收入增長對營養(yǎng)需求的異質(zhì)性影響研究

李國景，焦 月，朱文博，陳永福

(1 中國農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083；2 北京市延慶區(qū)農(nóng)村工作委員會，北京 102100)

收入與營養(yǎng)攝入之間的關(guān)系是健康經(jīng)濟(jì)學(xué)研究領(lǐng)域一個(gè)持續(xù)研究的話題之一，從政策含義來看，如果營養(yǎng)需求具有收入彈性，那么增加居民收入的政策設(shè)計(jì)對于改善營養(yǎng)狀況是有效的，反之，增加收入的經(jīng)濟(jì)政策對于居民的營養(yǎng)改善作用有限[1-3]。因此，開展收入對營養(yǎng)攝入的影響研究對營養(yǎng)干預(yù)政策的制定具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

1 文獻(xiàn)述評

營養(yǎng)收入彈性常用于檢驗(yàn)收入對營養(yǎng)需求的影響，但是學(xué)界就營養(yǎng)收入彈性的大小仍然存在爭議，以及由此引發(fā)的以消除饑餓和營養(yǎng)不足為目標(biāo)的經(jīng)濟(jì)政策的選擇眾說紛紜。一方面，研究發(fā)現(xiàn)營養(yǎng)需求的收入彈性很小，甚至接近于0，認(rèn)為應(yīng)該慎重采用用于改善營養(yǎng)狀況的以增加收入為重的營養(yǎng)政策[1，4-5]。有研究認(rèn)為，雖然隨著收入的增加，家庭的食物支出在增加，但這是因?yàn)槿藗冴P(guān)注于食物的口味、外觀和質(zhì)量等特性，購買了價(jià)格更高的食物從而導(dǎo)致食物支出的增加，關(guān)鍵是這些食物的營養(yǎng)含量不一定隨食物支出的增加而成比例增加[1]。另一方面，研究發(fā)現(xiàn)收入與營養(yǎng)需求之間呈顯著正向關(guān)系，認(rèn)為增加收入對減少營養(yǎng)不足和饑餓人口有重要作用[6-7]。持此種觀點(diǎn)的學(xué)者認(rèn)為，收入的增長放松了預(yù)算限制，增加了食物消費(fèi)數(shù)量和種類，也相應(yīng)提高了營養(yǎng)攝入量。

現(xiàn)有大量研究認(rèn)為，收入與營養(yǎng)需求之間可能不是單純的線性關(guān)系，而為非線性關(guān)系。有研究通過將樣本劃分為不同的收入組分析了不同收入群體的營養(yǎng)需求收入彈性[5]。也有研究通過計(jì)算不同收入水平線上的營養(yǎng)收入彈性來考察營養(yǎng)需求與收入間的非線性關(guān)系[7-8]。此外，也有研究運(yùn)用非參數(shù)估計(jì)方法或半?yún)?shù)估計(jì)方法估計(jì)營養(yǎng)需求與收入之間的非線性關(guān)系[9-10]。

從文獻(xiàn)總結(jié)來看，現(xiàn)有研究多數(shù)分析了營養(yǎng)需求與收入間關(guān)系因收入水平不同而發(fā)生的變化，研究結(jié)果因研究對象、使用數(shù)據(jù)和估計(jì)方法等的不同而出現(xiàn)差異。受自身營養(yǎng)攝入水平的影響，營養(yǎng)需求與收入之間的關(guān)系也會因營養(yǎng)攝入水平的不同而表現(xiàn)出差異[11]。在營養(yǎng)攝入分布的兩個(gè)尾端，代表著低營養(yǎng)攝入水平和高營養(yǎng)攝入水平，營養(yǎng)不足或者營養(yǎng)過剩就易發(fā)生在營養(yǎng)素?cái)z入分布的兩個(gè)尾端，健康風(fēng)險(xiǎn)相對較高[12]。因此，關(guān)注于營養(yǎng)需求，有必要考察營養(yǎng)攝入分布兩個(gè)尾端人群的營養(yǎng)需求與收入之間關(guān)系，本文以此為出發(fā)點(diǎn)，首先，利用國家統(tǒng)計(jì)局城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用非參數(shù)估計(jì)方法分析收入與營養(yǎng)需求間的關(guān)系，然后，運(yùn)用分位數(shù)回歸，結(jié)合工具變量解決收入內(nèi)生性，考察低營養(yǎng)攝入家庭和高營養(yǎng)攝入家庭之間的營養(yǎng)彈性的差異。

