農(nóng)民的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性對其飲食多樣化和營養(yǎng)健康的影響

黃澤穎，孫君茂，郭燕枝，王秀麗，馬云倩

農(nóng)民的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性對其飲食多樣化和營養(yǎng)健康的影響

黃澤穎，孫君茂，郭燕枝，王秀麗，馬云倩

（農(nóng)業(yè)農(nóng)村部食物與營養(yǎng)發(fā)展研究所，北京 100081）

【】我國是大國小農(nóng)的基本國情，小農(nóng)戶比重大，自產(chǎn)自消（費）程度高，他們的食物生產(chǎn)、消費與營養(yǎng)協(xié)調(diào)發(fā)展是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的健康保障，調(diào)查江蘇省、河南省、四川省農(nóng)民的飲食多樣性（人日均攝入的食物種類）以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性（日常生產(chǎn)的食物種類）與飲食多樣化和營養(yǎng)健康（BMI）的相關(guān)性，旨在為農(nóng)民良好飲食習(xí)慣形成以及農(nóng)村人力資本建設(shè)提供理論依據(jù)。基于隨機(jī)抽樣和分層抽樣相結(jié)合的問卷調(diào)查方法，利用食物頻率法從江蘇省10個村、河南省10個村、四川省6個村共收集395份農(nóng)民調(diào)查問卷，開展總樣本與各省分樣本自產(chǎn)食物種類情況、各類食物攝入的來源與數(shù)量、每日攝入自產(chǎn)食物的營養(yǎng)狀況的描述性分析；根據(jù)食物消費與個人健康效用的經(jīng)濟(jì)理論，在不存在內(nèi)生性問題的前提下，采用多元線性回歸模型分析農(nóng)民的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性對其飲食多樣化的影響和采用Probit模型探討農(nóng)民的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性對其營養(yǎng)健康的影響。受訪者的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性程度不高，平均生產(chǎn)3.37個食物種類，省際差距較小，攝入的食物如水產(chǎn)品、水果類、奶及奶制品、畜禽肉主要來自購買；農(nóng)民的飲食多樣化程度也不高，人日均攝入食物種類3.34個，省際差距較大，攝入自產(chǎn)食物的數(shù)量均低于推薦量；在總攝入量中，畜禽肉攝入過多，而奶及奶制品、水產(chǎn)品攝入不充分；農(nóng)民人日均攝入自產(chǎn)食物獲得的營養(yǎng)不均衡，從自產(chǎn)食物獲取的能量充足，但獲取蛋白質(zhì)、脂肪、鈣、鎂、鉀、維生素A等營養(yǎng)素較低；近6成農(nóng)民的BMI值正常，但省際差距較大。農(nóng)民的飲食多樣性、營養(yǎng)健康與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性在10%統(tǒng)計水平上有顯著的正相關(guān)性；農(nóng)民的年齡、受教育程度、家庭總純收入、營養(yǎng)知識認(rèn)知、市場準(zhǔn)入等因素也對飲食多樣化有顯著影響，而農(nóng)民的性別、年齡、受教育程度以及食物營養(yǎng)教育等因素對個人的營養(yǎng)健康產(chǎn)生顯著影響。與其他發(fā)展中國家一樣，我國的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性促進(jìn)了農(nóng)民的飲食多樣化和營養(yǎng)健康。然而，隨著我國農(nóng)業(yè)商品化程度和農(nóng)民非農(nóng)收入的提高，農(nóng)民購買食物滿足飲食多樣化的趨勢不可逆轉(zhuǎn)，在水土資源有限的實際情況下提高農(nóng)民農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性的可行性不大。因此，鼓勵在農(nóng)村建立規(guī)范化的農(nóng)產(chǎn)品市場，加強(qiáng)食物營養(yǎng)宣傳教育提高農(nóng)民營養(yǎng)知識可能是保障他們飲食多樣化和營養(yǎng)健康的可行途徑。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性；飲食多樣化；營養(yǎng)健康；食物頻率法；營養(yǎng)導(dǎo)向型農(nóng)業(yè)

