貧困線視角下農(nóng)村居民收入對(duì)膳食健康的影響研究
——基于CHNS 數(shù)據(jù)的微觀實(shí)證

李雷，白軍飛 ，張彩萍

（1. 中國農(nóng)業(yè)大學(xué)國家農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展研究院，北京 100083；2. 中國農(nóng)業(yè)大學(xué)北京食品安全政策與戰(zhàn)略研究基地，北京 100083；3. 中央財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100081）

摘 要：我國農(nóng)村居民已基本解決溫飽問題，但其膳食健康狀況仍缺乏應(yīng)有的關(guān)注，因此分析收入增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村居民膳食健康的影響有著重要的現(xiàn)實(shí)意義?；诩彝ドa(chǎn)理論，利用中國營(yíng)養(yǎng)與健康調(diào)查（CHNS）數(shù)據(jù)和健康膳食指數(shù)（HEI），運(yùn)用最小二乘虛擬變量回歸、門檻回歸模型和工具變量回歸方法，評(píng)估我國農(nóng)村居民的膳食健康狀況，分析收入對(duì)農(nóng)村居民膳食健康的影響，對(duì)比分析貧困居民與非貧困居民之間的影響差異，從膳食健康視角評(píng)估當(dāng)前貧困線標(biāo)準(zhǔn)的合理性。結(jié)果表明：農(nóng)村貧困居民與非貧困居民的膳食健康狀況存在顯著差異，非貧困居民的膳食健康狀況明顯優(yōu)于貧困居民；收入對(duì)農(nóng)村居民的膳食健康具有顯著的促進(jìn)作用，貧困居民膳食健康的收入效應(yīng)明顯高于非貧困居民；收入與農(nóng)村居民的膳食健康存在內(nèi)生性，不考慮內(nèi)生性會(huì)低估農(nóng)村居民膳食健康的收入效應(yīng)；從膳食健康的角度來看，我國的貧困線標(biāo)準(zhǔn)應(yīng)提升至3159 元，高于當(dāng)前的貧困線標(biāo)準(zhǔn)（2011年為2300 元）。因此，對(duì)于農(nóng)村居民，收入的持續(xù)增長(zhǎng)仍是改善農(nóng)村貧困人口膳食健康的重要途徑。如果計(jì)劃對(duì)貧困人口的營(yíng)養(yǎng)狀況進(jìn)行政策干預(yù)，現(xiàn)有的貧困線有必要進(jìn)行上調(diào)。

關(guān)鍵詞：收入水平；貧困線；膳食健康；HEI 指數(shù)；門檻回歸；工具變量回歸

中圖分類號(hào)：F062.6 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1000-0275（2020）01-0093-11

居民的健康狀況是衡量人類發(fā)展水平的一個(gè)重要指標(biāo)，也是國民經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要保障。居民的膳食健康狀況是分析健康與勞動(dòng)生產(chǎn)率關(guān)系的一個(gè)重要健康維度[1]。張車偉[2]和程名望等[3]研究表明，對(duì)于我國農(nóng)村居民而言，特別是貧困居民，營(yíng)養(yǎng)狀況的改善不僅有助于農(nóng)村居民脫貧，同時(shí)有助于農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提升。“共建共享、全民健康”是建設(shè)健康中國的戰(zhàn)略主題，《健康中國2030 規(guī)劃綱要》指出，城鄉(xiāng)居民的膳食健康狀況的改善對(duì)于提升國民健康有重要作用，也是建設(shè)健康中國的基本要求。龐大農(nóng)村居民膳食健康水平的提升是實(shí)現(xiàn)“全民健康”的重要著力點(diǎn)，研究收入增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村居民特別是貧困居民的膳食健康的影響有著重要的現(xiàn)實(shí)意義。

收入狀況是影響農(nóng)村居民健康狀況的重要因素，也是農(nóng)村居民營(yíng)養(yǎng)攝入和膳食質(zhì)量的重要決定因素。陳在余和王洪亮[4]、王懷明等[5]研究表明，收入增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村居民的健康水平有顯著的促進(jìn)作用；李云森[6]、孫穎和林萬龍[7]研究表明，收入水平是農(nóng)村成人居民食物消費(fèi)與營(yíng)養(yǎng)攝入的重要影響因素；陳在余[8]和田旭等[9]研究則表明，家庭收入增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村兒童營(yíng)養(yǎng)狀況有顯著的促進(jìn)作用。Huang 等[10]基于膳食質(zhì)量指數(shù)（the Diet Quality Index, DQI）的研究表明，收入是影響我國居民膳食質(zhì)量的重要因素之一。個(gè)人的健康狀況和營(yíng)養(yǎng)攝入情況反過來可能影響個(gè)人的收入狀況。程名望等[3]和鄧力源等[11]的研究表明，個(gè)人的健康狀況或營(yíng)養(yǎng)狀況的改善有助于其收入水平的提升。上述分析表明，收入與農(nóng)村居民的膳食健康之間可能存在互為因果的內(nèi)生性，采用簡(jiǎn)單的OLS 估計(jì)收入對(duì)居民的膳食健康的影響容易存在偏誤?，F(xiàn)有收入與農(nóng)村居民健康的關(guān)系研究，多以主觀的自評(píng)健康為主，缺乏客觀的健康衡量指標(biāo)。而關(guān)于農(nóng)村居民營(yíng)養(yǎng)狀況的分析，則主要集中分析能量等宏觀營(yíng)養(yǎng)素的攝入狀況，對(duì)農(nóng)村居民膳食健康狀況的綜合性評(píng)估指標(biāo)還比較缺乏。

