農(nóng)村居民收入與膳食能量攝取關(guān)系研究

焦　源,趙玉姝,國(guó)　亮,田　杰

(西安工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，西安 710021)

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農(nóng)村居民收入與膳食能量攝取關(guān)系研究

焦源,趙玉姝,國(guó)亮,田杰

(西安工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，西安 710021)

采用《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》(1990-2015年)數(shù)據(jù)，對(duì)農(nóng)村居民收入水平與膳食構(gòu)成變化、膳食能量攝取之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整關(guān)系驗(yàn)證.研究結(jié)果表明：農(nóng)村居民收入和膳食能量攝取存在長(zhǎng)期均衡，且呈正相關(guān)關(guān)系；農(nóng)村居民收入對(duì)膳食能量攝取有三個(gè)方面的影響，在短時(shí)期內(nèi)，農(nóng)村居民的膳食攝取能量值取決于當(dāng)年度農(nóng)村居民人均可支配收入、上一年農(nóng)村居民家庭人均膳食能量攝取值和農(nóng)村居民人均可支配收入、上一年膳食能量攝取值偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)；膳食能量攝取與收入變量符合雙向因果的邏輯特征.

農(nóng)村居民；膳食能量攝??；可支配收入；協(xié)整分析

所謂農(nóng)村居民，指居住地和戶口同在農(nóng)村的居民類型.隨著農(nóng)村居民可支配收入水平的提升，其膳食構(gòu)成發(fā)生著較大變化，具體表現(xiàn)為兩個(gè)方面：首先，農(nóng)民消費(fèi)食物品種呈現(xiàn)出多樣化趨勢(shì)，除日常性糧食、蔬菜、肉類消費(fèi)外，對(duì)水產(chǎn)品、奶及奶制品、禽蛋及水果等食物的內(nèi)生性需求不斷增加.農(nóng)民的食品結(jié)構(gòu)正在經(jīng)歷由動(dòng)植纖維為主向兼重動(dòng)物脂肪及高蛋白的轉(zhuǎn)變[1].其次，農(nóng)民消費(fèi)食物中糧食與蔬菜及制品的人均質(zhì)量比例變化明顯，如圖1所示.1990年以來(lái)，農(nóng)村居民人均糧食、蔬菜、食糖等消費(fèi)量降幅較大，人均糧食消費(fèi)量持續(xù)下降.相應(yīng)的奶及奶制品、水產(chǎn)品、禽蛋等高蛋白食品的需求量迅速攀升，動(dòng)植物副產(chǎn)品的替代效應(yīng)開始顯現(xiàn),中國(guó)農(nóng)村居民副食品消費(fèi)量如圖2所示.全部統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)資料來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)調(diào)查局《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》(1990-2015年)，其中肉類消費(fèi)量包括豬肉、牛肉和羊肉.