0 引言

【研究意義】農(nóng)業(yè)、營養(yǎng)和健康之間有著密切的聯(lián)系，人們通過消費農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的食物，獲得所需的營養(yǎng)，滿足人體健康需求[1]。農(nóng)民是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體，他們不僅從農(nóng)業(yè)獲得食物，而且也獲得了經(jīng)營性收入[2]。當(dāng)前，我國正經(jīng)歷一場營養(yǎng)不良和營養(yǎng)過剩的營養(yǎng)危機(jī)，促進(jìn)居民飲食健康和營養(yǎng)均衡尤為必要。在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略下，人力資本是農(nóng)村發(fā)展的重要因素，改善農(nóng)民的營養(yǎng)健康狀況是總體提升國民素質(zhì)的重要內(nèi)容。由此，研究農(nóng)民的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對個人的食物攝入與營養(yǎng)健康的影響，對在農(nóng)村開展?fàn)I養(yǎng)指導(dǎo)消費，消費引導(dǎo)生產(chǎn)具有重要意義。【前人研究進(jìn)展】國內(nèi)學(xué)者較少涉及該領(lǐng)域，研究比較側(cè)重農(nóng)民食物攝入量的變化趨勢[3-4]以及包括農(nóng)業(yè)機(jī)械化、祖輩隔代溺愛等因素對農(nóng)民食物營養(yǎng)的影響[5-6]。但國外學(xué)者已開展初步研究，如Muller[7]基于盧旺達(dá)的農(nóng)村調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)民的食物產(chǎn)量增加會導(dǎo)致自身體質(zhì)指數(shù)（body mass index，BMI）提高。但由于農(nóng)業(yè)到消費者營養(yǎng)健康的途徑并非直接[8]，國外學(xué)者傾向從農(nóng)民的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性（是指農(nóng)民同一時期生產(chǎn)的食物種類數(shù)量）開展研究，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性分別與農(nóng)民的飲食多樣化[9-11]和營養(yǎng)健康[12]有顯著正相關(guān)。雖然農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性對農(nóng)民飲食有不同程度的積極影響[13]，但目前的研究結(jié)論大都基于肯尼亞、坦桑尼亞、厄瓜多爾、贊比亞等國的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)與營養(yǎng)不良情況得出。有些學(xué)者認(rèn)為，在發(fā)展中國家，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性是營養(yǎng)豐富的主要來源，能帶來膳食和營養(yǎng)改善[14]。【本研究切入點】雖然我國是發(fā)展中國家，但與非洲、拉丁美洲等國相比，我國農(nóng)業(yè)集約化水平較高。然而，隨著全球農(nóng)業(yè)走集約化生產(chǎn)道路，單一動植物種養(yǎng)規(guī)模化水平提升，但農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性和重要營養(yǎng)物質(zhì)尤其是微量營養(yǎng)素產(chǎn)量自1960年以來不斷下降，集約化帶來的增產(chǎn)不代表人們吃得更好，所以通過農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性供應(yīng)多種類食物必不可少[15]。在我國，小農(nóng)戶家庭經(jīng)營是農(nóng)業(yè)基本經(jīng)營形態(tài)，根據(jù)第三次農(nóng)業(yè)普查數(shù)據(jù)，我國小農(nóng)戶數(shù)量占到農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體98%以上，小農(nóng)從業(yè)人員占農(nóng)業(yè)從業(yè)人員90%，小農(nóng)戶經(jīng)營耕地面積占總耕地面積超過70%。小農(nóng)戶作為我國農(nóng)村龐大的群體，生產(chǎn)集約化程度低，利用自留地與承包地自產(chǎn)自足的生產(chǎn)經(jīng)營格局長期存在，因此，在農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型升級階段，我國農(nóng)民目前的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性程度如何？農(nóng)民從自產(chǎn)環(huán)節(jié)消費的食物與攝入的營養(yǎng)情況如何？農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性是能否促進(jìn)我國農(nóng)民的飲食多樣化與營養(yǎng)健康呢？本文中，飲食多樣化是指每日攝入的食物種類數(shù)量，反映了飲食質(zhì)量[16]和充分的微量營養(yǎng)素攝入量[17]，認(rèn)為沒有一種食物可提供人體所需的營養(yǎng)，建議每日應(yīng)攝入谷薯類、蔬菜、水果、肉、蛋、奶、水產(chǎn)品等多種食物[18]。需要說明的是，個人的飲食多樣化不代表完全的營養(yǎng)健康，飲食多樣化是保證各類營養(yǎng)素的攝入，但如果出現(xiàn)某類營養(yǎng)素攝入過多或者不足，則出現(xiàn)膳食結(jié)構(gòu)不合理，也會影響營養(yǎng)健康。因此，采用國際上常用的BMI（體重（kg）/身高（m2））衡量營養(yǎng)健康，BMI介于18.5—24之間屬于營養(yǎng)健康，低于18.5是消瘦與營養(yǎng)不良，而高于24是超重肥胖與營養(yǎng)過剩，均為非營養(yǎng)健康。本研究鑒于Kennedy等[19]和Woldehanna等[20]采用人日均是否攝入8種食物（淀粉類主食、蔬菜、水果、肉類、魚、雞蛋、豆類堅果、奶類）來調(diào)查農(nóng)民生產(chǎn)和攝入的食物種類數(shù)量，衡量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性和飲食多樣化的程度。由于《中國居民膳食指南（2016）》的平衡膳食寶塔要求“居民每日需攝入谷薯類、大豆及堅果類、蔬菜類、水果類、蛋類、水產(chǎn)品、奶類、畜禽肉等8個食物種類”與國外食物種類相近，需要說明的是本文膳食寶塔中的水、油、鹽不計入飲食多樣化的范疇。所以，本文采用膳食寶塔的8個食物種類來分析農(nóng)民的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性和飲食多樣化。【擬解決的關(guān)鍵問題】本研究在理論分析的基礎(chǔ)上，基于農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型背景，利用江蘇、河南和四川3省農(nóng)民的問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，描述性分析總樣本及各省受訪農(nóng)民生產(chǎn)的食物種類（即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性情況）、人日均攝入食物的來源結(jié)構(gòu)、數(shù)量與營養(yǎng)等情況，再從區(qū)域角度分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性對個人飲食多樣化與營養(yǎng)健康的影響機(jī)制。

1 理論框架與研究假設(shè)

1.1 理論框架

結(jié)合我國農(nóng)業(yè)商品化生產(chǎn)的實際情況，剖析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性對農(nóng)民的飲食多樣化與營養(yǎng)健康的作用機(jī)制，擬根據(jù)食物消費與個人健康效用的經(jīng)濟(jì)理論[21]展開分析：

U=U(X, X,,) （1）

式中，X是農(nóng)民消費N×F矩陣的食物種類。F是消費食物的種類數(shù)量，包括農(nóng)民消費的j種自產(chǎn)食物和k種市場購買的食物（F=N×F），是農(nóng)民的非食物消費，是農(nóng)民健康狀況，是農(nóng)民消耗的休閑時間。農(nóng)民個人健康狀況的表達(dá)式如下：

=((X),,) （2）

式中，(.)是農(nóng)民消費j種自產(chǎn)食物獲得的營養(yǎng)，是非食物投入，是影響健康的因素。在市場完善的情況下，農(nóng)民的生產(chǎn)和消費決策是分開的[22]，農(nóng)民可以選擇只生產(chǎn)利潤最大化的食物，并在市場上購換其他食物。然而，當(dāng)市場缺失或購買食物存在較大交易成本時，農(nóng)民將生產(chǎn)更有利可圖的食物[23]，尤其在“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”的背景下，我國農(nóng)民將種的有機(jī)蔬菜和養(yǎng)的土雞等初級農(nóng)產(chǎn)品少量賣給城市消費者。當(dāng)決定生產(chǎn)食物種類數(shù)量j時，農(nóng)民將選擇生產(chǎn)最佳的食物種類數(shù)量獲得利潤最大化。如果將生產(chǎn)所得轉(zhuǎn)化為收入，則在消費方面會產(chǎn)生營養(yǎng)效益[24]。基于上述理論，本文考察農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性分別對農(nóng)民飲食多樣化和營養(yǎng)健康狀況的作用機(jī)制，簡化的2個方程如下：

DD=+βPD+φHH+ε（3）

DA=+βPD+φHH+ε（4）

式中，DD為農(nóng)民個人的飲食多樣化，DA為農(nóng)民個人的營養(yǎng)健康狀況，PD為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性，HH為影響因素，是誤差項。

1.2 研究假設(shè)

