城鎮(zhèn)化對(duì)鄉(xiāng)村居民食物消費(fèi)影響的實(shí)證研究*

尹風(fēng)雨　龔　波　王　穎

（1.湘潭大學(xué)商學(xué)院，湖南湘潭411105；2.湖南科技大學(xué)計(jì)算機(jī)學(xué)院，湖南湘潭411201）

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城鎮(zhèn)化對(duì)鄉(xiāng)村居民食物消費(fèi)影響的實(shí)證研究*

尹風(fēng)雨1，2龔波2王穎2

（1.湘潭大學(xué)商學(xué)院，湖南湘潭411105；2.湖南科技大學(xué)計(jì)算機(jī)學(xué)院，湖南湘潭411201）

針對(duì)城鎮(zhèn)化背景下鄉(xiāng)村人口正向城鎮(zhèn)快速轉(zhuǎn)移的現(xiàn)狀，文章試圖探索這種變化對(duì)鄉(xiāng)村居民食物消費(fèi)所產(chǎn)生的影響。從鄉(xiāng)村人口結(jié)構(gòu)、人口數(shù)量、鄉(xiāng)村居民收入等變化視角，分別研究它們對(duì)鄉(xiāng)村居民的糧食消費(fèi)數(shù)量、食物消費(fèi)數(shù)量、食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響。結(jié)果表明：城鎮(zhèn)化水平對(duì)鄉(xiāng)村居民糧食消費(fèi)數(shù)量存在較大負(fù)效應(yīng)，但對(duì)鄉(xiāng)村居民食物消費(fèi)量影響不明顯；人口總撫養(yǎng)比、少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比、性別比這些人口結(jié)構(gòu)變化，對(duì)影響鄉(xiāng)村居民食物消費(fèi)數(shù)量具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系；糧食消費(fèi)量和禽類消費(fèi)量與鄉(xiāng)村居民食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的相關(guān)性較大；總撫養(yǎng)比、少兒撫養(yǎng)是影響該變動(dòng)的重要抑制因素，其中少兒撫養(yǎng)比是第一相關(guān)關(guān)系變量。為此，提高鄉(xiāng)村居民收入，推進(jìn)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，改善鄉(xiāng)村人口撫養(yǎng)結(jié)構(gòu)等，均有利于提高鄉(xiāng)村居民生活。

城鎮(zhèn)化；鄉(xiāng)村居民；食物；消費(fèi)

自改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)都得到了飛速發(fā)展，城鎮(zhèn)化率已從1978年的17.92%提高至2014的54.77%，城鄉(xiāng)居民生活質(zhì)量與消費(fèi)水平都得到了顯著提高。學(xué)者們針對(duì)城鎮(zhèn)化與鄉(xiāng)村居民消費(fèi)影響的判斷，已形成了一些共識(shí)。

但從現(xiàn)有研究成果可以看出，目前研究主要集中在城鎮(zhèn)化對(duì)鄉(xiāng)村居民教育、醫(yī)療影響方面的研究，而對(duì)非主要消費(fèi)支出下的鄉(xiāng)村居民食物消費(fèi)行為鮮有研究。另從研究對(duì)象來(lái)看，盡管有少數(shù)研究成果涉及了城鎮(zhèn)化對(duì)鄉(xiāng)村居民食品消費(fèi)的影響，但城鎮(zhèn)化對(duì)鄉(xiāng)村居民食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，目前尚不明確。而實(shí)際上，由于鄉(xiāng)村居民收入與生活水平的不斷提高，他們不再僅僅把追求大量糧食消費(fèi)來(lái)解決基本溫飽作為主要生活目標(biāo)，以追求高生活質(zhì)量所導(dǎo)致的人均肉蛋類消費(fèi)數(shù)量正呈逐年上升趨勢(shì)。鑒于此，本文在闡述城鎮(zhèn)化對(duì)鄉(xiāng)村居民食物消費(fèi)影響的機(jī)理上，就城鎮(zhèn)化對(duì)我國(guó)鄉(xiāng)村居民食物消費(fèi)數(shù)量與結(jié)構(gòu)的影響進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。

