翁貞林，鄢朝輝，唐文蘇

（1.江西農業(yè)大學經濟管理學院，南昌 330045；2.江西農業(yè)大學江西省鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略研究院，南昌 330045）

一、引 言

隨著經濟條件改善和人民生活水平提高，以及畜產品供給穩(wěn)定增加，我國肉類消費量整體呈上漲趨勢。據國家統(tǒng)計局數據顯示，2019年我國居民人均豬禽牛羊肉消費量分別為20.28、10.8、2.20、1.19千克，4種肉類消費量分別比2014年增加了1.2%、35.8%、44.7%、21.4%。禽肉是我國僅次于豬肉的第二大肉類消費品，受非洲豬瘟疫情影響，2014～2019年五年間禽肉消費量增長速度高出豬肉34.6%；正常年份（2013～2018年）的五年間禽肉消費量增長速度也高出豬肉消費量增長速度近10%；禽肉消費量與豬肉消費量差距正逐漸縮小。但我國禽肉消費潛力仍未完全釋放，一是我國禽肉消費與世界發(fā)達國家和具有相似消費結構的亞洲國家相比差距較大，據美國農業(yè)部（USDA）數據顯示，美國年人均禽肉消費量超過40千克，新加坡超過38千克，而我國年人均禽肉消費量目前只有10.8千克；二是農村居民禽肉消費量相比城鎮(zhèn)居民也有一定差距，2019年農村居民人均禽肉消費量為10.01千克，約為城鎮(zhèn)居民的87.7%；三是隨著我國居民人均可支配收入不斷增加，禽肉消費能力也不斷提升，“十三五”期間我國農民收入年均實際增長6%，比城鎮(zhèn)居民收入增速高1.24個百分點。綜上可見，我國禽肉消費潛力巨大，且農村居民消費潛力大于城鎮(zhèn)居民消費潛力。

近期，國內國際突發(fā)動物疫情和公共衛(wèi)生事件對我國肉類消費產生較強沖擊，2019年非洲豬瘟在我國全面爆發(fā)，生豬供給嚴重不足，豬肉價格持續(xù)高位運行，家禽因生產周期相對較短，禽肉成為豬肉最主要替代品，為緩解肉類供給短缺發(fā)揮了重要作用。據國家統(tǒng)計局數據，2019年全國豬肉產量較上年下降21.3%，禽肉產量較上年增長12.3%；2019年我國人均消費雞肉12千克，增長15%，禽肉消費得到較大釋放。但隨著2020年新冠肺炎疫情爆發(fā)，活禽交易市場關閉和疫情防控導致的物流受阻，使正在恢復的畜禽養(yǎng)殖業(yè)又遭重創(chuàng)，家禽業(yè)受疫情影響尤為嚴重，據文杰（2020）預計，此次新冠疫情造成我國一季度肉雞產業(yè)損失約125.21億元，飼料價格上漲和產品銷售困難使部分家禽養(yǎng)殖企業(yè)遭遇生存危機，導致肉類短期供給過剩。隨著國內疫情的有效控制，鼓勵和刺激禽肉消費，可有效地去除肉雞過剩產能、加快家禽產業(yè)恢復發(fā)展、減輕新冠肺炎疫情對家禽產業(yè)影響（葉興慶，2020）。

受消費習慣影響，我國城鄉(xiāng)居民肉類消費中，以豬肉為主的“紅肉”消費短期內難以發(fā)生變化（翁貞林，2015）。從營養(yǎng)學角度看，禽肉作為“白肉”，具有蛋白質含量高、脂肪低、熱能低和膽固醇低的營養(yǎng)優(yōu)勢。同時，家禽是“節(jié)糧型”飼養(yǎng)動物，料肉比遠低于生豬，故禽肉是性價比最高的動物蛋白，鼓勵居民消費禽肉，特別是農村居民，對于改善其營養(yǎng)攝入、提高健康素質具有重要現(xiàn)實意義，一定程度上還可節(jié)約耕地資源、保障國家糧食安全。因此，研究我國農村居民禽肉消費的主要影響因素及其作用大小，對調整農村居民肉類消費結構、改善膳食營養(yǎng)結構、優(yōu)化肉類生產結構、促進消費拉動經濟增長、推動受疫情影響的家禽產業(yè)恢復生產能力和健康發(fā)展具有重要意義。

