中国农村居民食用植物油消费量影响因素研究

　摘要:基于消费函数理论，利用182—220年我国农村人均食用植物油消费量、农村居民收入、城市化率等宏观经济数据，构建协整模型和误差修正模型，深入探究多种因素对农村人均食用植物油消费量的长期和短期影响，并就消费量的四段异常波动进行成因分析。

1数据来源、变量选取与研究方法

　　1.1数据来源

我国农村居民人均食用植物油消费量数据来自《中国统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》﹔农村居民收入名义数据来自《中国住户调查年鉴》，为消除价格变动的影响，我们对农村居民收入名义数据用农村居民消费价格指数进行简单的预处理，农村居民收入数据均以1984年为基期的农村居民消费价格指数进行折算;城市化水平数据来自《中国统计年鉴》﹔消费习惯用消费惯性数据来表示，即我国农村居民人均食用植物油消费量上一期数据来表示。基于农村发展的实际情况以及数据的可获得性，本文选取的时间跨度为1982—2020年。

　1.2模型设定与变量说明

本研究尝试建立两组模型，第一组为农村居民人均食用植物油消费量与农村居民收入指标和消费习惯指标的时间函数关系模型，第二组为农村居民人均食用植物油消费量与城市化水平指标和消费习惯指标的时间函数关系模型。由于变量数据都是非平稳时间序列数据，为减少数据信息损失量，故对其建立协整模型和误差修正模型，分析农村居民收入、城市化水平以及消费习惯对农村居民人均食用植物油消费量的长短期影响。消费习惯用农村居民人均食用植物油消费量的1阶滞后项表示也可以消除模型自相关的影响;同时为了减少数据波动对异方差的影响，对所有变量做对数处理，这样得到的回归系数就可以直接作为边际弹性系数进行分析，根据学者们对于不同区域内食用植牧油需求收入弹性的测算，基本可将食用植物油需求权入弹性分为三类:食用植物油的收入弹性是大于0且小于1的，表明食用植物油在研究区域内属于生活必需品;食用植物油的收入弹性大于1，表明该研究范围内的食用植物油属于奢侈品;食用植物油的收入弹性是负值，表明该研究范围内的食用植物油属于低档品。因此构建计量模型如下:

lnYt=α0+α1lnUt+α2lnYt-1+ε1t(1-1)

lnYt=α3+α4lnGt+α5lnYt-1+ε2t(1-2)

式中: t为年份；Y代表我国农村居民人均食用植物油消费量；U代表城市化水平；G代表农村居民人均收入；ε为模型残差项。式(1-1)(1-2)为协整回归模型，模型中的解释变量

的估计参数均为长期参数，表示变量之间的长期均衡关系，分别反映城市化水平、农村居民人均收入和消费习惯对农村居民人均食用植物油消费量的长期影响。为研究城市化水平、农村居民人均收入和消费习惯对农村居民人均食用植物油消费量的短期影响，在式(1-1) (1-2)的基础上构建误差修正模型:

ΔlnYt= β0+β1ΔlnUt+ B2ΔlnYt-1+ β3ECM1(t-1)+ξ1t（1-3）

ΔlnYt= β4+β5ΔlnGt+ B6ΔlnYt-1+ β7ECM2(t-1)+ξ2t（1-4）

其中，Δ为变量差分项，ξ为模型残差项,ECM1(t-1)和ECM2(t-1）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，β3和β7称为修正系数，代表被解释变量lnYt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。

　1.3单位根检验

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，为了确保回归结果的真实性和可靠性，对时间序列变量进行平稳性检验是非常必要的，这一检验称为单位根检验。本研究将使用DF(Dickeyillr)法、ADF(AugmentedDicke-iler)法、PP(Pilips-Peron)法和DF-GLS(Dickerilli-GeneralizedLeastSquares)法4种方法共同检验所有变量的平稳性，以减少偶然性结果，提高单位根检验的可靠性。

　1.4协整检验

若各变量对数序列的长期趋势均具有同阶平稳性，但是各变量之间存在不平稳性仍不能直接进行协整回归，还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。本文选择E.G两步法建立协整模型和误差修正模型，该方法适用于对小样本建模。其协整检验是使用EG检验法通过检验模型残差项的平稳性来检验其是否具有协整关系，由于EG检验为左侧单边检验，所以若模型残差项是平稳的，则统计量的值会小于检验临界值，拒绝不平稳的原假设，说明协整关系成立。

