王 茵，何秀榮

（中國農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，北京100083）

教育如何產(chǎn)生健康收益？
——來自食物和營養(yǎng)攝入角度的證據(jù)

王 茵，何秀榮

（中國農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，北京100083）

教育和健康是人力資本的兩種重要形式，教育可以產(chǎn)生健康收益在經(jīng)濟學(xué)界已經(jīng)廣泛證實，本文從食物和營養(yǎng)攝入的角度為教育產(chǎn)生健康收益提供解釋路徑。使用中國健康營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)的最新數(shù)據(jù)，利用分位數(shù)回歸的方法在個體的蛋白質(zhì)、脂肪、膳食纖維和熱量攝入量的不同分位數(shù)分析受教育水平對膳食營養(yǎng)素攝入的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，戶籍類型、性別、年齡和受教育水平對四類營養(yǎng)素的攝入在各分位數(shù)上均有顯著影響；隨受教育水平的提高，蛋白質(zhì)和膳食纖維的攝入量增加；高分位數(shù)上，隨受教育水平的提高，熱量攝入減少；進一步估計顯示，當(dāng)受教育水平分別在初中及以上學(xué)歷和高中以及上學(xué)歷時，教育對熱量和脂肪的邊際影響表現(xiàn)為負。因此，受教育水平的提高能夠帶來更健康的飲食行為，進而促進健康水平的提高。

教育；健康收益；營養(yǎng)攝入；分位數(shù)回歸

一、引言

作為人力資本的兩種重要形式，教育和健康存在正相關(guān)關(guān)系在經(jīng)濟學(xué)界已經(jīng)廣泛證實。Grossman[1]提出健康需求的人力資本模型認為，在多種投入要素中，受教育水平是最重要的環(huán)境變量，決定了健康作為一種產(chǎn)出的生產(chǎn)效率；Fuchs[2]也指出受教育水平是影響健康水平最重要的相關(guān)因素。那么，教育是如何增進人們的健康水平？已有文獻主要從“收入提高”和“效率提高”兩種路徑來探討?！笆杖胩岣摺钡挠^點認為受教育程度高的人可以擁有更好的工作和更高的收入，因此可以增加健康投資，比如，購買保健產(chǎn)品，獲得優(yōu)質(zhì)高效的醫(yī)療服務(wù)，從而有利于受教育者的健康發(fā)展[3]?！靶侍岣摺钡挠^點可以分解為“生產(chǎn)效率提高”和“分配效率提高”，前者是在相同的健康投入條件下，受教育水平高的個體可以生產(chǎn)更多的健康產(chǎn)出，因為教育除了提供基礎(chǔ)知識以外，還可以提高信息搜集和理解能力，受教育水平更高的人可以更快地接受和利用新生事物；后者認為教育可以影響個人對健康保健和生活習(xí)慣的認知，受教育水平高的人更加傾向于選擇更健康的生活方式，比如均衡健康飲食[4]。

已有文獻關(guān)于教育產(chǎn)生健康收益的路徑分析相對不足，本文選取食物和營養(yǎng)攝入作為渠道變量分析教育對健康水平的影響路徑，原因是首先，關(guān)于飲食和健康相關(guān)的證據(jù)逐漸增多。食物是最重要的外環(huán)境因素，是機體與外環(huán)境物質(zhì)能量交換的主要渠道，對健康有至關(guān)重要的影響，當(dāng)體內(nèi)出現(xiàn)營養(yǎng)素缺乏、過?；虮壤贿m當(dāng)?shù)仍驎r，就可能引起各種慢性疾病和健康損傷[5，6]，而受教育水平高的消費者更清楚這種飲食-疾病的相關(guān)關(guān)系[7]。其次，有關(guān)提倡合理膳食、減少與膳食有關(guān)疾病的營養(yǎng)信息日益增多。不論是政府層面出版的膳食指南，包裝食品強制的食品營養(yǎng)標(biāo)簽和健康聲稱，還是大眾媒體層面的廣播電視節(jié)目，都是重要的營養(yǎng)健康信息來源，這些信息可以改變消費者的食物消費行為，促進合理膳食[8]。然而，大眾對營養(yǎng)健康信息的接收和使用具有異質(zhì)性，重要的影響因素是受教育水平，它影響信息的搜尋、理解和應(yīng)用能力，兩者呈現(xiàn)明顯的正相關(guān)關(guān)系[9]。