已有文獻得出影響禽肉等畜產品消費的主要因素有收入、價格、城市化水平（黃季焜，1999；劉磊，2014）、消費習慣（陳瓊等，2012）、人口特征（白軍飛等，2014）、外出務工（李雷等，2019）、收入質量（劉勝科等，2019）、地域特征（徐上等，2014）及社會風險（閆建偉等，2014;牛東來等，2018；蔣乃華等，2002），一般利用調研數據、統(tǒng)計年鑒的時間序列數據或面板數據，構建有限擴展線性支出系統(tǒng)模型（ELES）、幾乎理想需求系統(tǒng)模型（AIDS）、面板固定效應模型等，這些研究均為本文提供了有力參考。但因數據獲取和統(tǒng)計指標問題，不少文獻將所有肉類混在一起分析，忽略了禽肉消費與豬牛羊肉消費異質性，無法準確解釋居民禽肉消費的影響因素；同時，現(xiàn)有研究多關注城鎮(zhèn)居民禽肉消費，較少關注農村居民消費市場；且多數研究利用年鑒數據或CHNS數據，缺少連續(xù)多年追蹤數據實證分析農村居民禽肉消費。鑒于此，本文利用農業(yè)農村部全國農村固定觀察點江西省2009～2018年農村居民家庭微觀數據，實證分析農戶習慣形成與收入結構對農村居民禽肉消費的影響情況。

二、理論邏輯與研究假說

（一）收入結構與農村居民禽肉消費

收入是影響消費最重要因素，對正常商品而言，收入水平正向影響消費。根據經典生命周期——持久收入假說理論，人能夠在一生的財富約束下合理安排各階段消費，使一生效用最大化。但該假說建立在完全理性人的假設之上，不能與人是有限理性的現(xiàn)實完全相符，為修正和完善傳統(tǒng)生命周期假說不符實際的地方，Shefrin等（1988）提出行為生命周期理論，使之更好地描述人們消費行為，其中心理賬戶是一個重要概念，消費者會根據收入來源和形式將其劃分為現(xiàn)期可花費的現(xiàn)金收入賬戶、現(xiàn)期資產賬戶和未來收入賬戶等不同心理賬戶，消費者不同收入賬戶表現(xiàn)的消費行為也有所差異，其中現(xiàn)金收入賬戶的邊際消費傾向最大，接近1；現(xiàn)期資產賬戶次之；未來收入賬戶最小，接近0。根據行為生命周期理論，農村居民也會把可支配收入按照不同來源劃分成不同心理賬戶，而不同心理賬戶消費行為也會表現(xiàn)出差異。按國家統(tǒng)計局劃分標準，我國居民人均可支配收入被劃分為工資性收入、經營凈收入、財產凈收入和轉移凈收入的收入結構。對農村居民而言，工資性收入和經營凈收入為主要收入來源，財產凈收入與轉移凈收入一般只作為補充，按此邏輯，工資性收入和經營凈收入對農村居民禽肉消費的促進作用應大于財產凈收入和轉移凈收入。依據心理賬戶理論，農村居民會將政府轉移支付和親友給錢為主的轉移性凈收入視為“意外之財”，用于消費；會將工資性收入和經營凈收入視為“血汗錢”，大部分用于儲蓄。相對于定期打入固定賬戶的工資性收入，經營凈收入，交易較頻繁，且多為現(xiàn)金支付，農村居民易將其視為現(xiàn)期可花費的現(xiàn)金收入賬戶，其對農戶禽肉消費的促進作用應大于工資性收入。