農(nóng)民的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性與個人的飲食多樣化[9,11-12]和營養(yǎng)健康存在正相關(guān)性[10]。世界銀行研究認(rèn)為，農(nóng)業(yè)影響農(nóng)民的飲食質(zhì)量主要來自消費自產(chǎn)的食物和購買食物兩種方式[25]。也就是說，雖然江蘇、河南、四川的農(nóng)業(yè)商品化程度不同，但如果農(nóng)民生產(chǎn)的食物種類越多，在一定程度上越能提高食物資源供給，不管是自產(chǎn)自銷還是市場交換，獲得飲食多樣化的可能性越大，故提出研究假設(shè)一（在其他條件不變的情況下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性越高，農(nóng)民的飲食多樣化程度越大，反之，程度越小）；進(jìn)一步講，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性促進(jìn)了營養(yǎng)豐富食物的生產(chǎn)，保障了農(nóng)民的營養(yǎng)需求，提高了他們的營養(yǎng)健康水平，于是提出研究假設(shè)二（在其他條件不變的情況下，農(nóng)民的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性越高，他們的營養(yǎng)健康水平越好，反之，他們的營養(yǎng)健康狀況越差）。此外，梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，居民的飲食多樣化和營養(yǎng)健康受性別、年齡、受教育程度、家庭總純收入、營養(yǎng)知識認(rèn)知、市場準(zhǔn)入、食物營養(yǎng)教育服務(wù)等因素影響[7,9-12,26]，故提出研究假設(shè)三（在其他條件不變的情況下，農(nóng)民的飲食多樣化與營養(yǎng)健康狀況均受到個人與家庭特征、認(rèn)知與外部環(huán)境等其他因素的顯著影響）。

2 數(shù)據(jù)來源與研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

由于直接調(diào)查農(nóng)民個人在過去一年消費各種食物的數(shù)量和進(jìn)食次數(shù)等數(shù)據(jù)容易出現(xiàn)較大誤差，所以，本研究首先采用食物頻率法設(shè)計問卷調(diào)查小農(nóng)戶整個家庭在2017年的常住人數(shù)以及對不同種類食物的進(jìn)食次數(shù)、平均每次食用量、消費總量以及自產(chǎn)、購買、其他等來源比例。假設(shè)農(nóng)民對不同種類食物的進(jìn)食次數(shù)以及自產(chǎn)、購買、其他等來源比例與整個家庭一致，則農(nóng)民的平均每次食用量、消費總量則通過除以家庭常住人數(shù)獲得。為獲得代表性數(shù)據(jù)，選擇東中西部一個省份開展預(yù)調(diào)查和正式調(diào)查，并根據(jù)我國第三次農(nóng)業(yè)普查的農(nóng)民標(biāo)準(zhǔn)選取受訪對象：（1）種植業(yè)方面，一年一熟制地區(qū)露地種植農(nóng)作物的土地100畝以下、一年二熟及以上地區(qū)露地種植農(nóng)作物的土地50畝以下、設(shè)施農(nóng)業(yè)的設(shè)施占地面積25畝以下；（2）畜牧業(yè)方面，生豬年出欄200頭以下；肉牛年出欄20頭以下；奶牛存欄20頭以下；羊年出欄100只以下；肉雞、肉鴨年出欄10 000只以下；蛋雞、蛋鴨存欄2 000只以下；鵝年出欄1 000只以下；（3）林業(yè)方面，經(jīng)營林地面積500畝以下；（4）漁業(yè)方面，淡水或海水養(yǎng)殖面積達(dá)到50畝以下，沒有長度24 m的捕撈機(jī)動船，長度12 m的捕撈機(jī)動船2艘以下，其他方式的漁業(yè)經(jīng)營收入30萬元以下。2018年4月25日至9月28日，課題組聯(lián)合河南農(nóng)業(yè)大學(xué)、四川農(nóng)業(yè)大學(xué)、揚州大學(xué)的本科生、碩士生，在河南、四川、江蘇市（縣）農(nóng)調(diào)隊的協(xié)助下，從各省隨機(jī)選取30個農(nóng)民開展實地預(yù)調(diào)研，根據(jù)反饋的信息和建議，課題組結(jié)合當(dāng)?shù)厍闆r刪除與實際不符的調(diào)查問題，并使問卷表述通俗化。正式調(diào)研階段，根據(jù)農(nóng)調(diào)隊農(nóng)村居民固定觀察名冊，采用隨機(jī)抽樣和分層抽樣相結(jié)合的問卷調(diào)查方法，從河南省開封市祥符區(qū)的10個村、四川省崇州市、蘆山縣、資中縣的6個村、江蘇省揚州市江都區(qū)、廣陵區(qū)、寶應(yīng)縣的10個村分別選取100、156、139個農(nóng)民開展面對面的入戶問卷調(diào)查，最終收集有效問卷395份。

總樣本的小農(nóng)經(jīng)營特征明顯，平均每戶的耕地面積3.88畝，最大面積僅30畝，平均每戶的畜禽養(yǎng)殖量3只，最多僅62只。對問卷進(jìn)行信度和效度分析發(fā)現(xiàn)，問卷總體的Cronbach's a系數(shù)為0.812，問卷的內(nèi)部一致性水平比較好，KMO值為0.84，Bartlett球形檢驗的近似卡方值為1606.49，自由度為67，p值為0，表明問項存在共同因素，適合做回歸分析。

2.2 研究方法

被解釋變量的農(nóng)民飲食多樣化是連續(xù)變量，擬采用多元回歸模型：

Y=0+11i22i+…+βX+μ=1, 2, …,

式中，為農(nóng)民個人的飲食多樣化，為影響飲食多樣化的影響因素，為解釋變量的數(shù)目，β(=1,2,…,)為回歸系數(shù)，0為常數(shù)項，μ為隨機(jī)誤差項。

進(jìn)一步以農(nóng)民個人是否營養(yǎng)健康作為被解釋變量，作為二元離散選擇變量，擬考慮應(yīng)用二元 Probit模型回歸進(jìn)行參數(shù)估計[27]，表達(dá)式如下：

其中，表示農(nóng)民個人是否營養(yǎng)健康，=1表示農(nóng)民個人營養(yǎng)健康，=0表示農(nóng)民個人非營養(yǎng)健康。代表影響農(nóng)民個人營養(yǎng)健康的因素，是待估計的參數(shù)向量，Φ（·）是標(biāo)準(zhǔn)累積正態(tài)分布函數(shù)。

3 描述性統(tǒng)計分析與結(jié)果

總樣本農(nóng)民絕大多數(shù)開展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)（共382個），占96.71%，其中，生產(chǎn)4個食物種類的人數(shù)最多，比重接近1/4，然后依次是3個（22.51%）、5個（19.63%）。從食物種類看，生產(chǎn)大豆及堅果類的人數(shù)最多，超過8成（325人），其次是谷薯類（73.16%）、蔬菜（61.52%）、蛋類（36.96%）。就地區(qū)差異看（表1），四川8個食物種類均有生產(chǎn)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性高于河南和江蘇，這說明，四川的農(nóng)業(yè)商品化程度較低，半自給程度高于其他2省。