一、城鎮(zhèn)化對(duì)鄉(xiāng)村居民糧食消費(fèi)影響的機(jī)理分析

對(duì)城鎮(zhèn)化的定義有廣義與狹義之分，本文研究的食物最終消費(fèi)者是鄉(xiāng)村居民，因此本文所指城鎮(zhèn)化主要是指狹義城鎮(zhèn)化，也就是城鄉(xiāng)居民人口數(shù)之比重。［1］。糧食也有狹義與廣義之分，論文中的糧食概念與國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒中的糧食統(tǒng)計(jì)口徑保存一致，包括谷物、豆類、薯類。另外，本文所指食物也與國(guó)際糧農(nóng)組織明確的食物分類相同，含谷物、塊莖、豆類、油類、蔬瓜、糖料、果、畜產(chǎn)品八大類。

（一）鄉(xiāng)村人口變化對(duì)食物消費(fèi)影響

鄉(xiāng)村人口向城鎮(zhèn)的逐年轉(zhuǎn)移，已導(dǎo)致我國(guó)鄉(xiāng)村人口規(guī)模與結(jié)構(gòu)正在發(fā)生重大變化。由于城、鄉(xiāng)居民對(duì)膳食消費(fèi)習(xí)慣本身就存在差異，因此鄉(xiāng)村人口轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)后的膳食結(jié)構(gòu)肯定也會(huì)產(chǎn)生變化。這種變化必然也會(huì)導(dǎo)致我國(guó)總的糧食消費(fèi)數(shù)量與消費(fèi)結(jié)構(gòu)的改變。

1.鄉(xiāng)村人口數(shù)量變化對(duì)糧食消費(fèi)量影響

自改革開(kāi)放以來(lái)，雖我國(guó)鄉(xiāng)村戶籍人口數(shù)仍在逐年增加，但鄉(xiāng)村常住人口數(shù)卻在持續(xù)遞減。1990年我國(guó)鄉(xiāng)村常住人口數(shù)為84138萬(wàn)人，占全國(guó)總?cè)丝诘?3.6%，同期鄉(xiāng)村戶籍人口數(shù)為89590萬(wàn)人，二者基本相差不大。而至2012年，我國(guó)鄉(xiāng)村戶籍人口數(shù)達(dá)到了97066萬(wàn)人，鄉(xiāng)村常住人口數(shù)卻為64222萬(wàn)人，二者相差32844萬(wàn)人。也就是從1990—2012年以來(lái)，平均每年約有920多萬(wàn)的鄉(xiāng)村人口轉(zhuǎn)移至城鎮(zhèn)生活。［2］如果僅從城鄉(xiāng)身份轉(zhuǎn)變后導(dǎo)致膳食消費(fèi)差異的視角來(lái)看，從鄉(xiāng)村轉(zhuǎn)移到城市，每年引起的糧食消費(fèi)變化量ΔM為：

式（1）中，ΔPi表示第i年從鄉(xiāng)村轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)的人口數(shù)，也就是鄉(xiāng)村戶籍人口減去鄉(xiāng)村常住人口，ΔGj表示鄉(xiāng)村居民家庭與城鎮(zhèn)居民家庭對(duì)j類食物的人均消費(fèi)差異量。又由于當(dāng)前肉蛋類產(chǎn)品主要來(lái)源于飼料用糧，因此本文也把鄉(xiāng)村居民對(duì)肉蛋類的直接消費(fèi)，歸結(jié)成糧食間接消費(fèi)行為。為了統(tǒng)一計(jì)算口徑，本文把肉類、禽類、蛋類按照飼料報(bào)酬比折算為相應(yīng)糧食量進(jìn)行相應(yīng)折算。［3］經(jīng)計(jì)算，由鄉(xiāng)村居民轉(zhuǎn)為城鎮(zhèn)居民所導(dǎo)致的糧食、蔬菜、瓜果消耗增量如圖1所示。

