因此，收入水平及其結(jié)構(gòu)可能會(huì)影響農(nóng)戶禽肉消費(fèi)，故按照國(guó)家統(tǒng)計(jì)局劃分標(biāo)準(zhǔn)，將收入結(jié)構(gòu)作為核心解釋變量。為消除物價(jià)因素對(duì)收入的影響，本文利用《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中江西省各年度農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，將收入結(jié)構(gòu)相關(guān)變量以2009年為基期進(jìn)行了價(jià)格平減。

3.其他控制變量

固定觀察點(diǎn)記錄的禽肉消費(fèi)量為家庭消費(fèi)，若家庭常住人口越多，越容易發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，故把家庭常住人口數(shù)納入模型中。同時(shí)，禽肉可獲得性和獲得便利程度越高其消費(fèi)量越高，而替代產(chǎn)品豬肉的獲得性越好越可能抑制其消費(fèi)，因此將是否飼養(yǎng)家禽和生豬也納入模型中。不同地域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和禽肉消費(fèi)習(xí)慣均有異質(zhì)性，為控制時(shí)間效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)，將年份和村莊作為虛擬變量納入模型中。變量定義及基本情況見表1。

表1 模型變量定義與描述統(tǒng)計(jì)

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

1.收入與禽肉消費(fèi)量

根據(jù)觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)，得到如圖1所示的農(nóng)村居民年人均可支配收入和人均年禽肉消費(fèi)量。由圖1可知，在2009～2018年十年間，江西省農(nóng)村居民人均可支配收入不斷提高，人均禽肉消費(fèi)量總體呈上升趨勢(shì)，從2009年的4.58千克升至2018年的5.64千克，僅部分年份受外因影響導(dǎo)致消費(fèi)量放緩或略微下降，如2013年和2016～2017年國(guó)內(nèi)禽流感爆發(fā)減少了禽肉供給量并降低了人們禽肉消費(fèi)信心，使得禽肉消費(fèi)量增長(zhǎng)放緩或下降。從人均禽肉消費(fèi)量和人均可支配收入的線性擬合趨勢(shì)看，人均消費(fèi)量增速明顯低于收入水平增速，表明隨著收入水平不斷提高，禽肉增幅逐漸變小，換言之禽肉消費(fèi)需求的收入彈性不斷減小，顯示出正常商品屬性。

2.收入結(jié)構(gòu)類型與禽肉消費(fèi)關(guān)系

為考查農(nóng)戶是否因不同收入結(jié)構(gòu)類型使其禽肉消費(fèi)存在差異，并根據(jù)家庭收入不同來(lái)源劃分為經(jīng)營(yíng)戶、工資戶和其他收入戶三種類型（浙江大學(xué)中國(guó)農(nóng)村發(fā)展研究院，2018）。根據(jù)樣本數(shù)據(jù)得到如圖2所示的不同收入結(jié)構(gòu)類型農(nóng)戶2009～2018年各年度平均禽肉消費(fèi)量。

由圖2可知，2016年之前工資戶禽肉消費(fèi)量和消費(fèi)增速均高于經(jīng)營(yíng)戶，可能其收入水平、膳食結(jié)構(gòu)等方面優(yōu)于常年居家從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的經(jīng)營(yíng)戶，而在2016～2017年，國(guó)內(nèi)大規(guī)模爆發(fā)禽流感期間，工資戶禽肉消費(fèi)量迅速下降，可能其市場(chǎng)信息和食品安全感應(yīng)更靈敏，出于擔(dān)心禽肉產(chǎn)品安全性會(huì)迅速降低禽肉消費(fèi)量，自2017年下半年國(guó)內(nèi)禽流感疫情基本得到控制，但受消費(fèi)習(xí)慣和禽肉消費(fèi)信心不足影響，2018年禽肉消費(fèi)量恢復(fù)緩慢。而2016年經(jīng)營(yíng)戶禽肉消費(fèi)略微下降后，2017年疫情基本控制后消費(fèi)量迅速恢復(fù)，可能家禽養(yǎng)殖的庭院經(jīng)濟(jì)是江西省農(nóng)村地區(qū)常見現(xiàn)象，常年居家的經(jīng)營(yíng)戶可便利地消費(fèi)自家或鄰舍生產(chǎn)的禽肉，加之經(jīng)營(yíng)戶禽肉安全性擔(dān)心遠(yuǎn)低于工資戶，因此經(jīng)營(yíng)戶禽肉消費(fèi)量在禽流感結(jié)束之后恢復(fù)較快，但經(jīng)營(yíng)戶收入水平整體較低且缺乏合理膳食結(jié)構(gòu)，其禽肉消費(fèi)量整體上維持在一個(gè)較低水平并緩慢增長(zhǎng)。其他收入戶樣本時(shí)間的禽肉消費(fèi)量增長(zhǎng)幅度最大，但波動(dòng)性也最大。

