中國居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化的因素分解：基于產(chǎn)出角度①

袁小慧范金王凱嚴(yán)斌劍

[摘要]在經(jīng)歷了1997年的亞洲金融危機(jī)和2002年的入世之后，中國農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出使用形式越來越多樣化，相應(yīng)地，以最終產(chǎn)品形式用于滿足居民消費(fèi)需求部分也發(fā)生很大變化。借鑒De Boer思想，采用Montgomery分解與投入產(chǎn)出相結(jié)合的方法，將影響中國居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化的因素分解為規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和總量效應(yīng)。結(jié)果表明：第一，從總體影響作用看，技術(shù)效應(yīng)對農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級作用明顯；第二，從影響程度看，相對于加工農(nóng)產(chǎn)品，初級農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)受各因素的影響程度更大；第三，從中長期看，中期消費(fèi)規(guī)模效應(yīng)對農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)影響較大，但長期內(nèi)最終消費(fèi)需求的總量效應(yīng)作用更強(qiáng)；第四，對于加工農(nóng)產(chǎn)品而言，中期水產(chǎn)品加工業(yè)消費(fèi)受影響顯著，而長期酒精及飲料酒制造業(yè)、其他飲料制造業(yè)消費(fèi)受影響較為明顯。

[關(guān)鍵詞]農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)； 投入產(chǎn)出表； Montgomery分解

[收稿日期]2014-03-07

[基金項(xiàng)目]本文為國家社會科學(xué)

[作者簡介]袁小慧，南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士研究生，江蘇省行政學(xué)院經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展研究所講師，郵編：210095；

范金，江蘇省行政學(xué)院經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展研究所教授、博士生導(dǎo)師，郵編：210009；

王凱，南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師；

嚴(yán)斌劍，南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院講師。

① 本文最初稿2012年6月24日至29日在斯洛伐克首都布拉迪斯拉發(fā)召開的第20屆國際投入產(chǎn)出會議上宣讀，并獲得了本次會議的“來自發(fā)展中國家40歲以下優(yōu)秀青年學(xué)者”的全額參會資助。感謝分會場主席比利時VITO研究員Evelien Dils博士及分小組相關(guān)專家對本文初稿提出的有益評論，為后文的完善和修改奠定基礎(chǔ)。當(dāng)然，文責(zé)自負(fù)。

一、引言

從1982年至1986年、2004年至2014年，中共中央連續(xù)發(fā)布以“三農(nóng)”為主題的中央一號文件，強(qiáng)調(diào)“三農(nóng)”問題在社會主義現(xiàn)代化建設(shè)中“重中之重”的地位。其中，農(nóng)民增收作為“三農(nóng)”問題的核心，也一直是學(xué)者們研究和關(guān)注的焦點(diǎn)。盡管農(nóng)民收入來源有多重途徑，但以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主要形式的家庭經(jīng)營性收入仍是當(dāng)前農(nóng)民收入的首要組成部分，2012年，中國農(nóng)村居民家庭平均每人家庭經(jīng)營性收入占其純收入比重的44.6%。農(nóng)業(yè)產(chǎn)品市場情況與農(nóng)民增收密切相關(guān)，并且自20世紀(jì)90年代以來，隨著市場化和全球化的不斷發(fā)展，在工業(yè)化和城鎮(zhèn)化快速推進(jìn)的同時，中國農(nóng)業(yè)發(fā)展也逐步進(jìn)入新階段，農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)對農(nóng)民收入的影響越來越明顯。

盡管與世界其他主要經(jīng)濟(jì)體相比，中國的恩格爾系數(shù)和食品自給率相對較高。到2012底，中國城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民食品消費(fèi)支出占總消費(fèi)支出的比例分別為36.2%和39.3%，遠(yuǎn)大于其他幾類商品消費(fèi)支出。但是，中國居民對農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)卻日益多樣化和營養(yǎng)化，城鄉(xiāng)居民人均瓜果、肉禽、蛋、奶、水產(chǎn)品等產(chǎn)品消費(fèi)快速增長。以城鎮(zhèn)居民家庭為例，2012年人均水產(chǎn)品消費(fèi)實(shí)現(xiàn)15.2千克，相比于1995年，增長了65.2%，人均瓜果及制品、肉禽及制品消費(fèi)達(dá)到56.1千克和35.7千克，分別增長了24.7%和40.6%，人均奶制品消費(fèi)則翻了一番多，達(dá)到人均14千克。與此同時，部分傳統(tǒng)口糧消費(fèi)需求逐步被替代，城鄉(xiāng)居民家庭人均糧食和蔬菜消費(fèi)需求逐步回落，2012年，城鎮(zhèn)居民家庭人均糧食消費(fèi)相比于1995年下降了20%。可見，中國居民對不同類型的農(nóng)產(chǎn)品需求增長有增有減，加工食品、更有營養(yǎng)和附加值的食品逐步替代初級食品，呈現(xiàn)出內(nèi)部消費(fèi)結(jié)構(gòu)不斷升級趨勢。尤其是在經(jīng)歷了1997年的亞洲金融危機(jī)和2002年的入世之后，中國農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出使用形式更加多元化，相應(yīng)地，以最終產(chǎn)品形式用于滿足居民消費(fèi)需求部分也發(fā)生很大變化。因此，為了有效研究中國農(nóng)村居民收入增收問題，有必要深入了解與其密切相關(guān)的農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)市場，分析用于滿足居民消費(fèi)需求的農(nóng)產(chǎn)品部門發(fā)生了哪些變化，并進(jìn)一步探析居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化是由哪些原因引起的，即對居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化進(jìn)行因素結(jié)構(gòu)分解分析，本文正是基于此而展開研究的。