2 概念框架與數(shù)據(jù)說明

根據(jù)Thomas健康生產(chǎn)函數(shù)的定義，將營養(yǎng)攝入水平設(shè)定為收入水平、食物價(jià)格、生活環(huán)境以及家庭或個(gè)人的社會人口經(jīng)濟(jì)因素的函數(shù)[13]。

N=f(I，D，S，P)

(1)

式(1)中，N為營養(yǎng)成分?jǐn)z入量，I為收入，D為家庭人口社會統(tǒng)計(jì)特征，P為食物價(jià)格，S為生活環(huán)境。

使用的數(shù)據(jù)來源于2009年國家統(tǒng)計(jì)局城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)。選取了代表華北、華南、華中和西南和東北地區(qū)的河北、廣東、河南、四川和吉林五省的9 382個(gè)城鎮(zhèn)住戶。調(diào)查的樣本家庭以每天記賬的方式將其一整年的收入和支出情況進(jìn)行記錄。

本研究利用中國疾病預(yù)防控制中心營養(yǎng)與食品安全所2009年提供的中國食物營養(yǎng)成分表將食物消費(fèi)數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為營養(yǎng)需求數(shù)據(jù)[14]。本文所用的食物消費(fèi)數(shù)據(jù)既包括在家就餐，也包括在外就餐。主要考察能量和主要供能營養(yǎng)素包括蛋白質(zhì)、脂肪和碳水化合物的需求。

首先，確定家庭內(nèi)消費(fèi)的n種主要食物，在這里設(shè)定10種主要的食物組，分別為谷物、油脂、肉類、禽肉、蛋類、水產(chǎn)品、奶制品、蔬菜、水果、薯類。并設(shè)定NIk為來自家庭內(nèi)食物消費(fèi)的第k類營養(yǎng)成分需求量，其中，k=1，2，3，分別代表能量、蛋白質(zhì)、脂肪和碳水化合物需求量。

NIk=∑ni=1aki×qi

(2)

式(2)中，aki表示第i種食物中包含的第k類營養(yǎng)成分含量，i=1，…，n；qi表示第i種食物的消費(fèi)量。其次，計(jì)算來自家庭內(nèi)食物消費(fèi)的第k類營養(yǎng)成分需求量占n種食物總支出的比例Rk。該比例用于計(jì)算來自家庭外食物消費(fèi)和其他食物消費(fèi)的第k類營養(yǎng)成分需求量NOk(Zheng et al，2012)。第三，加總NIk和NOk獲得家庭營養(yǎng)成分總需求量Nk。最后，考慮到兒童和老人的營養(yǎng)攝入與成人相比存在差異，利用成人等價(jià)尺度折算獲得等價(jià)人均水平上的營養(yǎng)成分?jǐn)z入量。

3 模型設(shè)定與變量說明

3.1 模型設(shè)定

根據(jù)以上分析，營養(yǎng)需求式(1)具體設(shè)定為：

lnNi=α0+α1lnIi+α2Di+α3Si+α4lnPi+μ

(3)

式(3)中，Ni為第i家庭的人均營養(yǎng)成分每天攝入量，i=1，…，n，I為家庭人均收入，D為影響營養(yǎng)攝入的家庭社會人口因素，包括家庭規(guī)模、平均年齡、平均教育水平、在外食物支出比例、所在城市規(guī)模、戶口狀況、區(qū)域變量；S為人均住房面積的對數(shù)代表的生活環(huán)境因素；P為食物價(jià)格，α0、α1、α2、α3、α4為未知參數(shù)，為隨機(jī)誤差。