由表2可見，隨著我國深化改革開放，江蘇、河南、四川的商品經(jīng)濟(jì)加快發(fā)展，這些省份農(nóng)民的市場觀念增強(qiáng)，非農(nóng)收入增加，攝入的各類食物主要來自購買，其中，水產(chǎn)品、水果類、奶及奶制品、畜禽肉購買所占的比重均超過80%，而攝入自產(chǎn)食物的數(shù)量均低于平均推薦量，比重不到50%。從人日均攝入量來看，受訪農(nóng)民的谷薯類、蔬菜類攝入量符合推薦量要求，但畜禽肉攝入過多，而大豆及堅果、水果類、奶及奶制品、水產(chǎn)品明顯低于推薦量，這說明，3省農(nóng)民的食物消費結(jié)構(gòu)已發(fā)生改變，植物性食物和動物性食物消費結(jié)構(gòu)都明顯不合理。

表1 總樣本農(nóng)民自產(chǎn)的食物種類

調(diào)查數(shù)據(jù)整理 Survey data collation

表2 總樣本農(nóng)民對各類食物攝入的來源與數(shù)量

推薦量來自《中國居民膳食指南（2016）》的中國居民平衡膳食寶塔，平均推薦量是上限和下限推薦量的算術(shù)平均值；通過攝入頻率乘以次進(jìn)食量除以周期所含天數(shù)計算每種食物的人日均攝入量。下同

The recommended amount comes from the balanced diet pagoda of Dietary Guidelines for Chinese Residents (2016). The average recommendation is the arithmetic mean of upper and lower recommendation. Average daily intake of each food is calculated by frequency of intake multiplying by number of days per intake divided by number of days per cycle. The same as below

表3表明，由于東部省份的市場經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，江蘇受訪農(nóng)民攝入的食物中超過70%來自購買，如奶及奶制品、水產(chǎn)品、水果，而攝入自產(chǎn)比例較高的食物是蛋類、蔬菜類、谷薯類（約20%），這說明江蘇受訪農(nóng)民傾向從市場購買多種食物消費。從人均攝入量來看，谷薯類、蔬菜類、水產(chǎn)品的攝入量合理，大豆及堅果、水果類、奶及奶制品的攝入不足，尤其是奶及奶制品，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于推薦量，而蛋類、畜禽肉攝入過量，尤其是畜禽肉，超過最高推薦量的54.41%。從攝入來源看，江蘇受訪農(nóng)民攝入自產(chǎn)的食物量低于推薦量，而僅從購買渠道攝入的蛋類、水產(chǎn)品量達(dá)到推薦量，而攝入購買的畜禽肉過量。

如表4所示，河南受訪農(nóng)民傾向從市場購買水產(chǎn)品、水果進(jìn)行消費，而在自產(chǎn)食物中傾向消費蔬菜，攝入的奶類制品主要來自他人的贈送和與其他人的互換。從人日均攝入量看，谷薯類、畜禽肉的攝入量達(dá)到推薦量，而大豆及堅果、蔬菜類、水果類、奶及奶制品、水產(chǎn)品的攝入不足，但蛋類攝入量稍多。從攝入來源看，受訪農(nóng)民人日均攝入自產(chǎn)食物量均低于推薦量，最高不超過32%，而僅從購買渠道攝入的谷薯類、蛋類符合推薦量。

表3 江蘇受訪農(nóng)民對各類食物攝入的來源與數(shù)量

表4 河南受訪農(nóng)民各類食物攝入的來源與數(shù)量

從表5可見，四川受訪農(nóng)民傾向從市場購買水果進(jìn)行消費，而較偏好消費自產(chǎn)的蔬菜，從人日均攝入量來看，谷薯類、大豆及堅果的攝入量合理，水果類、蛋類、奶及奶制品、水產(chǎn)品的攝入不足，而蔬菜類、畜禽肉攝入過多，尤其是畜禽肉超過推薦量上限的1.16倍。從攝入來源看，從自產(chǎn)渠道攝入的蔬菜類、畜禽肉均符合推薦量，而攝入其他自產(chǎn)食物低于推薦量，而僅從購買渠道攝入的畜禽肉超過推薦量。

表5 四川受訪農(nóng)民各類食物攝入的來源與數(shù)量

表6結(jié)果表明，總樣本農(nóng)民每日攝入自產(chǎn)食物的能量未超過參考推薦量和營養(yǎng)綱要目標(biāo)，從地區(qū)看，四川受訪農(nóng)民攝入的能量（601.57 kcal）過多，比參考推薦量和營養(yǎng)綱要目標(biāo)上限分別高出64.58 kcal和52.64 kcal；對于碳水化合物（糖類）攝入量，河南受訪農(nóng)民的平均攝入量合理，江蘇受訪農(nóng)民攝入量不足，但四川受訪農(nóng)民的攝入量超標(biāo)18.63 g。蛋白質(zhì)、脂肪、鈣、鎂、鉀、維生素A等營養(yǎng)素方面，受訪農(nóng)民的平均攝入量均低于參考推薦量和營養(yǎng)綱要目標(biāo)，其中，四川受訪農(nóng)民的攝入量均高于江蘇與河南的受訪者，這說明，受訪農(nóng)民每日攝入自產(chǎn)食物獲取的營養(yǎng)尚不均衡，已成為一大危險因素。

表2的描述性分析可知，隨著市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展，我國受訪農(nóng)民傾向從雜貨店、農(nóng)貿(mào)市場、超市、網(wǎng)絡(luò)等多個渠道購買所需的食物，而并非完全自產(chǎn)自足，大致可見，依靠市場逐漸成為農(nóng)民飲食多樣化提高的主要途徑，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性的自產(chǎn)自足是飲食多樣化的補充和輔助。因此，所在村市場準(zhǔn)入（所在村與最近食物/食品市場的距離）程度不同，本文還需推斷性統(tǒng)計，量化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性、市場準(zhǔn)入對飲食多樣化的貢獻(xiàn)程度。此外，結(jié)合上述理論框架可知，市場完善和缺失影響農(nóng)民的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性。江蘇、河南、四川的農(nóng)村市場完善程度不一（表3—5），有必要分省開展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性對飲食多樣化的影響。個人營養(yǎng)健康方面，受訪農(nóng)民攝入自產(chǎn)食物的數(shù)量均低于參考推薦量，但加上市場購買的總攝入量卻出現(xiàn)膳食結(jié)構(gòu)不合理問題，如肉蛋攝入過多，而奶及奶制品攝入不足等，因此，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性是否能促進(jìn)個人營養(yǎng)健康還需推斷性統(tǒng)計檢驗。