為進(jìn)一步檢驗(yàn)不同收入結(jié)構(gòu)類型農(nóng)戶禽肉消費(fèi)量是否差異顯著，本文對(duì)各年度和總體樣本的不同收入結(jié)構(gòu)類型農(nóng)戶禽肉消費(fèi)量進(jìn)行方差分析（F檢驗(yàn)）。結(jié)果顯示，2010年、2016～2018年不同收入結(jié)構(gòu)類型農(nóng)戶禽肉消費(fèi)量差異顯著，總體樣本中不同收入結(jié)構(gòu)類型農(nóng)戶禽肉消費(fèi)量在1%顯著性水平上差異顯著（見表2）。

表2 不同收入結(jié)構(gòu)類型的農(nóng)村居民禽肉消費(fèi)差異的方差分析表（F檢驗(yàn)）

（四）模型設(shè)計(jì)

基于上述理論分析，建立如下基準(zhǔn)模型實(shí)證分析農(nóng)戶習(xí)慣形成和收入結(jié)構(gòu)對(duì)其禽肉消費(fèi)影響。

式（1）中，poultryit為被解釋變量，表示第i個(gè)家庭，第t期家庭年人均禽肉消費(fèi)量，β0為常數(shù)項(xiàng)。農(nóng)村居民年人均禽肉消費(fèi)量的滯后一期poultryit-1被引入作為解釋變量①由于在模型估計(jì)前不確定農(nóng)村居民禽肉消費(fèi)習(xí)慣形成效應(yīng)強(qiáng)度，故在初始設(shè)定模型是無(wú)法確定被解釋變量的滯后期數(shù)，本模型暫定使用滯后一期，后文進(jìn)行模型估計(jì)時(shí)會(huì)引入滯后二期和滯后三期對(duì)模型進(jìn)行篩選。，β1反映農(nóng)戶禽肉消費(fèi)習(xí)慣形成效應(yīng)強(qiáng)度。家庭人均經(jīng)營(yíng)凈收入、人均工資性收入、人均財(cái)產(chǎn)凈收入和人均轉(zhuǎn)移凈收入分別用operate、wage、propetry、transfer表示，β2、β3、β4、β5分別為四種不同收入來(lái)源的系數(shù)值。同時(shí)，為減少模型以外波動(dòng)性、消除可能的異方差，所有收入變量取對(duì)數(shù)，而農(nóng)戶年人均禽肉消費(fèi)量不取對(duì)數(shù)，這種半對(duì)數(shù)模型與肉類消費(fèi)的實(shí)際情況一致（袁學(xué)國(guó)，2001）。Controls為控制變量，包括家庭常住人口數(shù)、是否飼養(yǎng)生豬、是否飼養(yǎng)家禽、村莊虛擬變量。αi和λt分別表示個(gè)體效應(yīng)和年度效應(yīng)虛擬變量，εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）估計(jì)方法