營養(yǎng)不足或者營養(yǎng)過剩易發(fā)生在營養(yǎng)素?cái)z入分布的兩個(gè)尾端，健康風(fēng)險(xiǎn)相對較高，因此關(guān)注營養(yǎng)不足或肥胖，有必要考察收入對營養(yǎng)攝入尾部分布的影響。傳統(tǒng)的回歸方法例如最小二乘估計(jì)只能考察收入對營養(yǎng)攝入均值位置的影響，無法分析收入對營養(yǎng)攝入整個(gè)分布的影響。分位數(shù)回歸能夠解決這一問題，允許收入對營養(yǎng)需求的影響在營養(yǎng)攝入的整個(gè)分布上是不同的，能夠更加全面地描述營養(yǎng)攝入條件分布的全貌。而且分位數(shù)回歸對誤差項(xiàng)的同方差和正態(tài)分布的要求不是很強(qiáng)，因此，分位數(shù)回歸系數(shù)估計(jì)量更加穩(wěn)健。

營養(yǎng)攝入與收入之間的雙向關(guān)系會導(dǎo)致模型存在內(nèi)生性問題，利用工具變量可以有效解決收入的內(nèi)生性。結(jié)合數(shù)據(jù)可獲得性，本研究將采用家庭耐用商品(家庭設(shè)備、交通工具和文娛產(chǎn)品)支出和家庭衣服支出作為收入的工具變量。原因是財(cái)富狀況是家庭收入水平潛在有效的工具變量，而耐用商品的支出和衣服消費(fèi)能夠有效代表家庭財(cái)富。因此，本文結(jié)合Lee的方法，采用工具變量分位數(shù)估計(jì)方法對營養(yǎng)需求方程進(jìn)行估計(jì)[15]。

(4)

式(4)中，Z為式(3)中除收入對數(shù)變量之外的自變量，q為營養(yǎng)攝入的分位數(shù)，為未知參數(shù)，其中的顯著性用于檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖谑杖雰?nèi)生性，為誤差項(xiàng)。

第三，分位數(shù)回歸的參數(shù)估計(jì)是通過使得加權(quán)誤差絕對值之和最小來實(shí)現(xiàn)，為了方便表示，將式(4)中的自變量用X表示，即：

βq=arg min{∑i,Ni≥xiβq|Ni-xiβ|
+∑i,Ni

(5)

現(xiàn)有文獻(xiàn)多采用自助抽樣法來獲得較為穩(wěn)健的分位數(shù)回歸估計(jì)系數(shù)，本文也采用這一方法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。本文將取因變量第10個(gè)、第50個(gè)和第90個(gè)百分位數(shù)進(jìn)行回歸，這3個(gè)百分位數(shù)分別代表能量和主要供能營養(yǎng)素?cái)z入的低水平、中等水平和高水平。此外，為了檢驗(yàn)工具變量的外生性，將在工具變量分位數(shù)回歸之后，利用Sargan對工具變量是否和殘差項(xiàng)相關(guān)進(jìn)行檢驗(yàn)。

3.2 變量說明

因變量為家庭能量、蛋白質(zhì)、脂肪和碳水化合物等價(jià)人均每天攝入量。從表1來看，在50分位數(shù)的位置上，樣本家庭的人均能量、蛋白質(zhì)和脂肪攝入稍高于《中國食物與營養(yǎng)發(fā)展綱要(2014—2020年)》提出的營養(yǎng)攝入量目標(biāo)，但是在低分位數(shù)和高分位數(shù)上明顯低于和高于營養(yǎng)目標(biāo)和推薦攝入量，存在攝入不足或者攝入過量風(fēng)險(xiǎn)。可見，能量和主要營養(yǎng)素?cái)z入在不同分位數(shù)下的分布差異較大，有必要采用分位數(shù)回歸進(jìn)行全面分析。收入是核心自變量。2009年，五省區(qū)城鎮(zhèn)住戶樣本家庭人均收入的均值為15 502.02元。