改革開放以來，隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的推進(jìn)，我國國民經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展，農(nóng)村居民人均可支配收入有了大幅度的提升。隨著收入的持續(xù)上升，我國農(nóng)村地區(qū)減貧成效顯著[12]。在這一過程中，廣大農(nóng)村居民已初步解決了溫飽問題，但“吃得飽”并代表其膳食健康水平的提升。農(nóng)民貧困居民受制收入的約束，僅能滿足量的攝入，很難關(guān)注質(zhì)的提升。現(xiàn)有的貧困線標(biāo)準(zhǔn)在保障居民基本溫飽問題的同時(shí)，能否保證農(nóng)村居民膳食健康的需求則有待進(jìn)一步評(píng)估。

與Huang 等[10]基于DQI 指數(shù)研究全國居民膳食健康不同的是，本文采用健康膳食指數(shù)（Heathly Eating Index，HEI）聚焦分析收入對(duì)農(nóng)村貧困居民與非貧困居民的膳食健康的影響。相比于其他飲食評(píng)價(jià)指數(shù)，HEI 指數(shù)至少有兩個(gè)方面優(yōu)勢(shì)：一是HEI 指數(shù)是連續(xù)的而非離散的變量，進(jìn)行變量解釋和進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析相對(duì)更方便[13]；二是自HEI 指數(shù)的2005 版起，HEI 基于能量密度進(jìn)行分值計(jì)算，可以為不同人群的膳食健康評(píng)估提供更合理的標(biāo)準(zhǔn)[14]。因此，本文基于家庭生產(chǎn)理論，利用中國健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)和HEI 指數(shù)，評(píng)估收入增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村貧困居民和非貧困居民的膳食健康水平的影響差異?？紤]到收入與農(nóng)村居民膳食健康存在內(nèi)生性，采用工具變量回歸分析收入對(duì)農(nóng)村居民膳食健康的影響，并采用門檻回歸模型從膳食健康視角評(píng)估當(dāng)前貧困線的合理性。這為農(nóng)村居民的膳食健康研究提供了參考思路，也為決策者從膳食健康視角對(duì)貧困農(nóng)戶進(jìn)行營(yíng)養(yǎng)干預(yù)提供了參考依據(jù)。

1 測(cè)度膳食健康的理論分析

根據(jù)Deaton 和Muellbauer[15]的家庭生產(chǎn)理論，假定一個(gè)消費(fèi)者選擇市場(chǎng)化商品去生產(chǎn)非市場(chǎng)化商品達(dá)到效用最大化，其最大化效用來自于非市場(chǎng)化商品而不是市場(chǎng)化的商品。消費(fèi)者對(duì)市場(chǎng)化食物進(jìn)行合理組合達(dá)到個(gè)人膳食健康效用最大化就是一個(gè)例子[16]。以動(dòng)物蛋白攝入需求為例，消費(fèi)者獲取動(dòng)物蛋白既可以從相對(duì)低廉的雞蛋中獲取，也可以從相對(duì)昂貴的奶類中獲取，理性的消費(fèi)總能在預(yù)算約束下通過不同的食物消費(fèi)選擇集達(dá)到個(gè)人膳食健康效用的最大化。當(dāng)居民的收入不斷上升時(shí)，消費(fèi)者傾向于從高品質(zhì)的食品（如奶類的消費(fèi)）中獲得營(yíng)養(yǎng)[17]。當(dāng)個(gè)人預(yù)算約束不足以維持最基本的食物需求時(shí)，個(gè)人膳食健康水平也就無法得到保障，這解釋了貧困居民的膳食健康相對(duì)較差的原因[18]。當(dāng)農(nóng)村居民收入水平較低時(shí)，其收入狀況僅能滿足其單一的能量需求，尚無法兼顧個(gè)人的膳食健康需求。隨著收入水平的上升，農(nóng)村居民的收入足夠覆蓋多樣化的食物需求，這時(shí)農(nóng)村居民才有可能通過多樣化食物需求組合獲得膳食健康效用的最大化。

目前國際上衡量個(gè)人膳食健康水平的指標(biāo)很多，包括HEI 指數(shù)、DQI 指數(shù)、地中海膳食質(zhì)量指數(shù)（the Mediterranean Diet Quality Index，MDQI）等多種指數(shù)[19]，在這些膳食健康評(píng)價(jià)指標(biāo)中，HEI 指數(shù)的應(yīng)用最為廣泛[20]。本文分析重點(diǎn)是收入對(duì)農(nóng)村居民膳食健康的影響情況，并考察不同貧困狀況居民之間的差異，因此構(gòu)建一個(gè)合理指標(biāo)去測(cè)度農(nóng)村居民膳食健康就顯得尤為必要。