對(duì)于面板數(shù)據(jù)模型，常使用固定效應(yīng)模型控制個(gè)體間不隨時(shí)間變化的不可觀測(cè)的異質(zhì)性、以此解決部分內(nèi)生性問(wèn)題。但本文將被解釋變量的滯后項(xiàng)作為解釋變量，設(shè)置動(dòng)態(tài)面板模型，若直接利用固定效應(yīng)模型估計(jì)，被解釋變量的滯后項(xiàng)與隨機(jī)誤差項(xiàng)容易產(chǎn)生相關(guān)性，依然會(huì)產(chǎn)生內(nèi)生性問(wèn)題。為解決內(nèi)生性問(wèn)題，Arellano等（1991）提出一階差分廣義矩估計(jì)法（Difference GMM），該方法先求出模型的一階差分形式消除不隨時(shí)間變化的變量和個(gè)體非觀測(cè)效應(yīng)，再找一組工具變量滿足矩條件，通過(guò)求解樣本矩的最小化二次型估計(jì)回歸系數(shù)，但這種方法易導(dǎo)致部分樣本信息遺失，出現(xiàn)弱工具變量問(wèn)題等。為彌補(bǔ)一階差分廣義矩估計(jì)法的不足，系統(tǒng)廣義矩估計(jì)法（System GMM）被提出（Arellano等，1995；Blundell等，1998；Bond，2002），將差分方程和水平方程作為一個(gè)系統(tǒng)進(jìn)行GMM估計(jì)，可使用更多工具變量，不受弱工具變量影響，提高了估計(jì)效率，對(duì)于非時(shí)變的遺漏變量問(wèn)題，該估計(jì)也不再有偏漏。為比較和檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文同時(shí)報(bào)告固定效應(yīng)模型②這里選擇固定效應(yīng)而非隨機(jī)效應(yīng)或混合OLS回歸，是經(jīng)過(guò)了F檢驗(yàn)和使用xtoverid命令進(jìn)行了穩(wěn)健的hausman檢驗(yàn)，拒絕了混合OLS和隨機(jī)效應(yīng)回歸模型，故選擇固定效應(yīng)模型。、一階差分廣義矩估計(jì)和系統(tǒng)廣義矩估計(jì)的估計(jì)結(jié)果。

（二）模型回歸結(jié)果

模型回歸結(jié)果如表3所示，模型（1）是在靜態(tài)面板情形下對(duì)個(gè)體和時(shí)間效應(yīng)均控制的雙向固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果，結(jié)果顯示農(nóng)戶人均家庭經(jīng)營(yíng)凈收入、工資凈收入、轉(zhuǎn)移凈收入均顯著正向影響其禽肉消費(fèi)，但人均財(cái)產(chǎn)凈收入未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)?？刂谱兞恐?，家庭常住人口具有規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，人口越多，人均禽肉消費(fèi)量越少；飼養(yǎng)家禽顯著正向影響農(nóng)戶禽肉消費(fèi)量。

表3 習(xí)慣形成、收入結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村居民禽肉消費(fèi)的實(shí)證結(jié)果

因使用固定效應(yīng)模型忽略了消費(fèi)習(xí)慣形成產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題，即農(nóng)戶家庭人均禽肉消費(fèi)量的滯后項(xiàng)與隨機(jī)干擾項(xiàng)相關(guān)，故引入農(nóng)村居民年人均禽肉消費(fèi)量的滯后項(xiàng)作為解釋變量納入模型進(jìn)行廣義矩估計(jì)（GMM）。GMM估計(jì)重要前提，即一階差分后的擾動(dòng)項(xiàng)不存在二階序列相關(guān)，通過(guò)報(bào)告Arellano-Bond AR(2)的P值體現(xiàn)模型設(shè)置是否合理，若P＞0.1，說(shuō)明差分方程不存在二階序列相關(guān)。為進(jìn)一步檢驗(yàn)工具變量使用是否合理，還需對(duì)模型過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)，本文報(bào)告Sargan檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的P值，若P＜0.5，說(shuō)明無(wú)法拒絕工具變量使用合理的原假設(shè)，模型的工具變量設(shè)置合理。為避免干擾項(xiàng)存在異方差現(xiàn)象，借鑒Arellano等（1991）重要建議，使用兩階段估計(jì)給出的Sargan檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量篩選模型。動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)在廣義矩估計(jì)時(shí)，其初始模型是把內(nèi)生解釋變量的滯后二期及其之后所有的滯后期作為工具變量，這會(huì)導(dǎo)致工具變量過(guò)多無(wú)法滿足模型的約束假設(shè)，解決辦法一就是限制內(nèi)生解釋變量最大的滯后階數(shù)。綜上所述，經(jīng)過(guò)模型篩選和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)后，最終模型如下所示。

