基于协整理论和VAR模型的中国农村居民人均纯收入与水产品消费关系研究

岳冬冬，王鲁民，纪炜炜，阮 雯，王 茜，熊敏思，肖 黎，郑 亮

(1. 农业部远洋与极地渔业创新重点实验室，中国水产科学研究院东海水产研究所，上海 200090; 2. 农业部东海渔业资源开发利用重点实验室，中国水产科学研究院东海水产研究所，上海 200090)

基于协整理论和VAR模型的中国农村居民人均纯收入与水产品消费关系研究

岳冬冬1，王鲁民2，纪炜炜1，阮 雯2，王 茜1，熊敏思2，肖 黎1，郑 亮2

(1. 农业部远洋与极地渔业创新重点实验室，中国水产科学研究院东海水产研究所，上海 200090; 2. 农业部东海渔业资源开发利用重点实验室，中国水产科学研究院东海水产研究所，上海 200090)

借助2000～2015年相关统计指标数据，应用协整理论和向量自回归模型等计量经济方法，探讨了农村居民人均纯收入与人均水产品消费量之间的动态变化关系。研究结果表明：农村居民人均纯收入与人均水产品消费量之间存在长期协整关系；农村居民人均纯收入增长变化是人均水产品消费量增长的单向Granger原因，即农村居民收入增长有助于提高水产品消费量；农村居民人均纯收入对于人均水产品消费量的冲击力度大于人均水产品消费量对于农村居民人均纯收入的冲击力度，促进农村居民收入水平增长是提高水产品消费的重要措施。

水产品消费量； 农村居民人均纯收入； 动态关系； 协整理论； VAR模型

新中国成立后，受当时渔业生产条件与国民经济发展水平等条件限制，水产品长期处于“奢侈品”状态，少有人能够品尝。改革开放以来，在国家各项积极政策的扶持下，渔业产业规模不断发展壮大，水产品产量连年攀升，“吃鱼难”问题较快得到了缓解和解决[1]，人均水产品消费量呈现出明显的增长趋势。尤其是进入新世纪以来，农村居民人均水产品消费量增速高于城镇居民约5.83%[2]，但人均消费量绝对数值仍低于城镇居民[3]。在农村居民收入实现较快增长的背景下，提高农村居民水产品消费量具有潜在的积极拉动力，并对调整水产品市场供给结构和渔业产业转型升级等具有联动作用，因此，研究农村居民水产品消费特征及影响因素成为重要课题。

水产品是优质动物蛋白质、脂溶性维生素和矿物质的良好来源，同时还具有蛋白质含量较高、脂肪含量较低、不饱和脂肪酸含量较高等“健康食品”的特征，越来越受到消费者的青睐[4]。关于农村居民水产品消费特征已有大量研究。例如：王恩涛利用固定弹性需求函数模型对主要食物的收入弹性进行了分析，结果发现农村居民水产品收入弹性较高[5]；马冠生等对城乡居民水产品消费特征的研究显示，在食用率、食用频率指标方面，城镇居民均高于农村居民[6]；张玉梅等利用QUAIDS 方法模拟水产品消费，认为农村居民收入水平对水产品消费需求具有显著制约性[7]；关洁认为经济收入、消费习惯、水产品的加工程度等是影响我国农村居民水产品消费的主要因素，并以山东省调查样本为例，实证分析发现受访者农业纯收入等对其鱼类产品的消费有显著影响[8]。从上述研究来看，农村居民收入状况对于水产品消费具有重要影响作用，但具体的影响程度，不同学者采用了不同的方法、数据，在结论方面也存在一定差异，尤其是对于农村居民收入与水产品消费量之间的动态关系鲜见有论述。基于此，本文借助2000～2015年农村居民人均纯收入、农村居民人均水产品消费量指标，利用协整分析和向量自回归模型，探讨农村居民收入水平对水产品消费量的动态影响作用，以期进一步丰富农村居民水产品消费研究。

1 数据来源与处理

1.1指标选择与数据来源

本文选取2000～2015年作为研究周期，以实证反映进入新世纪以来农村居民水产品消费特征。在具体衡量指标选择方面，本文的“经济收入指标”采用农村居民人均纯收入(IR)，“水产品消费量”采用农村居民人均水产品消费量(CR)指标，上述指标数据均来自《中国统计年鉴》[9-10]。