從圖1可以看出，由于人口轉(zhuǎn)移引起的蔬菜消耗增量、瓜果消耗增量呈直線逐年上升，糧食消耗增量也呈現(xiàn)波動(dòng)上升趨勢(shì)。這表明鄉(xiāng)村居民轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)后，其主要食物消費(fèi)量跟鄉(xiāng)村比較起來(lái)，呈現(xiàn)的是增加趨勢(shì)。

圖1　膳食結(jié)構(gòu)對(duì)糧食、蔬菜、瓜果消耗量影響數(shù)據(jù)來(lái)源：根據(jù)公式（1）計(jì)算所得

2.鄉(xiāng)村人口結(jié)構(gòu)變化對(duì)食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響

我國(guó)鄉(xiāng)村人口除在數(shù)量上產(chǎn)生快速變化之外，人口結(jié)構(gòu)跟以往比較也呈現(xiàn)出較大改變，以隔代型、半邊型、空巢型為代表的留守家庭已在廣大鄉(xiāng)村地區(qū)普遍出現(xiàn)。［4］2006年我國(guó)鄉(xiāng)村外出從業(yè)勞動(dòng)力達(dá)到了1.3億人。其中，男勞動(dòng)力占外出人口64%，30歲以下占52.6%，50歲以下占94.9%。而至2013年，我國(guó)鄉(xiāng)村外出務(wù)工的勞動(dòng)力總數(shù)更是超過(guò)了1.7億人，已占鄉(xiāng)村從業(yè)人員總量的31.6%。由于不同年齡、不同性別鄉(xiāng)村人口所需的營(yíng)養(yǎng)、食物結(jié)構(gòu)以及消費(fèi)習(xí)慣都會(huì)有所不同，這些差異肯定也會(huì)對(duì)我國(guó)總的食物結(jié)構(gòu)產(chǎn)生新的需求影響。依據(jù)莫迪利安尼以及《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中對(duì)人口結(jié)構(gòu)的分類，本文也把0-14歲定位兒童人口，15-64歲為勞動(dòng)人口，65歲以上為老年人口。根據(jù)這種分類，我國(guó)鄉(xiāng)村人口從1990-2014年的性別與結(jié)構(gòu)變化如圖2所示。從圖2還可看出，我國(guó)鄉(xiāng)村老年人口比重在逐年增加，少兒撫養(yǎng)比在逐年減少，性別比雖呈波動(dòng)狀態(tài)，但總體都是在103%以上水平波動(dòng)。由此可知，在今后一段時(shí)期內(nèi)，我國(guó)鄉(xiāng)村食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)將重點(diǎn)向適合老年人口的消費(fèi)偏好所轉(zhuǎn)變。［5］

（二）鄉(xiāng)村居民收入變化對(duì)食物消費(fèi)影響

1.城鎮(zhèn)化對(duì)鄉(xiāng)村居民收入的影響

城鎮(zhèn)化發(fā)展是推動(dòng)鄉(xiāng)村居民收入水平提升與收入結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的重要原因之一。這是由于城鎮(zhèn)化促進(jìn)了資源和生產(chǎn)要素在城鄉(xiāng)間配置積聚和時(shí)空秩序的重新整合，推進(jìn)了鄉(xiāng)村人口向城市和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，提升了鄉(xiāng)村居民收入水平與消費(fèi)水平。［6］、［7］1990年，我國(guó)鄉(xiāng)村居民家庭平均每人純收入為686.3元，2013年上升至8896元，將近增長(zhǎng)了12倍。城鎮(zhèn)化率也相應(yīng)由1990年的26.4%增加到2013年的53.7%。二者均存在明顯波動(dòng)上升趨勢(shì)，其相關(guān)系數(shù)高達(dá)0.937，這表明城鎮(zhèn)化與鄉(xiāng)村居民收入存在高度線性相關(guān)。［8］

圖2　1990—2014年我國(guó)鄉(xiāng)村人口結(jié)構(gòu)情況數(shù)據(jù)來(lái)源：歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》

