鄭曉冬，方向明，賀子軒

(中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083)

改革開放以來(lái)，隨著大量農(nóng)村勞動(dòng)力涌入城市，我國(guó)的城鎮(zhèn)化率從1978年的17.9%上升至2014年的54.8%。在這一過(guò)程中，居民的食物消費(fèi)模式發(fā)生了明顯變化，主要表現(xiàn)為糧食消費(fèi)量逐步下降，動(dòng)物性食品消費(fèi)量不斷提高[1-2]。就乳制品而言，按照1992年不變價(jià)，2011年城鎮(zhèn)人均乳制品消費(fèi)支出是1992年的5.6倍(附圖)，2015年全國(guó)人均乳制品消費(fèi)量達(dá)每年36kg。乳制品營(yíng)養(yǎng)豐富，是城鎮(zhèn)居民食物消費(fèi)中的重要組成部分，然而目前居民乳制品消費(fèi)仍處于較低水平，2011年城鎮(zhèn)居民乳制品消費(fèi)率僅為25.6%[3]，2015年人均乳制品消費(fèi)量?jī)H為世界平均水平的1/31。因此，居民乳制品消費(fèi)仍有較大潛力，探究乳制品消費(fèi)的主要決定因素不僅有助于更好地促進(jìn)居民的營(yíng)養(yǎng)攝入與健康狀態(tài)，同時(shí)對(duì)于我國(guó)奶業(yè)的發(fā)展具有重要政策意義。

現(xiàn)有關(guān)于居民乳制品消費(fèi)的研究主要集中在以下幾個(gè)方面，分別是居民乳制品消費(fèi)特征討論[4-5]、乳制品消費(fèi)相關(guān)影響因素研究[6-7]、食品安全事件對(duì)居民乳制品消費(fèi)行為的影響分析[8-9]以及對(duì)未來(lái)乳制品消費(fèi)的預(yù)測(cè)[10]等，然而直接論述與檢驗(yàn)城鎮(zhèn)化與居民乳制品消費(fèi)關(guān)系的研究較為少見(jiàn)。那么城鎮(zhèn)化對(duì)城鎮(zhèn)居民乳制品消費(fèi)的影響如何？影響機(jī)制又是怎樣？這是本文所關(guān)注的重點(diǎn)問(wèn)題，而回答這些問(wèn)題能為更好地促進(jìn)居民健康狀態(tài)和乳制品消費(fèi)市場(chǎng)的發(fā)展提出相關(guān)對(duì)策建議。