圖1　農(nóng)村居民糧食、蔬菜消費(fèi)量

圖2　中國(guó)農(nóng)村居民副食品消費(fèi)量

文獻(xiàn)[2-5]研究描述了農(nóng)村居民人均可支配收入和食品消費(fèi)數(shù)量之間的相關(guān)關(guān)系，收入變量是其消費(fèi)變量的格蘭杰原因；從另一個(gè)維度來(lái)講，農(nóng)村居民人均可支配收入與膳食構(gòu)成變化及其膳食能量攝取之間并非單向的因果關(guān)系，而是呈現(xiàn)出一種復(fù)雜的作用機(jī)理[6].也就是說(shuō)農(nóng)民人均可支配收入的提升能夠改善其膳食構(gòu)成，增加其膳食能量攝取數(shù)量，膳食能量攝取數(shù)量反過(guò)來(lái)影響到收入水平，這種交互作用，尤其是膳食能量攝取數(shù)量對(duì)農(nóng)民人均可支配收入的顯著促進(jìn)作用被印證[7-8].收入變量的刺激效應(yīng)不僅體現(xiàn)在增加其食品消費(fèi)數(shù)量，更是優(yōu)化了農(nóng)村居民的食品消費(fèi)構(gòu)成.農(nóng)村居民人均可支配收入水平是影響其膳食構(gòu)成變化的原因之一，除此之外，還包含城市化進(jìn)程、農(nóng)戶兼業(yè)程度、飲食習(xí)慣、收入分配等邏輯性因素，尤其是國(guó)民收入的分配影響城鄉(xiāng)群體平均消費(fèi)率，并通過(guò)微觀個(gè)體邊際消費(fèi)傾向遞減影響整體消費(fèi)水平.恩格爾定律指出，只有達(dá)到相當(dāng)高的平均食物消費(fèi)水平時(shí)，收入的進(jìn)一步增加才不對(duì)食物支出發(fā)生重要的影響.在現(xiàn)階段，我國(guó)農(nóng)村居民對(duì)于食物的消費(fèi)層次及貨幣支出普遍較低，恩格爾系數(shù)在37.7%的高位運(yùn)行，收入變量對(duì)農(nóng)民膳食構(gòu)成的作用效果明顯.Engle和Granger研究指出，如果時(shí)間序列具有相同的單整階數(shù)，而且他們之間的某種線性組合能夠使組合時(shí)間序列的單整階數(shù)降低，則稱這些時(shí)間序列之間存在協(xié)整關(guān)系[9].協(xié)整分析可以測(cè)度變量之間的長(zhǎng)期穩(wěn)定狀態(tài).基于此，文中運(yùn)用協(xié)整和誤差修正模型對(duì)農(nóng)村居民水平與膳食構(gòu)成的關(guān)系進(jìn)行測(cè)度，由于膳食構(gòu)成無(wú)法明確量化，借助膳食能量攝取這一中間變量加以替代，以期得出農(nóng)村居民與膳食能量攝取的相互關(guān)系.

1　研究方法與數(shù)據(jù)處理

1.1研究方法

應(yīng)用協(xié)整方法和線性誤差修正模型對(duì)膳食能量攝取與農(nóng)村居民收入水平兩個(gè)非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量之間的線性調(diào)整機(jī)制進(jìn)行刻畫.具體如下：

首先，如果Xy和Yy是一階單整序列，其一階差分形式ΔXy、ΔYy處于平穩(wěn)狀態(tài).構(gòu)建有關(guān)兩變量的協(xié)整回歸方程，并用最小二乘法進(jìn)行估計(jì)

Yy=β0+β1Xy+μy

(1)

求得殘差序列

(2)

其次，檢驗(yàn)殘差序列的平穩(wěn)性.若ey是平穩(wěn)的，則說(shuō)明兩變量之間是協(xié)整的，反之亦然.

為進(jìn)一步驗(yàn)證兩變量之間協(xié)整關(guān)系基礎(chǔ)上的長(zhǎng)期特征和短期特征，需借助誤差修正模型進(jìn)行描述.具體而言，對(duì)于(1,1)階自回歸分布滯后模型

Yy=β0+β1Xy+β2Yy-1+β3Xy-1+μy

(3)

等式兩邊同時(shí)減去Yy-1，移項(xiàng)得

ΔYy=β0+β1ΔXy+

(4)

式(4)即為誤差修正模型，對(duì)該式繼續(xù)進(jìn)行最小二乘法估計(jì)，得到模型的估計(jì)參數(shù).

