岳冬冬，王魯民，紀(jì)煒煒，阮 雯，王 茜，熊敏思，肖 黎，鄭 亮

(1. 農(nóng)業(yè)部遠(yuǎn)洋與極地漁業(yè)創(chuàng)新重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，中國水產(chǎn)科學(xué)研究院東海水產(chǎn)研究所，上海 200090; 2. 農(nóng)業(yè)部東海漁業(yè)資源開發(fā)利用重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，中國水產(chǎn)科學(xué)研究院東海水產(chǎn)研究所，上海 200090)

基于協(xié)整理論和VAR模型的中國農(nóng)村居民人均純收入與水產(chǎn)品消費(fèi)關(guān)系研究

岳冬冬1，王魯民2，紀(jì)煒煒1，阮 雯2，王 茜1，熊敏思2，肖 黎1，鄭 亮2

(1. 農(nóng)業(yè)部遠(yuǎn)洋與極地漁業(yè)創(chuàng)新重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，中國水產(chǎn)科學(xué)研究院東海水產(chǎn)研究所，上海 200090; 2. 農(nóng)業(yè)部東海漁業(yè)資源開發(fā)利用重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，中國水產(chǎn)科學(xué)研究院東海水產(chǎn)研究所，上海 200090)

借助2000～2015年相關(guān)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)數(shù)據(jù)，應(yīng)用協(xié)整理論和向量自回歸模型等計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法，探討了農(nóng)村居民人均純收入與人均水產(chǎn)品消費(fèi)量之間的動(dòng)態(tài)變化關(guān)系。研究結(jié)果表明：農(nóng)村居民人均純收入與人均水產(chǎn)品消費(fèi)量之間存在長期協(xié)整關(guān)系；農(nóng)村居民人均純收入增長變化是人均水產(chǎn)品消費(fèi)量增長的單向Granger原因，即農(nóng)村居民收入增長有助于提高水產(chǎn)品消費(fèi)量；農(nóng)村居民人均純收入對(duì)于人均水產(chǎn)品消費(fèi)量的沖擊力度大于人均水產(chǎn)品消費(fèi)量對(duì)于農(nóng)村居民人均純收入的沖擊力度，促進(jìn)農(nóng)村居民收入水平增長是提高水產(chǎn)品消費(fèi)的重要措施。

水產(chǎn)品消費(fèi)量； 農(nóng)村居民人均純收入； 動(dòng)態(tài)關(guān)系； 協(xié)整理論； VAR模型

新中國成立后，受當(dāng)時(shí)漁業(yè)生產(chǎn)條件與國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等條件限制，水產(chǎn)品長期處于“奢侈品”狀態(tài)，少有人能夠品嘗。改革開放以來，在國家各項(xiàng)積極政策的扶持下，漁業(yè)產(chǎn)業(yè)規(guī)模不斷發(fā)展壯大，水產(chǎn)品產(chǎn)量連年攀升，“吃魚難”問題較快得到了緩解和解決[1]，人均水產(chǎn)品消費(fèi)量呈現(xiàn)出明顯的增長趨勢(shì)。尤其是進(jìn)入新世紀(jì)以來，農(nóng)村居民人均水產(chǎn)品消費(fèi)量增速高于城鎮(zhèn)居民約5.83%[2]，但人均消費(fèi)量絕對(duì)數(shù)值仍低于城鎮(zhèn)居民[3]。在農(nóng)村居民收入實(shí)現(xiàn)較快增長的背景下，提高農(nóng)村居民水產(chǎn)品消費(fèi)量具有潛在的積極拉動(dòng)力，并對(duì)調(diào)整水產(chǎn)品市場(chǎng)供給結(jié)構(gòu)和漁業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)等具有聯(lián)動(dòng)作用，因此，研究農(nóng)村居民水產(chǎn)品消費(fèi)特征及影響因素成為重要課題。