HEI 指數(shù)由Kennedy 等[21]提出，用于評(píng)估美國居民膳食健康情況。2008年開始，HEI 指數(shù)基于美國膳食指南（DGAs）的推薦標(biāo)準(zhǔn)，提出基于能量密度（density-based）的HEI-2005 指數(shù)，這一做法相對(duì)傳統(tǒng)的絕對(duì)數(shù)量計(jì)分方式顯得更為科學(xué)[14]。此后，HEI 指數(shù)根據(jù)美國膳食指南版本的變化，每5年更新一次，最新版本為HEI-2015。HEI 指數(shù)不僅廣泛應(yīng)用于美國不同居民群體的膳食健康評(píng)估中，而且在世界其他國家得到了擴(kuò)展和應(yīng)用，如加拿大、澳大利亞、泰國和中國等國的學(xué)者基于HEI 指數(shù)的分析框架，結(jié)合本國的膳食指南，提出了適合本國居民的HEI 指數(shù)[20,22-24]。

HEI 在中國應(yīng)用最早來自于Yuan 等[24]的研究，基于《中國居民膳食指南2016》構(gòu)建適合中國人的HEI 指數(shù)。采用個(gè)人的食物消費(fèi)數(shù)據(jù)計(jì)算居民的膳食健康水平得分，相較自評(píng)健康，顯得更為客觀。適合中國人的HEI 指數(shù)的合理性和有效性也得到充分驗(yàn)證[25]。但是HEI 在我國的應(yīng)用研究中，尚處于基礎(chǔ)的描述統(tǒng)計(jì)階段，缺乏因果推斷的實(shí)證分析，并且現(xiàn)有研究關(guān)于HEI 的影響因素分析中，也忽略收入這一重要變量對(duì)HEI指數(shù)的影響。Gao等[16]對(duì)美國居民的研究表明，收入是影響居民膳食健康狀況（HEI）的重要因素。當(dāng)居民的個(gè)人收入狀況不足以維持基本的食物消費(fèi)需求時(shí)，個(gè)人的膳食健康狀況就會(huì)受到影響。綜上所述，分析收入對(duì)農(nóng)村居民的膳食健康的影響情況，并考察收入對(duì)農(nóng)村貧困居民和非貧困居民膳食健康的影響差異就顯得尤為必要，這將有助于了解我國農(nóng)村居民的膳食健康狀況并對(duì)貧困居民的營(yíng)養(yǎng)干預(yù)計(jì)劃提供證據(jù)支撐。

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文的研究數(shù)據(jù)來源于美國北卡羅納爾大學(xué)和中國疾病預(yù)防控制中心聯(lián)合開展的中國健康和營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（CHNS）收集的微觀數(shù)據(jù)。CHNS 采用多階段分層抽樣的方法，樣本涵蓋了我國東、中、西部地區(qū)的城市和農(nóng)村，調(diào)查始于1989年，至今已有8輪的數(shù)據(jù)，具有較好的代表性。CHNS 數(shù)據(jù)包含有關(guān)家庭和個(gè)人特征的詳細(xì)記錄，同時(shí)包括連續(xù)三天的個(gè)人飲食數(shù)據(jù)，以及家庭的食用油、鹽等消費(fèi)情況，可以用于分析我國城鄉(xiāng)居民的膳食健康狀況。

基于食物編碼的連續(xù)性和一致性，本文采用2004年、2006年、2009年和2011年共四輪數(shù)據(jù)，分析收入水平對(duì)農(nóng)村成年居民膳食健康的影響?？紤]到未成年人和孕婦與其他成年居民的飲食消費(fèi)差異，刪除了懷孕期的女性樣本和未成年樣本?？紤]到數(shù)據(jù)合理性，參考Tian 和Yu 的研究[26]，本文刪除了家庭年人均收入小于100 元的樣本，在此基礎(chǔ)上刪除數(shù)據(jù)缺失的樣本，最終共獲得農(nóng)村地區(qū)成人樣本數(shù)10519 個(gè)。