綜上提出假說一：不同來源收入均正向影響農村居民禽肉消費，其中轉移凈收入作用最大，其次為經營凈收入、工資性收入和財產凈收入。

（二）習慣形成與禽肉消費

1949年，Duesenberry首次將習慣效應引入消費函數，提出“相對收入假說”，認為消費者當期消費水平不僅受當期收入影響，還受過去消費影響，由此提出習慣形成理論，合理反映現(xiàn)實情況。消費習慣形成理論分為外部習慣和內部習慣形成，即“示范效應”和“棘輪效應”?！笆痉缎笔侵赶M者消費行為易受他人影響，如高收入者的消費行為對低收入者具有一定引導作用?！凹喰笔侵赶M者當期消費水平不僅受當期收入水平影響，還受自身消費習慣影響。因此，短期收入波動不會立即使消費水平變化。“相對收入假說”提出后得到學術界廣泛回應，國內外諸多學者研究結果表明居民消費存在習慣形成效應。如Browning等（2007）、賈男等（2011）分別利用西班牙住戶調查面板數據和CHNS數據驗證了居民食品消費存在習慣形成效應。王小華等（2020）利用中國農村居民住戶調查年鑒面板數據驗證了改革開放以來中國農民消費行為呈顯著的習慣形成效應。因農村居民外出就餐頻率較低，“示范效應”對其食品消費影響不顯著（賈男，2011），故本文主要檢驗“棘輪效應”。根據消費產品屬性不同，耐用品與非耐用品在“棘輪效應”表現(xiàn)的特征差異明顯，耐用品具有價值高、使用年限久，易出現(xiàn)上期消費多而下期減少特征。禽肉屬于正常商品，而非耐用品，農村居民禽肉消費量受消費習慣影響，當有外來沖擊時，為維持之前禽肉消費效用，禽肉消費的調整幅度變化不會很大。

綜上提出假說二：農村居民禽肉消費具有習慣形成效應，其滯后期正向影響當期消費量。

三、模型、數據及變量

（一）數據來源與處理

本文數據來自2009～2018年農業(yè)農村部農村固定觀察點在江西省的農戶微觀面板數據，該數據庫涵蓋農戶家庭主要食品消費量、家庭收支情況、生產經營情況及基本特征等諸多指標，較全面反映了我國農村居民生產、生活情況，是具有代表性的調查資料。

首先，將連續(xù)10年的非平衡面板轉換成平衡面板數據，得到農戶689戶。然后剔除不滿足調查問卷平衡表關系的樣本；剔除家庭常住人口為0的樣本；禽肉消費量缺失值采用前后兩年的均值替代；為減小奇異值影響，主要變量使用Winsor2命令作縮尾處理，最后得到641戶6 410個觀察值。實際分析中因各變量缺失值不一致，各回歸模型實際樣本數可能有所不同。本文數據處理和模型估計均采用Stata15.1軟件完成。

（二）變量說明

根據上述理論分析與文獻綜述，理論上應把影響農戶禽肉消費的所有因素均納入模型中，如禽肉價格是影響消費的重要因素之一，但因所得數據缺少禽肉價格和禽肉消費支出數據，故未納入模型中，而通過年度效應可一定程度上控制禽肉價格對農戶禽肉消費的影響（李雷，2019）。根據數據可得性，被解釋變量選擇農戶家庭年人均禽肉消費量，解釋變量包括人均禽肉消費量的滯后期，按照收入來源劃分為農戶家庭人均經營凈收入、人均工資性收入、人均財產凈收入和人均轉移凈收入，家庭常住人口數，是否飼養(yǎng)生豬，是否飼養(yǎng)家禽，以及地區(qū)和年度虛擬變量。

1.家庭年人均禽肉消費量

家庭年人均禽肉消費量，根據農業(yè)農村部全國農村固定觀察點數據統(tǒng)計口徑，家庭年人均禽肉消費量為居家農戶（不包括外食）禽肉總消量除以家庭常住人口，禽肉消費量按去毛和內臟后的家禽重量計算，家庭常住人口為每年居家6個月及以上農戶。

2.核心解釋變量

核心解釋變量為習慣形成和收入結構。習慣形成常用滯后一期的人均禽肉消費量表示，若習慣形成效應更強，需加入滯后兩期與滯后一期共同作為解釋變量來度量習慣形成效應的強度。收入是影響消費的重要因素之一，因此，收入水平及其結構可能會影響農戶禽肉消費，故按照國家統(tǒng)計局劃分標準，將收入結構作為核心解釋變量。為消除物價因素對收入的影響，本文利用《中國統(tǒng)計年鑒》中江西省各年度農村居民消費價格指數，將收入結構相關變量以2009年為基期進行了價格平減。

