第一，城鎮居民人均口糧需求模型的建立
為建立城鎮居民人均口糧需求模型，我們首先要分析一下城鎮居民人均口糧需求的影響因素。收入是影響人均口糧需求的最重要因素之一，並且人均口糧需求與收入的變動關係一般會呈現如下規律，即隨著人均收入水平的增加，人均口糧消費會經曆一個由增加到減少的過程。如果呈現上述規律，則人均口糧需求模型合適的形式是對數——倒數——對數模型。但在我們所考察的數據期間（1984——2004）內，中國城鎮居民人均口糧消費量呈現出一種持續下降的趨勢，這樣我們就不需要采用對數——倒數——對數模型，而采用一般的雙對數模型即可。在建立模型時，收入采用城鎮居民的人均實際收入，即用每年的人均可支配收入除以以1978年為基期的消費者價格指數得到，數據來源於曆年《中國統計年鑒》。
價格是影響人均口糧消費量的另一重要因素。一般而言，人均口糧消費量與糧食價格呈反向變動關係，與其替代品價格呈正向變動關係。由於在1994之前，沒有城鎮居民糧食消費價格指數，因此本研究中，在1994年之前糧食價格采用城鎮零售物價指數代替，1994年及以後采用城鎮居民糧食消費價格指數，價格指數是以1978年為基期。由於肉類是糧食消費的最重要替代品，因此我們采用肉禽價格作為替代品價格，其數據采用1984年為基期的城鎮居民肉禽消費者價格指數。相關數據均來源於曆年《中國統計年鑒》。
消費者的偏好結構也是影響人均口糧消費的一個重要因素。隨著社會經濟的發展，人們偏好結構也會發生變化。由於偏好本身較難觀察到，隻能找替代變量來代替，如陳永福在分析稻穀需求時曾采用大米消費占糧食消費比例來作為反映居民對大米偏好程度的指標。我們則采用糧食消費支出占食品支出的份額來表示偏好結構，數據來源於曆年《中國統計年鑒》。表明中國城鎮居民人均糧食消費占人均食品消費的比例總體上呈下降趨勢，之前的一些研究已經注意到了這一點。
根據上述理論分析，我們可以構建一個城鎮居民人均口糧需求的雙對數模型：
Lnd=C+a1LnI+a2LnPg+a3LnPm+a4S（9-2）
其中：為城鎮居民人均口糧需求量，數據采用城鎮居民人均糧食消費量；C為常數項；I為城鎮居民實際人均可支配收入，數據采用名義人均可支配收入除以以1978年為基期的消費者價格指數；為糧食價格，數據采用1978年為基期的城鎮糧食消費者價格指數；為肉類價格，數據采用1984年為基期的城鎮居民肉禽消費者價格指數；S為消費者偏好，用糧食消費支出占食品支出的份額來表示。由於1984年之前，沒有城鎮肉禽價格數據，所以我們估計時所采用的時間序列數據跨度為1984-2004年。
模型估計結果看：修正的擬合優度達到0.982，DW值通過水平為1%的檢驗，各因素分別在95%和99%的置信水平上顯著，方程通過F檢驗。人均口糧需求的收入彈性為-0.172，表明城鎮居民人均實際收入每增加1個百分點，會導致人均口糧需求減少0.172個百分點；人均口糧需求的價格彈性為-0.398，表明人均口糧需求隨著其價格提高而減少；城鎮居民人均口糧需求對肉類價格的彈性為0.352，表明隨著作為替代品的肉類價格增加，人均口糧需求會增加。城鎮消費者偏好的係數為2.229，表明城鎮消費者對糧食的偏好越大，則其口糧需求也越多。上述各變量係數的估計結果符號同我們之前理論分析的預期均一致，表明此模型具有較好的解釋能力，因此我們將此方程作為城鎮居民口糧需求量的預測模型。
第二，農村居民人均口糧需求模型的建立
人均實際收入是影響農村居民人均口糧需求的重要因素之一。自1978年以來，中國農村居民人均口糧消費量的變化符合一般規律，即隨著收入水平的增加，人均口糧消費量經曆一個由增加到減少的過程。中國農村居民人均口消費量在1993年到達最高點，之後下降。為更好地反映人均口糧消費量與收入之間這種變動關係，我們建立對數——倒數——對數模型。農村居民人均實際收入用農村居民家庭人均純收入除以以1985年為基期的農村居民消費價格指數。
