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)濟學(xué)研究領(lǐng)域一個持續(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)計對于改善營養(yǎng)狀況是有效的，反之，增加收入的經(jīng)濟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)實意義。

1 文獻述評

營養(yǎng)收入彈性常用于檢驗收入對營養(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)不足為目標的經(jīng)濟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]。有研究認為，雖然隨著收入的增加，家庭的食物支出在增加，但這是因為人們關(guān)注于食物的口味、外觀和質(zhì)量等特性，購買了價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]。持此種觀點的學(xué)者認為，收入的增長放松了預(yù)算限制，增加了食物消費數(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，也有研究運用非參數(shù)估計方法或半?yún)?shù)估計方法估計營養(yǎng)需求與收入之間的非線性關(guān)系[9-10]。

從文獻總結(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)素攝入分布的兩個尾端，健康風險相對較高[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，首先，利用國家統(tǒng)計局城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)，運用非參數(shù)估計方法分析收入與營養(yǎng)需求間的關(guān)系，然后，運用分位數(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、食物價格、生活環(huán)境以及家庭或個人的社會人口經(jīng)濟因素的函數(shù)[13]。

N=f(I，D，S，P)

(1)

式(1)中，N為營養(yǎng)成分攝入量，I為收入，D為家庭人口社會統(tǒng)計特征，P為食物價格，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種食物的消費量。其次，計算來自家庭內(nèi)食物消費的第k類營養(yǎng)成分需求量占n種食物總支出的比例Rk。該比例用于計算來自家庭外食物消費和其他食物消費的第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，利用成人等價尺度折算獲得等價人均水平上的營養(yǎng)成分攝入量。

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為食物價格，α0、α1、α2、α3、α4為未知參數(shù)，為隨機誤差。

營養(yǎng)不足或者營養(yǎng)過剩易發(fā)生在營養(yǎng)素攝入分布的兩個尾端，健康風險相對較高，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)回歸對誤差項的同方差和正態(tài)分布的要求不是很強，因此，分位數(shù)回歸系數(shù)估計量更加穩(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能夠有效代表家庭財富。因此，本文結(jié)合Lee的方法，采用工具變量分位數(shù)估計方法對營養(yǎng)需求方程進行估計[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?zāi)Ｐ褪欠翊嬖谑杖雰?nèi)生性，為誤差項。

第三，分位數(shù)回歸的參數(shù)估計是通過使得加權(quán)誤差絕對值之和最小來實現(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)回歸估計系數(shù)，本文也采用這一方法進行參數(shù)估計。本文將取因變量第10個、第50個和第90個百分位數(shù)進行回歸，這3個百分位數(shù)分別代表能量和主要供能營養(yǎng)素攝入的低水平、中等水平和高水平。此外，為了檢驗工具變量的外生性，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相關(guān)進行檢驗。

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，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)目標和推薦攝入量，存在攝入不足或者攝入過量風險。可見，能量和主要營養(yǎng)素攝入在不同分位數(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)素攝入量目標

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)濟社會因素的統(tǒng)計描述整理在表2中。其中家庭成員受教育水平是分類計數(shù)變量，食物價格為斯通價格指數(shù)。

4 估計結(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，運用局部加權(quán)散點平滑估計方法估計了人均收入與營養(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，同時它們之間的關(guān)系并不是線性關(guān)系。盡管非參數(shù)估計能夠識別營養(yǎng)需求與收入之間的非線性關(guān)系，但是非參數(shù)估計未能控制除收入之外的其他變量的影響。因此，有必要進一步運用分位數(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)素攝入的彈性分別為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)收入彈性估計結(jié)果相當。

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，表明在外就餐與家庭營養(yǎng)需求之間具有負向關(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)價值高。從分位數(shù)估計結(jié)果來看，隨著分位數(shù)點的提高，在外就餐對能量、脂肪和碳水化合物攝入的負向作用在減小。而在蛋白質(zhì)需求分位數(shù)估計結(jié)果中，50分位數(shù)上在外就餐的負向影響最大。其次，食物價格對能量、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，同時隨著分位數(shù)點的提高，食物價格對能量、脂肪和碳水化合物攝入的負向作用在減小，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，食物價格的影響顯著為負。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)估計來看，隨著分位數(shù)點的提高，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，同時隨著分位數(shù)點的提高，平均教育水平對能量、脂肪和碳水化合物攝入的負向作用在減小。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)計顯著為負。此外，在各營養(yǎng)需求方程的估計中，家庭規(guī)模、平均年齡和城市規(guī)模的估計系數(shù)在總體估計和不同分位數(shù)估計結(jié)果中差異較小；大部分區(qū)域變量在各營養(yǎng)需求方程估計中統(tǒng)計顯著。

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，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。◇