3.其他控制變量

固定觀察點記錄的禽肉消費量為家庭消費，若家庭常住人口越多，越容易發(fā)揮規(guī)模經濟效應，故把家庭常住人口數納入模型中。同時，禽肉可獲得性和獲得便利程度越高其消費量越高，而替代產品豬肉的獲得性越好越可能抑制其消費，因此將是否飼養(yǎng)家禽和生豬也納入模型中。不同地域經濟發(fā)展水平和禽肉消費習慣均有異質性，為控制時間效應和地區(qū)效應，將年份和村莊作為虛擬變量納入模型中。變量定義及基本情況見表1。

表1 模型變量定義與描述統(tǒng)計

（三）描述性統(tǒng)計

1.收入與禽肉消費量

根據觀察點數據，得到如圖1所示的農村居民年人均可支配收入和人均年禽肉消費量。由圖1可知，在2009～2018年十年間，江西省農村居民人均可支配收入不斷提高，人均禽肉消費量總體呈上升趨勢，從2009年的4.58千克升至2018年的5.64千克，僅部分年份受外因影響導致消費量放緩或略微下降，如2013年和2016～2017年國內禽流感爆發(fā)減少了禽肉供給量并降低了人們禽肉消費信心，使得禽肉消費量增長放緩或下降。從人均禽肉消費量和人均可支配收入的線性擬合趨勢看，人均消費量增速明顯低于收入水平增速，表明隨著收入水平不斷提高，禽肉增幅逐漸變小，換言之禽肉消費需求的收入彈性不斷減小，顯示出正常商品屬性。

2.收入結構類型與禽肉消費關系

為考查農戶是否因不同收入結構類型使其禽肉消費存在差異，并根據家庭收入不同來源劃分為經營戶、工資戶和其他收入戶三種類型（浙江大學中國農村發(fā)展研究院，2018）。根據樣本數據得到如圖2所示的不同收入結構類型農戶2009～2018年各年度平均禽肉消費量。

由圖2可知，2016年之前工資戶禽肉消費量和消費增速均高于經營戶，可能其收入水平、膳食結構等方面優(yōu)于常年居家從事農業(yè)生產的經營戶，而在2016～2017年，國內大規(guī)模爆發(fā)禽流感期間，工資戶禽肉消費量迅速下降，可能其市場信息和食品安全感應更靈敏，出于擔心禽肉產品安全性會迅速降低禽肉消費量，自2017年下半年國內禽流感疫情基本得到控制，但受消費習慣和禽肉消費信心不足影響，2018年禽肉消費量恢復緩慢。而2016年經營戶禽肉消費略微下降后，2017年疫情基本控制后消費量迅速恢復，可能家禽養(yǎng)殖的庭院經濟是江西省農村地區(qū)常見現(xiàn)象，常年居家的經營戶可便利地消費自家或鄰舍生產的禽肉，加之經營戶禽肉安全性擔心遠低于工資戶，因此經營戶禽肉消費量在禽流感結束之后恢復較快，但經營戶收入水平整體較低且缺乏合理膳食結構，其禽肉消費量整體上維持在一個較低水平并緩慢增長。其他收入戶樣本時間的禽肉消費量增長幅度最大，但波動性也最大。

為進一步檢驗不同收入結構類型農戶禽肉消費量是否差異顯著，本文對各年度和總體樣本的不同收入結構類型農戶禽肉消費量進行方差分析（F檢驗）。結果顯示，2010年、2016～2018年不同收入結構類型農戶禽肉消費量差異顯著，總體樣本中不同收入結構類型農戶禽肉消費量在1%顯著性水平上差異顯著（見表2）。