水產(chǎn)品是優(yōu)質(zhì)動(dòng)物蛋白質(zhì)、脂溶性維生素和礦物質(zhì)的良好來源，同時(shí)還具有蛋白質(zhì)含量較高、脂肪含量較低、不飽和脂肪酸含量較高等“健康食品”的特征，越來越受到消費(fèi)者的青睞[4]。關(guān)于農(nóng)村居民水產(chǎn)品消費(fèi)特征已有大量研究。例如：王恩濤利用固定彈性需求函數(shù)模型對(duì)主要食物的收入彈性進(jìn)行了分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民水產(chǎn)品收入彈性較高[5]；馬冠生等對(duì)城鄉(xiāng)居民水產(chǎn)品消費(fèi)特征的研究顯示，在食用率、食用頻率指標(biāo)方面，城鎮(zhèn)居民均高于農(nóng)村居民[6]；張玉梅等利用QUAIDS 方法模擬水產(chǎn)品消費(fèi)，認(rèn)為農(nóng)村居民收入水平對(duì)水產(chǎn)品消費(fèi)需求具有顯著制約性[7]；關(guān)潔認(rèn)為經(jīng)濟(jì)收入、消費(fèi)習(xí)慣、水產(chǎn)品的加工程度等是影響我國農(nóng)村居民水產(chǎn)品消費(fèi)的主要因素，并以山東省調(diào)查樣本為例，實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)受訪者農(nóng)業(yè)純收入等對(duì)其魚類產(chǎn)品的消費(fèi)有顯著影響[8]。從上述研究來看，農(nóng)村居民收入狀況對(duì)于水產(chǎn)品消費(fèi)具有重要影響作用，但具體的影響程度，不同學(xué)者采用了不同的方法、數(shù)據(jù)，在結(jié)論方面也存在一定差異，尤其是對(duì)于農(nóng)村居民收入與水產(chǎn)品消費(fèi)量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系鮮見有論述?；诖?，本文借助2000～2015年農(nóng)村居民人均純收入、農(nóng)村居民人均水產(chǎn)品消費(fèi)量指標(biāo)，利用協(xié)整分析和向量自回歸模型，探討農(nóng)村居民收入水平對(duì)水產(chǎn)品消費(fèi)量的動(dòng)態(tài)影響作用，以期進(jìn)一步豐富農(nóng)村居民水產(chǎn)品消費(fèi)研究。

1 數(shù)據(jù)來源與處理

1.1指標(biāo)選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2000～2015年作為研究周期，以實(shí)證反映進(jìn)入新世紀(jì)以來農(nóng)村居民水產(chǎn)品消費(fèi)特征。在具體衡量指標(biāo)選擇方面，本文的“經(jīng)濟(jì)收入指標(biāo)”采用農(nóng)村居民人均純收入(IR)，“水產(chǎn)品消費(fèi)量”采用農(nóng)村居民人均水產(chǎn)品消費(fèi)量(CR)指標(biāo)，上述指標(biāo)數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》[9-10]。

1.2數(shù)據(jù)預(yù)處理

為消除價(jià)格因素對(duì)農(nóng)村居民收入指標(biāo)的影響，以及可能造成的研究結(jié)論失真問題，本文利用《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》歷年農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，以2000年為基年進(jìn)行平減，以便消除價(jià)格因素的擾動(dòng)。平減公式為：

IRt=IR2000×(價(jià)格指數(shù)t/價(jià)格指數(shù)2000) (1)

式中IRt表示t年農(nóng)村居民人均純收入平減后數(shù)值，IR2000表示基年農(nóng)村居民人均純收入，價(jià)格指數(shù)t表示t年農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，價(jià)格指數(shù)2000表示2000年農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。

為消除平減后數(shù)據(jù)IR與CR指標(biāo)可能存在的異方差現(xiàn)象，對(duì)IR和CR指標(biāo)分別取自然對(duì)數(shù)，并記為LNIR和LNCR。數(shù)據(jù)如表1所示。