1 文獻(xiàn)回顧與理論分析

梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化主要通過(guò)收入水平、就業(yè)結(jié)構(gòu)以及消費(fèi)可及性等3方面對(duì)城鎮(zhèn)居民乳制品消費(fèi)水平產(chǎn)生作用。第一，收入水平。城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，大量農(nóng)村勞動(dòng)力流入城市，在市場(chǎng)化條件下，城鎮(zhèn)居民將通過(guò)與農(nóng)村移民進(jìn)行分工合作產(chǎn)生的互補(bǔ)效應(yīng)使城鎮(zhèn)居民獲得更大的工資收益[11]。郭克良[12]基于河北省數(shù)據(jù)的研究結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化對(duì)城鎮(zhèn)居民收入有顯著正向影響。凱恩斯的消費(fèi)理論認(rèn)為人們的消費(fèi)是收入水平的函數(shù)，收入的提高將直接增強(qiáng)居民食物消費(fèi)的能力，這無(wú)疑將有助于提升城鎮(zhèn)居民乳制品消費(fèi)水平；第二，就業(yè)結(jié)構(gòu)。我國(guó)的城鎮(zhèn)化進(jìn)程也是第三產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展的過(guò)程，由于城鎮(zhèn)勞動(dòng)力對(duì)城市的主要?jiǎng)趧?dòng)力市場(chǎng)有壟斷性地位[13]，加之農(nóng)村人口在教育程度與技能處于劣勢(shì)，農(nóng)村勞動(dòng)力在城市將補(bǔ)足原本由城鎮(zhèn)居民從事的第二產(chǎn)業(yè)(比如建筑業(yè))崗位[14]，城鎮(zhèn)居民的就業(yè)結(jié)構(gòu)將偏向非體力勞動(dòng)的第三產(chǎn)業(yè)，從而在一定程度上轉(zhuǎn)變食物消費(fèi)習(xí)慣，城鎮(zhèn)居民對(duì)主食類高能量食物需求將減小[15]，對(duì)較具營(yíng)養(yǎng)價(jià)值的乳制品將有更大的消費(fèi)需求。第三，消費(fèi)的可及性。人口向城市聚集的過(guò)程也促使運(yùn)輸零售終端不斷向城市集中，便利的消費(fèi)渠道將促進(jìn)城鎮(zhèn)居民乳制品的購(gòu)買與消費(fèi)[6]。從現(xiàn)有統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)看，1998年全國(guó)連鎖零售門店總數(shù)為1.92萬(wàn)個(gè)，2011年為19.58萬(wàn)個(gè)，后者是前者的10倍左右。而20世紀(jì)90年代和21世紀(jì)初也是我國(guó)城鎮(zhèn)化快速發(fā)展的階段。胡定寰等[16]和Fuller 等[17]對(duì)昆明、北京、上海和廣州的消費(fèi)者的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，大賣場(chǎng)及連鎖便利商店等對(duì)居民乳制品的購(gòu)買行為有顯著的正向影響。因此城鎮(zhèn)化進(jìn)程中基礎(chǔ)設(shè)施和零售網(wǎng)絡(luò)系統(tǒng)的完善也將有利于促進(jìn)城鎮(zhèn)居民乳制品消費(fèi)狀況。附圖展示了我國(guó)城鎮(zhèn)化、城鎮(zhèn)居民乳制品消費(fèi)以及上述三方面影響途徑的近20年的時(shí)間變化趨勢(shì)，可以發(fā)現(xiàn)，居民收入水平、就業(yè)第三產(chǎn)業(yè)GDP占比以及零售業(yè)相關(guān)指標(biāo)與城鎮(zhèn)化和居民乳制品消費(fèi)有較明顯的共同趨勢(shì)。

根據(jù)以上理論分析，本文基于1992—2011年省際面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)克服可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，從宏觀角度討論城鎮(zhèn)化對(duì)居民乳制品消費(fèi)的影響及影響機(jī)制。此外，對(duì)城鎮(zhèn)化水平進(jìn)行分組探析城鎮(zhèn)化及其影響機(jī)制的異質(zhì)性，從而為進(jìn)一步促進(jìn)居民乳制品消費(fèi)水平以及奶業(yè)發(fā)展提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)和對(duì)策建議。

附圖 城鎮(zhèn)化與城鎮(zhèn)居民乳制品消費(fèi)的相關(guān)統(tǒng)計(jì)圖示注：數(shù)據(jù)來(lái)自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)奶業(yè)年鑒》。城鎮(zhèn)乳制品消費(fèi)指數(shù)和收入指數(shù)是以1992年為基期(100)，以1992年不變價(jià)的歷年城鎮(zhèn)乳制品消費(fèi)和人均可支配收入與基期值之比乘以100%得出。由于就業(yè)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)類似，這里以第三產(chǎn)業(yè)GDP占比變化代表就業(yè)結(jié)構(gòu)的變化；消費(fèi)可及性由全國(guó)連鎖零售門店總數(shù)、營(yíng)業(yè)面積和從業(yè)人數(shù)表征，限于數(shù)據(jù)可得性，部分年份數(shù)據(jù)有所缺失

2數(shù)據(jù)來(lái)源：全球乳糖不耐受癥比例分布圖https：//en.wikipedia.org/wiki/Lactose_intolerance#cite_note-GHR2016～63

2 模型、變量與數(shù)據(jù)

2.1 模型設(shè)定

設(shè)定簡(jiǎn)約式消費(fèi)模型作為城鎮(zhèn)化與城鎮(zhèn)居民乳制品消費(fèi)關(guān)系的基準(zhǔn)估計(jì)模型，具體面板回歸模型如式(1)：

