35期

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准酌景
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1 中国农学通报 2017,33(35): Chinese Agricultural Science Bulletin 中国人均水产品消费量与人均 GDP 动态关系研究岳冬冬 1, 李利冬 2 2, 于航盛 ( 1 中国水产科学研究院东海水产研究所 / 农业部远洋与极地渔业创新重点实验室, 上海 ; 2 全国水产技术推广总站, 中国水产学会, 北京 ) 摘要 : 收入水平城市化率等指标是影响水产品消费量的重要因素, 探讨人均 GDP 增长对人均水产品消费量的影响程度, 有助于客观评判中国人均水产品消费量特征借助年相关统计数据, 应用协整理论和误差修正模型等计量经济分析方法, 探讨了人均水产品消费量与人均 GDP 之间的动态变化关系研究结果表明 : 人均水产品消费量与人均 GDP 之间存在长期协整关系 ; 人均 GDP 增长变化是人均水产品消费量增长的单向 Granger 原因, 即经济收入增长有助于提高水产品消费量 ; 人均 GDP 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人均 GDP 的冲击力度, 保持收入水平增长是促进水产品消费的重要措施关键词 : 水产品消费量 ; 人均 GDP; 动态关系中图分类号 :F326.4 文献标志码 :A 论文编号 :casb On the Dynamic Relationship Between Per Capita Consumption of Aquatic Products and Per Capita GDP in China Yue Dongdong 1, Li Lidong 2, Yu Hangsheng 2 ( 1 East China Sea Fishery Research Institute, Chinese Academy of Fishery Sciences/ Key Laboratory of Oceanic and Polar Fisheries, Ministry of Agriculture, Shanghai ; 2 National Fisheries Technology Extension Station, China Society of Fisheries, Beijing ) Abstract: Income level and urbanization rate are the important factors influencing the consumption of aquatic products, to explore the impact of per capita GDP growth on per capita consumption of aquatic products is useful to evaluate the characteristic of per capita consumption of aquatic products in China. This paper analyzed the relationship between the per capita consumption of aquatic products and the per capita GDP from 1981 to 2015 by using the method of econometric analysis such as cointegration theory and error correction model. The results show that there is a long-term cointegration relationship between per capita consumption of aquatic products and per capita GDP. The change of per capita GDP is the one- way Granger cause of per capita consumption of aquatic products, namely, the increase of economic income could help to increase the consumption of aquatic products. The impact of per capita GDP on per capita consumption of aquatic products is greater than the impact of per capita consumption of aquatic products on per capita GDP, and maintaining the level of income growth is an important measure to promote consumption of aquatic products. Key words: consumption of aquatic products; per capita GDP; dynamic relationship 0 引言水产品含有大量人体所需物质, 越来越成为消费者对营养物来源的重要选择, 虽然水产品在不同国家区域居民食物消费的构成比例有所差异, 但总体而言, 随着经济发展水平的不断提高和人们收入水平的不断增加, 水产品消费在数量和质量上均呈现相应的上升趋势随着世界人口和收入增长, 加上城市化和膳食结构的改善, 世界水产品需求将不断增加, 人均食用鱼类年基金项目 : 农业部委托项目水产品消费量与人均 GDP 关系研究第一作者简介 : 岳冬冬, 男,1982 年出生, 陕西兴平人, 博士, 研究方向 : 渔业经济与发展战略通信地址 : 上海市杨浦区军工路 300 号东海水产研究所信息与战略研究中心, yuedong1982@126.com 收稿日期 : , 修回日期 :