糧食價格和替代品價格也會影響農村居民人均口糧需求。但與城市居民不同的是：盡管隨著改革開放的不斷深入，農村的市場化程度不斷提高，但農村居民在糧食消費上主要還是以自給為主。因此影響農村居民人均口糧消費的價格不是糧食的消費者價格，而是農民出售糧食的價格，因為農民消費糧食的機會成本是其出售糧食的價格，同時其收入也受糧食的出售價格決定。在本項研究中，2001年以前的糧食銷售價格采用糧食收購價格指數，2001年由於取消了糧食收購價格指數這一統計指標，所以2001年采用農村糧食零售價格指數，2001年後采用糧食生產價格指數，價格指數以1978年為基期。同城鎮居民模型一樣，替代品的價格我們仍采用肉類價格，數據為農村肉禽及其製品消費價格指數，以1984年為基期。
考慮到農村居民以自給為主的口糧消費模式，我們在影響因素中還要引入人均糧食產量這個變量，因為農村的口糧消費受其產量的約束。Liming Wang 和John Davis在分析農村居民口糧需求時，也將糧食產量作為影響因素，但在不同期的時序數據和不同的估計方程中，這個變量的顯著性各異。
除上述幾個變量之外，還需要考慮的變量是農村市場發育程度，因為隨著農村食品市場的發育和完善，農村居民所麵臨的可行選擇集會擴大，農村居民口糧需求會發生變化。黃季焜和斯·羅澤爾基於河北省的農戶調查數據利用AIDS模型進行估計，發現農村食品市場發育程度對農民糧食消費支出有負的顯著影響。我們定義農村市場發育程度為：農村居民人均食品現金支出/農村居民人均食品總支出。
根據上述理論分析，我們可以構建一個關於農村居民人均口糧需求的對數——倒數——對數模型：
Lnd=C+a1LnI+a2/I+a3LnPg+a4LnPm+a5Lno+a6md（9-3）
其中：為農村居民人均口糧需求量，數據采用農村居民人均糧食口糧消費量，C為常數項，I為農村居民人均實際收入，為糧食銷售價格，為農村肉類價格，為人均糧食產量，為農村市場發育程度。由於1984年之前，沒有農村肉禽價格數據，1985年之前沒有農村消費價格指數數據，所以我們估計時所采用的時間序列數據跨度為1985-2004年。上述各種數據來源於曆年《中國統計年鑒》。
我們首先把上述所有變量放入方程，估計結果列入。
從模型估計結果中，我們發現LOG（糧食銷售價格）、LOG（農村肉類消費價格）、人均糧食產量均不顯著，我們對這三項是否同時不顯著進行了F檢驗，其相伴概率為0.2339，從而說明這三項同時不顯著。去掉這三項後，再重新估計，發現農村市場發育程度項也不顯著，去掉後重新估計，最終結果。
在模型估計結果中，修正的擬合優度為0.878，DW值為1.657，均通過相應檢驗，並且農村居民人均實際收入及其倒數形式均在99%的置信水平上顯著。農村居民人均口糧需求的收入彈性為：-1.144+547.749/農村居民人均實際收入，從這個彈性的表達式可以看出，隨著農村居民人均實際收入的增加，收入彈性會經曆一個由正到負的過程，這與中的農村人均口糧消費隨時間變化的趨勢是一致的，也符合一般規律。另外，Ln（糧食銷售價格）、Ln（農村肉類消費價格）、農村市場發育程度項均不顯著，也說明了目前中國農村地區的口糧消費依然有著強烈的自給自足特征，市場對其影響不大。人均糧食產量之所以不顯著可能有兩個原因：第一，人均口糧消費量基本上小於人均產量，這樣導致產量對消費量影響不大；第二，由於人均糧食產量是影響農村居民人均實際收入的一個重要因素，當我們將實際收入作為自變量時便導致了人均產量對人均口糧消費量影響不顯著。
（2）各階段中國城鄉居民人均口糧需求量預測。上麵我們已分別建立了中國城鄉居民人均口糧需求模型，在利用這兩個模型對未來各階段城鄉居民人均口糧需求進行預測時，首先必須要確定各個影響因素（城鄉居民人均實際收入、糧食及肉類價格）的未來值。對於各個影響因素未來值的確定，我們主要基於曆史數據，利用趨勢外推或者時間序列模型預測並結合定性判斷，並參考其他研究結果來確定。具體預測過程及結果見附錄9-1.