DCit=α0+α1URit+α2Xit+μi+εit

(1)

式(1)中，DC為本文的因變量，表示城鎮(zhèn)居民乳制品消費(fèi)水平，下標(biāo)i和t分別代表第i個(gè)地區(qū)和第t期。UR為關(guān)鍵自變量，表示城鎮(zhèn)化水平。Xit為一系列控制變量，ui表示不隨時(shí)間變化的個(gè)體效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。由于個(gè)體的消費(fèi)習(xí)慣存在著一定的時(shí)間慣性[18]，因而當(dāng)期居民乳制品消費(fèi)水平很可能受到上一期消費(fèi)狀況的影響。據(jù)統(tǒng)計(jì)，中國(guó)超過(guò)80%的居民有不同程度的乳糖不耐受癥2，因此乳制品消費(fèi)可能存在較強(qiáng)的棘輪效應(yīng)。為此，在自變量中加入了因變量的滯后項(xiàng)反應(yīng)乳制品消費(fèi)的慣性，如式(2)所示：

DCit=β0+β1DCi，t-1+β2URit+β3Xit+μi+εit

(2)

式(2)中，DCi，t-1表示各地區(qū)滯后一期的城鎮(zhèn)居民乳制品消費(fèi)狀況，其余變量含義與式(1)相同。由于因變量的滯后項(xiàng)與擾動(dòng)項(xiàng)存在相關(guān)性，直接使用靜態(tài)面板固定效應(yīng)模型所得的估計(jì)結(jié)果是有偏不一致的[19]。在這種情況下，需采用動(dòng)態(tài)面板估計(jì)方法，即差分GMM或者系統(tǒng)GMM來(lái)克服這一內(nèi)生性問(wèn)題。由于差分GMM可能存在的弱工具變量問(wèn)題，本文采用系統(tǒng)GMM法，將差分和水平變量的滯后項(xiàng)作為工具變量進(jìn)行估計(jì)，使所得結(jié)果更有效率[20]。然而系統(tǒng)GMM的有效估計(jì)也需滿足擾動(dòng)項(xiàng)差分無(wú)序列相關(guān)以及工具變量外生可靠等條件。因此本文在運(yùn)用以上模型進(jìn)行估計(jì)的同時(shí)，也進(jìn)行了二階序列相關(guān)檢驗(yàn)以及Sargan檢驗(yàn)用以保證估計(jì)結(jié)果的可靠性。

而后按照中介效應(yīng)模型的一般步驟[21]，通過(guò)加入中介變量后關(guān)鍵自變量的系數(shù)與顯著性變化檢驗(yàn)中介變量的作用。加入中介變量的模型式(3)所示：

DCit=γ0+γ1DCi，t-1+γ2URit+γ3MEit+γ4Xit+μi+εit

(3)

式(3)中，ME為本文設(shè)定的中介變量，包括收入水平、就業(yè)結(jié)構(gòu)與消費(fèi)可及性。就本研究而言，如城鎮(zhèn)化對(duì)乳制品消費(fèi)的影響顯著，而加入中介變量后，中介變量顯著影響城鎮(zhèn)居民乳制品消費(fèi)的同時(shí)，城鎮(zhèn)化變量的系數(shù)減小且顯著性下降，則說(shuō)明城鎮(zhèn)化通過(guò)中介變量影響城鎮(zhèn)居民乳制品消費(fèi)。

2.2 變量說(shuō)明與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所用數(shù)據(jù)為1992—2011年3中國(guó)內(nèi)地29個(gè)省(市、區(qū))20個(gè)年度的省際面板數(shù)據(jù)，由于西藏和重慶數(shù)據(jù)存在缺失，按照多數(shù)文獻(xiàn)的做法，將西藏的數(shù)據(jù)舍棄，同時(shí)將重慶的數(shù)據(jù)并入四川。