結(jié)構(gòu)分解技術(shù)(Structural Decomposition Analysis，SDA)最早是由Leontief在對美國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)分析中提出的，其核心思想是從變量的時間序列變化中分解出具體的構(gòu)成因素各種形式變動的和，以測量分析變量變動的根源及各構(gòu)成因素對分析對象變動的影響程度[2]。隨后，Rose和 Casler[3]、Dietzenbacher 和Los[4]等對其理論技術(shù)進(jìn)一步拓展研究，目前，已發(fā)展成為量化經(jīng)濟(jì)分析的主要工具，廣泛地應(yīng)用于經(jīng)濟(jì)增長、貿(mào)易、勞動力、價格、能源和環(huán)保等多方面的經(jīng)濟(jì)分析研究中，如Hu et al[5]；De Haan[6]；Fujikaw et al[7]；Chen和Guo[8]；宋輝和王振民[9]；李景華[10]；郭菊娥等[11]；袁小慧等[12]；夏炎等[13]。但是，正如Dietzenbacher和Los[4]指出的，結(jié)構(gòu)分解技術(shù)存在的最大的問題就是測算結(jié)果不唯一, 對于由r個獨(dú)立構(gòu)成因素組成的變量變動而言，應(yīng)存在r!種結(jié)構(gòu)分解的方法，這種測算結(jié)果的不唯一性將會極大的影響因素分解的實(shí)際效果。于是，De Boer[14]借鑒Montgomery[15-16]分解方法，采用對數(shù)平均的形式，將Montgomery分解技術(shù)引入到投入產(chǎn)出結(jié)構(gòu)分解模型當(dāng)中，成功地解決了測算結(jié)果唯一性問題，同時又滿足各個獨(dú)立構(gòu)成變量的因素可逆性和時間可逆性，從而在因素分解中得到了廣泛應(yīng)用，如Hea et al[17]；李國志，李宗植[18]；王群偉等[19]；李力，王鳳[20]；徐盈之，張全振[21]。但是，已有研究顯示，Montgomery分解技術(shù)更多用于能源、碳排放分析等方面，而結(jié)合投入產(chǎn)出應(yīng)用于產(chǎn)品消費(fèi)的研究相對較少。

因此，本文在1997、2002和2007年中國投入產(chǎn)出表的基礎(chǔ)上，基于產(chǎn)出角度，將Montgomery分解方法思想擴(kuò)展到農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)領(lǐng)域，分別從長期(1997—2007)和中期(2002—2007)分析中國居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化的主要影響因素。由于影響居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化的驅(qū)動因素眾多，鑒于本研究的關(guān)注重點(diǎn)主要在農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出構(gòu)成方面，所以，根據(jù)投入產(chǎn)出原理，即產(chǎn)品總產(chǎn)出主要通過中間產(chǎn)品和最終產(chǎn)品的形式呈現(xiàn)，本文將影響居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化的途徑分解為規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和總量效應(yīng)*De Boer通過引入單位勞動成本系數(shù)，將部門勞動成本變化分解為單位勞動成本變化、技術(shù)變化、最終需求系數(shù)變化和最終需求水平變化四個方面的影響，因次，本文借鑒其主要思想，引入單位產(chǎn)出中用于居民消費(fèi)的份額系數(shù)，將居民消費(fèi)變化分解為規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和總量效應(yīng)。。

二、 Montgomery 因素分解方法

對于因素分解方法，傳統(tǒng)的主要有以下兩種方法：

一是采用兩極分解的表達(dá)式。假設(shè)變量Xi、Yi(i=1,…,n)是相互獨(dú)立，且存在

Vi=XiYi

(1)

用腳標(biāo)1和0分別表示比較期和基期, ΔVi=Vi1-Vi0則反映了期末和期初間變量Vi變化。但就其變化根源，就必須對其影響因素進(jìn)行結(jié)構(gòu)分解。參照Dietzenbacher和Los[4]、李景華[22]，則ΔVi可以分別從兩極(比較期或基準(zhǔn)期)開始分解：

ΔVi=Xi1Yi1-Xi0Yi0=Xi1ΔYi+Yi0ΔXi=Xi0ΔYi+Yi1ΔXi

(2)

于是，ΔVi又可以寫成：

(5)