1.2研究方法

本文采用計(jì)量軟件EViews6.0分析農(nóng)村居民收入水平與人均水產(chǎn)品消費(fèi)量之間的關(guān)系。其中，長期影響關(guān)系分析運(yùn)用了協(xié)整理論，并構(gòu)建協(xié)整方程進(jìn)行定量分析；而短期影響關(guān)系則利用向量自回歸模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)以及方差分解等進(jìn)行量化分析。

表1 農(nóng)村居民收入和水產(chǎn)品消費(fèi)量處理后數(shù)據(jù)Tab.1 Processed data of per capita net income of rural households and per capita consumption of aquatic products

2 結(jié)果分析

2.1平穩(wěn)性檢驗(yàn)

協(xié)整理論是由Engle和Granger 于1978年首次提出的，主要用于研究兩個(gè)或多個(gè)非平穩(wěn)變量之間的均衡關(guān)系，并要求進(jìn)行協(xié)整分析首先要對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文選擇較為常用的ADF檢驗(yàn)法來進(jìn)行變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)[11]。利用EViews6.0分別繪制LNCR和LNIR的趨勢(shì)圖及其一階差分序列圖，LNCR和LNIR的一階差分別用D(LNCR)和D(LNIR)表示，具體如圖1和圖2所示。其中，從圖1可以大致看出LNCR和LNIR為非平穩(wěn)序列，兩者均表現(xiàn)出一定的增長趨勢(shì)；從圖2可以看出，D(LNCR)和D(LNIR)序列則圍繞均衡位置上下波動(dòng)。

圖1 LNCR和LNIR趨勢(shì)圖Fig.1 Trend of LNCR and LNIR

運(yùn)用EViews6.0對(duì)LNCR和LNIR兩個(gè)變量序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果顯示兩個(gè)變量序列的ADF單位根檢驗(yàn)值均大于臨界值(5%顯著水平)，因此LNCR和LNIR為非平穩(wěn)序列。進(jìn)一步對(duì)D(LNCR)和D(LNIR)兩個(gè)序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果表明一階差分序列的ADF檢驗(yàn)值小于臨界值(5%顯著水平)，表明D(LNCR)和D(LNIR)是平穩(wěn)的，說明LNCR和LNIR是一階單整，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。結(jié)果如表2所示。

圖2 LNCR和LNIR一階差分序列趨勢(shì)圖Fig.2 First Order Differential Sequence Trends of LNCR and LNIR

表2 序列ADF檢驗(yàn)結(jié)果Tab.2 Result of ADF test of the variable

注：檢驗(yàn)形式(C,T,L)中的C,T,L分別表示截距、時(shí)間趨勢(shì)和滯后期

Note: C,T,L in the test form(C,T,L) denotes intercept, time trend and largest lag length.

2.2協(xié)整模型構(gòu)建

Engle-Granger兩步法和Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法是協(xié)整檢驗(yàn)常用的兩種方法，本文采用前者對(duì)LNCR和LNIR之間協(xié)整關(guān)系的存在性進(jìn)行檢驗(yàn)[11]。

2.2.1 建立變量的最小二乘回歸

利用Eviews6.0對(duì)LNCR和LNIR進(jìn)行OLS回歸，具體模型表達(dá)如下：

LNCR=-6.956 1+1.088 2LNIR

(2)

(-6.721 4) (8.309 5)

R2=0.831 4，R2(Adjusted)=0.819 4，Log likelihood=20.282 7，F(xiàn)=69.048 2，括號(hào)內(nèi)為T檢驗(yàn)結(jié)果。

2.2.2 殘差序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

運(yùn)用EViews6.0提取式(2)的殘差，記為e，并進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。由表3可知，ADF檢驗(yàn)值-2.040 7小于顯著水平5%的臨界值-1.966 3。因此，殘差序列e是平穩(wěn)的。上述2個(gè)步驟的結(jié)果表明， LNCR和LNIR之間存在長期均衡關(guān)系，其中式(2)即為兩者之間動(dòng)態(tài)關(guān)系的數(shù)學(xué)模型。從式(2)的表達(dá)式可以看出，農(nóng)村居民人均純收入對(duì)水產(chǎn)品消費(fèi)量具有正向促進(jìn)作用，并且農(nóng)村居民人均純收入每增加一個(gè)單位，人均水產(chǎn)品消費(fèi)量會(huì)相應(yīng)增加1.088 2個(gè)單位。