2 150 中国农学通报均消费量将从年的 18.9 kg 增长到 2022 年的 20.7 kg, 其中发展中国家人均水产品消费量增加是主要驱动力, 全球水产品总的直接食用和消费量将达到 1.61 亿 t [1] 随着中国居民家庭收入和财富增长食品消费结构继续优化的影响, 城乡居民水产品消费量不断增加, 产品需求类型呈现多样化趋势, 据测算,2015 年中国人均鱼品表观消费量达到 kg, 另据国家统计局数据显示,2015 年中国农村居民人均水产品消费量为 7.20 kg, 城镇居民人均水产品消费量为 kg [2] 国内外的研究实践证明, 收入水平增长成为影响水产品消费 [3] 量的重要因素之一, 在城乡居民水产品消费特性方面 [4-6] 的研究成果较多, 中国水产品供求贸易及价格远景预测研究报告利用灰色预测模型的预测结论显示, 随着居民收入水平提高, 中国水产品消费仍呈现上升趋势, 到 2022 年中国水产品总需求约为 6750 万 t [7] 据十三五时期中国发展环境发展趋势和战略思路研究成果显示,2020 年中国人均 GDP 将超过 1 万美元, 初 [8] 步达到中等发达国家人均 GDP 水平, 然而, 中国作为人口大国, 经济发展水平不断提升对人均水产品消费量的拉动作用如何, 鲜见有相关成果基于此, 本研究运用计量经济学分析方法, 对中国经济发展水平与人均水产品消费量之间相互影响关系进行探讨, 有助于实现经济收入增长与水产品消费量之间的良性刺激, 促进中国渔业经济转型升级, 为现代渔业发展提供新动力 1 数据来源与处理 1.1 指标选择与数据来源为保持统计数据来源连贯性, 研究选取年共 35 年数据作为研究周期, 其中经济收入发展水平指标用人均 GDP 表示, 人均水产品消费量用 CAP 表示, 采用城镇居民人均水产品消费量农村居民人均水产品消费量与当年人口数的加权平均值表示, 上述指标数据均来自中国统计年鉴由于年城镇居民人均水产品消费量数据缺失, 研究中采用数据平滑算法进行预测填补 1.2 数据预处理本研究周期时间跨度较大, 人均 GDP 指标容易受到价格因素影响, 造成研究结论失真为此, 利用中国统计年鉴公布的人均 GDP 指数按照 1981 年为基年进行平减, 消除价格扰动平减公式为式 (1) GDP t=gdp 1981 (GDP 指数 t/gdp 指数 1981) (1) 其中 GDP t 表示 t 年人均 GDP 平减后数值,GDP 1981 表示基年人均 GDP 数值,GDP 指数 t 表示 t 年人均 GDP 指数,GDP 指数 1981 表示 1981 年人均 GDP 指数为消除平减后数据 GDP 和 CAP 指标可能存在的异方差现象, 对 GDP 和 CAP 指标分别取自然对数, 记为 LNGDP 和 LNCAP 数据如表 1 所示表 1 人均 GDP 和水产品消费量处理后数据年份 LNGDP D(LNGDP) LNCAP D(LNCAP) 年份 LNGDP D(LNGDP) LNCAP D(LNCAP)

岳冬冬等 : 中国人均水产品消费量与人均 GDP 动态关系研究 151 1.2 研究方法本研究采用统计计量软件 EViews6.0 从长期和短期影响关系对经济收入增长水平与人均水产品消费量之间关系进行分析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误差修正模型脉冲响应函数以及方差分解等进 [9,10] 行量化分析 2 结果与分析 2.

0 分别绘制 LNGDP 和 LNCAP 的趋势图及其一阶差分序列图,LNGDP 和 LNCAP 的一阶差分用 D(LNGDP) 和 D(LNCAP) 表示 ( 数据见表 1), 具体如图 1 和图 2 所示其中图 1 可以大致看出 LNGDP 和 LNCAP 为非平稳序列, 均表现出一定的增长趋势 ; 从图 2 可以看出,D(LNGDP) 和 D(LNCAP) 序列则围绕均衡位置进行波动