關(guān)于受教育水平對食物消費和膳食營養(yǎng)攝入影響的研究中，Barry M.Popkin[10]等利用調(diào)整的膳食質(zhì)量指數(shù)（DQI-R）作為衡量飲食健康的指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)從1965—1996年，影響美國居民飲食質(zhì)量提高的最重要的因素是受教育水平的提高而非收入水平提高；Anthony Worsley[11]等研究發(fā)現(xiàn)在澳大利亞受教育水平越高的個體，其經(jīng)常性的食物消費品種越廣泛，Mary Barker[12]利用美國女性樣本分析發(fā)現(xiàn)，相比較受教育水平較高的女性，受教育水平較低的女性由于自控能力較差更易導(dǎo)致低質(zhì)量的飲食行為。中國正在經(jīng)歷食物消費和膳食營養(yǎng)結(jié)構(gòu)的升級，除收入因素以外，家庭中女性的受教育水平的提高對飲食質(zhì)量的提高有獨立作用[13]，那么，受教育水平越高，飲食是否越健康？已有研究大多利用最小二乘法的均值回歸，如果把食物和營養(yǎng)攝入與健康水平相聯(lián)系，那么在膳食營養(yǎng)素攝入的不同水平下，其健康風(fēng)險是不同的，即營養(yǎng)素攝入的低水平或者高水平均存在攝入不足或者過量的可能性，健康風(fēng)險相對較高。因此本文利用分位數(shù)回歸的方法，在考慮個體差異性的基礎(chǔ)上識別出膳食營養(yǎng)素的差異分布，獲得教育對食物和營養(yǎng)素攝入影響的更多結(jié)構(gòu)性認識。

為了更直觀地將飲食與健康產(chǎn)出相聯(lián)系，本研究進一步將食物消費量轉(zhuǎn)化為營養(yǎng)素攝入量，選取和健康息息相關(guān)的三大宏量營養(yǎng)素和一個微量營養(yǎng)素，分別是熱量、脂肪、蛋白質(zhì)和膳食纖維，估計受教育水平對膳食營養(yǎng)素攝入量的影響。本研究使用中國健康營養(yǎng)調(diào)查（China Health and Nutrition Survey,CHNS）的最新數(shù)據(jù)，采用OLS和分位數(shù)回歸的方法，對受教育水平和膳食營養(yǎng)素攝入水平的關(guān)系進行全面考察。

二、理論基礎(chǔ)和計量模型

（一）理論基礎(chǔ)

教育不僅可以培養(yǎng)人的生產(chǎn)能力，而且可以提高人的消費水平和消費能力[14]，前者是教育的貨幣性收益，根據(jù)盧卡斯的定義，是教育對于經(jīng)濟增長的內(nèi)部影響；后者是教育的非貨幣性收益，屬于教育對經(jīng)濟增長的外溢作用。根據(jù)Haveman和Wolfe[15]總結(jié)的當(dāng)代實證研究結(jié)果，在健康和消費方面，教育有助于改善受教育者本人、配偶和家庭成員的健康狀況，提高消費者選擇效率，提高家庭內(nèi)部勞務(wù)生產(chǎn)的生產(chǎn)率。

就食物消費而言，家庭的消費能力不僅取決于貨幣購買能力，更重要的是取決于家庭成員的科學(xué)文化素質(zhì),它決定著家庭食物消費的層次和質(zhì)量，因為消費者需要的不僅僅是飽腹，也包括營養(yǎng)價值和健康需求。根據(jù)教育對健康影響的“收入提高”路徑，家庭成員受教育水平較高，在不考慮各類消費品相對價格變化的情況下，家庭消費預(yù)算約束放松，可以選擇營養(yǎng)價值更高的食物；如果把家庭食物購買和制作看成一種生產(chǎn)過程，根據(jù)“效率提高”的路徑，把家庭生產(chǎn)和企業(yè)生產(chǎn)相類比，在生產(chǎn)要素投入不變的情況下，企業(yè)生產(chǎn)效率的提高關(guān)鍵依靠技術(shù)進步，那么家庭生產(chǎn)中營養(yǎng)健康信息的運用就相當(dāng)于技術(shù)進步，所以，從食物消費和營養(yǎng)攝入的角度分析教育對健康的影響路徑，可以把教育的作用更具體的稱為“信息效率提高”。雖然營養(yǎng)健康信息的獲取并不一定導(dǎo)致健康飲食的態(tài)度和行為，但它是公眾接受合理膳食的前提條件。舒爾茨[16]指出受教育水平的提高可以提高個人對新信息的處理能力，因此更加迅速的對新信息做出反應(yīng)，而受教育水平較低的人在信息接收和行為反應(yīng)上都會出現(xiàn)滯后。受教育水平是社會經(jīng)濟地位最常用的識別變量，隨著中國進入信息化時代，網(wǎng)絡(luò)逐漸成為公眾獲取營養(yǎng)健康信息的重要資源，受教育程度較低的人群不傾向于使用互聯(lián)網(wǎng)，在信息獲取渠道上出現(xiàn)不平等；更重要的是，大量信息需要一定的辨別、篩選和理解能力，受教育水平的不同也會導(dǎo)致接收信息質(zhì)量上的差異。另外，F(xiàn)uchs[17]從時間偏好的角度指出，受教育水平更高的人更注重長遠規(guī)劃，較低的貼現(xiàn)率使得他們更加看重不健康的消費風(fēng)險產(chǎn)生的影響，因此愿意通過更健康的生活方式獲得長久收益，比如更傾向于攝入更多膳食纖維和較少飽和脂肪的健康飲食方式。