表3 殘差序列e的ADF檢驗(yàn)結(jié)果Tab.3 ADF test result of series e

2.3格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)論說明農(nóng)村居民人均純收入增長與水產(chǎn)品消費(fèi)之間存在長期均衡關(guān)系，但要判斷兩者之間是否存在因果關(guān)系，則需要通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)進(jìn)行驗(yàn)證。通過不同滯后期的選擇，對(duì)LNCR和LNIR的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。

從表4可以看出，滯后期為1時(shí)，在0.098 7的概率下，拒絕假設(shè)“LNIR does not Granger Cause LNCR”，即LNIR是LNCR的格蘭杰原因；在0.454 6的概率下，接受假設(shè)“LNCR does not Granger Cause LNIR”，即LNCR不是LNIR的格蘭杰原因。檢驗(yàn)結(jié)果表明，短期內(nèi)，農(nóng)村居民人均純收入增長是水產(chǎn)品消費(fèi)量增長的原因。

表4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)Tab.4 Granger causality test

2.4誤差修正模型建立

由于LNCR和LNIR之間具有協(xié)整關(guān)系，因此可以建立誤差修正模型，用以反映農(nóng)村居民人均純收入與水產(chǎn)品消費(fèi)之間的長期均衡關(guān)系及短期偏離向長期均衡修正的機(jī)制。首先通過EViews6.0判斷滯后期，結(jié)果如表5所示。

表5 VEC模型滯后期選擇Tab.5 Lag order selection criteria of VEC

從表5可以看出，LR、FPE、AIC、SC、HQ的最佳滯后期為1，因此將LNCR和LNIR的誤差修正模型最佳滯后期定為1。運(yùn)用EViews6.0建立誤差修正模型，結(jié)果如下：

DLNCR=0.045 3-0.288 1DLNIR-0.391 3ecmt-1

(3)

(1.8 285) (0.3 844) (-1.6 766)

R2=0.218 3 R2(adjusted)= 0.088 1 D.W.= 2.230 3

式(3)中，括號(hào)內(nèi)為T檢驗(yàn)結(jié)果，ecmt-1表示非均衡誤差，其系數(shù)大小反映了對(duì)偏離長期均衡的調(diào)整力度。式中ecmt-1的系數(shù)為-0.391 3，符合誤差反向修正機(jī)制，說明當(dāng)農(nóng)村居民人均純收入、水產(chǎn)品消費(fèi)量短期波動(dòng)偏離長期均衡關(guān)系后，將以0.391 3的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

2.5脈沖響應(yīng)函數(shù)

為分析農(nóng)村居民人均純收入增長與水產(chǎn)品消費(fèi)之間的相互影響程度，利用EViews6.0建立VAR(1)模型，進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，結(jié)果如圖3所示。圖3橫軸表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)沖擊作用的滯后期數(shù)(本文取10期)，縱軸為響應(yīng)指數(shù)，數(shù)值越大表示對(duì)擾動(dòng)的響應(yīng)程度越高。其中LNIR對(duì)LNCR的響應(yīng)過程為，在第一期出現(xiàn)負(fù)響應(yīng)，之后呈現(xiàn)一定的正向響應(yīng)，幅度不大，說明農(nóng)村居民人均純收入的短期增長對(duì)水產(chǎn)品消費(fèi)會(huì)產(chǎn)生影響，長期持續(xù)增長的話，對(duì)于水產(chǎn)品消費(fèi)量增長有促進(jìn)作用，但強(qiáng)度不大。LNCR對(duì)LNIR的響應(yīng)過程為，在第一期的響應(yīng)為零，之后逐漸呈現(xiàn)正向響應(yīng)過程，說明水產(chǎn)品消費(fèi)量對(duì)農(nóng)村居民人均純收入具有正向促進(jìn)作用，且與LNIR對(duì)LNCR的響應(yīng)相比，響應(yīng)力度較大。

圖3 LNCR和LNIR對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)誤擾動(dòng)的響應(yīng)結(jié)果Fig.3 Response of LNCR and LNIR to a S.E.