表1 不同分位數(shù)上的能量和主要營養(yǎng)素統(tǒng)計(jì)描述

注：12014年發(fā)布的《中國食物與營養(yǎng)發(fā)展綱要(2014—2020年)》營養(yǎng)素?cái)z入量目標(biāo)

2《中國居民膳食營養(yǎng)素參考攝入量(2013版)》提供的18～50歲男性和女性從輕度到重度活動水平的推薦攝入范圍(RNI)

其他經(jīng)濟(jì)社會因素的統(tǒng)計(jì)描述整理在表2中。其中家庭成員受教育水平是分類計(jì)數(shù)變量，食物價(jià)格為斯通價(jià)格指數(shù)。

4 估計(jì)結(jié)果分析

4.1 收入與營養(yǎng)需求間關(guān)系的非參數(shù)估計(jì)結(jié)果

為了清楚直觀地觀察收入增長與營養(yǎng)需求之間的關(guān)系，運(yùn)用局部加權(quán)散點(diǎn)平滑估計(jì)方法估計(jì)了人均收入與營養(yǎng)需求間關(guān)系的變化模式。從附圖可以看出，隨著人均收入的增長，非參數(shù)估計(jì)曲線開始上升迅速，后來變得平緩，可見，收入增長對能量和主要營養(yǎng)素需求有正向推動作用，同時(shí)它們之間的關(guān)系并不是線性關(guān)系。盡管非參數(shù)估計(jì)能夠識別營養(yǎng)需求與收入之間的非線性關(guān)系，但是非參數(shù)估計(jì)未能控制除收入之外的其他變量的影響。因此，有必要進(jìn)一步運(yùn)用分位數(shù)回歸考察收入對營養(yǎng)需求的影響因營養(yǎng)攝入水平的不同而發(fā)生的異質(zhì)性變化。

表2 主要變量的統(tǒng)計(jì)描述

附圖 營養(yǎng)攝入水平隨人均收入變化情況

4.2 收入對營養(yǎng)需求在不同分位數(shù)上的異質(zhì)性影響

研究發(fā)現(xiàn)，在營養(yǎng)攝入的不同分位數(shù)上收入對能量、蛋白質(zhì)、脂肪和碳水化合物攝入的影響存在異質(zhì)性。從工具變量分位數(shù)估計(jì)結(jié)果來看，人均收入在10分位數(shù)上對能量、蛋白質(zhì)、脂肪和碳水化合物攝入的彈性分別為0.630、0.637、0.633和0.652，且顯著性水平均為1%，大于90分位數(shù)上的人均收入對能量和3種主要營養(yǎng)素?cái)z入的彈性分別為0.476、0.533、0.411和0.533，表明低營養(yǎng)攝入?yún)^(qū)域人均收入對能量、蛋白質(zhì)、脂肪和碳水化合物攝入的影響大于高營養(yǎng)攝入?yún)^(qū)域收入的作用。從總體樣本家庭的工具變量回歸估計(jì)結(jié)果來看，能量、蛋白質(zhì)、脂肪和碳水化合物攝入的收入彈性分別為0.588、0.602、0.567和0.610，且顯著性水平均為1%，彈性大小與50分位數(shù)上的營養(yǎng)收入彈性估計(jì)結(jié)果相當(dāng)。