表6 總樣本農(nóng)民每日攝入自產(chǎn)食物的營養(yǎng)狀況

能量及主要營養(yǎng)素推薦量來自《中國居民膳食營養(yǎng)素參考攝入量速查手冊（2013版）》，以標(biāo)準(zhǔn)人為18歲從事輕體力活動的成年男子作為標(biāo)準(zhǔn)人，能量選用EER標(biāo)準(zhǔn)，蛋白質(zhì)、脂肪、糖類、鈣、鎂、鉀、維生素A選用RNI標(biāo)準(zhǔn)，脂肪參考攝入量以能量的25%進(jìn)行折算；營養(yǎng)綱要是指《中國食物與營養(yǎng)發(fā)展綱要（2014—2020年）》，8大種類食物的營養(yǎng)素按照《中國食物成分表（2009）》每百克食物的可食系數(shù)和營養(yǎng)素含量換算并進(jìn)行加總

Recommended amounts of energy and major nutrients are fromQuick Check Manual of Reference Intake of Dietary Nutrients for Chinese Residents (2013 edition)The standard person is an adult male engaged in light physical activity at the age of 18. EER standard is chosen for energy. RNI standard is used for protein, fat, sugar, calcium, magnesium, potassium and vitamin A. The reference fat intake is converted to 25% of energy. The outline of nutrition refers to Outline of China's Food and Nutrition Development (2014-2020). The nutrients of the 8 types of food are converted and added according to the edible coefficient and nutrient content per 100 g of food in China Food Composition Table (2009)

4 推斷性統(tǒng)計分析與結(jié)果

從農(nóng)民飲食多樣化的均值和方差（標(biāo)準(zhǔn)差的平方）比較發(fā)現(xiàn)（表7），均值大于方差，均不符合負(fù)二項回歸模型（方差大于均值）、泊松回歸模型（方差等于均值）的假設(shè)條件。因此，采用多元線性回歸模型進(jìn)行OLS分析比較合理。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性方面，目前平均每個受訪者自產(chǎn)的食物種類3.37個，另外4—5個食物種類主要依靠市場渠道獲得（平衡膳食寶塔共有8類食物）。據(jù)調(diào)查，每個受訪農(nóng)民人日均攝入的食物種類3.34個，飲食多樣化程度不高，其中，四川受訪農(nóng)民是3.46個，江蘇是3.32個，河南3.19個，三省之間的差距很小。平均來看，接近60%的受訪者營養(yǎng)健康，BMI處在正常范圍，其中，四川營養(yǎng)健康的受訪者比例是67.31%，江蘇是58.27%，河南是48%，可見，3省間的差距較大，四川受訪農(nóng)民的營養(yǎng)健康程度最高，而河南受訪農(nóng)民的營養(yǎng)健康問題較為突出。性別方面，41%的受訪者為男性，女性的比重較大，受訪者中多數(shù)為中年人，平均年齡56周歲，總體的受教育程度不高，以初中文化為主，平均每個受訪者的家庭年總純收入為2.93萬元。營養(yǎng)知識了解方面，采用《中國居民膳食指南（2016）》的6句核心內(nèi)容考察受訪農(nóng)民的了解程度發(fā)現(xiàn)，每個受訪者平均了解4個核心內(nèi)容，可見，受訪者了解程度較好。市場準(zhǔn)入方面，受訪者購買食物的半徑在3 km范圍內(nèi)，所在村與最近食物/食品市場的距離平均2.45 km。公共服務(wù)方面，一半以上的受訪者表示，他們所在村有人員過來開展食物營養(yǎng)健康教育，為他們提供膳食營養(yǎng)指導(dǎo)和服務(wù)。

本文采用計量軟件Stata15.0進(jìn)行多元線性回歸和Probit回歸，為縮小異方差，接近正態(tài)分布，對家庭總純收入取對數(shù)進(jìn)行研究，在回歸分析時，采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行估計。模型回歸過程中，很可能因為隨機(jī)干擾項存在異方差、解釋變量之間多重共線、內(nèi)生性問題而違背基本假定，使回歸結(jié)果存在偏差[28]。為檢驗是否存在異方差問題，采用懷特（White）檢驗發(fā)現(xiàn)（表8—9），Chi2值對應(yīng)的值大于0.1，接受原假設(shè)，說明模型不存在異方差。其次，采用方差膨脹因子法（VIF）檢驗多重共線性發(fā)現(xiàn)，最大的vif小于10且平均的vif大于1，模型不存在多重共線性。最后采用Hausman內(nèi)生性檢驗發(fā)現(xiàn)，chi2值對應(yīng)的值大于0.1，接受原假設(shè)，說明表8和表9的模型不存在內(nèi)生性問題，可直接采用回歸結(jié)果進(jìn)行分析。