表2 不同收入結構類型的農村居民禽肉消費差異的方差分析表（F檢驗）

（四）模型設計

基于上述理論分析，建立如下基準模型實證分析農戶習慣形成和收入結構對其禽肉消費影響。

式（1）中，poultryit為被解釋變量，表示第i個家庭，第t期家庭年人均禽肉消費量，β0為常數項。農村居民年人均禽肉消費量的滯后一期poultryit-1被引入作為解釋變量①由于在模型估計前不確定農村居民禽肉消費習慣形成效應強度，故在初始設定模型是無法確定被解釋變量的滯后期數，本模型暫定使用滯后一期，后文進行模型估計時會引入滯后二期和滯后三期對模型進行篩選。，β1反映農戶禽肉消費習慣形成效應強度。家庭人均經營凈收入、人均工資性收入、人均財產凈收入和人均轉移凈收入分別用operate、wage、propetry、transfer表示，β2、β3、β4、β5分別為四種不同收入來源的系數值。同時，為減少模型以外波動性、消除可能的異方差，所有收入變量取對數，而農戶年人均禽肉消費量不取對數，這種半對數模型與肉類消費的實際情況一致（袁學國，2001）。Controls為控制變量，包括家庭常住人口數、是否飼養(yǎng)生豬、是否飼養(yǎng)家禽、村莊虛擬變量。αi和λt分別表示個體效應和年度效應虛擬變量，εit為隨機干擾項。

四、實證結果與分析

（一）估計方法

對于面板數據模型，常使用固定效應模型控制個體間不隨時間變化的不可觀測的異質性、以此解決部分內生性問題。但本文將被解釋變量的滯后項作為解釋變量，設置動態(tài)面板模型，若直接利用固定效應模型估計，被解釋變量的滯后項與隨機誤差項容易產生相關性，依然會產生內生性問題。為解決內生性問題，Arellano等（1991）提出一階差分廣義矩估計法（Difference GMM），該方法先求出模型的一階差分形式消除不隨時間變化的變量和個體非觀測效應，再找一組工具變量滿足矩條件，通過求解樣本矩的最小化二次型估計回歸系數，但這種方法易導致部分樣本信息遺失，出現(xiàn)弱工具變量問題等。為彌補一階差分廣義矩估計法的不足，系統(tǒng)廣義矩估計法（System GMM）被提出（Arellano等，1995；Blundell等，1998；Bond，2002），將差分方程和水平方程作為一個系統(tǒng)進行GMM估計，可使用更多工具變量，不受弱工具變量影響，提高了估計效率，對于非時變的遺漏變量問題，該估計也不再有偏漏。為比較和檢驗估計結果的穩(wěn)健性，本文同時報告固定效應模型②這里選擇固定效應而非隨機效應或混合OLS回歸，是經過了F檢驗和使用xtoverid命令進行了穩(wěn)健的hausman檢驗，拒絕了混合OLS和隨機效應回歸模型，故選擇固定效應模型。、一階差分廣義矩估計和系統(tǒng)廣義矩估計的估計結果。

（二）模型回歸結果

模型回歸結果如表3所示，模型（1）是在靜態(tài)面板情形下對個體和時間效應均控制的雙向固定效應模型的估計結果，結果顯示農戶人均家庭經營凈收入、工資凈收入、轉移凈收入均顯著正向影響其禽肉消費，但人均財產凈收入未通過顯著性檢驗?？刂谱兞恐?，家庭常住人口具有規(guī)模經濟效應，人口越多，人均禽肉消費量越少；飼養(yǎng)家禽顯著正向影響農戶禽肉消費量。

表3 習慣形成、收入結構對農村居民禽肉消費的實證結果

因使用固定效應模型忽略了消費習慣形成產生的內生性問題，即農戶家庭人均禽肉消費量的滯后項與隨機干擾項相關，故引入農村居民年人均禽肉消費量的滯后項作為解釋變量納入模型進行廣義矩估計（GMM）。GMM估計重要前提，即一階差分后的擾動項不存在二階序列相關，通過報告Arellano-Bond AR(2)的P值體現(xiàn)模型設置是否合理，若P＞0.1，說明差分方程不存在二階序列相關。為進一步檢驗工具變量使用是否合理，還需對模型過度識別檢驗，本文報告Sargan檢驗統(tǒng)計量的P值，若P＜0.5，說明無法拒絕工具變量使用合理的原假設，模型的工具變量設置合理。為避免干擾項存在異方差現(xiàn)象，借鑒Arellano等（1991）重要建議，使用兩階段估計給出的Sargan檢驗統(tǒng)計量篩選模型。動態(tài)面板數據在廣義矩估計時，其初始模型是把內生解釋變量的滯后二期及其之后所有的滯后期作為工具變量，這會導致工具變量過多無法滿足模型的約束假設，解決辦法一就是限制內生解釋變量最大的滯后階數。綜上所述，經過模型篩選和統(tǒng)計檢驗后，最終模型如下所示。