（二）計量模型

根據(jù)Becker的家庭生產(chǎn)模型，生產(chǎn)和消費是一個統(tǒng)一的過程，消費者進行產(chǎn)品消費的目的不在于產(chǎn)品本身而是要實現(xiàn)更為基礎(chǔ)的目標(biāo)，Berker將他們稱為基本物品[18]。在此基礎(chǔ)上，Behrman和 Deolalikar[19]建立了家庭效用函數(shù)的結(jié)構(gòu)方程，我們可以把健康資本看作家庭效用函數(shù)中的基本物品之一。首先，家庭效用函數(shù)由家庭成員的健康水平（Hi），純公共物品消費（Cp）和私人物品消費（Ci），休閑娛樂時間等因素決定；其次，個人健康生產(chǎn)函數(shù)中，除了家庭效用函數(shù)中的變量（Ω），還有營養(yǎng)素攝入量（Ni）、個人受教育水平（Ei）、和健康相關(guān)活動的時間投入（等要素，殘差項包括基因等未觀測變量；最后是營養(yǎng)素攝入方程，私人物品消費在營養(yǎng)素攝入方程中可以特定為食物和營養(yǎng)素攝入，在這里我們不考察由食物消費向營養(yǎng)素轉(zhuǎn)換的過程，只考察社會人口和經(jīng)濟變量對營養(yǎng)素攝入的影響。

由于膳食營養(yǎng)素攝入是健康生產(chǎn)函數(shù)中的重要投入變量，為了從食物和營養(yǎng)素攝入的角度考察教育對健康水平的影響路徑，利用其縮減形式①——營養(yǎng)攝入方程，估計教育對營養(yǎng)素攝入的邊際影響，具體形式是：

其中，Nij是第i個個體的第j種營養(yǎng)素攝入量，E表示受教育水平，X表示影響營養(yǎng)素攝入量的其他社會人口和經(jīng)濟因素，將在第三部分具體說明。

本文從教育對食物和營養(yǎng)素攝入影響的角度考察教育健康收益的產(chǎn)生機制。營養(yǎng)不良或者營養(yǎng)過剩易發(fā)生在營養(yǎng)素攝入的兩端，健康風(fēng)險也相對較高，但是傳統(tǒng)的OLS回歸方法只能得到各因素對營養(yǎng)素攝入平均水平的影響，無法分析各個因素對營養(yǎng)素攝入分布規(guī)律的影響。Koenker和Bassett[20]提出的分位數(shù)回歸方法可解決這一問題，在考慮個體差異性的基礎(chǔ)上識別出差異分布，獲得受教育水平對膳食營養(yǎng)素攝入影響的更多結(jié)構(gòu)性認識。在分位數(shù)回歸中，無需做出誤差項具有較小方差、對稱性的假定，而是假定因變量條件分布的分位數(shù)是自變量的線性函數(shù)，從而構(gòu)造因變量的分位數(shù)回歸，得到自變量對因變量分位數(shù)的影響。因此，在營養(yǎng)素分布的不同分位數(shù)考察受教育程度對攝入量的影響，對條件分布的刻畫更加細致，分析結(jié)果也更加全面和深入。