2.2.1 因變量 本文的因變量為城鎮(zhèn)居民乳制品消費(fèi)水平，該指標(biāo)由運(yùn)用歷年各地區(qū)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)調(diào)整為以1992年不變價(jià)計(jì)算的城鎮(zhèn)居民人均乳制品實(shí)際消費(fèi)支出表示。

2.2.2 關(guān)鍵自變量 本文的關(guān)鍵自變量為城鎮(zhèn)化水平，由歷年各地區(qū)城鎮(zhèn)化率(城鎮(zhèn)常住人口占該地區(qū)常住總?cè)丝诒壤?表示。

2.2.3 中介變量 在探究城鎮(zhèn)化對(duì)城鎮(zhèn)居民乳制品消費(fèi)的影響途徑時(shí)，運(yùn)用了以下變量：(1)收入水平：該指標(biāo)為以1992年不變價(jià)計(jì)算(經(jīng)過(guò)歷年各地區(qū)CPI調(diào)整)的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入表示。(2)就業(yè)結(jié)構(gòu)：由于當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)直接聯(lián)系，因此就業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)由歷年各地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)GDP占地區(qū)生產(chǎn)總值比例表示；(3)消費(fèi)可及性：由歷年各地區(qū)的零售餐飲與交通運(yùn)輸業(yè)GDP占地區(qū)生產(chǎn)總值的比例表示。從2004年開始，統(tǒng)計(jì)資料將批發(fā)零售與住宿餐飲業(yè)GDP分列，為保持與2004年前統(tǒng)計(jì)口徑一致，本文將2004—2011年批發(fā)零售業(yè)與住宿餐飲業(yè)GDP進(jìn)行了合并；以上統(tǒng)計(jì)資料均來(lái)自歷年各地區(qū)的統(tǒng)計(jì)年鑒或年度統(tǒng)計(jì)公報(bào)。

2.2.4 控制變量 借鑒已有研究[5-6，18]，本文納入的控制變量包括老齡化、價(jià)格水平、人力資本、奶業(yè)產(chǎn)出、經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r以及三聚氰胺事件。選取這些變量的原因是老年人口的增加將提高乳制品的需求從而總體促進(jìn)居民的乳制品消費(fèi)；價(jià)格水平往往會(huì)改變居民的消費(fèi)預(yù)期，價(jià)格的上升對(duì)人們的乳制品消費(fèi)不利；人力資本的提高將改善人們對(duì)乳制品的認(rèn)知和消費(fèi)偏好，從而促進(jìn)乳制品消費(fèi)狀況。同時(shí)，對(duì)于某些地區(qū)(比如內(nèi)蒙古)而言，食物的產(chǎn)量與其飲食習(xí)慣有較大的正向相關(guān)性，因而奶類的產(chǎn)量可能正向影響居民乳制品消費(fèi)水平。此外，如三聚氰胺事件這樣的重大食品安全事件也將對(duì)影響消費(fèi)者的乳制品消費(fèi)有直接的抑制作用。在指標(biāo)選取上，老齡化由老齡化率(65歲及以上人口占該地區(qū)常住人口比例)表示；價(jià)格水平由通脹率表示，采用CPI計(jì)算；人力資本運(yùn)用人均受教育程度指標(biāo)，由6歲及以上人口的人均受教育年限表示，本文將統(tǒng)計(jì)資料中顯示的“未上過(guò)學(xué)”、“小學(xué)”、“初中”、“高中”、“大專及以上”等教育程度分別按教育年限為0、6、9、12、16年進(jìn)行賦值，在此基礎(chǔ)上根據(jù)人口抽樣數(shù)據(jù)測(cè)算歷年各地區(qū)的人均受教育年限；奶業(yè)產(chǎn)出指標(biāo)為人均奶類產(chǎn)量，指標(biāo)由包括牛奶、酸奶、奶粉等的產(chǎn)量除以當(dāng)期該地區(qū)常住人口計(jì)算而得；經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r指標(biāo)由各地區(qū)GDP表示；三聚氰胺事件指標(biāo)設(shè)為虛擬變量，如時(shí)期在2008年及以后，則賦值為1，否則賦值為0。以上指標(biāo)中，通脹率和各地區(qū)GDP來(lái)自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，人均受教育程度與常住人口數(shù)指標(biāo)來(lái)自歷年《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》，奶類產(chǎn)量來(lái)自歷年《中國(guó)奶業(yè)年鑒》。