3 岳冬冬等 : 中国人均水产品消费量与人均 GDP 动态关系研究研究方法本研究采用统计计量软件 EViews6.0 从长期和短期影响关系对经济收入增长水平与人均水产品消费量之间关系进行分析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误差修正模型脉冲响应函数以及方差分解等进 [9,10] 行量化分析 2 结果与分析 2.1 平稳性检验协整理论是由 Engle 和 Granger 提出来的, 主要用于在两个或多个非平稳变量之间寻找其均衡关系因此, 进行协整分析的前提是需要对变量进行平稳性检验变量平稳性检验的主要方法包括 DF 检验 ADF [11] 检验 PP 检验等, 本研究选择较为常用的 ADF 检验法利用 EViews6.0 分别绘制 LNGDP 和 LNCAP 的趋势图及其一阶差分序列图,LNGDP 和 LNCAP 的一阶差分用 D(LNGDP) 和 D(LNCAP) 表示 ( 数据见表 1), 具体如图 1 和图 2 所示其中图 1 可以大致看出 LNGDP 和 LNCAP 为非平稳序列, 均表现出一定的增长趋势 ; 从图 2 可以看出,D(LNGDP) 和 D(LNCAP) 序列则围绕均衡位置进行波动运用 EViews6.0 对 LNGDP 和 LNCAP 两个变量序列进行 ADF 检验, 结果显示两个变量序列的 ADF 单图 1 LNGDP 和 LNCAP 趋势图图 2 LNCAP 和 LNGDP 一阶差分序列趋势图位根检验值均大于临界值 (5% 显著水平 ), 因此 LNGDP 和 LNCAP 为非平稳序列进一步对 D (LNGDP) 和 D(LNCAP) 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(LNGDP) 和 D(LNCAP) 是平稳的, 说明 LNGDP 和 LNCAP 是一阶单整, 即 LNGDP~Ⅰ(1), LNCAP~Ⅰ(1), 可以进行协整检验结果如表 2 所示 2.2 协整模型构建协整检验有两种方法, 一种是基于回归残差的协整检验方法, 例如 Engle-Granger 两步法, 另一种是基于回归系数的协整检验, 例如 Johansen 协整检验方法本研究采用 Engle-Granger 两步法对 LNGDP 和 LNCAP 之间协整关系的存在性进行检验建立 LNGDP 与 LNCAP 的 OLS 回归利用 Eviews6.0 对 LNGDP 和 LNCAP 进行 OLS 回归, 具体模型表达如式 (2) LNCAP= LNGDP (2) ( ) ( ) R 2 =0.9740,R 2 (Adjusted) =0.9732,Log likelihood= ,F= , 括号内为 T 检验结果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 检验值为小于显著水平 5% 的临界值表 2 序列 ADF 检验结果变量 ADF 值检验形式 (C,T,L) 1% 的临界值 5% 的临界值平稳性结论 LNGDP 非平稳 LNCAP 非平稳 D(LNGDP) 平稳 D(LNCAP) 平稳注 : 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

4 152 中国农学通报因此, 残差序列 e 是平稳的通过上述 2 个步骤, 认为 LNGDP 和 LNCAP 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) 可以看出, 人均 GDP 对水产品消费量具有正向促进作用, 并且人均 GDP 每增加一个单位, 人均水产品消费量会相应增加个单位 2.3 格兰杰因果关系检验协整检验结论说明经济收入增长与水产品消费之间存在长期均衡关系, 但两者之间是否存在因果关系需要通过格兰杰因果关系检验进行验证通过不同滞后期选择, 对 LNGDP 和 LNCAP 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 69 的概率下, 拒绝假设 LNGDP does not Granger Cause LNCAP, 即 LNGDP 是 LNCAP 的格兰杰原因 ; 在 45 的概率下, 接受假设 LNCAP does not Granger Cause LNGDP, 即 LNCAP 不是 LNGDP 的格兰杰原因滞后期为 10 时, 在的概率下, 拒绝假设 LNCAP does not Granger Cause LNGDP, 即 LNCAP 是 LNGDP 的格兰杰原因 ; 在的概率下, 接受假设 LNGDP does not Granger Cause LNCAP, 即 LNGDP 不是 LNCAP 的格兰杰原因具体而言, 短期内, 经济收入增长是水产品消费量增长的原因, 而在长期, 水产品消费量增长也会引起经济收入增长 2.4 误差修正模型建立当变量序列之间存在协整关系时, 可以由向量自回归模型导出误差修正模型, 从而判断各变量之间的长期和短期关系由于 LNGDP 和 LNCAP 之间具有协整关系, 因此可以建立误差修正模型首先通过 EViews6.0 判断滞后期, 结果如表 5 所示从表 5 可以看出,LR FPE AIC HQ 的最佳滞后期为 2, 因此 LNGDP 和 LNCAP 的误差修正模型最佳表 3 残差序列 e 的 ADF 检验结果变量 ADF 值检验形式 (C,T,L) 1% 的临界值 5% 的临界值平稳性结论 e (0,0,8) 平稳表 4 Granger 因果关系检验滞后期假设观察期 F 值 P 值结论 1 LNGDP does not Granger Cause LNCAP LNCAP does not Granger Cause LNGDP 拒绝假设接受假设 10 LNGDP does not Granger Cause LNCAP LNCAP does not Granger Cause LNGDP 接受假设拒绝假设表 5 VEC 模型滞后期选择滞后期 Lag 对数似然值 LogL 似然比 LR 最后预测误差 FPE 赤池信息标准 AIC 施瓦茨信息标准 SC 汉南 - 奎因信息标准 HQ NA e * * 2.26e-06* * * e 滞后期定为 2 运用 EViews6.0 建立误差修正模型, 结果如式 (3) DLNCAP= DLNGDP ecm t- 1 (3) (0.9469) (0.1878) ( ) R 2 = R 2 (adjusted)=35 D.W.= 式 (3) 中, 括号内为 T 检验结果,ecm t-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在式 (3) 中 ecm t-1 的系数为 , 符合误差反向修正机制, 说明当经济收入增长水产品消费量短期波动偏离长期均衡关系后, 将以的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态