2.2 膳食健康的測(cè)度

本文借鑒Yuan 等[24]的分析框架，構(gòu)建用于分析農(nóng)村成年居民的HEI 指數(shù)。為了更好地刻畫我國農(nóng)村居民膳食健康特征，相比Yuan 等[24]的研究框架，本文新引入膳食纖維和飽和脂肪酸兩個(gè)指標(biāo)，選擇引入膳食纖維主要基于膳食纖維是人類“第七大營(yíng)養(yǎng)素”，它有著重要的生理功能，是人體不可缺少的物質(zhì)之一。在以白米精面為主食的現(xiàn)代飲食方式中，人們很難按照推薦標(biāo)準(zhǔn)吃到足夠量的膳食纖維。選擇引入飽和脂肪酸主要是基于過多攝入飽和脂肪酸是肥胖的一個(gè)重要誘因，且其他國家的HEI 指標(biāo)大多包括飽和脂肪酸這一指標(biāo)。將鹽和鈉營(yíng)養(yǎng)素的攝入同時(shí)納入分析框架，這主要因?yàn)槲覈用癫粌H從食用鹽中攝入鈉，還從臘肉、榨菜、黃豆醬等食物獲取鈉營(yíng)養(yǎng)素，單一選擇鹽和鈉營(yíng)養(yǎng)素的攝入不足以刻畫居民的膳食健康狀況。具體HEI指標(biāo)見表1。表中食物類中除了油、鹽和糖外，其他食物均為SP/4186KJ（標(biāo)準(zhǔn)份/1000kcal），具體的標(biāo)準(zhǔn)定義參見中國營(yíng)養(yǎng)學(xué)會(huì)[27]編寫的《中國膳食指南2016》第288 頁的說明。本文的HEI 指數(shù)中食品類指標(biāo)16 個(gè)，食品類推薦標(biāo)準(zhǔn)參考《中國膳食指南2016》，營(yíng)養(yǎng)類指標(biāo)4 個(gè)，營(yíng)養(yǎng)素類推薦標(biāo)準(zhǔn)參考中國營(yíng)養(yǎng)學(xué)會(huì)[28]《中國居民膳食營(yíng)養(yǎng)素參考攝入量（DRIs2013）》。本研究共選擇20 個(gè)指標(biāo)，每個(gè)指標(biāo)的最低得分為0，最高得分為5，0～5 分區(qū)間按比例進(jìn)行折合，按個(gè)人的食物消費(fèi)和營(yíng)養(yǎng)攝入計(jì)算每個(gè)指標(biāo)的具體分值，匯總形成個(gè)人的膳食健康得分。按照Woodruff 和Hanning[20]的劃分標(biāo)準(zhǔn)，HEI 總分小于50 為“膳食健康水平較差”，50～80為“膳食健康狀況待提升”，大于80 為“膳食健康水平較好”。

表1 適用成年農(nóng)村居民的健康飲食指數(shù)（HEI）的主要指標(biāo)Table 1 Healthy Eating Index (HEI) components for Chinese rural residents

2.3 變量的選取與說明

在本文的分析中，被解釋變量為農(nóng)村成年居民的膳食健康水平，解釋變量包括收入和一系列控制變量（表2）。

2.3.1 膳食健康水平 CHNS 數(shù)據(jù)提供詳細(xì)的個(gè)人和家庭食物消費(fèi)數(shù)據(jù)。其中HEI 指標(biāo)涉及油、鹽、糖和醬油等調(diào)味品的消費(fèi)量來自家庭的人均消費(fèi)數(shù)，其他食物消費(fèi)數(shù)據(jù)均為個(gè)人食物消費(fèi)數(shù)據(jù)。個(gè)人的營(yíng)養(yǎng)素?cái)z入情況根據(jù)個(gè)人的食物消費(fèi)情況按《中國食物成分表》進(jìn)行轉(zhuǎn)化得出。根據(jù)個(gè)人的食物消費(fèi)情況和營(yíng)養(yǎng)攝入情況計(jì)算出各個(gè)指標(biāo)的分值，最終加總成個(gè)人的HEI 值，用以表征個(gè)人的膳食健康水平。2.3.2 收入水平 參考陳在余和王洪亮[4]的研究，選擇家庭人均收入而不是個(gè)人工資代表收入水平。這主要是基于個(gè)人的食物消費(fèi)和營(yíng)養(yǎng)攝入是家庭收入預(yù)算中決策的一部分。這里的家庭收入指的是農(nóng)村居民家庭過去一年的收入情況，包括家庭果菜園收入、農(nóng)業(yè)收入、養(yǎng)殖業(yè)收入、漁業(yè)收入、手工業(yè)和商業(yè)收入、工資性收入、養(yǎng)老金和其他補(bǔ)貼收入。本文的收入以2004年的不變價(jià)格對(duì)家庭人均收入進(jìn)行平減。在實(shí)際回歸中，對(duì)平減后的收入進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。

2.3.3 控制變量 控制變量包括村級(jí)層面變量、人口特征變量和其他控制變量。

1）村級(jí)層面變量。參考李磊等[29]的研究，本文引入村級(jí)物價(jià)水平和村莊購買物品的便利度，用以代表食物的購買價(jià)格和方便程度。

2）人口特征變量。本文的研究對(duì)象為農(nóng)村成年居民，因此我們控制了一系列人口特征變量，包括年齡、性別、教育程度和婚姻狀態(tài)。

3）其他控制變量。其他控制變量包括家庭規(guī)模、是否非農(nóng)就業(yè)、是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)、個(gè)人的勞動(dòng)強(qiáng)度、家中是否有可沖水廁所、家中的自來水情況，調(diào)研年份和樣本所在省份。