式(5)顯示期末和期初間變量Vi變化可以分解為Xi、Yi兩個因素變化影響之和，其中，ΔYi=Yi1-Yi0，ΔXi=Xi1-Xi0。當(dāng)構(gòu)成因素只有兩個時，可以通過式(5)進(jìn)行因素分解，即使Xi、Yi兩個因素變量順序改變，其分解表達(dá)式不變，即滿足要素可逆性，同時，若將基期和比較期反過來比較，則分解結(jié)果正好相反，即滿足時間可逆性。不過，當(dāng)構(gòu)成因素超過2種變量時，盡管同樣可以按照式(5)類推，但是，因素之間的排列順序不同，其結(jié)構(gòu)分解表達(dá)式就會不一樣，無法滿足因素和時間的可逆性。

二是采用對所有分解方法取平均值的表達(dá)式。Dietzenbacher和Los[4]指出，若影響因素是由r個獨(dú)立構(gòu)成因素組成的，則存在r!種結(jié)構(gòu)分解的方法，此時，式(5)僅僅是對兩級取的算術(shù)平均值，而忽略了另外(r!-2)種分解方法。所以，更合理的分解方法應(yīng)該是考慮到所有方法，對所有分解方法取算術(shù)平均值，而不僅僅局限于兩極，保證了測算結(jié)果的唯一。但是，這種方法也存在一些缺陷，例如，隨著因素?cái)?shù)目的增加，其分解方式也會相應(yīng)增加，同樣會給研究帶來不便。

可見，傳統(tǒng)的因素分解方法仍存在著一定的局限性，因此，為了更好地考慮到測算結(jié)果的唯一性和可操作性，本文將Montgomery[15-16]思想應(yīng)用到結(jié)構(gòu)分解方法中。

Montgomery對兩個正數(shù)a和b取對數(shù)平均，并定義

(3)

所以，參照式(6)，可以對式(1)設(shè)定如下：

(4)

式(7)又可以表示為：

(5)

也就是說，期末和期初間變量Vi變化可以通過式(9)進(jìn)行分解，即使分解因素超過兩種，也只需采用一種分解方法的表達(dá)式，而且這種分解方式有同樣可以既滿足時間可逆性，又滿足要素可逆性，不產(chǎn)生殘余項(xiàng)，是完全理想的一種因素分解方法。

三、結(jié)合投入產(chǎn)出技術(shù)的Montgomery 因素分解

(一)模型

為了更好地反映居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化源泉，本文進(jìn)一步將投入產(chǎn)出技術(shù)與Montgomery因素分解方法相結(jié)合，在投入產(chǎn)出表的基礎(chǔ)上，將Montgomery分解方法思想擴(kuò)展到農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)領(lǐng)域，對不同期間投入產(chǎn)出表中相應(yīng)變量進(jìn)行比較，并對其進(jìn)行結(jié)構(gòu)分解。

投入產(chǎn)出技術(shù)中的結(jié)構(gòu)分解分析基礎(chǔ)主要來自投入產(chǎn)出表(IO表)的平衡關(guān)系，即：

AQ+BF=Q或Q=LBF

(10)

其中，A為直接消耗系數(shù)，Q為總產(chǎn)出向量，L=(I-A)-1為Liontief逆矩陣，B為以最終消費(fèi)、資本形成、出口等部門結(jié)構(gòu)系數(shù)為列向量的最終需求結(jié)構(gòu)矩陣，F(xiàn)為以最終消費(fèi)、資本形成、出口等部門總量為列向量的最終需求總量矩陣。

為了對農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化分解，參照De Boer[14]本文引入消費(fèi)規(guī)模系數(shù)ci，表示部門單位總產(chǎn)出中用于居民消費(fèi)的份額，則居民對農(nóng)產(chǎn)品部門的消費(fèi)V可以表示為：

V=Q=LBF

(7)

(8)

所以，根據(jù)Montgomery分解方法，可以設(shè)定：

(9)

因此，影響居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化的途徑可以分解為消費(fèi)規(guī)模變化帶來的影響即規(guī)模效應(yīng)DCi，技術(shù)變化帶來的影響即技術(shù)效應(yīng)DLi，最終需求結(jié)構(gòu)變化帶來的影響即結(jié)構(gòu)效應(yīng)DBi，以及最終需求總量變化帶來的影響即總量效應(yīng)DFi。