1.2數(shù)據(jù)處理

文中數(shù)據(jù)來(lái)源于1990-2015年《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》.用以反映農(nóng)民家庭主要食物消費(fèi)品的食物包含糧食(原糧)、蔬菜、食物油、肉類、家禽、奶及奶制品、水產(chǎn)品、食糖、酒、禽蛋及制品.為方便計(jì)算并保持量綱統(tǒng)一，利用具體食品的熱量標(biāo)值估算農(nóng)民家庭主要食物消費(fèi)品：用標(biāo)準(zhǔn)粉估算糧食，用芹菜估算蔬菜，用花生油估算食用油，用豬肉估算肉類，用肉雞估算家禽，用牛奶估算奶及奶制品，用鯉魚估算水產(chǎn)品，用綿白糖估算食糖，二鍋頭(58度)估算酒，用雞蛋(紅皮)估算禽蛋及制品.各類食物的熱量轉(zhuǎn)化值參照《中日友好醫(yī)院食物熱量換算表》，得到農(nóng)村居民人均能量攝取值(NEH).具體計(jì)算結(jié)果見表1.

表1　1990-2015年農(nóng)村居民人均能量攝取與人均可支配收入數(shù)量

1.3研究假設(shè)

依據(jù)統(tǒng)計(jì)學(xué)原理和相關(guān)文獻(xiàn)論述，提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)1：在單位根驗(yàn)證過(guò)程中，若t統(tǒng)計(jì)量大于10%，無(wú)法拒絕存在單位根的假設(shè)；t統(tǒng)計(jì)量小于5%，則拒絕原假設(shè)，變量之間是平穩(wěn)的.

假設(shè)2：協(xié)整方程的估計(jì)中，若Durbin-Watsonstat值在[-2,2]之間，則不存在自相關(guān)問題；可決系數(shù)R2越接近于1，表明數(shù)據(jù)與模型的擬合程度較好.

假設(shè)3：在格蘭杰因果關(guān)系驗(yàn)證過(guò)程中，若t統(tǒng)計(jì)量小于5%，則拒絕原假設(shè)，變量之間存在因果關(guān)系.

2　實(shí)證分析

2.1單位根檢驗(yàn)

農(nóng)村居民人均能量攝取值(NEH)為自變量，農(nóng)村居民人均可支配收入(NI)為因變量.數(shù)據(jù)的對(duì)數(shù)化能夠消除時(shí)間序列中存在的異方差，使發(fā)展趨勢(shì)線性化，而且可以保留數(shù)據(jù)之間原有的協(xié)整關(guān)系[10].因此，將兩個(gè)變量做自然對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)化，分別用lnNEH和lnNI表示，得到時(shí)間序列l(wèi)nNEHt和lnNIt.

對(duì)兩個(gè)序列進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)如圖3所示.

圖3　人均能量攝取值和人均可支配收入散布趨勢(shì)

可以看到，lnNEH和lnNI隨時(shí)間的推移呈現(xiàn)出同方向增長(zhǎng)趨勢(shì)，與人均可支配收入相比，農(nóng)村居民人均能量攝取值的變動(dòng)幅度較小.兩個(gè)變量都表現(xiàn)出不穩(wěn)定特性，但一階差分之后的時(shí)間序列ΔlnNEH和ΔlnNI較為平穩(wěn),如圖4所示.

圖4　人均能量攝取值和人均可支配收入一階差分散布趨勢(shì)

為進(jìn)一步探究?jī)蓚€(gè)時(shí)間序列的平穩(wěn)性，用Eviews6.0軟件進(jìn)行ADF單位根驗(yàn)證，結(jié)果見表2.

表2　各變量單位根ADF檢驗(yàn)結(jié)果

兩個(gè)時(shí)間序列l(wèi)nNEH和lnNI的t統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值均大于10%水平下的臨界值，不能拒絕存在單位根的假設(shè)；兩者的一階差分序列ΔlnNEH和ΔlnNI的t統(tǒng)計(jì)量概率值小于5%，因此，拒絕原假設(shè)，序列ΔlnNEH與序列ΔlnNI是平穩(wěn)的，即ΔlnNEHt～I(xiàn)(1)，ΔlnNIt～I(xiàn)(1).

2.2協(xié)整分析

時(shí)間序列l(wèi)nNEH和lnNI是同階單整的，因此可以進(jìn)行協(xié)整分析.利用Engle-Grager兩步檢驗(yàn)法，對(duì)農(nóng)村居民人均能量攝取值和人均可支配收入的關(guān)系作出協(xié)整檢驗(yàn).