2.4 模型選擇

經(jīng)典的需求理論表明，食物消費(fèi)和營(yíng)養(yǎng)攝入是在家庭或個(gè)人預(yù)算約束下的效用的最大化。Behrman 和Deolalikar[30]的分析框架表明，個(gè)人的膳食健康水平是由收入水平、食物價(jià)格、環(huán)境因素和一系列人口特征變量所決定?；诖?，個(gè)人的膳食健康需求方程可以設(shè)定為：

式中：HEI 為個(gè)人的膳食健康指標(biāo)，INC 為收入水平，PRICE 為食物價(jià)格，Z表示一組控制變量，包括環(huán)境因素和人口特征變量等，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

實(shí)證中，本文設(shè)定具體的回歸模型為：

表2 變量的選取說明Table 2 Variable definitions

式中：i表示第i個(gè)觀測(cè)值，j表示第j個(gè)變量，HEI為個(gè)人的HEI 指數(shù)分值，lnINC 為家庭人均收入水平的對(duì)數(shù)，PRICE 為價(jià)格水平，Z表示一組控制變量，YEAR 為數(shù)據(jù)年份變量，PRV 為省份變量，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

為了更準(zhǔn)確地分析農(nóng)村居民膳食健康的收入效應(yīng)，本文采用最小二乘虛擬變量回歸和工具變量回歸對(duì)比分析收入增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村居民膳食健康的影響?？紤]現(xiàn)有貧困線標(biāo)準(zhǔn)可能影響研究結(jié)論的穩(wěn)健性，采用門檻回歸[31]對(duì)現(xiàn)有貧困線的合理性進(jìn)行評(píng)估，以便于對(duì)農(nóng)村的貧困人口進(jìn)行精準(zhǔn)設(shè)別。

采用門檻回歸判斷收入對(duì)于農(nóng)村居民的膳食健康的影響是否存在門檻值，如存在門檻值，以門檻值作為新的貧困線標(biāo)準(zhǔn)，分析不同貧困狀況下收入水平對(duì)膳食健康的影響是否存在明顯差異，從而從膳食健康視角評(píng)估貧困線的合理性。當(dāng)I≤γ時(shí)，設(shè)定門檻回歸模型為：

當(dāng)I＞γ時(shí)，設(shè)定門檻回歸模型為：

采用收入作為門檻變量，進(jìn)行門檻回歸，確定是否存在單一門檻值，當(dāng)最優(yōu)的門檻值確定以后，需要做兩個(gè)假設(shè)檢驗(yàn)：一是是否存在門檻效應(yīng)；二是最優(yōu)門檻值是否等于真實(shí)值。前一個(gè)假設(shè)檢驗(yàn)以門檻值劃分的兩組樣本模型估計(jì)參數(shù)是否有顯著差別。原假設(shè)H0：α11=α21；備擇假設(shè)H1：α11≠α21。構(gòu)造F統(tǒng)計(jì)量驗(yàn)證是否存在門檻效應(yīng)：

式中：S0和S1分別表示原假設(shè)H0和備擇假設(shè)H1下的方程回歸的殘差平方和，n為樣本總數(shù)，k為待估參數(shù)個(gè)數(shù)。在原假設(shè)條件下，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量是“非正態(tài)漸進(jìn)分布”，其分布的臨界值無法通過回歸方程計(jì)算。參考Hansen[32]提出的方法，通過拔靴法（Bootstrap）可以獲得F統(tǒng)計(jì)量的漸進(jìn)分布，計(jì)算出漸進(jìn)有效的P值。

確定存在門檻效應(yīng)后，進(jìn)行第二項(xiàng)假設(shè)檢驗(yàn)，驗(yàn)證門檻值是否等于真實(shí)值。原假設(shè)H0：γ* =γ，備擇假設(shè)H1：γ*≠γ，構(gòu)造似然比（LR）統(tǒng)計(jì)量為：

LR1(γ)的分布也是非正態(tài)的，Hansen[31]提供了一個(gè)簡(jiǎn)化公式c(α)=-2ln(1-(1-α)1/2)，用于構(gòu)造非拒絕域。在顯著性水平為α?xí)r，LR1(γ)≤c(α)，不能拒絕原假設(shè)，其中95%置信區(qū)間的c(α)為7.35。

3 結(jié)果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

為了進(jìn)一步對(duì)比分析農(nóng)村貧困居民與非貧困居民的之間的差異，采用現(xiàn)有貧困線標(biāo)準(zhǔn)（2011年為2300 元）對(duì)樣本群體進(jìn)行了劃分。貧困線是評(píng)價(jià)農(nóng)村居民貧困狀況的重要指標(biāo)，是維持農(nóng)村居民基本生存所需的最低費(fèi)用。張曉妮等[33]基于營(yíng)養(yǎng)視角測(cè)算的貧困線與2011年國家提出的2300 元的貧困線較為接近。因此，本文選擇2300 元的貧困線作為貧困狀況劃分標(biāo)準(zhǔn)，并按2004年的不變價(jià)格對(duì)貧困線進(jìn)行調(diào)整，進(jìn)而與平減后的人均收入進(jìn)行比較，以判斷農(nóng)村居民是否處于貧困狀況，共獲得農(nóng)村貧困成人樣本數(shù)2018 個(gè)，非貧困樣本數(shù)8501人。低于貧困線的樣本占總樣本的19.18%，這與何秀榮[34]按照2300 元的標(biāo)準(zhǔn)計(jì)算的2010年貧困發(fā)生率17.2%比較接近。貧困線上和線下樣本的變量均值和標(biāo)準(zhǔn)差見表3。