式（2）在式（1）基礎(chǔ)上，將被解釋變量的滯后二期作為解釋變量納入模型，用poultryit-2表示，被解釋變量的滯后二期和滯后三期作為滯后一期的工具變量；由于收入變量不是嚴(yán)格外生的，且經(jīng)營(yíng)凈收入和轉(zhuǎn)移凈收入對(duì)消費(fèi)的影響可能存在延續(xù)性，將家庭人均經(jīng)營(yíng)凈收入和轉(zhuǎn)移凈收入的滯后一期也作為內(nèi)生解釋變量，分別用ln(operate)t-1和γ3ln(transfer)t-1表示，并設(shè)置其滯后二期和滯后三期作為工具變量；家庭常住人口和是否飼養(yǎng)生豬和家禽也受其他不可觀測(cè)因素影響，將其設(shè)置為內(nèi)生解釋變量，其滯后二期和滯后三期作為工具變量。最后得到一階差分廣義矩估計(jì)和系統(tǒng)廣義矩估計(jì)結(jié)果，如模型（2）和模型（3）所示，二階序列相關(guān)檢驗(yàn)中Arellano-Bond AR(2)的P值分別為0.82和0.74，均大于0.1，Sargan檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的P值分別為0.07和0.28，均大于0.05，說(shuō)明本文選定的最終模型設(shè)置合理。