2.鄉(xiāng)村居民收入對(duì)糧食消費(fèi)的影響

鄉(xiāng)村居民人均收入的增長(zhǎng)，使其購(gòu)買(mǎi)能力與消費(fèi)能力都得到了大幅度提升。從他們的整體消費(fèi)情況來(lái)看，食品消費(fèi)在鄉(xiāng)村居民收入中的比重呈逐年下降趨勢(shì)。鄉(xiāng)村居民家庭恩格爾系數(shù)以年均1個(gè)百分點(diǎn)的速度下降，其值已從1990年的58.8%下降至2013年的37.7%。但由于鄉(xiāng)村居民之間本身存在收入水平差別，不同收入家庭所對(duì)應(yīng)的恩格爾系數(shù)也會(huì)有較大差別。2002至2012年，鄉(xiāng)村居民低收入家庭的恩格爾系數(shù)變化量為0.12，約為高收入家庭的4倍，但從總體情況來(lái)看，家庭恩格爾系數(shù)仍是按照鄉(xiāng)村居民收入多少呈遞減排列，收入越高恩格爾系數(shù)越小。由此可知，鄉(xiāng)村居民收入水平差異，也將會(huì)導(dǎo)致他們對(duì)食物消費(fèi)量的不同。

二、變量、數(shù)據(jù)的說(shuō)明以及模型構(gòu)建

由以上定性分析可知，城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)我國(guó)鄉(xiāng)村居民食物消費(fèi)數(shù)量與消費(fèi)結(jié)構(gòu)都有一定的影響。為了從定量角度探討這種影響，我們?cè)O(shè)定了影響因素組與食物消費(fèi)組兩種變量，鑒于數(shù)據(jù)的可得性和代表性，影響組主要包含總撫養(yǎng)比（X1）、少兒撫養(yǎng)比（X2）、老年撫養(yǎng)比（X3）、性別比（X4）、鄉(xiāng)村居民家庭人均純收入（X5）、城鎮(zhèn)化水平（X6），消費(fèi)組為鄉(xiāng)村居民家庭平均每人對(duì)食物（Y）的消費(fèi)量以及對(duì)糧食（Y1）的消費(fèi)量。

（一）城鎮(zhèn)化對(duì)人均糧食消費(fèi)的影響

通過(guò)對(duì)城鎮(zhèn)化率（X6）與糧食消費(fèi)量（Y1）作一元線性回歸，模型擬合度調(diào)整R2=0.932，擬合度較好，在5%的顯著性水平下t檢驗(yàn)顯著。該回歸結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化率每上升1個(gè)百分點(diǎn)，鄉(xiāng)村居民的糧食消費(fèi)就減少1．73公斤。因而可知，城鎮(zhèn)化水平的提高，對(duì)鄉(xiāng)村居民的糧食消費(fèi)存在較大的負(fù)效應(yīng)。

（二）城鎮(zhèn)化對(duì)鄉(xiāng)村居民食物消費(fèi)量的影響

依據(jù)聯(lián)合國(guó)糧農(nóng)組織對(duì)食物的定義，本文所指食物消費(fèi)量（Y）為人均對(duì)糧食、蔬菜、植物油、豬牛羊肉、禽類、鮮蛋、奶及制品、水產(chǎn)品、食糖消費(fèi)量、酒類消費(fèi)總量的平均值（由于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》上水果及制品的數(shù)據(jù)不完整，本文在此暫不考慮此類食物）。為研究城鎮(zhèn)化影響組（X1-X6）對(duì)鄉(xiāng)村居民人均食物消費(fèi)量（Y）的影響，我們采用協(xié)整來(lái)進(jìn)行檢驗(yàn)，其主要步驟如下：

1.單位根檢驗(yàn)

本文用Eviews6.0對(duì)每個(gè)序列作ADF檢驗(yàn)以驗(yàn)證各序列的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)結(jié)果表明，在0.05的顯著水平下，除X6外，其余6個(gè)指標(biāo)（含Y）都沒(méi)有通過(guò)平穩(wěn)性建議，也就是都為非平穩(wěn)序列。對(duì)該6個(gè)非平穩(wěn)序列進(jìn)行一階差分后，再進(jìn)行單位根檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，一階差分后的序列除△X5外都通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，說(shuō)明有5個(gè)序列都是一階單整，分別用△Y和△Xi（i=1，2…4）表示，其一階差分結(jié)果如表1所示。