多元線性回歸結(jié)果如表8所示，總樣本、江蘇、河南、四川分樣本的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性對農(nóng)民的飲食多樣化在10%統(tǒng)計水平上均產(chǎn)生顯著的正向影響，這與研究假設(shè)一相符，這是因為，我國農(nóng)村市場經(jīng)濟(jì)逐漸增強(qiáng)，農(nóng)民所在村到最近的食物/食品市場平均不到3 km，且調(diào)研發(fā)現(xiàn)，多數(shù)農(nóng)民還會在自留地種植作物和飼養(yǎng)畜禽，結(jié)合本文理論框架，在農(nóng)村市場存在的情況下，我國農(nóng)民可以選擇種養(yǎng)若干種類食物，除自給自足外，還有少量銷售到周邊市場換購其他種類食物，促進(jìn)飲食多樣化，同時，影響系數(shù)在0.1水平差異顯著，也反映了農(nóng)民從自產(chǎn)以外渠道補充食物種類的必要性。在其他條件不變的情況下，當(dāng)生產(chǎn)的食物種類每增加1個，每個受訪農(nóng)民日攝入食物的種類平均增加0.84個，可見，受訪農(nóng)民生產(chǎn)的食物并非全部自給自足，還有一部分用于家庭成員食用、交換與銷售。3省比較來看，江蘇每個受訪者日攝入食物種類數(shù)量較多（0.96個），其次是四川（0.86個）、河南（0.78個）。這表明，總樣本生產(chǎn)的食物種類越多，越能提高食物資源供給量，使他們的飲食多樣化越高。此外，年齡、受教育程度、家庭總純收入、營養(yǎng)知識認(rèn)知、市場準(zhǔn)入等因素影響顯著，與研究假設(shè)三吻合。年齡方面，受訪農(nóng)民的年齡越大，他們的飲食多樣化程度越低，同樣，3省比較來看，唯有江蘇受訪農(nóng)民的年齡因素有顯著影響，且影響方向為負(fù)；受教育程度方面，與小學(xué)以下文化水平相比，初中文化水平受訪農(nóng)民的教育水平較高，其飲食多樣化程度越大，這是因為個人較高的教育水平不僅提高了他/她的健康知識水平，還降低了與飲食多樣化的認(rèn)知成本[29]；家庭總純收入方面，受訪農(nóng)民的家庭總純收入每增加1%，他們每日攝入的食物種類將增加0.17個，同樣，僅有江蘇受訪農(nóng)民的家庭總純收入有顯著影響，當(dāng)家庭總純收入每增加1%，他們每日攝入的食物種類將增加0.21個；營養(yǎng)知識認(rèn)知方面，受訪者的營養(yǎng)知識認(rèn)知在0.1統(tǒng)計水平上發(fā)揮正向顯著的作用，這表明，在其他條件不變的情況下，受訪者的營養(yǎng)知識認(rèn)知水平越高，對飲食多樣化的營養(yǎng)均衡作用了解越多，當(dāng)他們對《中國居民膳食指南（2016）》的核心內(nèi)容多了解1個，他們每日攝入的食物種類將增加0.09個，同樣，3省中僅有江蘇受訪農(nóng)民的營養(yǎng)知識認(rèn)知有顯著影響，當(dāng)多了解1個核心內(nèi)容，他們每日攝入的食物種類將增加0.18個；市場準(zhǔn)入方面，受訪農(nóng)民所在村與最近食物/食品市場的距離在0.1的統(tǒng)計性水平上對他們的飲食多樣化產(chǎn)生負(fù)向顯著的影響，當(dāng)所在村與最近食物/食品市場的距離減少1 km，受訪農(nóng)民每日攝入食物的種類將平均增加0.04個，這說明在農(nóng)村社區(qū)，與食物/食品市場的距離較遠(yuǎn)在一定程度上限制農(nóng)民的飲食多樣化，因此，市場合理布局與交通設(shè)施發(fā)展尤為必要[30]。然而，各省受訪者的市場準(zhǔn)入因素未發(fā)揮顯著影響。通過比較模型1的顯著影響因素的系數(shù)大小發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性對農(nóng)民飲食多樣化具有較強(qiáng)的影響，然后依次是受教育水平、家庭總純收入、營養(yǎng)知識認(rèn)知、市場準(zhǔn)入、年齡。由此可見，與市場準(zhǔn)入因素相比，受訪農(nóng)民的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性對飲食多樣化的貢獻(xiàn)程度較大，這說明如果受訪農(nóng)民生產(chǎn)的食物種類豐富，除了部分用于自給自足，還有部分在就近市場互換其他種類食物，促進(jìn)飲食多樣化。

表7 研究變量的統(tǒng)計概況

表8 多元線性回歸結(jié)果分析

*、**和***分別表示在0.1、0.05和0.01顯著性水平下顯著。下同

*, ** and *** are significant at the significance level of 0.1, 0.05 and 0.01 respectively. The same as below

如表9所示，總樣本農(nóng)民和各省分樣本農(nóng)民的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性對他們的營養(yǎng)健康在0.1的統(tǒng)計水平上產(chǎn)生顯著的正向影響，這與研究假設(shè)二相符，這表明農(nóng)民生產(chǎn)的食物種類增多，不管是自給自足還是市場換購，都能盡量攝入人體所需的宏量和微量營養(yǎng)元素，從而改善自身的營養(yǎng)狀況。此外，個人的性別、年齡、受教育程度以及食物營養(yǎng)教育等因素的影響顯著，與研究假設(shè)三比較吻合。受訪農(nóng)民的性別在0.1的水平上有顯著影響，與男性受訪農(nóng)民相比，女性受訪農(nóng)民的營養(yǎng)健康概率較高；在省際之間，除四川外，江蘇、河南的女性受訪農(nóng)民分別在0.05、0.1的統(tǒng)計水平上比男性受訪農(nóng)民有較為顯著的營養(yǎng)健康水平；總樣本的年齡因素沒有產(chǎn)生顯著影響，但唯有四川受訪農(nóng)民的年齡在0.01統(tǒng)計水平上產(chǎn)生負(fù)向顯著的影響，這表明隨著四川受訪農(nóng)民的年齡增長，他們的營養(yǎng)健康水平越低；受教育程度方面，與小學(xué)以下文化受訪農(nóng)民相比，小學(xué)文化水平與大專及以上受訪農(nóng)民的營養(yǎng)健康狀況均不顯著，而初中文化水平與高中專受訪農(nóng)民分別在0.05和0.1的統(tǒng)計水平上有較顯著的營養(yǎng)健康狀況；在省際之間，只有河南受訪農(nóng)民的高中專文化水平在0.1的統(tǒng)計水平上有顯著的正向影響，這說明與河南小學(xué)以下文化水平受訪農(nóng)民相比，河南高中專文化水平受訪農(nóng)民有顯著較好的營養(yǎng)健康水平；食物營養(yǎng)教育方面，受訪農(nóng)民所在村有人員過來開展食物營養(yǎng)健康教育對他們的營養(yǎng)健康水平在0.05統(tǒng)計水平產(chǎn)生正向顯著的影響，省際之間，唯有江蘇受訪農(nóng)民所在村有開展食物營養(yǎng)教育服務(wù)在0.01統(tǒng)計水平產(chǎn)生正向顯著的影響。