2.2.1構(gòu)建兩變量的協(xié)整回歸方程為

lnNEH=β0+β1lnNI+μ

(5)

式中：β0、β1為待估參數(shù)；μ為隨機(jī)誤差項(xiàng).

用最小二乘法對(duì)式(5)進(jìn)行測(cè)度，計(jì)算結(jié)果為

lnNEH=6.006+0.113lnNI

Durbin-Watsonstat值為1.307，表明殘差序列不存在自相關(guān)性；可決系數(shù)和修正后的可決系數(shù)分別為0.786、0.776，回歸方程的擬合度較優(yōu).從回歸參數(shù)來(lái)看，農(nóng)村居民可支配收入與能量攝取值之間的影響系數(shù)為0.113，即每增加一單位的收入，可以使能量攝取值提高0.113×104卡.常數(shù)項(xiàng)6.006的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義是即使收入不增加，農(nóng)村居民的日常生活能量消耗為6.006×104卡.

2.2.2殘差序列的穩(wěn)定性檢驗(yàn)

由式(5)可得

et=lnNEH-6.006 547-0.113 914lnNI

(6)

對(duì)(6)式中誤差序列et進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，計(jì)算結(jié)果見表3.

表3　殘差序列et的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

殘差序列的t統(tǒng)計(jì)量概率值為0.000小于5%，因此拒絕存在單位根的假設(shè)，序列et是平穩(wěn)的，時(shí)間序列l(wèi)nNEH和lnNI存在協(xié)整關(guān)系.

2.2.3構(gòu)建誤差修正模型

為深入探究農(nóng)村居民人均膳食能量攝取值和人均可支配收入兩個(gè)時(shí)間序列在協(xié)整關(guān)系基礎(chǔ)上的長(zhǎng)期特征和短期特征，將長(zhǎng)期均衡關(guān)系下求出的誤差修正項(xiàng)視為自變量，連同其他變量一起構(gòu)建短期模型，即誤差修正模型為

ΔlnNEHy=β0+β1ΔlnNIy+(β2-1)(lnNEH-

(7)

式中：β0、β1、β2、β3為待估參數(shù)；y為當(dāng)期年份；y-1為前一年年份.

利用Eviews軟件，對(duì)式(7)進(jìn)行最優(yōu)擬合處理，得到模型為

ΔlnNEHy=0.044+1.096ΔlnNIy+0.151ΔlnNEHy-1-0.533ΔlnNIy-1-0.802ecmy-1

(8)

模型的可決系數(shù)R2為0.693 242，表明模型對(duì)樣本觀測(cè)值的擬合程度較好.

從式(8)中可以看出，影響農(nóng)村居民人均能量攝取值的短期變化因素有三個(gè)：一是當(dāng)年的農(nóng)村居民人均可支配收入.本年度的lnNI每增加一個(gè)單位，lnNEH將同方向增加1.096，說(shuō)明能量攝取值對(duì)農(nóng)村居民可支配收入的短期變動(dòng)彈性為1.096，這與兩變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系特征相一致.二是前一年的農(nóng)村居民人均能量攝取值和人均可支配收入.其中前一年的人均能量攝取值對(duì)當(dāng)年數(shù)值的影響程度為0.151，這種同方向的變動(dòng)特征反映出農(nóng)民的食品消費(fèi)慣性，其膳食構(gòu)成在短時(shí)期內(nèi)相對(duì)穩(wěn)定.前一年的農(nóng)村居民人均可支配收入與當(dāng)年人均能量攝取值呈反方向變化.這種情況的出現(xiàn)主要源于農(nóng)民對(duì)自然災(zāi)害、健康意外等不可抗力因素的規(guī)避，以及生產(chǎn)要素價(jià)格提升對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的影響.三是前一期能量攝取值偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)的影響.誤差修正項(xiàng)emc的系數(shù)為負(fù)值，數(shù)值為0.802，表征農(nóng)村居民可支配收入和膳食能量攝取兩個(gè)變量的短期發(fā)展趨勢(shì)存在一種平衡和自校正狀態(tài)，雖

然膳食能量攝取可能會(huì)偏離其與農(nóng)村居民可支配收入之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但由于修正速度較快，當(dāng)變量間的短期均衡偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，將以偏離量的0.802倍率返回均衡狀態(tài).