岳冬冬等 : 中国人均水产品消费量与人均 GDP 动态关系研究 153 2.5 脉冲响应函数为分析经济收入增长与水产品消费之间的相互影响程度, 利用 EViews6.

则对于水产品消费量具有明显的促进作用 ;LNCAP 对 LNGDP 的响应过程为, 在前两期的响应为零, 之后逐渐呈现正向响应过程, 但增长缓慢, 说明水产品消费量在短期内很难影响到人均 GDP 的变化, 但从长期来看, 则对于促进人均 GDP 增长具有正向促进作用, 但相应力度与 LNGDP 对 LNCAP 的响应相比, 则相对较为缓和 2.

5 岳冬冬等 : 中国人均水产品消费量与人均 GDP 动态关系研究脉冲响应函数为分析经济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(2) 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 ( 本研究取 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 LNGDP 对 LNCAP 的响应过程为, 在第一期的响应接近零, 之后呈现较大幅度正向响应, 说明人均 GDP 的短期增长对水产品消费影响不大, 但如果长期持续出现增长的话, 则对于水产品消费量具有明显的促进作用 ;LNCAP 对 LNGDP 的响应过程为, 在前两期的响应为零, 之后逐渐呈现正向响应过程, 但增长缓慢, 说明水产品消费量在短期内很难影响到人均 GDP 的变化, 但从长期来看, 则对于促进人均 GDP 增长具有正向促进作用, 但相应力度与 LNGDP 对 LNCAP 的响应相比, 则相对较为缓和 2.6 方差分解为分析每一个结构冲击对内生变量影响的贡献度, 进行方差分解, 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, LNCAP 受自身冲击影响较大, 在前 6 期的方差分解值都保持在 98% 以上的水平,LNGDP 的变化对其产生的冲击非常微弱在经济收入增长的方差分解中, LNGDP 受自身冲击的影响呈现快速下降趋势, 到第 10 期已降至近 60%, 相对应,LNCAP 则呈现快速上升趋势由此可见, 经济收入增长对于促进水产品消费的贡献非常显著, 而水产品消费对于经济收入增长的贡献则并不显著图 3 LNGDP 和 LNCAP 对一个标准误扰动的响应结果图 4 LNGDP 和 LNCAP 的方差分解结果