(二)數(shù)據(jù)處理及說明

考慮到中國在經(jīng)歷了1997年的亞洲金融危機(jī)和2002年的入世之后，農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出使用形式越來越多樣化，其中，以最終產(chǎn)品形式用于滿足居民消費(fèi)需求部分也相應(yīng)發(fā)生變化，本文選擇1997、2002、2007年為時間結(jié)點(diǎn)，分別從長期(1997—2007)和中期(2002—2007)分析中國居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化的主要影響因素。本文分解方法所需原始數(shù)據(jù)主要來自于1997、2002和2007年中國投入產(chǎn)出表。我國國家統(tǒng)計(jì)局自1987年以來，每5年一次編制投入產(chǎn)出表，逢零、逢五年份進(jìn)行系數(shù)調(diào)整和編制延長表。至今，已先后正式公布了1987、1992、1997、2002和2007年五張普查型投入產(chǎn)出表，以及1990、1995、2000和2005年4張延長表。然而，已有投入產(chǎn)出表反映的是當(dāng)年價格基礎(chǔ)上的經(jīng)濟(jì)總量、需求結(jié)構(gòu)等內(nèi)容，不能反映一段時期的、扣除價格因素后的真正的經(jīng)濟(jì)變化。為了滿足時間序列分析需要，體現(xiàn)一段時期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展變化，本文以1997年為基準(zhǔn)，分別對2002年和2007年中國投入產(chǎn)出表進(jìn)行可比價處理，消除價格因素的影響。考慮到投入產(chǎn)出表中產(chǎn)業(yè)部門的劃分一致性，本文對農(nóng)產(chǎn)品部門的分析主要集中在農(nóng)業(yè)、林業(yè)、畜牧業(yè)、漁業(yè)、糧油及飼料加工業(yè)、制糖業(yè)、屠宰及肉類蛋類加工業(yè)、其他食品加工制造業(yè)、酒精及飲料酒制造業(yè)、其他飲料制造業(yè)、煙草加工業(yè)等部門*盡管農(nóng)產(chǎn)品越來越多的應(yīng)用到生物能源方面，但是，考慮到本文研究期主要是從1997年至2007年，我國生物質(zhì)能源發(fā)展規(guī)模還不是很大，所以，本文在對投入產(chǎn)出表農(nóng)產(chǎn)品部門劃分時，暫不考慮生物能源部門。，并根據(jù)部門性質(zhì)和活動內(nèi)容，將前4類產(chǎn)業(yè)部門歸類為初級農(nóng)產(chǎn)品部門，后7類產(chǎn)業(yè)部門歸類為加工農(nóng)產(chǎn)品部門*初級農(nóng)產(chǎn)品部門和加工農(nóng)產(chǎn)品部門的劃分參見文獻(xiàn)[23]。。由于居民對農(nóng)林牧漁服務(wù)業(yè)的消費(fèi)為0，因此，本文不予單獨(dú)分析。

此外，在數(shù)據(jù)處理的時候，鑒于Montgomery 分解方法中變量正數(shù)原則，有必要對投入產(chǎn)出表中負(fù)值進(jìn)行處理，例如進(jìn)口、存貨變動、其他等賬戶。對于進(jìn)口賬戶，可以從列向量轉(zhuǎn)換成行向量處理。此外，IO表中存貨變動、其他等賬戶也會出現(xiàn)部分負(fù)值，而存貨變動=存貨增加-存貨減少，統(tǒng)計(jì)局公布的IO表僅反映了變動情況，所以，本文分別分解為增加和減少兩個賬戶，相應(yīng)的正值歸為增加，而負(fù)值則歸為減少賬戶，再類似于進(jìn)口賬戶的處理方法，將負(fù)值賬戶放到行來處理，這樣做并不會影響因素分解結(jié)果。

四、中國居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化因素分解的實(shí)證分析

從投入產(chǎn)出分析的角度看，總產(chǎn)出由中間需求和最終需求(消費(fèi)、投資和出口)兩方面構(gòu)成。由于技術(shù)變化體現(xiàn)在直接消耗系數(shù)的變化，即中間需求的變化，同時，鑒于本文研究重點(diǎn)是居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)，進(jìn)一步引入居民消費(fèi)份額系數(shù)，于是，影響居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化的途徑可以分解為規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)、最終需求結(jié)構(gòu)效應(yīng)以及最終需求總量效應(yīng)。

具體來說，規(guī)模效應(yīng)反映的是總產(chǎn)出中用于居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)的規(guī)模，直接體現(xiàn)為投入產(chǎn)出表中單位產(chǎn)出中用于居民消費(fèi)份額系數(shù)的變化帶來的影響；技術(shù)效應(yīng)反映的是中間需求的變化，即產(chǎn)業(yè)之間的相互關(guān)系結(jié)構(gòu)，這種結(jié)構(gòu)是在現(xiàn)有技術(shù)水平條件下，各產(chǎn)業(yè)通過原材料的購入(銷售)組成的結(jié)構(gòu)。技術(shù)水平的變化直接體現(xiàn)為投入產(chǎn)出表直接消耗系數(shù)的變化；最終需求結(jié)構(gòu)效應(yīng)反映的是最終需求者(居民、政府以及投資者)分別按照各自的最終性需求購進(jìn)各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品，進(jìn)而形成最終需求方面產(chǎn)業(yè)之間的相互關(guān)系結(jié)構(gòu)。結(jié)構(gòu)效應(yīng)直接體現(xiàn)在投入產(chǎn)出表中消費(fèi)、投資、出口三者之間比例關(guān)系的變化帶來的影響；類似地，最終需求總量效應(yīng)則從總量上反映是最終需求變化對總產(chǎn)出的影響，直接體現(xiàn)在投入產(chǎn)出表中消費(fèi)、投資、出口三者總量的變化帶來的影響。由于本文采用的是競爭型投入產(chǎn)出表，對產(chǎn)品的中間需求和最終需求則不區(qū)別是進(jìn)口品還是國產(chǎn)品。所以，本文沒有對“進(jìn)口”影響做單獨(dú)分析。