2.2.5 數(shù)據(jù)描述 為減小可能存在的異常值或異方差對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響，本文對(duì)乳制品消費(fèi)支出、收入水平、奶類產(chǎn)量以及地區(qū)GDP均取對(duì)數(shù)處理。表1可知，各變量均有較大的變異性，這為研究變量間的相互影響的數(shù)據(jù)變異性提供了基礎(chǔ)。

3 實(shí)證結(jié)果

3.1 城鎮(zhèn)化與城鎮(zhèn)居民乳制品消費(fèi)

表2第(1)列為僅加入城鎮(zhèn)化指標(biāo)與控制變量的回歸結(jié)果，第(2)～(5)列是在式(1)的基礎(chǔ)上分別加入各個(gè)中介變量和加入全部中介變量的估計(jì)結(jié)果。在進(jìn)行具體的實(shí)證結(jié)果說(shuō)明與分析前，首先對(duì)模型選擇的合理性與可靠性進(jìn)行檢驗(yàn)。在工具變量的選取上，參考已有研究，選取因變量的滯后兩期及其更高階作為工具變量進(jìn)行系統(tǒng)GMM回歸估計(jì)，從表2可以看出，各模型的二階自相關(guān)檢驗(yàn)AR(2)檢驗(yàn)和Sargan檢驗(yàn)均未通過(guò)5%的顯著性檢驗(yàn)，故接受擾動(dòng)項(xiàng)無(wú)序列相關(guān)的原假設(shè)以及難以拒絕所有工具變量均有效的原假設(shè)。同時(shí)，各模型的方差膨脹因子均不大于5，說(shuō)明不存在明顯的多重共線性問(wèn)題。以上檢驗(yàn)結(jié)果表明，本研究的模型選擇滿足進(jìn)行有效估計(jì)的前提。

3由于從2013年開始，《中國(guó)奶業(yè)年鑒》欄目和條目進(jìn)行了調(diào)整，不再詳細(xì)匯報(bào)全國(guó)各地的居民乳制品消費(fèi)支出數(shù)據(jù)，因此將研究時(shí)期設(shè)為1992—2011年。

表1 變量含義與描述性統(tǒng)計(jì)

資料來(lái)源：根據(jù)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)計(jì)算所得

表2 城鎮(zhèn)化與城鎮(zhèn)居民乳制品消費(fèi)的系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤；*、**、***分別表示在10%、5%和1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著

從第(1)列的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，城鎮(zhèn)化對(duì)城鎮(zhèn)居民乳制品消費(fèi)的影響系數(shù)為正，且通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明城鎮(zhèn)化能夠顯著提高城鎮(zhèn)居民的乳制品消費(fèi)水平。從城鎮(zhèn)化變量系數(shù)值看，城鎮(zhèn)化每提高1個(gè)百分點(diǎn)，城鎮(zhèn)居民人均乳制品消費(fèi)將上升1.1個(gè)百分點(diǎn)。在控制變量中，老齡化、價(jià)格水平、人力資本、奶業(yè)產(chǎn)出、經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r以及三聚氰胺事件對(duì)城鎮(zhèn)居民乳制品消費(fèi)的影響系數(shù)符合均與預(yù)期相符。同時(shí)，滯后一期的乳制品消費(fèi)的影響系數(shù)顯著為正，說(shuō)明城鎮(zhèn)居民的乳制品消費(fèi)有較強(qiáng)的棘輪效應(yīng)，這也與本文預(yù)期一致且證明了模型選擇的合理性。從第(2)～(4)列估計(jì)結(jié)果可以看出，分別在第(1)列基礎(chǔ)上單獨(dú)加入收入水平、就業(yè)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)可及性等3個(gè)中介變量后，中介變量對(duì)乳制品消費(fèi)的影響系數(shù)正向顯著，觀察系數(shù)值可知，收入水平、就業(yè)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)可及性每增加1個(gè)百分點(diǎn)，城鎮(zhèn)居民乳制品消費(fèi)水平將分別提高0.36、1.52、3.29個(gè)百分點(diǎn)。同時(shí)城鎮(zhèn)化變量系數(shù)值和顯著性均下降，其中在加入收入水平中介變量的模型中城鎮(zhèn)化變量系數(shù)降幅最大。說(shuō)明城鎮(zhèn)化通過(guò)收入水平、就業(yè)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)可及性影響城鎮(zhèn)居民乳制品消費(fèi)狀況，其中收入水平發(fā)揮更大作用。第(5)列估計(jì)結(jié)果表明，在自變量中加入多個(gè)中介變量后，中介變量顯著正向影響乳制品消費(fèi)，而城鎮(zhèn)化變量的系數(shù)不再顯著，且系數(shù)值接近于0，說(shuō)明城鎮(zhèn)化中介變量幾乎可以解釋城鎮(zhèn)化的影響機(jī)制。