式（2）在式（1）基礎上，將被解釋變量的滯后二期作為解釋變量納入模型，用poultryit-2表示，被解釋變量的滯后二期和滯后三期作為滯后一期的工具變量；由于收入變量不是嚴格外生的，且經營凈收入和轉移凈收入對消費的影響可能存在延續(xù)性，將家庭人均經營凈收入和轉移凈收入的滯后一期也作為內生解釋變量，分別用ln(operate)t-1和γ3ln(transfer)t-1表示，并設置其滯后二期和滯后三期作為工具變量；家庭常住人口和是否飼養(yǎng)生豬和家禽也受其他不可觀測因素影響，將其設置為內生解釋變量，其滯后二期和滯后三期作為工具變量。最后得到一階差分廣義矩估計和系統(tǒng)廣義矩估計結果，如模型（2）和模型（3）所示，二階序列相關檢驗中Arellano-Bond AR(2)的P值分別為0.82和0.74，均大于0.1，Sargan檢驗統(tǒng)計量的P值分別為0.07和0.28，均大于0.05，說明本文選定的最終模型設置合理。

為消除異方差和序列相關影響，采用兩階段—糾偏—穩(wěn)健性標準誤估。從估計結果看，一階差分廣義矩估計和系統(tǒng)廣義矩估計除了系數值略微有些差別外，其系數值顯著性和相對大小均保持一致，說明估計結果較為穩(wěn)健。因系統(tǒng)廣義矩估計量較一階差分廣義矩估計量更有效率，故主要解釋系統(tǒng)廣義矩估計量。系統(tǒng)廣義矩估計結果顯示被解釋變量滯后一期和滯后二期的估計系數分別為0.414和0.0984，且均在1%估計水平上顯著，說明農戶禽肉消費存在顯著習慣形成效應，印證了假說二。農村居民禽肉消費量的滯后兩期顯著影響當期，但系數值極低，說明禽肉消費的慣性會隨時間推移而減弱。從收入結構看，農戶四種類型收入結構均顯著正向影響禽肉消費，根據系數值大小得出：家庭人均轉移凈收入每增加1%，農戶家庭人均禽肉消費量增加0.767千克；家庭人均經營凈收入每增加1%，家庭人均禽肉消費量增加0.632千克；家庭人均工資性收入每增加1%，家庭人均禽肉消費量增加0.152千克；家庭人均財產凈收入每增加1%，家庭人均禽肉消費量增加0.0773千克。不同收入來源的增加對農戶增加禽肉消費的影響從大到小依次為家庭人均轉移凈收入、人均經營凈收入、人均工資性收入和人均財產凈收入，印證了假說一。但家庭人均轉移凈收入和人均經營凈收入的滯后一期對農戶禽肉消費有抑制作用，且其系數值均小于當期系數值。可能農戶收入來源不穩(wěn)定，因此當期收入雖有提高，但傾向于將錢用于儲蓄，消費觀念較保守，從而抑制了下期禽肉消費。其他控制變量中，家庭常住人口數對禽肉消費的影響在1%估計水平上顯著，系數值為負，隨著家庭規(guī)模的擴大，人均禽肉消費量會減少，說明存在人口規(guī)模經濟效應。飼養(yǎng)家禽在5%顯著性水平上正向影響農戶禽肉消費，說明飼養(yǎng)家禽可增加農戶禽肉可獲得性和獲得的便利性，從而促進禽肉消費。從年度效應看，2014年禽肉消費量在10%顯著性水平上比2018年的消費量顯著更少，且所有年度虛擬變量的聯(lián)合顯著性檢驗P值為0.01，說明隨時間推移，農戶禽肉消費呈上漲趨勢。從地區(qū)效應看，村變量顯著影響農戶禽肉消費，村社的經濟發(fā)展水平、自然環(huán)境、飲食習慣、消費觀念等均影響農戶禽肉消費量，農戶所屬村莊作為虛擬變量可包含這些難以觀測的內容，9個樣本村分布在江西不同地市的9個縣，顯出明顯異質性。因此，村變量對農戶禽肉消費的影響可視為該省內地區(qū)差別產生的作用。