(一)總體因素分解分析

影響1997—2007年中國居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化的各因素分解效應(yīng)如表1所示?？偟膩碚f，初級農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)呈現(xiàn)出遞減趨勢，而加工農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)呈現(xiàn)出遞增趨勢，尤其是中期(2002—2007)這種變化趨勢更為突出。具體可以從農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化構(gòu)成來看，初級農(nóng)產(chǎn)品和加工農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化占總的農(nóng)產(chǎn)品變化比重分別為-162%和262%，而長期(1997—2007)該比例構(gòu)成則為-82%和182%?？梢?，初級農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)的減少和加工農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)增加對中國居民總的農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化影響程度在中期更大，中期居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)升級明顯。

表1　1997—2007年中國居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化的因素分解　單位：萬元

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)1997、2002、2007中國投入產(chǎn)出表計(jì)算得到。

此外，從各構(gòu)成因素影響效應(yīng)看，一方面，規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)、最終需求結(jié)構(gòu)效應(yīng)有益于農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級，而最終需求總量效應(yīng)抑制了農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級。即初級農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)受消費(fèi)規(guī)模、技術(shù)變化、最終需求結(jié)構(gòu)變化的影響而減少，表現(xiàn)為規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)、最終需求結(jié)構(gòu)效應(yīng)均為負(fù)值，而最終需求總量的變化卻使得初級農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)增加；另一方面，最終需求總量效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)促進(jìn)加工農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)增加，而消費(fèi)規(guī)模效應(yīng)和最終需求結(jié)構(gòu)效應(yīng)卻抑制了加工農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)的增加，其作用均為負(fù)。例如，2002—2007年最終需求總量變化和技術(shù)變化分別促進(jìn)加工農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)增加了80230129萬元和8237304萬元，使得加工農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化分別增長了13%和129%，而消費(fèi)規(guī)模變化和最終需求結(jié)構(gòu)變化卻分別使得加工農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)減少了21374957萬元和5029954萬元，分別使得加工農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化減少了34%和8%。

(二)中國居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化因素分解：長期分析(1997—2007年)

為了深入研究農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化問題，有必要對具體產(chǎn)業(yè)部門展開分析，并將結(jié)構(gòu)效應(yīng)和總量效應(yīng)進(jìn)一步分解為最終消費(fèi)、資本形成、出口等最終需求結(jié)構(gòu)和總量變化所帶來的影響。長期具體農(nóng)產(chǎn)品部門消費(fèi)變化總量及其各因素影響系數(shù)如表2所示。

表2　1997—2007年具體農(nóng)產(chǎn)品部門消費(fèi)變化量及各因素影響系數(shù)

數(shù)據(jù)來源：同表1。

從消費(fèi)變化量看，居民對農(nóng)、林、畜牧業(yè)等初級農(nóng)產(chǎn)品部門消費(fèi)減少，對糧油及飼料加工業(yè)、屠宰及肉類蛋類加工業(yè)、水產(chǎn)品加工業(yè)、其他食品加工制造業(yè)、其他飲料制造業(yè)、煙草加工業(yè)等加工農(nóng)產(chǎn)品部門消費(fèi)增加，尤其是屠宰及肉類蛋類加工業(yè)和其他食品加工制造業(yè)，居民消費(fèi)分別增加了12083290萬元和36759053萬元，而對酒精及飲料酒制造業(yè)、制糖業(yè)部門消費(fèi)減少，農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)結(jié)構(gòu)日益合理和升級。

從不同農(nóng)產(chǎn)品部門看，總體上，初級農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化受規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和總量效應(yīng)等構(gòu)成因素影響相對較大，影響系數(shù)明顯高于加工農(nóng)產(chǎn)品。如最終需求總量變化使得初級農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)增加，其影響系數(shù)達(dá)到(-3.18)*括號內(nèi)數(shù)據(jù)為影響系數(shù)，即各影響因素對相關(guān)農(nóng)產(chǎn)品部門消費(fèi)變化影響的倍數(shù)，后文同。，而對加工農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)的影響系數(shù)僅為1.83。具體而言，漁業(yè)和林業(yè)消費(fèi)受規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和總量效應(yīng)等構(gòu)成因素影響均相對較大，其次是制糖業(yè)和糧油及飼料加工業(yè)，屠宰及肉類蛋類加工業(yè)和其他食品加工制造業(yè)受影響則相對較弱。例如，技術(shù)效應(yīng)每增加一單位，將會使居民對漁業(yè)部門消費(fèi)減少9.64個單位，制糖業(yè)增加1.15個單位，而對屠宰及肉類蛋類加工業(yè)和其他食品加工制造業(yè)影響相對微弱，影響系數(shù)分別為(-0.05)和0.2；最終消費(fèi)總量每增加一單位，將會使居民對漁業(yè)消費(fèi)增加29.58個單位，對林業(yè)消費(fèi)減少9.05個單位，對制糖業(yè)和糧油及飼料加工業(yè)消費(fèi)的影響系數(shù)分別為(-3.68)和3.17，而對屠宰及肉類蛋類加工業(yè)和其他食品加工制造業(yè)的影響系數(shù)僅為0.64。