2.6方差分解

方差分解可以分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量影響的貢獻(xiàn)度，從而評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性，結(jié)果如圖4所示。在水產(chǎn)品消費(fèi)的方差分解中，LNCR受自身沖擊影響較大，但影響力度不斷減弱；相反，LNIR的變化對(duì)其產(chǎn)生的沖擊則不斷加強(qiáng)，到第10期時(shí)分別占60%和40%。在農(nóng)村居民人均純收入增長的方差分解中，LNIR受自身沖擊的影響較大，且保持平穩(wěn)，到第10期保持在近93%，而LNCR的沖擊影響則較小，僅為6%。由此可見，農(nóng)村居民人均純收入增長對(duì)于促進(jìn)水產(chǎn)品消費(fèi)的貢獻(xiàn)非常顯著，而水產(chǎn)品消費(fèi)對(duì)于農(nóng)村居民人均純收入增長的貢獻(xiàn)則并不顯著。

圖4 LNCR和LNIR的方差分解結(jié)果Fig. 4 Result of variance decomposition of LNCR and LNIR

3 結(jié)論與討論

本文利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法對(duì)中國2000～2015年農(nóng)村居民人均純收入與人均水產(chǎn)品消費(fèi)量關(guān)系進(jìn)行了定量研究，結(jié)論如下：

(1)農(nóng)村居民人均純收入與人均水產(chǎn)品消費(fèi)量之間具有協(xié)整關(guān)系，兩者之間呈現(xiàn)穩(wěn)定的長期正相關(guān)關(guān)系，其中農(nóng)村居民人均純收入每增加一個(gè)單位，人均水產(chǎn)品消費(fèi)量會(huì)相應(yīng)增加1.088 2個(gè)單位。

(2)利用誤差修正模型分析隨機(jī)擾動(dòng)干擾時(shí)，農(nóng)村居民人均純收入與人均水產(chǎn)品消費(fèi)量的長期關(guān)系對(duì)短期關(guān)系的波動(dòng)具有一定影響，而當(dāng)農(nóng)村居民人均純收入、人均水產(chǎn)品消費(fèi)量短期波動(dòng)偏離長期均衡關(guān)系后，將以0.391 3的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

(3)脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解的結(jié)果顯示，農(nóng)村居民人均純收入與人均水產(chǎn)品消費(fèi)量之間的相互作用不同，其中農(nóng)村居民人均純收入對(duì)于人均水產(chǎn)品消費(fèi)量的沖擊力度大于后者對(duì)前者的沖擊力度。

(4)農(nóng)村居民人均純收入增長對(duì)于人均水產(chǎn)品消費(fèi)量具有較為明顯的促進(jìn)作用，努力確保農(nóng)村居民人均純收入持續(xù)穩(wěn)定增長，有助于實(shí)現(xiàn)農(nóng)村居民人均水產(chǎn)品消費(fèi)量保持增長趨勢(shì)。