為了表示在給定X的情況下，營養(yǎng)素攝入量與分位點θ對應(yīng)的條件分位數(shù)，本文建立如下分位數(shù)回歸模型：Quant(Ni│Xi)=Xiβθ，其中X為方程（4）中的自變量，βθ為系數(shù)向量，它是通過最小化絕對離差來實現(xiàn)，即：

文獻中常采用bootstrap密集算法技術(shù)對分位數(shù)回歸系數(shù)βθ進行估計，也就是說通過不斷地進行有放回抽樣而獲得樣本的置信區(qū)間，從而對系數(shù)加以推斷[21]。本文將取該因變量第10個、第25個、第50個、第75個和第95個百分位數(shù)進行回歸，這5個百分位數(shù)分別代表膳食營養(yǎng)素攝入的低水平、中低水平、中等水平、中高水平和高水平。

表1 解釋變量的描述性統(tǒng)計

三、數(shù)據(jù)和變量

（一）數(shù)據(jù)說明

本研究使用的數(shù)據(jù)來源于2011年中國健康營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）的最新數(shù)據(jù)。CHNS膳食調(diào)查分為家戶食物調(diào)查和個體膳食調(diào)查，在一周中隨機抽取連續(xù)3天同時進行。家戶食物調(diào)查使用食物存量法，用稱重法和記賬法詳細記錄家戶每日的食物購進量、廢棄量以及就餐人數(shù)，根據(jù)食物存量變化計算每人/每日的食物消費量；個體膳食調(diào)查使用的是24小時回顧法，要求被調(diào)查對象回憶24小時之內(nèi)消費的食物的種類、數(shù)量、進餐的時間地點以及制作方式等內(nèi)容。比較兩種方法，可以發(fā)現(xiàn)，家戶食物存量調(diào)查沒有將外出就餐計算在內(nèi)；而且，如果有人做客并且客人在家中就餐，根據(jù)存量變化計算的人均消費會存在偏差。因此，為了得到較準(zhǔn)確的個體食物消費數(shù)量，本文使用基于24小時食物回顧法得到的個體膳食調(diào)查數(shù)據(jù)。

基于CHNS數(shù)據(jù)特點，結(jié)合本研究目標(biāo)，選擇18歲及以上的人群為樣本，并且去除了正在懷孕的女性。研究選取影響飲食健康程度的營養(yǎng)素指標(biāo)：熱量、脂肪、蛋白質(zhì)和膳食纖維，作為被解釋變量②。因為CHNS數(shù)據(jù)提供的膳食營養(yǎng)素攝入數(shù)據(jù)沒有包括膳食纖維，所以本研究根據(jù)個體膳食調(diào)查數(shù)據(jù)提供的食物代碼和數(shù)量，利用食物代碼與2002年和2004年的《食物成分表》中具體食物相聯(lián)系，得到每種食物的膳食纖維含量，分類加總得到每個樣本每日攝入的膳食纖維的總量。

（二）變量選擇

本文將影響膳食營養(yǎng)素攝入的因素分為兩個層次，第一層次是家庭特征，主要包括：家庭年收入水平（千）、家庭規(guī)模、地區(qū)類型（東、中、西部為虛擬變量，東北為參照組）、戶籍類型（虛擬變量，城鎮(zhèn)=1）；第二層次是個人特征，主要包括性別（虛擬變量，男性=1）、年齡、民族（虛擬變量，漢族=1）、BMI和本文關(guān)注的核心變量受教育水平（年數(shù)），表1是變量的描述性統(tǒng)計。

表2是被解釋變量在不同分位數(shù)下的分布情況?？梢钥闯?，各營養(yǎng)素的分布差異較大，僅從蛋白質(zhì)的攝入量上考察，根據(jù)《中國居民膳食營養(yǎng)素攝入?yún)⒖剂俊罚?013版）中成年人蛋白質(zhì)的推薦攝入量，男性和女性分別是65g/天和55g/天，雖然在分位數(shù)50的位置，蛋白質(zhì)攝入量和此相當(dāng)，但是在低分位數(shù)和高分位數(shù)上有明顯的攝入不足或者攝入過量的風(fēng)險?？梢?，均值回歸不能完整而全面的刻畫膳食營養(yǎng)素攝入隨受教育水平和其他因素影響的變化情況，有必要采用分位數(shù)回歸進行全面分析。