　1.5描述性统计

1982-2020年我国农村居民人均食用植物油消费量、城市化率、农村居民收入趋势图如图所示，其中，消费量对应左则纵坐标轴，单位为kg，城市化率和农村居民收入对应右则纵坐标轴，单位分别为%和百元。由图1可以可知，我国城市化率由1982年的21.1%逐年增加到2020年的63.9%，总体上升了42.8个百分点，年均以超过1个百分点的速度增长，增速基本稳定;我国农村居民人均收入由1962年的27.1元逐年增加到2020年的3062元，总计增加了2791.9元，年均增长率为6.6%，增速快于城市化率;我国农村居民人均食用植物油消费量总体呈现波动增长态势，1982197年人均消费量由2.1kg升至4.7kg，增长一倍以上，年均增速5.52%;1998-199年基本保持不变;20-202年消费量连续三年增加，达到7.5kg，三年总体增娼高达63.04%;203-204年连续2年大幅下降，恢复到5.3kg，2年总体降幅为2.3%;205-2012年保持低速波动增长，人均消费量增加到6.9kg，2013年突增至9.3kg，之后便保持在9kg左右，2020年又突然增至10.2kg。

　　总体而言，城市化率、收入水平和农村居民人均食用植物油消费量三者的变化方向一致，都呈正向增长，所以初步猜则，城市化率和收入水平对于农村居民人均食用植物注消费量具有正向影响，即在城市化率和居民收入的影响下，农村居民人均食用植物油消费量应该是一直保持稳定增长。然而值得注意的是，在城市化率和农村届民收入水平稳步增加的同时，农村人均食用植物油消费量并没有与二者同步增长，反而出现了在20-2002年急速增长，又在之后两年内快速下跌至200年的水平，在2013年和220年再次出现异常增长的剧烈波动现象。虽然农村居民人均食用植物油消费量剧烈波动的持续时间较短，但是却打破了为学术界所公认的食用植物油缺乏需求弹性的经济学定义，给粮油市场造成了较大冲击。

因此，在研究收入水平和城市化对农村居民人均食用植物油消费量的基础上，再引入消费习惯这一变量，建立协整模型和误差修正模型，分析农村居民收入、城市化水平、消费习惯对农村人均食用植物油消费量的长短期影响，并进一步分析三者对农村居民人均食用植物油消费量剧烈波动的调节作用。

2模型估计

　　2.1单位根和协整检验结果分析

单位根检验p值表见表1，通过表1的检验结果可以看出，变量lnYt、InUt、lnGt和InYt-1的4个检验p值均在5%的显著性水平下不能拒绝原假设，即四个变量是非平稳的。对它们进行1阶差分后得到四个差分变量，其中变量InYt、ΔlnGt、ΔIhYt-1的4个检验的p值均在5%的显著性水平下拒绝原假设，虽然交量ΔlnUt的ADF检验和DF-GLS检验的p值均大于0.5,但其在10%的显著性水平下均可以拒绝原假设，并且DF检验和PP检验的p值均在1%的显著性水平下可以拒绝原假设，因此变量ΔlnUt也为平稳序列l(0)。综上，4个未差分变量均为1价阶单整序列l(1)，符合协整模型的前提条件，可以进行协整回归。

将两组变量协整回归后进行协整检验，模型(1-1）的EG检验统计量值为-4.992，模型(1-2)的EG检验统计量值为-5.198。三变量协整检验EG临界值表见表2，根据表2可知，当样本容量越少，相同显著性水平下临界值减小。模型(1-1)和模型(1-2)的样本容量均为38，介于25和50之间，且统计量值均小于样本容量为25时1%水平下的EG临界值，可以拒绝原假设，两个模型残差项平稳均通过协整检验，两个模型中各变量之间存在长期稳定的均衡关系。

　2.2长期影响分析

表3为两个协整模型参数估计结果，模型中每个变量对应两行，上一行为回归系数估计值，下一行括号内为估计系数的t检验p值，p值越小说明系数估计值越显著，估计结果好。Adj-R2为调整后的R2，表示解释变量对被解释变量的解释程度，其值越大，说明模型构建的越好。F检验检验模型回归方程是否成立，p值越小说明模型方程越好。由表3可以看出模型(1-1)和(1-2)的Adj-R2的值均超过0.95，且两个模型的F检验值均显著为0，说明两个模型具有较高的拟合效果。2个模型中除常数项外其余变量的t检验均在5%的水平下显著回归系数显著不为0。

因此分别构建城市化与农村居民人均食用油消费量和居民收入的协整方程为：

lnYt=(-0.62)+0.30lnUt+0.73lnYt-1+ε1t(2-1)

lnYt=(-0.34)+0.11lnGt+0.78lnYt-1+ε2t(2-2)

从协整方程中可以看出，各解释变量系数在协整方程中表现出不同的弹性，表明各解释变量对农村居民人均食用植物油消费量的影响程度存在一定的差异。城市化对农村居民人均食用植物油消费量的弹性为0.30，农村居民收入对农村居民人均食用植物油消费量的弹性为0.11，这表明城市化和农村居民收入对农村居民人均食用植妆油消费均具有正向影响，即城市化的推进和农村居民收入的增加会提高农村居民人均食用植物油消费量，但农村居民收入弹性系数小于城市化弹性系数，从长期来看，城市化对于农村居民人均食用撞物油消费量的影响作用要大于居民收入。