表3 變量的描述統(tǒng)計(jì)Table 3 Descriptive statistics of variables

全體樣本的膳食健康指數(shù)與收入水平的關(guān)系顯示，無論是全體樣本，還是貧困線上或線下樣本，膳食健康指數(shù)均隨著收入的上升而上升（圖1），但收入是否顯著影響農(nóng)村居民的膳食健康，以及不同貧困狀況下的收入對(duì)膳食健康狀況的影響是否有顯著差異，則需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。

全體樣本的膳食健康得分（HEI 值）的平均值為57.709，其中貧困線上的HEI 均值為58.478， 線下HEI 的均值為54.467， 對(duì)兩類樣本的HEI 進(jìn)行差異顯著性檢驗(yàn)，T值為18.684，表明兩類樣本的HEI 存在顯著性差異，貧困線上的樣本HEI 明顯優(yōu)于線下人群。相比歐美發(fā)達(dá)國家（如加拿大），我國農(nóng)村居民的HEI 得分偏低，表明我國農(nóng)村居民的膳食健康水平有待進(jìn)一步改善。全體樣本的人均收入對(duì)數(shù)均值為8.337，其中貧困線上和線下的人均收入對(duì)數(shù)均值分別為8.662 和6.968。全體樣本的家庭規(guī)模均值為4.011，其中線上樣本和線下樣本的家庭規(guī)模均值分別為3.891 和4.515。農(nóng)村成人樣本在婚比例為90.3%，線上和線下的樣本在婚比例分別為90.4%和89.7%。

圖1 不同貧困狀況下HEI 指數(shù)和收入對(duì)數(shù)變化趨勢(shì)Fig. 1 Average Healthy Eating Index (HEI) over four survey years by the Poverty Line

3.2 膳食健康的收入效應(yīng)分析

根據(jù)前文的模型設(shè)定，基于CHNS 非平衡面板的數(shù)據(jù)特點(diǎn)，分別采用OLS 回歸、年份固定效應(yīng)LSDV 回歸、省份固定效應(yīng)LSDV 三種回歸對(duì)比分析農(nóng)村成年人膳食健康的收入效應(yīng)。三種回歸的結(jié)果顯示，收入對(duì)農(nóng)村居民的膳食健康有顯著的正向影響，隨著對(duì)年份效應(yīng)和省份效應(yīng)的逐步控制，農(nóng)村居民膳食健康的收入效應(yīng)逐步減少，但系數(shù)均在1%的水平上顯著（表4），這表明，收入對(duì)農(nóng)村居民的膳食健康有顯著的正向促進(jìn)作用。

表4 農(nóng)村居民膳食健康狀況（HEI）的收入效應(yīng)回歸結(jié)果Table 4 LSDV estimation results for Chinese rural residents (Dependent Variable: HEI)

控制變量回歸結(jié)果顯示，購買便利度、非農(nóng)就業(yè)、婚姻狀況、家庭規(guī)模都對(duì)個(gè)人的膳食健康有顯著的正向影響。其中購買便利度與個(gè)人膳食健康正相關(guān)，這表明購買商品越便利，個(gè)人越容易獲得更好的膳食健康狀況，這一結(jié)論與Emran 和Hou[35]的研究結(jié)論較為相似。長(zhǎng)期從事非農(nóng)工作的農(nóng)村居民膳食健康水平明顯優(yōu)于從事農(nóng)業(yè)工作的居民，與文洪星和韓青[36]的研究結(jié)論類似。同時(shí)，個(gè)人的膳食健康水平與家庭規(guī)模顯著的正相關(guān)，表明食物消費(fèi)存在規(guī)模效應(yīng)，家庭規(guī)模較大的個(gè)體可以在同樣的人均收入水平下達(dá)到較高的膳食健康水平，與Deaton 和Paxson[37]家庭食物消費(fèi)存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)的結(jié)論類似。結(jié)果同時(shí)表明，在婚的農(nóng)村居民的膳食健康水平明顯優(yōu)于其他類型的農(nóng)村居民。