2.3格蘭杰因果檢驗(yàn)

協(xié)整驗(yàn)證過(guò)程反映出農(nóng)村居民膳食能量攝取值和人均可支配收入兩個(gè)變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡狀態(tài)，但這種均衡關(guān)系是能量變化引起可支配收入變化的結(jié)果，還是可支配收入增減引起膳食能量變化的結(jié)果，需要進(jìn)一步驗(yàn)證.通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，分別取滯后期2～4年，測(cè)度lnNEH和lnNI的因果關(guān)系，計(jì)算結(jié)果見表4.

表4　lnNEH、lnNI的因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

當(dāng)滯后期為2(年)時(shí)，在5%顯著性水平下，農(nóng)村居民膳食能量攝取之是人均可支配收入的Granger原因；滯后長(zhǎng)度為3～4(年)時(shí)，農(nóng)村居民人均能量攝取值和人均可支配收入之間存在雙向因果關(guān)系.綜合判斷，膳食能量攝取變量與人均可支配收入變量符合雙向因果特征.這一結(jié)論就當(dāng)期而言，人均可支配收入的提高能夠增加農(nóng)村居民食品消費(fèi)的貨幣支出，在物價(jià)水平保持穩(wěn)定的前提下，農(nóng)村居民的膳食能量攝取值相應(yīng)增加；農(nóng)村居民膳食能量的攝取水平提升后，有利于其將更多的勞動(dòng)精力和勞動(dòng)時(shí)間投入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)等活動(dòng)，增加單位時(shí)間的勞動(dòng)投入強(qiáng)度，進(jìn)而獲取更多生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)收益.

3　結(jié) 語(yǔ)

通過(guò)對(duì)我國(guó)1990-2014年農(nóng)村居民人均膳食能量攝取值和人均可支配收入關(guān)系的實(shí)證分析，得出以下結(jié)論：農(nóng)村居民膳食能量攝取值和人均可支配收入之間存在長(zhǎng)期均衡，且呈正相關(guān)關(guān)系.雖然傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)帶來(lái)的生產(chǎn)收益有限，但大規(guī)模持續(xù)性非農(nóng)就業(yè)行為等帶來(lái)的收入，以及消費(fèi)觀念的轉(zhuǎn)變將有助于廣大農(nóng)民改善自身的膳食構(gòu)成，增加膳食能量攝取.需要強(qiáng)調(diào)的是，收入水平的提升路徑包含務(wù)農(nóng)和非農(nóng)就業(yè)兩個(gè)部分，其中農(nóng)村要素市場(chǎng)不斷完善背景下的優(yōu)質(zhì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力大規(guī)模、持續(xù)性的外出務(wù)工趨勢(shì)，促使非農(nóng)就業(yè)收入不斷增加.這種農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)深化分工的帶動(dòng)效應(yīng)不但提高了廣大農(nóng)戶的消費(fèi)水平，更進(jìn)一步影響其傳統(tǒng)的消費(fèi)行為和消費(fèi)理念，也就是說(shuō)，非農(nóng)就業(yè)過(guò)程中的文化模仿與碰撞有利于平衡農(nóng)村居民膳食構(gòu)成，增加食物能量攝取.同時(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)密化和內(nèi)卷化印證著我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)人口依舊龐大的現(xiàn)實(shí)，這種農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率邊際報(bào)酬遞減的趨勢(shì)使得農(nóng)民收入無(wú)法大幅提升.雖然非農(nóng)就業(yè)是一條有效出路，但城鎮(zhèn)化尚不足以帶動(dòng)農(nóng)村勞動(dòng)力的實(shí)質(zhì)性轉(zhuǎn)移，常規(guī)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的保障性角色依然不容忽視.在農(nóng)業(yè)技術(shù)沒有重大突破的前提下，務(wù)農(nóng)收入將長(zhǎng)期保持不變，農(nóng)民的消費(fèi)水平和膳食構(gòu)成也會(huì)相對(duì)穩(wěn)定.農(nóng)村居民人均膳食能量攝取值從短期來(lái)看受當(dāng)期人均可支配收入、前一期農(nóng)村居民人均膳食能量攝取值和人均可支配收入、前一期膳食能量攝取值偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)三個(gè)方面的影響.其中前一期膳食能量攝取值偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)具有反向修復(fù)和自校正機(jī)制，能夠在兩個(gè)變量的短期變動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，將其迅速拉回均衡狀態(tài).膳食能量攝取值和人均可支配收入存在雙向因果關(guān)系.膳食能量攝取值的增加能夠提高農(nóng)村居民單位時(shí)間的勞動(dòng)強(qiáng)度，進(jìn)而增加生產(chǎn)收入；而收入水平的提高能夠直接提高農(nóng)民的食品消費(fèi)能力，改善膳食構(gòu)成.