1.2数据预处理

为消除价格因素对农村居民收入指标的影响，以及可能造成的研究结论失真问题，本文利用《中国统计年鉴》历年农村居民消费价格指数，以2000年为基年进行平减，以便消除价格因素的扰动。平减公式为：

IRt=IR2000×(价格指数t/价格指数2000) (1)

式中IRt表示t年农村居民人均纯收入平减后数值，IR2000表示基年农村居民人均纯收入，价格指数t表示t年农村居民消费价格指数，价格指数2000表示2000年农村居民消费价格指数。

为消除平减后数据IR与CR指标可能存在的异方差现象，对IR和CR指标分别取自然对数，并记为LNIR和LNCR。数据如表1所示。

1.2研究方法

本文采用计量软件EViews6.0分析农村居民收入水平与人均水产品消费量之间的关系。其中，长期影响关系分析运用了协整理论，并构建协整方程进行定量分析；而短期影响关系则利用向量自回归模型、脉冲响应函数以及方差分解等进行量化分析。

表1 农村居民收入和水产品消费量处理后数据Tab.1 Processed data of per capita net income of rural households and per capita consumption of aquatic products

2 结果分析

2.1平稳性检验

协整理论是由Engle和Granger 于1978年首次提出的，主要用于研究两个或多个非平稳变量之间的均衡关系，并要求进行协整分析首先要对变量进行平稳性检验。本文选择较为常用的ADF检验法来进行变量平稳性检验[11]。利用EViews6.0分别绘制LNCR和LNIR的趋势图及其一阶差分序列图，LNCR和LNIR的一阶差分别用D(LNCR)和D(LNIR)表示，具体如图1和图2所示。其中，从图1可以大致看出LNCR和LNIR为非平稳序列，两者均表现出一定的增长趋势；从图2可以看出，D(LNCR)和D(LNIR)序列则围绕均衡位置上下波动。

图1 LNCR和LNIR趋势图Fig.1 Trend of LNCR and LNIR

运用EViews6.0对LNCR和LNIR两个变量序列进行ADF检验，结果显示两个变量序列的ADF单位根检验值均大于临界值(5%显著水平)，因此LNCR和LNIR为非平稳序列。进一步对D(LNCR)和D(LNIR)两个序列进行ADF检验，结果表明一阶差分序列的ADF检验值小于临界值(5%显著水平)，表明D(LNCR)和D(LNIR)是平稳的，说明LNCR和LNIR是一阶单整，可以进行协整检验。结果如表2所示。

图2 LNCR和LNIR一阶差分序列趋势图Fig.2 First Order Differential Sequence Trends of LNCR and LNIR

表2 序列ADF检验结果Tab.2 Result of ADF test of the variable

注：检验形式(C,T,L)中的C,T,L分别表示截距、时间趋势和滞后期

Note: C,T,L in the test form(C,T,L) denotes intercept, time trend and largest lag length.

2.2协整模型构建

Engle-Granger两步法和Johansen协整检验方法是协整检验常用的两种方法，本文采用前者对LNCR和LNIR之间协整关系的存在性进行检验[11]。

2.2.1 建立变量的最小二乘回归

利用Eviews6.0对LNCR和LNIR进行OLS回归，具体模型表达如下：

LNCR=-6.956 1+1.088 2LNIR

(2)

(-6.721 4) (8.309 5)

R2=0.831 4，R2(Adjusted)=0.819 4，Log likelihood=20.282 7，F=69.048 2，括号内为T检验结果。

2.2.2 残差序列平稳性检验

运用EViews6.0提取式(2)的残差，记为e，并进行ADF检验。由表3可知，ADF检验值-2.040 7小于显著水平5%的临界值-1.966 3。因此，残差序列e是平稳的。上述2个步骤的结果表明， LNCR和LNIR之间存在长期均衡关系，其中式(2)即为两者之间动态关系的数学模型。从式(2)的表达式可以看出，农村居民人均纯收入对水产品消费量具有正向促进作用，并且农村居民人均纯收入每增加一个单位，人均水产品消费量会相应增加1.088 2个单位。