同时，从两个模型回归结果能够看出，农村居民人均食用植物油消费量的1阶滞后项即消费惯性的系数相差不大，进一步说明这两个模型拟合结果具有一致性，参数比较可靠。消费惯性的弹性为0.7以上，远大于城市化和居民收入的弹性，说明农村居民人均食用植物油消费量更受消费习惯影响。

　2.3短期影响分析

误差修正模型参数估计结果见表4，表4为两个误差修正模型参数估计结果，模型中每个变量对应两行，上一行为回归系数估计值，下一行括号内为估计系数的t检验p值。通过LM检验，上述两个模型的p值均在10%的水平下不拒绝原假设，说明两个模型均不存在自相关性。通过杯特检验，上述两个模型的p值均在10%的水平下不拒绝原假没，说明两个模型不具有异方差。误差修正模型VIF检验表见表5，从表5中可以看出，两个模型的VF值均小于10，说明两个模型均不存在多重共线性。模型(1-3)和(1-4)的Adj-R2都比较小，可能由于模型中缺乏其他重要的影响因素或者受随机性因素影响，但并不影响模型回归。两个模型的F检验值均在5%的水平下显著，说明两个模型回归关系均成立，同时，误差修正项ECMt-1和变量ΔlnYt-1的t检验均在5%的水平下显著，t检验通过，回归系数显著不为0。

因此，分别构建剔除不显著变量后的农村人均食用油消费量与居民收入和城市化的误差修正方程为:

ΔlnYt=1.13ΔlnYt-1-1.22ECM1(t-1)+ξ1t（2-3）

ΔlnYt= 1.15ΔlnYt-1-1.22ECM2(t-1)+ξ2t（2-4）

两个模型中误差修正项ECM(t-1)的系数均为负值，符合反向修正的原理，并且两个模型的值相同，表明了各变量短期下与长期均衡趋势的偏离，两个模型趋势具有相似性。在短期影响效应中，检验结果显示变量ΔlnUt和变量ΔlnGt的系数均没有通过t检验，说明城市化和衣村居民实际收入对于农村居民人均食用植物油消费量在短期内没有影响作用，两者影响作用主要体现在长期效应。相比较居民收入和城市化而言，消费习惯在短期的影响效用非常显著，其系数在1.1以上，说明在短期下，农村居民人均食用植物油消费量主要受消费惯性的影响作用大，消费的棘轮效应表现较为明显。短期下总体消费较为稳定，相比于之前不会发生较大偏差。

　3结论与建议

　　3.1结论

通过构建经济计量模型，利用协整分析，得出如下结论。

3.1.1长期来看:农村居民收入、城市化水平和农村居民人均食用植物油消费量之间存在一个长期动态稳定的协调关系，且城市化水平对于农村居民人均食用植物油消费的影响力大于居民收入，同时，消费习惯的弹性系数在0.7以上，说明居民消费习惯对于食用植物油消费量的影响非常显著。

3.1.2短期来看∶农村居民收入和城市化水平的回归系数都不显著，而通过误差修正模型分析ΔlnYt-1这一变量在城市化模型和居民收入模型中都在1%的水平下显著，说明短期下主要是消费习惯决定消费行为。

3.1.3突发事件的出现是造成农村人均食用植物油消费量短期剧烈波动的主要原因，而这种剧烈波动会随着经济社会的稳定和消费习惯的粘性而逐渐回归正常。

基于以上结论，在城市化水平逐步推进，农村居民收入持续上升的过程中，促进农村居民合理摄入油脂、引导其建立正确食用油消费习惯，有利于减少因长期油脂摄入过量引发的各类疾病、提升食用油自给率、维护我国食用油安全。

　3.2建议

3.2.1在稳步推进城市化进程中，要更注重城市化的建设质量。农村地区因为交通、通讯、网络的落后性，对于食用植物油的营养知识的认知比较匮乏，对食用油种类营养差异性认识不足，食用油消费也存在严重的品种单一问题，而且动物油占比较高。新兴城镇的合理消费结构以及正常消费水平对于周边农村区域具有示范效应，这种正确的示范效应会作为农村居民食用植物油消费的外部习惯对农村居民食用植物油消费水平。

3.2.2加快乡村振兴实施步伐，提高农村居民收入水平。加快乡村振兴建设步伐，有利于完善食用油消费市场，增加农村居民食用油种类消费多样性;提高农村居民收入，有助于农村居民消费结构转型升级，实现多元化合理用油，普及高质量草本油和木本油，增加对茶籽油、橄榄油等高价值的木本油的消费。

3.2.3要注重对农村居民进行科学、健康的食用植物油用油引导，使农村居民形成健康的消费习惯。加大健康用油的摄入量宣传力度，普及用油过量带来的危害，倡导少注烹饪技艺，通过改变农村居民消费习惯来达到合理用油的目的。

3.2.4我国油脂市场需要提高应对突发事件的短期防御能力，加快对市场突发问题的反应能力，及时根据市场价格波动以及销量波动调整食用油的供给能力。

中国农村居民食用植物油消费量影响因素研究

价格 ¥9.90 发布时间 2023年8月20日

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