表2 被解釋變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果分析

本研究利用OLS回歸和分位數(shù)回歸兩種方法，從膳食營養(yǎng)素攝入的角度探究教育對健康水平的影響機制。表3列舉了影響營養(yǎng)素攝入的五個重要變量的回歸結(jié)果。戶籍類型對四類營養(yǎng)素攝入的影響比較顯著，在蛋白質(zhì)攝入中，相比較農(nóng)村居民，城鎮(zhèn)居民的攝入量在中低分位數(shù)上（10、25、50）較低，而在高分位數(shù)上，城鎮(zhèn)居民的蛋白質(zhì)攝入量明顯超過農(nóng)村居民的攝入水平，與OLS回歸結(jié)果相比較，可以發(fā)現(xiàn)均值回歸沒有反映隨著營養(yǎng)素攝入分布的不同，影響效果的變化過程；對膳食纖維攝入的影響，在25、50、75和90個分位數(shù)上，城鎮(zhèn)居民的攝入水平都低于農(nóng)村居民，而且隨著分位數(shù)的提高，差距在逐漸增大，OLS回歸同樣沒有反映這一變化；對熱量攝入的影響，在各分位數(shù)上城鎮(zhèn)居民的攝入水平均低于農(nóng)村居民，在高分位數(shù)上，城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民熱量攝入的差異更加顯著；對脂肪攝入的影響，在中低分位數(shù)上，城鎮(zhèn)居民的攝入水平仍然低于農(nóng)村居民，這在一定程度上說明城鎮(zhèn)居民的飲食更加偏好高蛋白食物，而減少熱量和脂肪的攝入。性別對各類膳食營養(yǎng)素攝入的影響也很顯著，其中男性在各類營養(yǎng)素的攝入水平上均超過女性，同時隨著分位數(shù)的提高，性別差異導(dǎo)致的攝入水平的差異在增大。隨著年齡的增加，在各分位數(shù)上，各類營養(yǎng)素的攝入量均下降。如果從收入提高的路徑來看對膳食營養(yǎng)素攝入的影響，隨著收入水平的提高，蛋白質(zhì)攝入量增加，但收入水平提高也促進了熱量和脂肪攝入水平的提高，對健康飲食可能存在負向影響；收入水平的提高對膳食纖維的攝入沒有顯著的影響。

本研究重點關(guān)注的是受教育水平對營養(yǎng)素攝入的影響，如果教育在膳食營養(yǎng)攝入的路徑上可以對健康產(chǎn)生正向影響，那么在理論上，隨受教育水平的提高，蛋白質(zhì)和膳食纖維的攝入量應(yīng)該增加，熱量和脂肪的攝入量應(yīng)該減少。在表3的回歸結(jié)果中，僅從符號上判斷，受教育水平對蛋白質(zhì)和膳食纖維的影響和假設(shè)一致，對熱量攝入的影響在高分位數(shù)上為負，但是對脂肪攝入的影響是顯著為正的。具體而言，隨受教育水平的提高，蛋白質(zhì)攝入量在中低分位數(shù)位置的增量大于中高分位數(shù)的增量；對膳食纖維攝入在25和75分位數(shù)上的正向影響最大，和OLS回歸結(jié)果相比較，發(fā)現(xiàn)均值回歸的結(jié)果出現(xiàn)方向性錯誤；對熱量的影響在中低分位數(shù)上是正向的，但是到了高分位數(shù)上隨受教育水平的提高，對脂肪攝入有抑制作用。圖1是受教育水平的分位數(shù)回歸系數(shù)隨著分位數(shù)的變化情形的直觀表示，可以看出，受教

育水平對蛋白質(zhì)、膳食纖維的攝入有較為顯著的正向影響，與預(yù)期相符；受教育水平在高分位數(shù)下對熱量攝入的影響由正變負，對脂肪攝入的影響始終為正，但是隨著分位數(shù)點的提高，受教育水平對脂肪攝入的正向作用在減小，也就是說，在健康風(fēng)險較高的高脂肪攝入?yún)^(qū)域，受教育水平對其正向影響較小。為了進一步考察受教育水平對熱量和脂肪攝入的影響，有必要同時在不同分位數(shù)細分不同受教育水平對二者的作用效果。