收入水平對(duì)農(nóng)村居民的膳食健康有顯著的正向影響，但收入與膳食健康之間潛在的內(nèi)生性可能影響結(jié)論的穩(wěn)定性?，F(xiàn)有的研究表明，收入與居民的營(yíng)養(yǎng)攝入或自評(píng)健康存在內(nèi)生性[4,38]。不考慮收入水平與農(nóng)村居民的膳食健康的內(nèi)生性，得出的研究結(jié)論可能存在偏誤。為了克服可能存在內(nèi)生性問題，參考李平等[39]、Tian 和Yu[26]對(duì)CHNS 的收入工具變量的選取， 使用“家庭中非農(nóng)就業(yè)的人數(shù)”和“家庭有幾臺(tái)可以看的電視”兩個(gè)變量作為收入的工具變量，采用2SLS 和GMM 兩種工具變量估計(jì)方法進(jìn)行對(duì)比分析。

工具變量的內(nèi)生性檢驗(yàn)中，無論是2SLS 的DWH 檢驗(yàn)，還是GMM 的C 檢驗(yàn)，均在1%的顯著性水平拒絕收入水平變量的外生性假設(shè)（表5），這表明收入是內(nèi)生性變量。弱工具變量檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量均為59.296，均在1%顯著性水平拒絕弱工具變量的原假設(shè)。兩類工具變量回歸方法的過度識(shí)別檢驗(yàn)的P值均大于0.1，說明無法拒絕兩個(gè)工具變量的外生性的原假設(shè)。檢驗(yàn)結(jié)果說明，“家庭中非農(nóng)就業(yè)的人數(shù)”和“家庭有幾臺(tái)可以看的電視”兩個(gè)變量可以作為工具變量，有助于準(zhǔn)確識(shí)別收入水平對(duì)膳食健康的影響情況。

工具變量的回歸結(jié)果顯示，農(nóng)村居民膳食健康的收入效應(yīng)的系數(shù)值為2.940，是普通OLS 回歸系數(shù)的1.59 倍。這一結(jié)論與陳在余和王洪亮[4]分析農(nóng)村居民收入對(duì)健康狀況的影響得出的結(jié)論類似。分析結(jié)果表明，農(nóng)村居民收入提升1%，膳食健康水平提升0.0294 個(gè)單位。

表5 農(nóng)村居民膳食健康（HEI）的工具變量回歸Table 5 IV estimation results for Chinese rural residents (Dependent variable: HEI)

前文的分析表明，收入對(duì)農(nóng)村居民的膳食健康有顯著的正向影響，但是收入對(duì)貧困居民和非貧困居民的影響差異則需進(jìn)一步討論。以2300 元貧困線為標(biāo)準(zhǔn)對(duì)全體樣本進(jìn)行分類，對(duì)貧困線上和線下兩類子樣本進(jìn)行工具變量回歸，結(jié)果見表6。工具變量的內(nèi)生性檢驗(yàn)中，兩類樣本均在5%的顯著性水平拒絕收入水平變量的外生性假設(shè)。兩類樣本的弱工具變量檢驗(yàn)均在1%顯著性水平拒絕弱工具變量的原假設(shè)。兩類樣本過度識(shí)別檢驗(yàn)的P值均大于0.1，說明無法拒絕兩個(gè)工具變量的外生性的原假設(shè)。子樣本的工具變量回歸結(jié)果表明，收入對(duì)貧困人群的膳食健康的影響大于收入對(duì)非貧困人口的影響，以2SLS 為例，兩者系數(shù)相差1.695。貧困農(nóng)民收入增加1%，膳食健康水平將比同等收入增幅的非貧困居民的膳食健康水平高出0.01695 個(gè)單位。

3.3 貧困線的合理性評(píng)估

表6 貧困居民與非貧困居民膳食健康的工具變量回歸結(jié)果Table 6 IV estimation results for Chinese rural residents by the Poverty-line (Dependent Variable: HEI)

為了從膳食健康視角對(duì)現(xiàn)有貧困線標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行合理性評(píng)估，采用門檻回歸搜索門檻值，并與現(xiàn)有貧困線進(jìn)行對(duì)比。門檻回歸的結(jié)果顯示最優(yōu)門檻值為2455 元，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量在1%水平下顯著，95%的置信區(qū)間為[2333, 2606]。這表明，農(nóng)村居民的收入水平對(duì)膳食健康的影響存在顯著的門檻效應(yīng)。以單一門檻值作為貧困線劃分標(biāo)準(zhǔn)對(duì)樣本進(jìn)行分類。門檻值上的樣本HEI 均值為58.786，門檻值下樣本HEI均值為54.597，對(duì)以門檻值劃分的兩類樣本進(jìn)行差異顯著性差異，T值為21.633，這表明門檻值上的樣本HEI 顯著優(yōu)于門檻值下的樣本，以門檻值劃分的兩類樣本的HEI 的差異性高于以現(xiàn)有貧困線劃分的兩類子樣本。對(duì)兩類子樣本進(jìn)行工具變量回歸，結(jié)果見表7。