從各因素影響效應(yīng)看，一方面，消費(fèi)規(guī)模變化、最終消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化、資本形成結(jié)構(gòu)變化和總量變化、出口結(jié)構(gòu)變化使得居民對幾乎所有農(nóng)產(chǎn)品部門消費(fèi)減少，最終消費(fèi)總量和出口總量變化作用則正好相反，影響效應(yīng)均為正值，居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)增加；另一方面，技術(shù)變化使得居民對水產(chǎn)品加工業(yè)、其他食品加工制造業(yè)、其他飲料制造業(yè)、煙草加工業(yè)等部門影響效應(yīng)均為正值，居民消費(fèi)增加，而對其他農(nóng)產(chǎn)品部門影響效應(yīng)卻為負(fù)值，居民消費(fèi)減少。所以，根據(jù)長期不同農(nóng)產(chǎn)品部門消費(fèi)變化情況可以發(fā)現(xiàn)，技術(shù)效應(yīng)在促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級方面作用尤為明顯。盡管消費(fèi)總量和出口總量也使得加工農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)增加，但同時也促進(jìn)了初級農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)增加，而消費(fèi)規(guī)模變化、資本形成、出口等最終需求結(jié)構(gòu)調(diào)整卻又進(jìn)一步抑制了加工農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)。

從各因素影響程度看，最終消費(fèi)需求總量效應(yīng)對居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化影響最大，其次是規(guī)模效應(yīng)和出口總量效應(yīng)，資本形成結(jié)構(gòu)變化和總量變化影響則相對較弱。比如，對于制糖業(yè)而言，最終消費(fèi)需求總量變化、消費(fèi)規(guī)模變化和出口總量變化使得居民制糖業(yè)消費(fèi)分別增加3.68、4.02、3.46個單位，而資本形成結(jié)構(gòu)變化和總量變化使得居民制糖業(yè)消費(fèi)分別增加0.02個單位和減少0.47個單位，影響程度相對較低。

(三)中國居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化因素分解：中期分析(2002—2007年)

雖然長期看中國居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化緩慢，但在中期卻出現(xiàn)大幅度的變動，加工農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化作用明顯。表1結(jié)果顯示，盡管1997至2007年居民加工農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)增加使得總的農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化增加182%，但是從中期看這種增長作用更為明顯，2002至2007年中國居民加工農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)增加使得總農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化增長了262%，影響程度更大。因此，為了更好地對中期和長期進(jìn)行比較分析，表3進(jìn)一步給出中期中國居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化情況。通過表2和表3的比較分析，可以發(fā)現(xiàn)中期居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化與長期存在著一定異同性。

表3　2002—2007年具體農(nóng)產(chǎn)品部門消費(fèi)變化量及各因素影響系數(shù)

數(shù)據(jù)來源：同表1。

相似性主要體現(xiàn)為：一是在居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變量方面，與長期情形一樣，中期居民對農(nóng)業(yè)、畜牧業(yè)等初級農(nóng)產(chǎn)品部門消費(fèi)減少，對絕大部分加工農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)增加；二是在不同農(nóng)產(chǎn)品部門方面，總體而言，初級農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)受各構(gòu)成因素影響均大于加工農(nóng)產(chǎn)品。就具體部門而言，屠宰及肉類蛋類加工業(yè)和其他食品加工制造業(yè)受影響則相對較弱；三是在各因素影響效應(yīng)方面，與長期情形一樣，中期技術(shù)效應(yīng)在促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級方面作用同樣顯著。盡管消費(fèi)總量和出口總量也使得加工農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)增加，但同時也促進(jìn)了初級農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)增加，而消費(fèi)規(guī)模變化、資本形成、出口等最終需求結(jié)構(gòu)調(diào)整卻又進(jìn)一步抑制了加工農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)；四是在各因素影響程度方面，資本形成結(jié)構(gòu)變化和總量變化影響相對較弱；五是對于加工農(nóng)產(chǎn)品而言，中期居民制糖業(yè)和糧油及飼料加工業(yè)消費(fèi)受影響較為明顯?？梢?，糧油及飼料加工業(yè)由于其基礎(chǔ)地位，長期以來一直是居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)的重要組成部分，各因素在直接和間接影響下，對居民糧油及飼料加工業(yè)消費(fèi)推動作用較強(qiáng)。而制糖業(yè)消費(fèi)的下降反映了長期以來隨著生活方式的改變，居民健康意識增強(qiáng)，各因素對居民制糖業(yè)消費(fèi)抑制作用明顯。