表3 残差序列e的ADF检验结果Tab.3 ADF test result of series e

2.3格兰杰(Granger)因果关系检验

协整检验结论说明农村居民人均纯收入增长与水产品消费之间存在长期均衡关系，但要判断两者之间是否存在因果关系，则需要通过格兰杰因果关系检验进行验证。通过不同滞后期的选择，对LNCR和LNIR的格兰杰因果关系检验，结果如表4所示。

从表4可以看出，滞后期为1时，在0.098 7的概率下，拒绝假设“LNIR does not Granger Cause LNCR”，即LNIR是LNCR的格兰杰原因；在0.454 6的概率下，接受假设“LNCR does not Granger Cause LNIR”，即LNCR不是LNIR的格兰杰原因。检验结果表明，短期内，农村居民人均纯收入增长是水产品消费量增长的原因。

表4 格兰杰因果关系检验Tab.4 Granger causality test

2.4误差修正模型建立

由于LNCR和LNIR之间具有协整关系，因此可以建立误差修正模型，用以反映农村居民人均纯收入与水产品消费之间的长期均衡关系及短期偏离向长期均衡修正的机制。首先通过EViews6.0判断滞后期，结果如表5所示。

表5 VEC模型滞后期选择Tab.5 Lag order selection criteria of VEC

从表5可以看出，LR、FPE、AIC、SC、HQ的最佳滞后期为1，因此将LNCR和LNIR的误差修正模型最佳滞后期定为1。运用EViews6.0建立误差修正模型，结果如下：

DLNCR=0.045 3-0.288 1DLNIR-0.391 3ecmt-1

(3)

(1.8 285) (0.3 844) (-1.6 766)

R2=0.218 3 R2(adjusted)= 0.088 1 D.W.= 2.230 3

式(3)中，括号内为T检验结果，ecmt-1表示非均衡误差，其系数大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。式中ecmt-1的系数为-0.391 3，符合误差反向修正机制，说明当农村居民人均纯收入、水产品消费量短期波动偏离长期均衡关系后，将以0.391 3的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。

2.5脉冲响应函数

为分析农村居民人均纯收入增长与水产品消费之间的相互影响程度，利用EViews6.0建立VAR(1)模型，进行脉冲响应函数分析，结果如图3所示。图3横轴表示随机扰动项冲击作用的滞后期数(本文取10期)，纵轴为响应指数，数值越大表示对扰动的响应程度越高。其中LNIR对LNCR的响应过程为，在第一期出现负响应，之后呈现一定的正向响应，幅度不大，说明农村居民人均纯收入的短期增长对水产品消费会产生影响，长期持续增长的话，对于水产品消费量增长有促进作用，但强度不大。LNCR对LNIR的响应过程为，在第一期的响应为零，之后逐渐呈现正向响应过程，说明水产品消费量对农村居民人均纯收入具有正向促进作用，且与LNIR对LNCR的响应相比，响应力度较大。

图3 LNCR和LNIR对一个标准误扰动的响应结果Fig.3 Response of LNCR and LNIR to a S.E.

2.6方差分解

方差分解可以分析每一个结构冲击对内生变量影响的贡献度，从而评价不同结构冲击的重要性，结果如图4所示。在水产品消费的方差分解中，LNCR受自身冲击影响较大，但影响力度不断减弱；相反，LNIR的变化对其产生的冲击则不断加强，到第10期时分别占60%和40%。在农村居民人均纯收入增长的方差分解中，LNIR受自身冲击的影响较大，且保持平稳，到第10期保持在近93%，而LNCR的冲击影响则较小，仅为6%。由此可见，农村居民人均纯收入增长对于促进水产品消费的贡献非常显著，而水产品消费对于农村居民人均纯收入增长的贡献则并不显著。

图4 LNCR和LNIR的方差分解结果Fig. 4 Result of variance decomposition of LNCR and LNIR

3 结论与讨论

本文利用计量经济方法对中国2000～2015年农村居民人均纯收入与人均水产品消费量关系进行了定量研究，结论如下：

(1)农村居民人均纯收入与人均水产品消费量之间具有协整关系，两者之间呈现稳定的长期正相关关系，其中农村居民人均纯收入每增加一个单位，人均水产品消费量会相应增加1.088 2个单位。