3.2 城鎮(zhèn)化影響的異質(zhì)性

城鎮(zhèn)化對(duì)城鎮(zhèn)居民乳制品消費(fèi)的影響及其機(jī)制在不同的城鎮(zhèn)化階段很有可能有所差異，得出這一差異有利于提高促進(jìn)乳制品消費(fèi)對(duì)策的針對(duì)性。本文按照各地區(qū)城鎮(zhèn)化率的中位數(shù)為界，將城鎮(zhèn)化階段分為高水平城鎮(zhèn)化組和低水平城鎮(zhèn)化組，而后進(jìn)行城鎮(zhèn)化的影響及其機(jī)制的異質(zhì)性探析。如表4所示，各個(gè)系統(tǒng)GMM模型均通過(guò)二階序列相關(guān)和Sargan檢驗(yàn)，說(shuō)明模型設(shè)定良好，同時(shí)滯后一期乳制品消費(fèi)估計(jì)系數(shù)顯著為正，再次表明城鎮(zhèn)居民乳制品消費(fèi)的時(shí)間慣性。觀察城鎮(zhèn)化系數(shù)可知，與高水平城鎮(zhèn)化組相比，低水平城鎮(zhèn)化組中的城鎮(zhèn)化影響系數(shù)更大，且在統(tǒng)計(jì)上更加顯著，說(shuō)明在城鎮(zhèn)化對(duì)城鎮(zhèn)居民乳制品消費(fèi)的影響在城鎮(zhèn)化初期更大，而后城鎮(zhèn)化率較高時(shí)發(fā)揮的作用較小，這表明城鎮(zhèn)化的影響存在一定程度的邊際遞減傾向。從各個(gè)中介變量結(jié)果看，在低水平城鎮(zhèn)化組中，收入水平和就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響系數(shù)均大于高水平城鎮(zhèn)化組，而高水平城鎮(zhèn)化組中的消費(fèi)可及性影響系數(shù)比低水平城鎮(zhèn)化組稍大，這在一定程度上說(shuō)明低水平城鎮(zhèn)化階段乳制品消費(fèi)的促進(jìn)主要依靠收入增長(zhǎng)和就業(yè)結(jié)構(gòu)改善的作用。根據(jù)邊際理論，處于城鎮(zhèn)化率較低階段時(shí)，居民收入水平較低，第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)占比仍較小，提高收入并改變就業(yè)結(jié)構(gòu)能夠更加顯著促進(jìn)居民的消費(fèi)能力和改變消費(fèi)習(xí)慣，隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程的推進(jìn)，收入水平與就業(yè)結(jié)構(gòu)的作用就將下降。因此，為促進(jìn)城鎮(zhèn)居民的乳制品消費(fèi)，在低水平城鎮(zhèn)化階段應(yīng)更加側(cè)重居民收入水平的提高和就業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型，零售網(wǎng)絡(luò)等消費(fèi)可及性作用的發(fā)揮應(yīng)以保證居民的消費(fèi)能力和消費(fèi)習(xí)慣為基礎(chǔ)。