工具變量?jī)?nèi)生性檢驗(yàn)表明，門檻值上下的兩類樣本均在5%的顯著性水平上拒絕收入水平變量的外生性假設(shè)。兩類樣本的弱工具變量檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量均在1%顯著性水平拒絕弱工具變量的原假設(shè)。兩類樣本的過度識(shí)別檢驗(yàn)的P值均大于0.1（表7），說明無法拒絕兩個(gè)工具變量的外生性原假設(shè)。兩類樣本的工具變量回歸結(jié)果表明，收入對(duì)門檻值下的人群膳食健康的影響大于收入對(duì)門檻值上的人群膳食健康的影響，且以門檻值為貧困情況劃分標(biāo)準(zhǔn)，收入對(duì)貧困居民的膳食健康的正向促進(jìn)作用大于以現(xiàn)有貧困線下居民膳食健康的收入效應(yīng)。門檻值2455 元按CPI 調(diào)整，可得膳食健康視角下2011年的門檻貧困線為3159 元，比2011年國家設(shè)定的2300 元貧困線標(biāo)準(zhǔn)高出859 元。基于膳食健康視角的貧困線標(biāo)準(zhǔn)3159 元，按匯率折算，介于世界銀行2008年公布的“一天1.25 美元”的貧困標(biāo)準(zhǔn)和2015年公布的“一天1.90 美元”之間，具有一定的合理性。

表7 基于門檻值的農(nóng)村居民膳食健康的工具變量回歸結(jié)果Table 7 IV estimation results for Chinese rural residents by the estimator based on the threshold value(Dependent variable: HEI)

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

研究表明，農(nóng)村非貧困居民的膳食健康水平明顯優(yōu)于貧困居民，貧困狀況制約農(nóng)村居民膳食健康水平的提升。收入對(duì)農(nóng)村居民的飲食健康具有顯著的正向影響，并且農(nóng)村貧困居民膳食健康的收入效應(yīng)明顯高于非貧困居民。不考慮收入與膳食健康的內(nèi)生性問題，容易低估收入增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村居民膳食健康的促進(jìn)作用。從膳食健康的角度來看，現(xiàn)有貧困線標(biāo)準(zhǔn)（2011年為2300 元），相較門檻回歸結(jié)果（2011年為3159 元）明顯偏低。以門檻值作為新的貧困線劃分標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行分析，研究結(jié)果支持貧困居民膳食健康的收入效應(yīng)高于非貧困居民這一結(jié)論，且新貧困線劃分標(biāo)準(zhǔn)下的貧困居民膳食健康收入效應(yīng)高于以傳統(tǒng)貧困線劃分標(biāo)準(zhǔn)下的貧困居民膳食健康的收入效應(yīng)。

鑒于數(shù)據(jù)限制，本研究采用的人均收入來自CHNS 數(shù)據(jù)中的家庭人均凈收入。這與通常討論的農(nóng)村家庭收入有一定的區(qū)別?？赡艽嬖谝恍┘彝ヒ蚰承┠攴菔找娌缓帽粍澣胴毨Ъ彝?，研究存在一定的局限性?？紤]到CHNS 數(shù)據(jù)收集的是上一年度的家庭凈收入，即上一年的家庭總收入減去家庭總支出。理論上，上一年的凈收入情況對(duì)下一年的家庭預(yù)算形成約束，直接影響家庭成員的食物消費(fèi)選擇，因此采用人均凈收入研究收入增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村居民的膳食健康的影響分析，具有一定的合理性。上述存在的局限性將在后續(xù)的研究中通過其他調(diào)研數(shù)據(jù)予以解決。

4.2 建議

1）增加農(nóng)民收入仍是改善農(nóng)村居民膳食健康水平的重要手段。實(shí)現(xiàn)農(nóng)村貧困人口收入的可持續(xù)增長(zhǎng)，不僅是“精準(zhǔn)扶貧”的基本要求，也是改善農(nóng)村貧困居民膳食健康水平的關(guān)鍵所在。

2）從膳食健康視角來看，我國基于2011年的2300 元貧困線標(biāo)準(zhǔn)有待進(jìn)一步提高。農(nóng)村居民特別是農(nóng)村貧困居民的膳食健康狀況事關(guān)《健康中國2030》的順利實(shí)現(xiàn)，如果計(jì)劃對(duì)貧困人口的營(yíng)養(yǎng)狀況進(jìn)行政策干預(yù)，現(xiàn)有的貧困線標(biāo)準(zhǔn)有必要上調(diào)至同期的3159 元。

3）隨著收入水平的提升，當(dāng)收入不再制約農(nóng)村居民的食物選擇時(shí)，收入對(duì)農(nóng)村居民膳食健康的促進(jìn)作用開始下降。應(yīng)同時(shí)結(jié)合一些非經(jīng)濟(jì)因素，如健康膳食觀念宣傳冊(cè)和宣傳影像資料走進(jìn)鄉(xiāng)村，走進(jìn)田間地頭，通過健康膳食觀念的引導(dǎo)促進(jìn)農(nóng)村居民膳食健康水平的提升。

致謝：作者感謝美國北卡羅納爾大學(xué)和中國疾病預(yù)防控制中心聯(lián)合開展的中國健康和營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（CHNS）的數(shù)據(jù)使用許可。