首先，在外就餐比例對能量、蛋白質(zhì)、脂肪和碳水化合物攝入的影響在總體和不同分位數(shù)上始終為負(fù)，表明在外就餐與家庭營養(yǎng)需求之間具有負(fù)向關(guān)系。可能的解釋為人們在家飲食可能更注重營養(yǎng)，而在外就餐可能更注重口感，而口感好未必營養(yǎng)價(jià)值高。從分位數(shù)估計(jì)結(jié)果來看，隨著分位數(shù)點(diǎn)的提高，在外就餐對能量、脂肪和碳水化合物攝入的負(fù)向作用在減小。而在蛋白質(zhì)需求分位數(shù)估計(jì)結(jié)果中，50分位數(shù)上在外就餐的負(fù)向影響最大。其次，食物價(jià)格對能量、脂肪和碳水化合物攝入的影響在總體和不同分位數(shù)上始終為負(fù)，同時(shí)隨著分位數(shù)點(diǎn)的提高，食物價(jià)格對能量、脂肪和碳水化合物攝入的負(fù)向作用在減小，表明對于能量、脂肪和碳水化合物攝入來說，食物價(jià)格對低營養(yǎng)攝入?yún)^(qū)域家庭的影響大于其對高營養(yǎng)攝入?yún)^(qū)域家庭的影響。而在蛋白質(zhì)需求10和50分位數(shù)上，食物價(jià)格的影響顯著為負(fù)。第三，本地戶口對能量、蛋白質(zhì)、脂肪和碳水化合物攝入的影響在總體和不同分位數(shù)下始終為正，表明與城市戶口家庭相比，非城市戶口家庭的能量、蛋白質(zhì)、脂肪和碳水化合物每天人均攝入相對較少。從分位數(shù)估計(jì)來看，隨著分位數(shù)點(diǎn)的提高，戶口狀況對能量、脂肪和碳水化合物攝入的正向作用在減小，而蛋白質(zhì)需求10分位數(shù)上戶口狀況的正向影響最大。家庭平均教育水平對能量、蛋白質(zhì)、脂肪和碳水化合物攝入的影響在總體和不同分位數(shù)下始終為負(fù)，同時(shí)隨著分位數(shù)點(diǎn)的提高，平均教育水平對能量、脂肪和碳水化合物攝入的負(fù)向作用在減小。人均住房面積變量僅在能量、蛋白質(zhì)、脂肪和碳水化合物攝入的總體和10分位數(shù)上統(tǒng)計(jì)顯著為負(fù)。此外，在各營養(yǎng)需求方程的估計(jì)中，家庭規(guī)模、平均年齡和城市規(guī)模的估計(jì)系數(shù)在總體估計(jì)和不同分位數(shù)估計(jì)結(jié)果中差異較?。淮蟛糠謪^(qū)域變量在各營養(yǎng)需求方程估計(jì)中統(tǒng)計(jì)顯著。

表3 能量需求和蛋白質(zhì)需求的總體和分位數(shù)回歸估計(jì)結(jié)果

(續(xù))

注：* * *、* *、*分別表示顯著性水平為1%、5%、10%

表4 脂肪需求和碳水化合物需求的總體和分位數(shù)回歸估計(jì)結(jié)果

注：* * *、* *、*分別表示顯著性水平為1%、5%、10%

5 結(jié)論和啟示

本文主要結(jié)論如下：

第一，收入與營養(yǎng)需求間呈非線性關(guān)系。收入水平與營養(yǎng)需求的非參數(shù)估計(jì)曲線開始上升迅速，后來變得平緩，表明收入增長對營養(yǎng)需求有正向推動作用，以及它們之間的關(guān)系并不是線性關(guān)系。第二，收入對營養(yǎng)需求的影響在不同營養(yǎng)攝入水平上存在異質(zhì)性。

因此，結(jié)合本文研究，現(xiàn)階段應(yīng)以營養(yǎng)安全為目標(biāo)，針對不同的人群，采取差異化的政策，應(yīng)重視營養(yǎng)知識宣傳教育，引導(dǎo)科學(xué)合理膳食，因地制宜制定食物與營養(yǎng)改善政策，提高優(yōu)質(zhì)蛋白質(zhì)攝入，控制脂肪過多攝入?！?/p>