6 154 中国农学通报 3 结论与讨论利用计量经济方法对中国年人均水产品消费量与人均 GDP 关系进行了定量研究, 结论如下 (1) 人均水产品消费量与人均 GDP 之间具有协整关系, 两者之间长期呈现稳定的正相关关系, 其中人均 GDP 每增加 1 个单位, 人均水产品消费量将增加个单位 (2) 利用误差修正模型分析随机扰动干扰时, 人均水产品消费量与人均 GDP 的长期关系对短期关系的波动具有一定影响, 当经济收入增长水产品消费量短期波动偏离长期均衡关系后, 将以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, 人均水产品消费量与人均 GDP 之间的相互作用不同, 其中人均 GDP 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人均 GDP 的冲击力度 (4) 人均 GDP 增长对于人均水产品消费量具有较为明显的促进作用, 在中国 GDP 增速放缓的经济新常态背景下, 全力实现到 2020 年国内生产总值和城乡居民人均收入比 2010 年翻一番这一个发展目标, 进而为人均水产品消费量保持增长趋势保驾护航水产品消费量受收入水平城市化进程等因素影响, 中国作为世界水产品产量大国, 但水产品人均消费量仍处于较低水平, 国民经济发展对于水产品消费影响的定量研究较少, 为此, 运用计量经济模型方法, 在时间序列数据平稳性检验基础上进行数据分析, 探讨水产品消费与人均 GDP 关系研究表明, 经济收入增长有助于拉动水产品消费, 但水产品消费增加对于经济收入增长的贡献则不足这一结论与居民收入水平是影响水产品消费的主要因素之一, 人均收入的提 [1,12] 高会增加水产品的市场消费需求量相吻合 ; 在需求收入弹性结论方面, 与城镇居民水产品消费需求收入弹性为 0.68 [13] 和农村居民的水产品消费弹性为 [14] 同处于 0~1 之间, 由于时间因素及研究样本 [15] 区域等约束, 但结果基本相符人口数量经济收入增长城市化进程等是影响水产品消费的重要因素, 但从个体消费量而言, 经济收入增长显得更为重要, 在人均 GDP 渐进中等发达国家人均 GDP 水平背景下, 个体水产品消费量与经济收入增长及其他相关影响因素之间的量化关系, 还有待进一步研究除饮食文化影响外, 个体对于水产品消费量的需求受价格质量安全可选择性便利性等因素影响, 本研究为探讨个体水产品消费量与人均 GDP 动态关系, 从而忽略了上述其他因素参考文献 [1] 联合国粮食与农业组织.2016 年世界渔业和水产养殖状况 [R]. 罗马,2016. [2] 中华人民共和国国家统计局.2016 中国统计年鉴 [M]. 北京 : 中国统计出版社, [3] 高金田, 李京梅, 刘铁鹰. 中国水产品居民消费需求趋势及影响因素分析 [J]. 东岳论丛,2013(1): [4] 张欢, 孙琛. 中国居民水产品消费水平与消费特征分析 [J]. 农业现代化研究,2009,30(4): [5] 宋春晓, 杨德利. 上海市水产品消费需求的双对数模型分析 [J]. 中国农学通报,2013,29(20): [6] 蔡孟沿, 孙琛. 城市居民水产品消费行为研究以北京上海西安为例 [J]. 中国渔业经济,2015,33(2): [7] 中国水产学会中国水产品供求贸易及价格远景预测研究报告日前发布 [EB/OL].( )[ ]. [8] 王辛夷. 发改委课题组 : 十三五经济增速 7% 左右将跨越中等收入国家陷阱 [EB/OL]. ( )[ ]. com.cn/articles/ / html. [9] 任重, 薛兴利. 中国粮食价格与 cpi 动态关系研究 [J]. 价格理论与实践,2016(3): [10] 杨风寿, 沈默. 社会保障水平与城乡收入差距的关系研究 [J]. 宏观经济研究,2016(5): [11] 高铁梅. 计量经济分析方法与建模 :EViews 应用及实例 ( 第 2 版 ) [M]. 北京 : 清华大学出版社,2009. [12] 刘锐, 李冉, 陈洁. 中国水产品消费特征及增长潜力 [J]. 农业展望, 2011,7(3): [13] 谭城, 张小栓. 中国城镇居民水产品消费影响因素分析 [J]. 中国渔业经济,2005(5):41-43,36. [14] 食物消费升级模式与粮食安全政策分析评估课题组. 中国农民食物消费研究 [M]. 北京 : 中国农业出版社,2007. [15] 陆杰华, 王广州, 李建新, 等. 经济转型期中国人口变化对水产品消费的影响 [J]. 经济问题,2002(4):11-13.

(156) / Spurious Regression Unit Root Test Cointergration TestVector Error Correction Model Granger / /

(156) / Spurious Regression Unit Root Test Cointergration TestVector Error Correction Model Granger / / (155) * ** / / / / 1973 ~1974 1979 ~1980 1987 ~1989 * ** (156) 1990 2004 1997 1996 1980 / Spurious Regression Unit Root Test Cointergration TestVector Error Correction Model Granger / / (157) Hedonic Price