5 結(jié)論及政策啟示

基于江蘇、河南、四川3省共395個農(nóng)民的食物生產(chǎn)、攝入與營養(yǎng)健康的調(diào)查數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，在大國小農(nóng)的國情下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性促進(jìn)了農(nóng)民的飲食多樣化和營養(yǎng)健康，因此，騰出土地種養(yǎng)可食用的動植物能進(jìn)一步促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性。但事實上，農(nóng)民的食物消費更多來自市場購買而非完全自產(chǎn)自消（費），加上江蘇、河南、四川等多數(shù)省份的土地資源有限，單純要求農(nóng)民種養(yǎng)多種食物保障飲食多樣化和營養(yǎng)健康是封閉的思維，可行性不高。政策層面，2019年2月我國出臺的《關(guān)于促進(jìn)小農(nóng)戶和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展有機(jī)銜接的意見》提出將小農(nóng)戶引入現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展軌跡的要求，我國農(nóng)業(yè)集約化、適度規(guī)模化、標(biāo)準(zhǔn)化的趨勢不可逆轉(zhuǎn)，雖然農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集約化帶來的增產(chǎn)不代表人們吃得更好[15]，但飲食多樣化改善人類健康不僅涉及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，還關(guān)乎市場、教育等政策制定[31]，本文的實證研究結(jié)果也發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民的營養(yǎng)知識認(rèn)知、市場準(zhǔn)入與食物營養(yǎng)教育服務(wù)分別是影響個人飲食多樣化和營養(yǎng)健康的顯著因素，因此，除了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多樣性，多種類食物供給的市場保障和營養(yǎng)宣教促進(jìn)農(nóng)民的營養(yǎng)知識認(rèn)知更可能是解決他們飲食多樣化與營養(yǎng)健康問題的可行途徑，具體政策建議如下：

表9 Probit回歸結(jié)果分析

（1）建立健全農(nóng)產(chǎn)品市場體系，豐富食物供給。根據(jù)農(nóng)民飲食多樣化程度不高的問題，有關(guān)部門應(yīng)根據(jù)地區(qū)差異，充分供應(yīng)富含蛋白質(zhì)、鈣、維生素A的食物以及牛奶、水果等攝入不足的食物資源，通過加強(qiáng)農(nóng)村交通、通訊等基礎(chǔ)設(shè)施和市場配套設(shè)施建設(shè)，建立健全農(nóng)貿(mào)市場、超市等農(nóng)產(chǎn)品市場體系，破解農(nóng)村食物資源供給與需求不平衡的難題，促進(jìn)居民形成良好的飲食習(xí)慣。

（2）加強(qiáng)食物營養(yǎng)宣教，提高農(nóng)民的營養(yǎng)健知識水平。針對農(nóng)民對畜禽肉、蛋類攝入過量，而蔬菜、水果尤其水產(chǎn)品、奶及奶制品攝入嚴(yán)重不足的問題，農(nóng)業(yè)部門和衛(wèi)生部門應(yīng)定期組織公共營養(yǎng)服務(wù)小組下鄉(xiāng)積極開展膳食營養(yǎng)教育，根據(jù)農(nóng)民喜聞樂見的信息內(nèi)容和接收方式，以生動有趣、通俗易懂的文字、圖片、視頻宣傳營養(yǎng)過剩和不足的危害性，推薦農(nóng)民每日增加蔬果、水產(chǎn)品及奶的攝入量，引導(dǎo)農(nóng)民重視合理膳食。

[1] KADIYALA S, HARRIS J, HEADEY D, YOUSEF S, GILLESPIE S. Agriculture and nutrition in India: Mapping evidence to pathways., 2014, 1331: 43-56.

[2] RUEL M T, ALDERMAN H. Nutrition-sensitive interventions and programmes: How can they help to accelerate progress in improving maternal and child nutrition?, 2013(382): 536-551.

[3] 曹志宏, 秦帥. 基于灰色關(guān)聯(lián)模型的鄭州市農(nóng)村居民食物消費演變及其影響因素分析. 鄭州輕工業(yè)學(xué)院學(xué)報(社會科學(xué)版), 2018, 19(5): 90-95.

CAO Z H, QIN S. Analysis of food consumption evolution and its influencing factors of rural residents in Zhengzhou city based on grey correlation model., 2018, 19(5): 90-95. (in Chinese)

[4] 王柳森, 郭春雷, 張一平, 張繼國, 杜文雯, 王志宏. 1991—2011年中國9省（自治區(qū)）農(nóng)民食物攝入變化趨勢. 環(huán)境與職業(yè)醫(yī)學(xué), 2018, 35(6): 495-499.

WANG L S, GUO C L, ZHANG Y P, ZHANG J G, DU W W, WANG Z H. Food consumption trends of farmers from 9 provinces (autonomous regions) in China in 1991-2011., 2018, 35(6): 495-499. (in Chinese)

[5] 周曉時, 李谷成. 對農(nóng)村居民“食物消費之謎”的一個解釋——基于農(nóng)業(yè)機(jī)械化進(jìn)程的研究視角. 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì), 2017(6): 4-13.

ZHOU X S, LI G C. An explanation of the "food consumption mystery" of farmers- based on the research perspective of agricultural mechanization process., 2017(6): 4-13. (in Chinese)

[6] 劉貝貝, 青平, 肖述瑩, 廖芬. 食物消費視角下祖輩隔代溺愛對農(nóng)村留守兒童身體健康的影響——以湖北省為例. 中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì), 2019(1): 32-46.

LIU B B, QING P, XIAO S Y, LIAO F. The influence of grandparents’ indulgence on the health status of the left-behind children in rural areas from Hubei province., 2019(1): 32-46. (in Chinese)

[7] MULLER C. Do agricultural outputs of partly autarkic peasants affect their health and nutrition? Evidence from Rwanda., 2009, 34(2): 166-175.

[8] BABU S C, MTHINDI G B. Household food security and nutrition monitoring: the Malawi approach to development planning and policy interventions., 1994(19): 272-284.

[9] HERFORTH A. Promotion of traditional African vegetables in Kenya and Tanzania: A case study of an intervention representing emerging imperatives in global nutrition[D]. Ithaca: Cornell University, 2010.

[10] OYARZUN P J, BORJA R M, SHERWOOD S, PARRA V. Making sense of agrobiodiversity, diet, and intensification of smallholder family farming in the highland Andes of Ecuador., 2013, 52(6): 515-541.

[11] KUMAR N, HARRIS J, RAWAT R. If they grow it, will they eat and grow? Evidence from Zambia on agricultural diversity and child undernutrition., 2015, 51(8): 1060-1077.

[12] REMANS R, FLYNN D F B, DECLERCK F, DIRU W, FANZO J, GAYNOR K, LAMBRECHT I, MUDIOPE J, MUTUO P K, NKHOMA P, SIRIRI D, SULLIVAN C, PALM C A. Assessing nutritional diversity of cropping systems in African villages., 2011(6): e21235.

[13] SIBHATU K T, KRISHNA V V, QAIM M. Production diversity and dietary diversity in smallholder farm households., 2015, 112(34): 10657-10662.