2.協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由于△Y與△Xi（i=1，2…4）在一階差分后的序列都是平穩(wěn)的，都存在一階單整，根據(jù)協(xié)整理論，可對(duì)其進(jìn)行協(xié)整分析。根據(jù)ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果，在進(jìn)行Johansen檢驗(yàn)時(shí)，本文選擇滯后階數(shù)為2階，協(xié)整方程包含截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

根據(jù)表3的檢驗(yàn)結(jié)果，跡檢驗(yàn)與最大特征值檢驗(yàn)均在具有3個(gè)協(xié)整方程時(shí)通過(guò)5%的置信水平檢驗(yàn)，說(shuō)明食物消費(fèi)量（Y）與各變量（X1、X2、X3、X4）之間協(xié)整關(guān)系成立，并具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

3.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

格蘭杰因果關(guān)系通常用來(lái)檢驗(yàn)各指標(biāo)之間的短期關(guān)系，根據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果，本文把時(shí)間序列達(dá)到平穩(wěn)時(shí)的差分階數(shù)（1階）作為滯后階數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)。［9］該檢驗(yàn)結(jié)果（表3）表明，在10%的顯著性水平下，總撫養(yǎng)比（X1）、少兒撫養(yǎng)比（X2）、性別比（X4）是影響鄉(xiāng)村居民食物消費(fèi)的格蘭杰原因。

4.典型相關(guān)分析

為了進(jìn)一步深入研究各影響因素（X1、X2、X4）對(duì)鄉(xiāng)村居民食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，本文用典型相關(guān)分析法對(duì)其進(jìn)行研究。按上述分類把食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)種類分為糧食（Y1）、蔬菜（Y2）、植物油（Y3）、豬牛羊肉（Y4）、禽類（Y5）、鮮蛋（Y6）、奶及制品（Y7）、水產(chǎn)品（Y8）、食糖消費(fèi)量（Y9）、酒類（Y10）。利用SPSS19.0所求典型相關(guān)結(jié)果如表4所示。從該表可以看出，在0.05的置信水平下，3個(gè)典型相關(guān)系數(shù)較高，并都具有統(tǒng)計(jì)意義，表明可以用影響組變量來(lái)解釋食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)組變量。

表1　ADF單位根檢驗(yàn)

表2　協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表3　格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

典型相關(guān)冗余度分析結(jié)果表明，第一組變量的變異能被自身典型變量所解釋的比例分別為0.663、0.229、0.108，能被相對(duì)典型變量解釋的比例分別為0.660、0.184、0.083；第二組變量的變異能被自身的典型變量所解釋的比例分別為0.786、0.020、0.034，能被相對(duì)典型變量解釋的比例分別為0.783、0.016、0.026。第一對(duì)典型變量的典型相關(guān)系數(shù)為0.998，權(quán)衡比較，本文選取第一對(duì)典型變量（U1、V1）來(lái)說(shuō)明影響因素組對(duì)鄉(xiāng)村居民食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)組的影響。其表達(dá)式為：

由式（2）可知，影響因素組的第一典型變量U1中，X1和X2的載荷絕對(duì)值相對(duì)較大，說(shuō)明總撫養(yǎng)比、少兒撫養(yǎng)比是影響鄉(xiāng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)因素的重要相關(guān)變量，特別是少兒撫養(yǎng)比位居首位，這與父母把對(duì)子女的撫養(yǎng)作為第一首要任務(wù)的社會(huì)現(xiàn)象基本相符。由式（3）可知，鄉(xiāng)村居民食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)組的第一典型變量V1中，Y1與Y5載荷絕對(duì)值相對(duì)較大，表明糧食消費(fèi)量和禽類消費(fèi)量與鄉(xiāng)村居民消費(fèi)變動(dòng)有較高關(guān)系，特別是禽類消費(fèi)量位居首位，這與現(xiàn)今大部分鄉(xiāng)村居民家庭以滿足自己消費(fèi)為主要目的的禽類飼養(yǎng)行為相符。

表4　典型相關(guān)系數(shù)及相關(guān)檢驗(yàn)