為消除異方差和序列相關(guān)影響，采用兩階段—糾偏—穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤估。從估計(jì)結(jié)果看，一階差分廣義矩估計(jì)和系統(tǒng)廣義矩估計(jì)除了系數(shù)值略微有些差別外，其系數(shù)值顯著性和相對(duì)大小均保持一致，說(shuō)明估計(jì)結(jié)果較為穩(wěn)健。因系統(tǒng)廣義矩估計(jì)量較一階差分廣義矩估計(jì)量更有效率，故主要解釋系統(tǒng)廣義矩估計(jì)量。系統(tǒng)廣義矩估計(jì)結(jié)果顯示被解釋變量滯后一期和滯后二期的估計(jì)系數(shù)分別為0.414和0.0984，且均在1%估計(jì)水平上顯著，說(shuō)明農(nóng)戶禽肉消費(fèi)存在顯著習(xí)慣形成效應(yīng)，印證了假說(shuō)二。農(nóng)村居民禽肉消費(fèi)量的滯后兩期顯著影響當(dāng)期，但系數(shù)值極低，說(shuō)明禽肉消費(fèi)的慣性會(huì)隨時(shí)間推移而減弱。從收入結(jié)構(gòu)看，農(nóng)戶四種類型收入結(jié)構(gòu)均顯著正向影響禽肉消費(fèi)，根據(jù)系數(shù)值大小得出：家庭人均轉(zhuǎn)移凈收入每增加1%，農(nóng)戶家庭人均禽肉消費(fèi)量增加0.767千克；家庭人均經(jīng)營(yíng)凈收入每增加1%，家庭人均禽肉消費(fèi)量增加0.632千克；家庭人均工資性收入每增加1%，家庭人均禽肉消費(fèi)量增加0.152千克；家庭人均財(cái)產(chǎn)凈收入每增加1%，家庭人均禽肉消費(fèi)量增加0.0773千克。不同收入來(lái)源的增加對(duì)農(nóng)戶增加禽肉消費(fèi)的影響從大到小依次為家庭人均轉(zhuǎn)移凈收入、人均經(jīng)營(yíng)凈收入、人均工資性收入和人均財(cái)產(chǎn)凈收入，印證了假說(shuō)一。但家庭人均轉(zhuǎn)移凈收入和人均經(jīng)營(yíng)凈收入的滯后一期對(duì)農(nóng)戶禽肉消費(fèi)有抑制作用，且其系數(shù)值均小于當(dāng)期系數(shù)值。可能農(nóng)戶收入來(lái)源不穩(wěn)定，因此當(dāng)期收入雖有提高，但傾向于將錢用于儲(chǔ)蓄，消費(fèi)觀念較保守，從而抑制了下期禽肉消費(fèi)。其他控制變量中，家庭常住人口數(shù)對(duì)禽肉消費(fèi)的影響在1%估計(jì)水平上顯著，系數(shù)值為負(fù)，隨著家庭規(guī)模的擴(kuò)大，人均禽肉消費(fèi)量會(huì)減少，說(shuō)明存在人口規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。飼養(yǎng)家禽在5%顯著性水平上正向影響農(nóng)戶禽肉消費(fèi)，說(shuō)明飼養(yǎng)家禽可增加農(nóng)戶禽肉可獲得性和獲得的便利性，從而促進(jìn)禽肉消費(fèi)。從年度效應(yīng)看，2014年禽肉消費(fèi)量在10%顯著性水平上比2018年的消費(fèi)量顯著更少，且所有年度虛擬變量的聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)P值為0.01，說(shuō)明隨時(shí)間推移，農(nóng)戶禽肉消費(fèi)呈上漲趨勢(shì)。從地區(qū)效應(yīng)看，村變量顯著影響農(nóng)戶禽肉消費(fèi)，村社的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、自然環(huán)境、飲食習(xí)慣、消費(fèi)觀念等均影響農(nóng)戶禽肉消費(fèi)量，農(nóng)戶所屬村莊作為虛擬變量可包含這些難以觀測(cè)的內(nèi)容，9個(gè)樣本村分布在江西不同地市的9個(gè)縣，顯出明顯異質(zhì)性。因此，村變量對(duì)農(nóng)戶禽肉消費(fèi)的影響可視為該省內(nèi)地區(qū)差別產(chǎn)生的作用。

五、結(jié)論和政策建議

（一）結(jié)論

第一，農(nóng)村居民禽肉消費(fèi)具有較強(qiáng)的習(xí)慣形成效應(yīng)，家庭人均禽肉消費(fèi)量的滯后一期和滯后二期均顯著正向影響當(dāng)期消費(fèi)量，說(shuō)明禽肉消費(fèi)的慣性會(huì)隨時(shí)間推移而減弱。第二，收入提高顯著促進(jìn)農(nóng)戶禽肉消費(fèi)，其中按照不同來(lái)源收入劃分的收入結(jié)構(gòu)中，家庭人均轉(zhuǎn)移凈收入的提高對(duì)增加農(nóng)戶禽肉消費(fèi)作用最大，其次依次為人均經(jīng)營(yíng)凈收入、人均工資性收入和人均財(cái)產(chǎn)凈收入。第三，家庭人均轉(zhuǎn)移凈收入和人均經(jīng)營(yíng)凈收入的滯后一期對(duì)農(nóng)戶禽肉消費(fèi)有抑制作用，這可能與農(nóng)村居民消費(fèi)觀念保守、偏好儲(chǔ)蓄相關(guān)。第四，家庭常住人口存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，常住人口數(shù)越多，其人均禽肉消費(fèi)量越少。農(nóng)村居民飼養(yǎng)家禽增加了禽肉可獲得性，也增加其禽肉消費(fèi)量。