差異性主要體現(xiàn)為：一是從中期看，居民對漁業(yè)部門消費(fèi)減少，對酒精及飲料酒制造業(yè)消費(fèi)增加，而長期正好相反。這種差異性主要來源于由于城鄉(xiāng)差異，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2012年城鎮(zhèn)居民家庭人均購買酒數(shù)量6.8千克，相對于1997年人均消費(fèi)下降了31%，而農(nóng)村居民家庭人均購買酒數(shù)量從2002年開始明顯增加，到2012年上升到10千克/人，增加了26%。不管是長期還是中期，城鎮(zhèn)居民對酒精及飲料就制造業(yè)消費(fèi)都呈現(xiàn)出遞減趨勢，而農(nóng)村居民中期對酒精及飲料酒制造業(yè)消費(fèi)卻呈現(xiàn)明顯遞增趨勢。隨著居民生活水平的提高，尤其是城鎮(zhèn)居民，越來越注重食品消費(fèi)的健康化，逐步實(shí)現(xiàn)加工農(nóng)產(chǎn)品內(nèi)部消費(fèi)升級，而農(nóng)村居民相對滯后，對酒精及飲料酒制造業(yè)和其他飲料制造業(yè)消費(fèi)仍然較多；二是對于加工農(nóng)產(chǎn)品而言，與長期不同，中期居民水產(chǎn)品消費(fèi)變化受各影響因素作用顯著。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和加工技術(shù)的進(jìn)步，消費(fèi)由溫飽型向營養(yǎng)型轉(zhuǎn)變，水產(chǎn)品消費(fèi)越來越成為居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)的重點(diǎn)。城鎮(zhèn)居民家庭人均購買水產(chǎn)品數(shù)量從1990年的7.7千克增加到2012年的15.2千克，增長近一倍，農(nóng)村居民家庭人均購買水產(chǎn)品數(shù)量從1990年的2.1千克增加到2012年的5.4千克，增長了一倍多，并且這種增長趨勢在2000年后顯得尤為明顯；三是技術(shù)效應(yīng)在中期對居民酒精及飲料酒制造、煙草加工業(yè)部門消費(fèi)起抑制作用，而長期正好相反。隨著醫(yī)療技術(shù)的不斷推進(jìn)和發(fā)展，越來越多的煙酒及飲料、煙草消費(fèi)對人體健康的危害性被發(fā)掘，在居民健康消費(fèi)和營養(yǎng)消費(fèi)意識不斷提升的同時，將會逐步減少。盡管從長期看技術(shù)效應(yīng)對此類加工農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)抑制作用不夠，但近十多年來，該效應(yīng)已經(jīng)開始發(fā)揮作用，有效引導(dǎo)居民科學(xué)消費(fèi)；四是中期消費(fèi)規(guī)模變化對居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化影響相對較大，而長期最終消費(fèi)需求總量效應(yīng)對居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化影響相對較大。

五、結(jié)論

通過研究我們可以發(fā)現(xiàn)，將Montgomery方法與投入產(chǎn)出結(jié)構(gòu)分解方法相結(jié)合可以避免因素分解測算結(jié)果不唯一性的缺陷，有效解決因素可逆性和時間可逆性等問題，進(jìn)而能深入探討變量變化的真正源泉。因此，本文在1997、2002和2007年中國投入產(chǎn)出表的基礎(chǔ)上，分別從長期(1997—2007)和中期(2002—2007)對中國居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化進(jìn)行實(shí)證分析，主要結(jié)論如下：

第一，中國居民初級農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)不斷減少，而加工農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)持續(xù)增加，農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級趨勢明顯。因此，政府及農(nóng)戶應(yīng)根據(jù)居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)市場的變化，積極調(diào)整農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)發(fā)展方向，形成以農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)，特別是深加工業(yè)為重點(diǎn)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)格局。目前，資金短缺仍是制約農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)發(fā)展的重要因素，政府還要進(jìn)一步加大對農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)的政策補(bǔ)貼及相關(guān)稅收優(yōu)惠力度，拓寬農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)企業(yè)融資渠道，促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)的持續(xù)健康發(fā)展，滿足居民不斷增長的加工農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)需求，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)農(nóng)民有效增收和農(nóng)業(yè)資源配置的合理化。

第二，從總體影響作用看，農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級主要源于規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)、最終需求結(jié)構(gòu)效應(yīng)對初級農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)的抑制作用，以及技術(shù)效應(yīng)、總量效應(yīng)對加工農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)的促進(jìn)作用。也就是說，盡管初級農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)呈現(xiàn)出遞減趨勢，加工農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)呈現(xiàn)出遞增趨勢，但是，從具體因素作用看，規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)、最終需求結(jié)構(gòu)效應(yīng)抑制了初級農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)，而最終需求總量效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)促進(jìn)加工農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)增加。隨著國家“三農(nóng)”支出力度加大，特別是加大對農(nóng)民的直接補(bǔ)貼力度，農(nóng)民收入增長較快。但是，受初級農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)收入彈性相對較低特點(diǎn)的影響，在人們的溫飽需求基本滿足后，初級農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)一步擴(kuò)大直接消費(fèi)的市場就受到很大的制約，從而表現(xiàn)出規(guī)模效應(yīng)抑制了初級農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)。同時，為了促進(jìn)農(nóng)業(yè)增效、農(nóng)民增收，國家加大了對農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)的財(cái)稅政策支持，對國家級和省級重點(diǎn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化龍頭企業(yè)技術(shù)改造、原料基地建設(shè)給予重點(diǎn)扶持，用于投資、消費(fèi)、出口等最終需求的總量提升，進(jìn)而總量效應(yīng)促進(jìn)了加工農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)。