（U1，V1）兩組變量的結(jié)構(gòu)分析結(jié)果（表5）表明，食物消費(fèi)影響組的第一典型變量U1與X1、X2高度相關(guān)，表明總撫養(yǎng)比、少兒撫養(yǎng)比對(duì)鄉(xiāng)村居民食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響存在密切關(guān)系。其中，X1與X2均為負(fù)數(shù)對(duì)消費(fèi)起抑制作用，表明鄉(xiāng)村居民在消費(fèi)時(shí)，更多會(huì)顧慮“上有老，下有小”仍需撫養(yǎng)的實(shí)際情況，采取理性消費(fèi)行為。鄉(xiāng)村居民食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)組的第一典型變量V1與10個(gè)變量的相關(guān)程度都較高。其中糧食、蔬菜、食糖消費(fèi)量為負(fù)起抑制作用，表明隨著生活條件逐步改善以及對(duì)健康的追求、糧食、蔬菜、食糖在鄉(xiāng)村居民食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)中的比重在逐步減少，而植物油、豬牛羊肉、禽類、鮮蛋、奶及制品、水產(chǎn)品、酒類的消費(fèi)比重都在增加。

表5　模型結(jié)構(gòu)分析

三、結(jié)論與建議

本文所得的主要結(jié)論有：（1）協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，鄉(xiāng)村居民家庭人均純收入、城鎮(zhèn)化水平對(duì)食物消費(fèi)量的長(zhǎng)期均衡關(guān)系不顯著；而食物消費(fèi)量與總撫養(yǎng)比、少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比、性別比之間協(xié)整關(guān)系成立，并具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系。（2）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，總撫養(yǎng)比、少兒撫養(yǎng)比、性別比等人口結(jié)構(gòu)變化是影響鄉(xiāng)村居民食物消費(fèi)的格蘭杰原因。（3）糧食消費(fèi)量和禽類消費(fèi)量與鄉(xiāng)村居民食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的相關(guān)性較大。（4）典型相關(guān)關(guān)系結(jié)果表明，總撫養(yǎng)比、少兒撫養(yǎng)比是影響鄉(xiāng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)因素的重要相關(guān)變量，其中少兒撫養(yǎng)比是第一相關(guān)關(guān)系變量。上述這些結(jié)論與當(dāng)前鄉(xiāng)村現(xiàn)實(shí)較為吻合，也表明本文的研究結(jié)論具有較高的可信度。

上述結(jié)論所對(duì)應(yīng)的四點(diǎn)政策建議分別為：

第一，針對(duì)收入水平與城鎮(zhèn)化水平對(duì)鄉(xiāng)村居民食物消費(fèi)影響不明顯的現(xiàn)狀，在城鎮(zhèn)化建設(shè)目標(biāo)上，應(yīng)該以提高社會(huì)城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化水平為目的，而不能簡(jiǎn)單地認(rèn)為把農(nóng)村人口吸引到城鎮(zhèn)地區(qū)臨時(shí)居住就是提高了城鎮(zhèn)化水平。［10］我們只有從社會(huì)福利、經(jīng)濟(jì)保障、收入差別等方面消除了城鄉(xiāng)差距，才能提高農(nóng)民的國(guó)民待遇，才能讓農(nóng)民把收入水平的提高真正轉(zhuǎn)為對(duì)食物消費(fèi)水平及生活水平的提高，而無(wú)需把收入主要用于對(duì)父母贍養(yǎng)與子女教育方面。［11］

第二，針對(duì)鄉(xiāng)村老少人口結(jié)構(gòu)和總撫養(yǎng)比與食物消費(fèi)量具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系的現(xiàn)狀，一方面需加快社會(huì)主義新農(nóng)村建設(shè)，大力發(fā)展鄉(xiāng)村社會(huì)事業(yè)，改善鄉(xiāng)村人口結(jié)構(gòu)，要從戶籍改革、政策制度、機(jī)制創(chuàng)新、思想觀念轉(zhuǎn)變、公共服務(wù)改善等方面建立城鄉(xiāng)一體的社會(huì)管理格局，從而穩(wěn)定鄉(xiāng)村從業(yè)青壯年勞動(dòng)力的比率，不能讓鄉(xiāng)村變成“空巢”與“老巢”；另一方面需把鄉(xiāng)村居民養(yǎng)老與城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老都納入到相同的體制，加快新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的推廣普及。同時(shí)，考慮農(nóng)村資源較多，鼓勵(lì)先在農(nóng)村實(shí)施生二胎獎(jiǎng)勵(lì)政策，這樣既可以改善農(nóng)村人口結(jié)構(gòu)，又可提高社會(huì)總撫養(yǎng)比水平。