長期以來，中國居民水產(chǎn)品消費(fèi)量雖然有了較大幅度提高，但與水產(chǎn)品消費(fèi)大國的平均水平仍有較大差距[12-13]，同時(shí)城鄉(xiāng)差距、區(qū)域消費(fèi)差距特征明顯[14]。從個(gè)體消費(fèi)角度看，收入水平是重要的影響因素，但現(xiàn)有關(guān)于農(nóng)村居民人均純收入與水產(chǎn)品消費(fèi)之間關(guān)系的定量研究較少，主要集中在收入彈性方面[7,15]。本文利用協(xié)整理論和向量自回歸模型對(duì)農(nóng)村居民人均純收入和水產(chǎn)品消費(fèi)量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行了探討，結(jié)果表明：農(nóng)村居民人均純收入能夠促進(jìn)水產(chǎn)品消費(fèi)，但水產(chǎn)品消費(fèi)對(duì)促進(jìn)農(nóng)村居民人均純收入增長的影響則較為微弱。這一結(jié)論符合現(xiàn)有關(guān)于農(nóng)村居民水產(chǎn)品消費(fèi)行為特征研究結(jié)論，即收入是影響水產(chǎn)品消費(fèi)的重要因素[5,7-8]；在收入彈性方面，食物消費(fèi)升級(jí)模式與糧食安全政策分析評(píng)估課題組的結(jié)論為0.900 2[15]，而本文結(jié)論為1.088 2，造成差異的原因可能是時(shí)間序列數(shù)據(jù)的調(diào)整以及消費(fèi)特征的改變等。從人均消費(fèi)量角度看，目前農(nóng)村居民人均水產(chǎn)品消費(fèi)量僅相當(dāng)于城鎮(zhèn)居民的一半[16]，造成這一差距的原因包括收入因素、文化因素以及水產(chǎn)品加工業(yè)的發(fā)展程度，隨著農(nóng)村居民收入水平的逐步提高、電子商務(wù)平臺(tái)在農(nóng)村的普及以及對(duì)水產(chǎn)品營養(yǎng)特征的進(jìn)一步宣傳等因素的影響，廣大農(nóng)村有可能成為水產(chǎn)品消費(fèi)增長的重要增長動(dòng)力源。通過倡導(dǎo)健康消費(fèi)和營養(yǎng)價(jià)值理念，創(chuàng)新水產(chǎn)品營銷策略，有助于進(jìn)一步開發(fā)農(nóng)村水產(chǎn)品消費(fèi)市場(chǎng)，進(jìn)而促進(jìn)漁業(yè)生產(chǎn)、加工及流通環(huán)節(jié)不斷升級(jí)，實(shí)現(xiàn)漁業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈延長和價(jià)值鏈提升。

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OntherelationshipbetweenpercapitanetincomeofruralresidentsandpercapitaconsumptionofaquaticproductsinChinabasedontheVARmodel

YUE Dong-dong1, WANG Lu-min2, JI Wei-wei1, RUAN Wen2, WANG Qian1, XIONG Min-si2, XIAO Li1, ZHENG Liang2

(1.KeyLaboratoryofOceanicandPolarFisheries,MinistryofAgriculture;EastChinaSeaFisheriesResearchInstitute,ChineseAcademyofFisherySciences,Shanghai200090,China; 2.KeyLaboratoryofEastChinaSeaFisheryResourcesExploitation,MinistryofAgriculture;EastChinaSeaFisheriesResearchInstitute,ChineseAcademyofFisherySciences,Shanghai200090,China)

This paper analyzed the relationship between the per capita net income of China’s rural residents and their per capita consumption of aquatic products from 2000 to 2015 by using the method of econometric analysis such as cointegration theory and vector autoregression model. The results show that there is a long-term cointegration relationship between per capita net income of rural residents and per capita consumption of aquatic products. The change in per capita net income of rural households is the one-way Granger cause of per capita consumption of aquatic products, that is to say, the increase in per capita net income of rural households will help to increase the consumption of aquatic products. The impact of per capita net income of rural residents on per capita consumption of aquatic products is greater than the impact of per capita consumption of aquatic products on per capita net income of rural residents, and promoting per capita net income of rural households growth will be an important measure to increase consumption of aquatic products.

consumption of aquatic products; per capita net income of rural households; dynamic relationship; cointegration theory; VAR model

2095-3666(2017)03-0161-07

10.13233/j.cnki.fishis.2017.03.001

2017-5-20

：2017-07-19

農(nóng)業(yè)部委托項(xiàng)目“水產(chǎn)品消費(fèi)量與人均GDP關(guān)系研究”

岳冬冬(1982-)，博士，副研究員，研究方向?yàn)闈O業(yè)經(jīng)濟(jì)與發(fā)展戰(zhàn)略。E-mail:yuedong1982@126.com

F 326.4

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