表3 膳食營養(yǎng)素攝入的OLS和分位數(shù)回歸結(jié)果

圖1 各分位數(shù)水平上受教育水平對膳食營養(yǎng)素攝入的影響

表4 不同受教育水平對熱量攝入影響的分位數(shù)回歸

在原始模型基礎(chǔ)上加入受教育水平的平方項，受教育水平對熱量和脂肪攝入的邊際影響為，可以觀測熱量和脂肪攝入的不同分位數(shù)上，隨著受教育水平的變化，對攝入量的影響變化。表4受教育水平對熱量攝入影響的回歸結(jié)果中，隨受教育水平的提高，教育對熱量攝入的影響由正變負。在0.1、0.25、0.5、0.75的分位數(shù)上，初中及以上學(xué)歷，隨受教育水平的提高，熱量攝入減少，但是在高熱量攝入水平0.9分位數(shù)下，受教育水平對熱量攝入的減少作用不顯著。表5受教育水平對脂肪攝入影響的回歸結(jié)果中，與教育對熱量攝入的影響類似，隨受教育水平的提高，教育對脂肪攝入的影響由正變負。在0. 25、0.5、0.75分位數(shù)上，高中及以上學(xué)歷，隨受教育水平的提高，脂肪攝入量減少。與熱量攝入相類似的是，在高脂肪攝入水平0.9分位數(shù)下，受教育水平對脂肪攝入的減少作用不顯著。由此可見，受教育水平提高和熱量、脂肪攝入的負相關(guān)關(guān)系分別在初中及以上學(xué)歷和高中以及上學(xué)歷表現(xiàn)出來。

表5 不同受教育水平對脂肪攝入影響的分位數(shù)回歸

五、結(jié)論

本文從食物和營養(yǎng)攝入的路徑分析了教育產(chǎn)生健康收益的機制，具體而言，將食物消費量轉(zhuǎn)化為膳食營養(yǎng)素攝入水平，利用分位數(shù)回歸的方法，在營養(yǎng)素攝入的不同分位數(shù)上分析受教育水平對蛋白質(zhì)、膳食纖維、熱量和脂肪4類與健康密切相關(guān)的膳食營養(yǎng)素攝入的影響，得到以下結(jié)論：戶籍類型、性別、年齡和受教育水平對4類營養(yǎng)素的攝入在各分位數(shù)上均有顯著影響，家庭年收入對膳食纖維的攝入無顯著影響。分位數(shù)回歸中，隨受教育水平的提高，蛋白質(zhì)和膳食纖維的攝入量增加；在攝入水平較高的高分位數(shù)上，受教育水平和熱量攝入有負相關(guān)關(guān)系，與脂肪攝入量沒有表現(xiàn)出顯著地負相關(guān)。當(dāng)受教育水平分別在初中及以上學(xué)歷和高中以及上學(xué)歷時，教育對熱量和脂肪攝入的邊際影響表現(xiàn)為負。

上述結(jié)論可以認為受教育水平的提高能夠帶來更健康的飲食行為，即從食物和營養(yǎng)攝入的角度為教育產(chǎn)生健康收益提供了解釋路徑。最后需要指出的是，在控制收入水平的情況下，仍然存在受教育水平對健康飲食的正向影響，說明除了“收入提高”路徑，還存在“信息效率提高”的路徑，但是由于缺少消費者利用營養(yǎng)健康信息的相關(guān)數(shù)據(jù)，本文沒有能夠更直接的從“信息效率提高”的角度來提供解釋，這也是本研究進一步深入的方向。

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【注 釋】

① 在沒有高質(zhì)量數(shù)據(jù)進行結(jié)構(gòu)模型估計時，縮減形式在經(jīng)驗研究中占據(jù)重要位置。引自肖金川、任飛、劉郁，“主要英文經(jīng)濟學(xué)期刊論文計量方法統(tǒng)計分析”，《世界經(jīng)濟》2014年第1期：2-14。

② 大量科學(xué)研究表明，肥胖是高血壓、糖尿病、冠心病、高血脂癥等慢性病的重要危險因素。而攝入高熱量、高脂肪食物過多又是形成肥胖的基礎(chǔ)因素。因此，攝入熱量過多是以上慢性病的直接成因之一；現(xiàn)代醫(yī)學(xué)認為膳食纖維具有較高的營養(yǎng)價值和保健功效，其與人體健康息息相關(guān)。

F08

：A

：1009－2447（2016）03－0037－07

2016-06-01

中央高校基本科研業(yè)務(wù)費專項資金資助項目（2015RW007）

王茵（1988-），女，河南新鄉(xiāng)人，中國農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院博士生。