第三，針對(duì)鄉(xiāng)村居民食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)較大的現(xiàn)狀，一方面需加快土地流轉(zhuǎn)，提高農(nóng)業(yè)規(guī)模化、集約化生產(chǎn)效率，在糧食連年豐收而國(guó)外低價(jià)糧食的持續(xù)沖擊下，需拓展農(nóng)產(chǎn)品銷(xiāo)售渠道。加大農(nóng)業(yè)供給側(cè)改革步伐，推進(jìn)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，大力發(fā)展非糧食物類經(jīng)濟(jì)作物的種植，如植物油、瓜果蔬菜的種植，實(shí)施現(xiàn)代畜牧產(chǎn)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略，提高人均豬牛羊肉、禽類、鮮蛋、奶類等食物的比重；［12］另一方面，國(guó)家要嚴(yán)控食物進(jìn)口規(guī)模，特別是口糧的進(jìn)口量，防止國(guó)外低價(jià)口糧對(duì)國(guó)內(nèi)的沖擊，從而引發(fā)糧食安全問(wèn)題。另外，也要防止國(guó)外低價(jià)走私肉對(duì)國(guó)內(nèi)生豬市場(chǎng)的沖擊。

第四，考慮少兒撫養(yǎng)比、總撫養(yǎng)比對(duì)鄉(xiāng)村居民食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)存在較大影響，為此需減輕鄉(xiāng)村家庭對(duì)老少撫養(yǎng)的重?fù)?dān)。［13］一方面國(guó)家仍需繼續(xù)加強(qiáng)對(duì)鄉(xiāng)村老年養(yǎng)老、留守兒童教育等公共事業(yè)支持力度，轉(zhuǎn)變鄉(xiāng)村以“上為老、下為小”為目的的主要消費(fèi)格局，從而提高農(nóng)民的真實(shí)生活水平；另一方面，可在城鎮(zhèn)建立更多的公立學(xué)校，讓留守兒童可隨父母就近入學(xué)，從而減輕鄉(xiāng)村家庭對(duì)老與少的生活開(kāi)支，讓鄉(xiāng)村家庭有富余的開(kāi)支來(lái)改善食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)。

當(dāng)然，影響我國(guó)鄉(xiāng)村居民食物消費(fèi)的因素錯(cuò)綜復(fù)雜。不同階段、區(qū)域、家庭、個(gè)體、生活習(xí)慣、價(jià)格以及不同研究方法等都有可能導(dǎo)致研究結(jié)果有較大差別，這些仍需要學(xué)術(shù)界有更多的共同研究。

［1］毛哲山．“人的城鎮(zhèn)化”理論的建構(gòu)與創(chuàng)新研究［J］．河南師范大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2016，（01）：88－92．

［2］邵志東，王建民．中國(guó)農(nóng)村轉(zhuǎn)移人力資源開(kāi)發(fā)體系構(gòu)建研究［J］．湖南科技大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2013，（04）：82－85．

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（責(zé)任編輯明篤）

F326.11

A

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國(guó)家社科基金青年項(xiàng)目（13CJY071）；湖南省自科基金項(xiàng)目（13JJ3083）；湖南省教育廳青年項(xiàng)目（13B020）

尹風(fēng)雨（1978—），湖南湘潭人，博士生，主要研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)；龔波（1975—），湖南益陽(yáng)人，博士，副教授，主要研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)、糧食安全；王穎（1980—），女，湖南邵陽(yáng)人，博士生，主要研究方向：糧食安全。