第三，從具體因素影響效應(yīng)看，技術(shù)效應(yīng)在促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級方面作用尤為明顯。盡管消費(fèi)總量和出口總量也使得加工農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)增加，但同時也促進(jìn)了初級農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)增加，而消費(fèi)規(guī)模變化、資本形成、出口等最終需求結(jié)構(gòu)調(diào)整卻又進(jìn)一步抑制加工農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)。但是，隨著農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)技術(shù)水平不斷提升，一方面可以降低農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)成本，另一方面使得農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的中間投入(中間需求)減少，從而使得技術(shù)效應(yīng)即為有效地促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)升級。因此，要國家在加大對農(nóng)資綜合直補(bǔ)、農(nóng)業(yè)機(jī)械購置補(bǔ)貼力度，加大機(jī)械化設(shè)備在農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)應(yīng)用的同時，還要鼓勵和推進(jìn)企業(yè)和農(nóng)戶生產(chǎn)創(chuàng)新能力，并通過引進(jìn)國外先進(jìn)技術(shù)、工藝、設(shè)備和管理經(jīng)驗(yàn)，降低農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的中間消耗，促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)的科學(xué)發(fā)展，滿足居民不斷升級的農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)需求。

第四，從各因素影響程度看，中期消費(fèi)規(guī)模變化對居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化影響相對較大，而長期最終消費(fèi)需求總量效應(yīng)對居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化影響相對較大。不管是長期還是中期，資本形成結(jié)構(gòu)變化和總量變化對農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)變化影響都相對較弱。

第五，從農(nóng)產(chǎn)品部門看，相對于加工農(nóng)產(chǎn)品，初級農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)受影響程度更大。具體而言，漁業(yè)和林業(yè)等初級農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)受影響程度相對較大，屠宰及肉類蛋類加工業(yè)和其他食品加工制造業(yè)等加工農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)受影響程度則相對較弱。同時，各影響因素對糧油及飼料加工業(yè)消費(fèi)均呈現(xiàn)出明顯的促進(jìn)作用，而對制糖業(yè)消費(fèi)呈現(xiàn)出明顯的抑制作用。因此，要進(jìn)一步引導(dǎo)糧油及飼料加工業(yè)企業(yè)和農(nóng)戶優(yōu)化糧食種植結(jié)構(gòu)，改良糧食品種，為居民農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)提供基本保障。

第六，從中長期比較看，中期居民對酒精及飲料酒制造業(yè)消費(fèi)增加，而長期正好相反。同時，對于具體加工農(nóng)產(chǎn)品部門，中期居民水產(chǎn)品消費(fèi)受影響顯著，而長期居民酒精及飲料酒制造業(yè)、其他飲料制造業(yè)消費(fèi)受影響較為明顯。盡管城鎮(zhèn)居民家庭人均購買酒數(shù)量一直在減少，但農(nóng)村居民中期卻呈現(xiàn)明顯上升趨勢。因此，要加強(qiáng)對農(nóng)村居民健康消費(fèi)理念的宣傳，在滿足基本農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)需求的基礎(chǔ)上，應(yīng)進(jìn)一步擴(kuò)大有利于健康、安全、營養(yǎng)的加工農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)，提高農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)質(zhì)量。此外，面對中期快速增長的居民水產(chǎn)品消費(fèi)，要進(jìn)一步加強(qiáng)水產(chǎn)品養(yǎng)殖環(huán)境污染治理，加強(qiáng)水產(chǎn)品質(zhì)量控制，避免重金屬、農(nóng)殘、藥殘等有毒有害的物質(zhì)危害到人民的身體健康。同時，還要通過人工養(yǎng)殖和自然養(yǎng)殖相結(jié)合，進(jìn)一步擴(kuò)大水產(chǎn)品種類范疇，并通過精加工等方式，滿足居民多樣化消費(fèi)需求。

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Factors Decomposition of Agricultural Product Consumption in China:

An Output Approach

Yuan XiaohuiFan JinWang KaiYan Binjian

AbstractChinese agricultural products have become more diversified, whereas consumer's behavior on food also has great changes after 1997, when the Asian financial crisis happened, and these changes were strengthened after 2002, the year China entering into the WTO. Drawing method from De Boer, this paper combines Montgomery decomposition with Input-Output technique, and decomposes determinants of Chinese residential consumption on agricultural products into scale effect, technological effect, structure effect and aggregate effect. The paper finds that: Firstly, in general, technological effect had a remarkable role in upgrading of consumption structure of agricultural products; Secondly, primary agricultural products are more susceptible than processed agricultural products; Thirdly, globalization caused consumption scale effect to have larger impact on consumption of agricultural products in the mid-term, whereas aggregate effect of final consumption demand had a stronger role in the long term; Fourthly, among processed agricultural products, consumption on products of aquatic products processing industry were more susceptible in the mid-term, while the alcoholic drinks and wine manufacturing sectors and other beverage manufacturing sectors were more susceptible in the long term.

Key wordsAgricultural product consumption; Input-output table; Montgomery decomposition

(責(zé)任編輯：陳世棟)