2.各階段中國城鄉居民口糧需求總量預測
為預測2010年和2020年中國城鄉居民口糧需求總量，在前麵已預測出人均口糧需求量的基礎上，我們還必須預測2010年和2020年中國城鄉居民的人口數量，將中國城鄉居民人均口糧需求量與城鄉人口數量相乘便得到2010年和2020年中國城鄉居民口糧需求總量。
由於前麵我們預測口糧需求的數據來源於《中國統計年鑒》，而該數據未包括城鄉居民戶外消費部分，這樣我們上麵所得的預測結果僅是戶內消費部分，因此，我們必須對上麵得到的口糧需求總量進行相應調整。
高啟傑根據對全國7個省（市）的661戶城鄉居民家庭2003年糧食消費狀況進行調查得出，城鎮居民平均每人每年在外用餐127次，農村居民平均每人每年在外用餐115次。根據這一數據，我們可以推算出戶外口糧消費約占口糧消費總量的比例，城鎮居民為11.6%，農村居民為10.5%。肖國安在對城鄉居民口糧消費進行預測時所使用的戶外消費比例為城鎮居民12%，農村居民為4%。而國家統計局城調隊的調查顯示，2002年中國城鎮居民在外飲食頻率為17.10人次/月、戶，戶規模為3.03人/戶，這樣平均每人在外飲食的頻率為5.6次/月；2005年城鎮居民在外飲食頻率為19.92人次/月、戶，戶規模為2.96人/戶，則平均每人在外飲食的頻率為6.73次/月。2002-2005年之間城鎮居民平均每人外出就餐次數增加了1.1次，由此大致推算到2010年城鎮居民平均每人外出就餐次數為8.5次/月，2020年城鎮居民平均每人外出就餐次數為10次/月。由於居民每天的主餐為2頓，按照每月30天計算，可得出城鎮居民外出就餐的口糧消費占其全部口糧消費的比例：2010年為10%，2020年為12%。假設農村居民外出用餐口糧消費比例為城鎮居民的一半，則其比例為：2010年為5%，2020年為6%。綜合比較高啟傑、肖國安和依據國家統計局的資料所推出的數據，我們發現三者的城鎮居民外出就餐口糧消費占口糧消費比例差異不大，農村居民外出就餐口糧消費占口糧消費比例差異較大，高啟傑的數據明顯偏高。相比而言，國家統計局城調隊的數據準確性較高，所以本研究最終采用的城鄉居民外出就餐比例是依據國家統計局城調隊資料所推算出來的數據。同時為使統計口徑一致，我們按每單位原糧可轉化成70%成品糧的原則將城鎮口糧需求由成品糧轉化為原糧。
（三）各階段中國飼料糧需求量預測
在以前的研究中，對中國飼料糧需求的預測主要有以下兩種方法：第一種方法是根據曆年飼料糧的需求量建立時間趨勢模型或者時間序列模型，來預測未來飼料糧需求量。第二種方法則是首先預測出肉類需求量，然後按照糧肉轉化率來得出相應的飼料糧需求量。由於第二種方法更具有科學性，所以本研究將采用第二種方法進行預測，即首先預測出未來各階段（2010年、2020年）中國豬肉、牛羊肉、禽肉、蛋、奶和水產品的需求量，再乘以各自的轉化率，得到飼料用糧需求量。
1.各階段中國城鄉居民肉、蛋、奶及水產品人均需求量預測