建議政府政策引領(lǐng)下不斷提高農(nóng)民收入，包含增加傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入兩個(gè)方面，縮小城鄉(xiāng)群體平均消費(fèi)率.加強(qiáng)食品質(zhì)量監(jiān)管，保證和提高農(nóng)村區(qū)域范圍內(nèi)的食品質(zhì)量，關(guān)注農(nóng)村居民的健康狀況，以農(nóng)村居民消費(fèi)需求為切入點(diǎn)，實(shí)現(xiàn)食品供求的高度契合.大力發(fā)展農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)、物聯(lián)網(wǎng)建設(shè)，搭建農(nóng)村區(qū)域范圍內(nèi)的食品銷售平臺(tái)，增加農(nóng)村居民消費(fèi)途徑.多種渠道增加農(nóng)村地區(qū)食品和商品供給，為農(nóng)村居民提供豐富充沛的食品和各種物品消費(fèi).

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(inChinese)

(責(zé)任編輯、校對(duì)白婕靜)

ResearchontheCoIntegrationRelationshipBetweentheIncomeofRuralResidentsandtheDietaryEnergy

JIAO Yuan,ZHAO Yushu,GUO Liang,TIAN Jie

(SchoolofEconomicsandManagement,Xian’anTechnologicalUniversity,Xi’an710021,China)

Basedonthedataof1990-2015inChina,therelationshipbetweenruralresidentsincomelevelandthechangesofdietstructureandenergyintakewasverifiedbyco-integrationanalysis.Theresultsshowthatthereisalong-termequilibriumandapositivecorrelationbetweenincomelevelofruralresidentsandtheirenergyintake.Intheshortterm,theruralresidents’energyintakedependsontheirdisposalincomepercapitaforthisyear,theenergyintakepercapitaanddisposalincomepercapitainthepreviousyear;theenergyintakeinthepreviousyeardeviatesfromthelong-runequilibriumstate.Theenergyintakeandtheincomevariablesareinlinewiththelogicalcharacteristicofbi-directionalcausality.

ruralresidents;energyharvesting;peasant’sincome;co-integration

10.16185/j.jxatu.edu.cn.2016.07.007

2016-04-14

陜西省科技廳農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與公關(guān)項(xiàng)目(2016NY-136)；延安市科技局科技計(jì)劃項(xiàng)目(2015KS-01)

焦源(1986-)，男，西安工業(yè)大學(xué)講師，主要研究方向?yàn)檗r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與技術(shù)創(chuàng)新管理.E-mail：jyys_0211@126.com.

中圖號(hào)：F328A

1673-9965(2016)07-0552-06