（二）政策建議

1.加強(qiáng)禽肉營(yíng)養(yǎng)價(jià)值宣傳、轉(zhuǎn)變農(nóng)村居民消費(fèi)觀念

根據(jù)《中國(guó)居民膳食指南》建議，禽肉作為一種白肉，較豬肉等紅肉脂肪含量更低、富含多不飽和脂肪酸，應(yīng)增加攝入。但我國(guó)居民長(zhǎng)期形成以豬肉為主的肉類消費(fèi)習(xí)慣，其他肉類為輔，因此豬肉在我國(guó)城鄉(xiāng)居民肉類消費(fèi)中的主體地位很難改變。且禽流感時(shí)常爆發(fā)、有些自媒體對(duì)家禽生產(chǎn)的惡意渲染和不實(shí)報(bào)道也影響禽肉消費(fèi)市場(chǎng)。根據(jù)前文證實(shí)的農(nóng)村居民禽肉消費(fèi)具有習(xí)慣形成效應(yīng)，政府和企業(yè)應(yīng)加強(qiáng)消費(fèi)市場(chǎng)上禽肉質(zhì)量安全檢測(cè)、保障禽肉安全生產(chǎn)的前提下，幫助群眾樹立禽肉消費(fèi)信心，利用廣播、電視、新媒體、下村入戶宣傳等多種傳播途徑宣傳禽肉的營(yíng)養(yǎng)價(jià)值，逐漸改善農(nóng)村居民的消費(fèi)習(xí)慣，轉(zhuǎn)變農(nóng)村居民的消費(fèi)觀念，促進(jìn)農(nóng)村居民增加禽肉消費(fèi)量。

2.千方百計(jì)提高農(nóng)村居民收入，努力增加農(nóng)民轉(zhuǎn)移性收入和經(jīng)營(yíng)性收入

收入是影響消費(fèi)重要因素之一。收入結(jié)構(gòu)中的各項(xiàng)收入來(lái)源提高均會(huì)促進(jìn)禽肉消費(fèi)，因此應(yīng)多渠道增加農(nóng)民收入，而在不同收入來(lái)源中，轉(zhuǎn)移凈收入和經(jīng)營(yíng)凈收入增加對(duì)禽肉消費(fèi)傾向最大，可加強(qiáng)農(nóng)民轉(zhuǎn)移支付力度、有序提高農(nóng)村最低生活保障標(biāo)準(zhǔn)、增加和落實(shí)各項(xiàng)補(bǔ)貼制度，子女給老人贍養(yǎng)費(fèi)時(shí)多批次小額給，老人更容易將這些收入當(dāng)作現(xiàn)期可花費(fèi)的現(xiàn)金收入賬戶用來(lái)消費(fèi)，而非未來(lái)收入賬戶進(jìn)行儲(chǔ)蓄。因此，鼓勵(lì)農(nóng)戶發(fā)展農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，實(shí)施農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)獎(jiǎng)補(bǔ)，既可提高農(nóng)村居民經(jīng)營(yíng)性收入，又可增加轉(zhuǎn)移性收入，從而促進(jìn)禽肉消費(fèi)。

3.增加農(nóng)村居民就業(yè)崗位，促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移

從上文分析中得知2016～2017年禽流感的暴發(fā)使工資戶的禽肉消費(fèi)量下降，階段性地抑制了工資戶的禽肉消費(fèi)，但從整體趨勢(shì)上依然發(fā)現(xiàn)工資戶在樣本時(shí)間段內(nèi)禽肉消費(fèi)的增長(zhǎng)速度高于經(jīng)營(yíng)戶，且工資性收入的增加顯著正向影響農(nóng)戶禽肉消費(fèi)。因此，工資戶將會(huì)成為今后農(nóng)村居民禽肉消費(fèi)的主要增長(zhǎng)點(diǎn)，通過(guò)發(fā)展二三產(chǎn)業(yè)、農(nóng)旅融合等休閑觀光農(nóng)業(yè)，增加工作崗位以促進(jìn)農(nóng)村居民的非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移，提高農(nóng)村居民工資戶比例和工資性收入，由此帶來(lái)的收入總體水平提高以及同事或城鎮(zhèn)居民消費(fèi)示范效應(yīng)的影響將更大程度地提高農(nóng)村居民禽肉消費(fèi)。