在預測豬、牛羊、禽肉需求量時，由於《中國統計年鑒》中沒有分品種的消費價格數據，因此我們隻能先對豬、牛羊和禽肉需求的合計量（肉類需求量）用單一結構方程進行預測，然後預測出這三種肉的需求結構比例，最後求出未來豬、牛羊、禽肉的需求量。對於蛋類人均需求量則是根據曆年數據采用線性趨勢模型進行預測，奶類人均需求量的預測是根據近幾年平均每年增長量進行預測，水產品人均需求量的預測采用線性趨勢模型。
（1）城鄉居民人均肉類需求預測
1）模型、變量及數據選擇
對城鄉居民肉類人均需求量的預測仍分別采用單一結構方程模型進行。城鎮居民肉類需求方程中解釋變量包括人均收入、肉類價格、偏好結構。農村居民肉類需求方程中解釋變量包括人均收入、肉類價格、食品市場發育程度。城鄉居民人均肉類消費量采用曆年《中國統計年鑒》中的數據，其他各變量的數據與前麵人均口糧需求預測中所使用的數據一致。
對於城鎮居民人均肉類需求，我們可以構建一個如下分析框架：
（9-4）
其中：為城鎮居民人均肉類消費量，為城鎮肉類價格，為城鎮居民人均實際收入，為城鎮消費者偏好結構。由於1984年之前沒有城鎮肉類價格數據，所以我們估計時所采用的時間序列數據跨度為1984-2004年。經過多次試算，最終選定城鎮居民人均肉類需求方程雙對數模型。在表（9——13）模型估計結果中，修正的擬合優度為0.64；DW值為1.61，通過檢驗水平為1%的DW檢驗；F檢驗的相伴概率為0.00012，通過檢驗。城鎮居民人均肉類需求的收入的彈性為0.244，表明隨著收入增加，肉類需求增加，而且彈性值小於1，這說明肉類在現階段對於中國城鎮居民是屬於必需品。城鎮居民人均肉類需求的價格彈性為-0.153，說明對肉類的需求隨著價格的上升而減少，城鎮消費者偏好的係數為-1.879，意味著當消費者越偏好糧食時，在其他條件不變時，對肉類的消費越少。上述模型中係數符號及數值與我們的預期相符，較好地反映了中國城鎮居民人均肉類需求量與各影響因素的關係，我們可將模型作為中國城鎮居民人均肉類需求的預測模型。
其中：為農村居民人均肉類消費量；為農村肉類價格，為農村人均實際收入，為農村市場發育程度。由於1984年之前，沒有農村肉類價格數據，1985年之前沒有農村消費價格指數數據，所以我們估計時所采用的時間序列數據跨度為1985-2004年。經過試算比較，我們最終選用的估計方程為對數—倒數—對數模型。模型估計結果中，修正的擬合優度為0.956；DW值為1.53，通過檢驗水平為1%的DW檢驗；最大似然值為40.34，方程通過檢驗。農村居民人均肉類需求的收入彈性為0.471+63.01/農村居民人均實際收入，彈性值為正，並且隨著農村人均實際收入的增加而降低，表明隨著收入增加，農村居民人均肉類需求增加，但增加的速度減慢。農村居民人均肉類需求的價格彈性為-0.093，說明農村居民對肉類的需求隨著價格的上升而減少，農村市場發育程度項的係數為0.708，說明當農村市場發育程度越高時，在其他條件不變時，農村居民對肉類的需求越大，因為這樣能以更低的交易成本得到肉類消費品。上述模型中的係數符號及數值與我們的預期相符，因此我們可模型作為農村居民人均肉類需求量的預測模型。