五、結論和政策建議

（一）結論

第一，農村居民禽肉消費具有較強的習慣形成效應，家庭人均禽肉消費量的滯后一期和滯后二期均顯著正向影響當期消費量，說明禽肉消費的慣性會隨時間推移而減弱。第二，收入提高顯著促進農戶禽肉消費，其中按照不同來源收入劃分的收入結構中，家庭人均轉移凈收入的提高對增加農戶禽肉消費作用最大，其次依次為人均經營凈收入、人均工資性收入和人均財產凈收入。第三，家庭人均轉移凈收入和人均經營凈收入的滯后一期對農戶禽肉消費有抑制作用，這可能與農村居民消費觀念保守、偏好儲蓄相關。第四，家庭常住人口存在規(guī)模經濟效應，常住人口數越多，其人均禽肉消費量越少。農村居民飼養(yǎng)家禽增加了禽肉可獲得性，也增加其禽肉消費量。

（二）政策建議

1.加強禽肉營養(yǎng)價值宣傳、轉變農村居民消費觀念

根據《中國居民膳食指南》建議，禽肉作為一種白肉，較豬肉等紅肉脂肪含量更低、富含多不飽和脂肪酸，應增加攝入。但我國居民長期形成以豬肉為主的肉類消費習慣，其他肉類為輔，因此豬肉在我國城鄉(xiāng)居民肉類消費中的主體地位很難改變。且禽流感時常爆發(fā)、有些自媒體對家禽生產的惡意渲染和不實報道也影響禽肉消費市場。根據前文證實的農村居民禽肉消費具有習慣形成效應，政府和企業(yè)應加強消費市場上禽肉質量安全檢測、保障禽肉安全生產的前提下，幫助群眾樹立禽肉消費信心，利用廣播、電視、新媒體、下村入戶宣傳等多種傳播途徑宣傳禽肉的營養(yǎng)價值，逐漸改善農村居民的消費習慣，轉變農村居民的消費觀念，促進農村居民增加禽肉消費量。

2.千方百計提高農村居民收入，努力增加農民轉移性收入和經營性收入

收入是影響消費重要因素之一。收入結構中的各項收入來源提高均會促進禽肉消費，因此應多渠道增加農民收入，而在不同收入來源中，轉移凈收入和經營凈收入增加對禽肉消費傾向最大，可加強農民轉移支付力度、有序提高農村最低生活保障標準、增加和落實各項補貼制度，子女給老人贍養(yǎng)費時多批次小額給，老人更容易將這些收入當作現(xiàn)期可花費的現(xiàn)金收入賬戶用來消費，而非未來收入賬戶進行儲蓄。因此，鼓勵農戶發(fā)展農業(yè)產業(yè)，實施農業(yè)產業(yè)獎補，既可提高農村居民經營性收入，又可增加轉移性收入，從而促進禽肉消費。

3.增加農村居民就業(yè)崗位，促進非農就業(yè)轉移

從上文分析中得知2016～2017年禽流感的暴發(fā)使工資戶的禽肉消費量下降，階段性地抑制了工資戶的禽肉消費，但從整體趨勢上依然發(fā)現(xiàn)工資戶在樣本時間段內禽肉消費的增長速度高于經營戶，且工資性收入的增加顯著正向影響農戶禽肉消費。因此，工資戶將會成為今后農村居民禽肉消費的主要增長點，通過發(fā)展二三產業(yè)、農旅融合等休閑觀光農業(yè)，增加工作崗位以促進農村居民的非農就業(yè)轉移，提高農村居民工資戶比例和工資性收入，由此帶來的收入總體水平提高以及同事或城鎮(zhèn)居民消費示范效應的影響將更大程度地提高農村居民禽肉消費。