4 結(jié)論

本文根據(jù)1992—2011年全國(guó)29個(gè)省(市、區(qū))的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板系統(tǒng)GMM方法實(shí)證檢驗(yàn)了城鎮(zhèn)化對(duì)城鎮(zhèn)居民乳制品消費(fèi)的影響及其機(jī)制，同時(shí)進(jìn)一步討論了不同城鎮(zhèn)化水平下城鎮(zhèn)化的影響及其機(jī)制的異質(zhì)性。結(jié)果表明：(1)城鎮(zhèn)化對(duì)居民乳制品消費(fèi)有顯著的促進(jìn)作用，平均而言，城鎮(zhèn)化率每上升1個(gè)百分點(diǎn)，城鎮(zhèn)居民人均乳制品消費(fèi)水平提高1.1個(gè)百分點(diǎn)。(2)城鎮(zhèn)化主要通過(guò)收入水平、就業(yè)結(jié)構(gòu)與消費(fèi)可及性對(duì)城鎮(zhèn)居民乳制品消費(fèi)產(chǎn)生影響，其中收入水平的作用最為明顯。(3)將城鎮(zhèn)化水平進(jìn)行分組估計(jì)的結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)化的乳制品消費(fèi)促進(jìn)作用存在邊際遞減傾向，即城鎮(zhèn)化的影響在低水平城鎮(zhèn)化階段更加顯著。其原因主要在于收入水平和就業(yè)結(jié)構(gòu)的變化對(duì)居民消費(fèi)能力的促進(jìn)作用和對(duì)消費(fèi)習(xí)慣的影響在低水平城鎮(zhèn)化階段更加明顯。

本文的研究結(jié)論對(duì)理解城鎮(zhèn)化與居民食物消費(fèi)的關(guān)系，以及進(jìn)一步促進(jìn)居民乳制品消費(fèi)和中國(guó)奶業(yè)發(fā)展有一定的現(xiàn)實(shí)意義。首先，城鎮(zhèn)化進(jìn)程對(duì)居民的乳制品消費(fèi)有積極影響，這間接驗(yàn)證了城鎮(zhèn)化將改變居民的食物消費(fèi)模式，甚至將改變?nèi)藗兊慕】禒顟B(tài)。單從乳制品消費(fèi)看，城鎮(zhèn)化能在一定程度上改善人們的營(yíng)養(yǎng)攝入，從而可能有利于居民的健康水平。然而良好的健康狀態(tài)需要合理的飲食結(jié)構(gòu)和營(yíng)養(yǎng)攝取，因此，本文僅對(duì)城鎮(zhèn)化與居民營(yíng)養(yǎng)與健康之間的關(guān)系進(jìn)行了初步探索，后續(xù)需要更多研究對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行探討。其次，從城鎮(zhèn)化對(duì)城鎮(zhèn)居民乳制品消費(fèi)的影響機(jī)制來(lái)看，要進(jìn)一步提高乳制品消費(fèi)水平，應(yīng)從收入水平、就業(yè)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)可及性三方面著手。在城鎮(zhèn)化水平較低地區(qū)，更應(yīng)側(cè)重提高居民收入水平以及改善就業(yè)結(jié)構(gòu)，提高居民的消費(fèi)能力和轉(zhuǎn)變消費(fèi)習(xí)慣，而在城鎮(zhèn)化水平較高的地區(qū)更應(yīng)注重增加乳制品的消費(fèi)可及性，完善零售網(wǎng)絡(luò)，從而更好地促進(jìn)居民乳制品消費(fèi)?！?/p>

表4 不同城鎮(zhèn)化水平下城鎮(zhèn)化的影響及其機(jī)制差異的系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤；*、**、***分別表示在10%、5%和1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。表中的控制變量包括老齡化、價(jià)格水平、人力資本、奶業(yè)產(chǎn)出、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r以及三聚氰胺事件等

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