(2)利用误差修正模型分析随机扰动干扰时，农村居民人均纯收入与人均水产品消费量的长期关系对短期关系的波动具有一定影响，而当农村居民人均纯收入、人均水产品消费量短期波动偏离长期均衡关系后，将以0.391 3的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。

(3)脉冲响应函数与方差分解的结果显示，农村居民人均纯收入与人均水产品消费量之间的相互作用不同，其中农村居民人均纯收入对于人均水产品消费量的冲击力度大于后者对前者的冲击力度。

(4)农村居民人均纯收入增长对于人均水产品消费量具有较为明显的促进作用，努力确保农村居民人均纯收入持续稳定增长，有助于实现农村居民人均水产品消费量保持增长趋势。

长期以来，中国居民水产品消费量虽然有了较大幅度提高，但与水产品消费大国的平均水平仍有较大差距[12-13]，同时城乡差距、区域消费差距特征明显[14]。从个体消费角度看，收入水平是重要的影响因素，但现有关于农村居民人均纯收入与水产品消费之间关系的定量研究较少，主要集中在收入弹性方面[7,15]。本文利用协整理论和向量自回归模型对农村居民人均纯收入和水产品消费量之间的动态关系进行了探讨，结果表明：农村居民人均纯收入能够促进水产品消费，但水产品消费对促进农村居民人均纯收入增长的影响则较为微弱。这一结论符合现有关于农村居民水产品消费行为特征研究结论，即收入是影响水产品消费的重要因素[5,7-8]；在收入弹性方面，食物消费升级模式与粮食安全政策分析评估课题组的结论为0.900 2[15]，而本文结论为1.088 2，造成差异的原因可能是时间序列数据的调整以及消费特征的改变等。从人均消费量角度看，目前农村居民人均水产品消费量仅相当于城镇居民的一半[16]，造成这一差距的原因包括收入因素、文化因素以及水产品加工业的发展程度，随着农村居民收入水平的逐步提高、电子商务平台在农村的普及以及对水产品营养特征的进一步宣传等因素的影响，广大农村有可能成为水产品消费增长的重要增长动力源。通过倡导健康消费和营养价值理念，创新水产品营销策略，有助于进一步开发农村水产品消费市场，进而促进渔业生产、加工及流通环节不断升级，实现渔业产业链延长和价值链提升。

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OntherelationshipbetweenpercapitanetincomeofruralresidentsandpercapitaconsumptionofaquaticproductsinChinabasedontheVARmodel

YUE Dong-dong1, WANG Lu-min2, JI Wei-wei1, RUAN Wen2, WANG Qian1, XIONG Min-si2, XIAO Li1, ZHENG Liang2

(1.KeyLaboratoryofOceanicandPolarFisheries,MinistryofAgriculture;EastChinaSeaFisheriesResearchInstitute,ChineseAcademyofFisherySciences,Shanghai200090,China; 2.KeyLaboratoryofEastChinaSeaFisheryResourcesExploitation,MinistryofAgriculture;EastChinaSeaFisheriesResearchInstitute,ChineseAcademyofFisherySciences,Shanghai200090,China)

This paper analyzed the relationship between the per capita net income of China’s rural residents and their per capita consumption of aquatic products from 2000 to 2015 by using the method of econometric analysis such as cointegration theory and vector autoregression model. The results show that there is a long-term cointegration relationship between per capita net income of rural residents and per capita consumption of aquatic products. The change in per capita net income of rural households is the one-way Granger cause of per capita consumption of aquatic products, that is to say, the increase in per capita net income of rural households will help to increase the consumption of aquatic products. The impact of per capita net income of rural residents on per capita consumption of aquatic products is greater than the impact of per capita consumption of aquatic products on per capita net income of rural residents, and promoting per capita net income of rural households growth will be an important measure to increase consumption of aquatic products.

consumption of aquatic products; per capita net income of rural households; dynamic relationship; cointegration theory; VAR model

2095-3666(2017)03-0161-07

10.13233/j.cnki.fishis.2017.03.001

2017-5-20

：2017-07-19

农业部委托项目“水产品消费量与人均GDP关系研究”

岳冬冬(1982-)，博士，副研究员，研究方向为渔业经济与发展战略。E-mail:yuedong1982@126.com

F 326.4

：A