[14] ARIMOND M, WIESMANN D, BECQUEY E, CARRIQUIRY A, DANIELS M C, DEITECHLER M. Simple food group diversity indicators predict micronutrient adequacy of women’s diets in resource- poor settings., 2010(140): 2059-2069.

[15] HERRERO M, THORNTON P K, POWER B, BOGARD J R, REMANS R, FRITZ S, GERBER J S, NELSON G, SEE L, WAHA K, WASTON R A, WEST P C, SAMBERG L H, STEEG J, STEPHENSON E, WIJK M, HAVLIK P. Farming and the geography of nutrient production for human use: a transdisciplinary analysis., 2017(1): 33-42

[16] ARIMOND M, RUEL M T. Dietray diversity is associated with child nutritional status: Evidence from 11 demographic and health surveys., 2004(134): 2579-2585.

[17] MOURSI M M, ARIMOND M, DEWEY K, TRECHE S, RUEL M T, DELPEUCH F. Dietary diversity is a good predictor of the micronutrient density of the diet of 6- to 23-month-old children in Madagascar., 2008(138): 2448-2453.

[18] RUEL M T. Operationalizing dietary diversity: A review of measurement issues and research priorities., 2003,133 (Suppl. 2): 3911-3926.

[19] KENNEDY G, BALLARD T, DOP M. Guidelines for measuring household and individual dietary diversity. United Nations, Food and Agriculture Organization, Nutrition and Consumer Protection Division, New York, 2011

[20] WOLDEHANNA T, BEHRMAN J R. Early childhood nutrition and children’s cognitive outcomes: Evidence from rural and urban Ethiopia (2013-08-20)[2019-03-15]. https://editorialexpress.com/cgi- bin/conference/download.cgi?db_name=CSAE2013&paper_id=813,2013

[21] PITT M M, ROSENZWEIG M R. Health and nutrient consumption across and within farm households., 1985, 67(2): 212-223.

[22] SINGH I, SQUIRE L, STRAUSS J. A survey of agricultural household models: Recent findings and policy implications., 1986, 1(1): 149-179.

[23] TAYLOR J E, ADELMAN I. Agricultural household models: Genesis, evolution and extensions., 2002, 1(1): 33-58.

[24] JONES A D, SHRINIVAS A, BEZNER-LERR R. Farm production diversity is associated with greater household dietary diversity in Malawi: Findings from nationally representative data., 2014(46): 1-12.

[25] HAWKES C, RUEL M T. From agriculture to nutrition: Pathways, synergies, and outcomes. Washington, DC: Agriculture and Rural Development Department, The World Bank, 2007.

[26] 倪國華, 鄭風(fēng)田. 西式快餐、肥胖與公共健康危機(jī)——基于行為經(jīng)濟(jì)學(xué)偏好理論的實證分析. 中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì), 2011(9): 37-48.

NI G H, ZHENG F T. Western fast food, obesity and public health crisis: an empirical analysis based on behavioral economics preference theory., 2011(9): 37-48. (in Chinese)

[27] GREENE W H.. NJ: Prentice Hall Publishing, 2012: 817-821.

[28] 陳強(qiáng). 高級計量經(jīng)濟(jì)學(xué)及Stata應(yīng)用. 2版. 北京: 高等教育出版社, 2014.

CHEN Q.Beijing: Higher Education Press, 2014. (in Chinese)

[29] GRONAU R, HAMERMESH D. The demand for variety: a household production perspective., 2008, 90(3): 562-572.

[30] LIU J, SHIVELY G E, BINKLEY J K. Access to variety contributes to dietary diversity in China., 2014 (49): 323-331

[31] FRISON E A, SMITH I F, JOHNS T, CHERFAS J, EYZAQUIRRE P B. Agricultural biodiversity, nutrition, and health: Making a difference to hunger and nutrition in the developing world., 2006(27):167-179.

Influence of Farmers’ Farm Production Diversity on Their Own Dietary Diversity and Nutritional Health

HUANG ZeYing, SUN JunMao, GUO YanZhi, WANG XiuLi, MA YunQian

(Institute of Food and Nutrition Development, Ministry of Agriculture and Rural Affairs, Beijing 100081)

【】One of the basic national conditions in China is ‘smallholders in the large country’. The proportion of smallholders is high, and the degree of self-production and self-marketing costs is also high. The coordinated development of smallholders’ food production, consumption and nutrition is the health guarantee of rural revitalization strategy. Farmers’ dietary diversity (types of food eaten per day) and the correlation between farmers' farm production diversity (types of food produced on a daily basis) and their dietary diversity and nutritional health (BMI) were analyzed for providing the theoretical basis for farmers' good eating habits formation and rural human capital construction.】395 farmers' questionnaires were collected from 10 villages in Jiangsu province, 10 villages in Henan province and 6 villages in Sichuan province based on random sampling and stratified sampling. Descriptive analysis was carried out on the types of food produced by farmers in three provinces, which involved the sources and quantities of all kinds of food intake, and the nutritional status of daily intake of food which produced by farmers. According to the economic theory of food consumption and individual health utility, multiple linear regression model was used to analyze the influence of farmers' agricultural production diversity on their dietary diversity, and Probit model was used to explore the influence of farmers' agricultural production diversity on their nutritional health without the endogeneity.【】The respondents' farm production diversity was not high and 3.37 food types were produced on average, but the inter-provincial gap was small and the intake of food such as aquatic products, fruits, milk and dairy products, livestock and poultry were mainly from the purchase. Farmers also had a low degree of dietary diversity with an average daily intake of 3.34 types of food, but the inter-provincial gap was large. The amount of home-grown food consumed was lower than national recommendation. In total daily intake per capita, livestock and poultry meat intake was too much, while milk and dairy products, aquatic products intake were insufficient. Farmers had nutritional imbalance from daily intake of food produced by themselves. Home-grown food provided plenty of energy, but low intakes of protein, fat, calcium, magnesium, potassium and vitamin A. Nearly 60 percent of farmers had normal BMI but the inter-provincial gap was large. Farmers' farm production diversity had a significant positive correlation with their dietary diversity and nutritional health at the statistical level of 10%. In addition, factors such as farmers' age, education level, total net family income, nutrition knowledge cognition and market access had significant influence on dietary diversity while the factors, such as farmers' gender, age, education level and food nutrition education, had significant influence on individual nutrition health.【】As in other developing countries, farmers' farm production diversity in China promotes their dietary diversity and nutritional health. However, along with agriculture commercialization degree and farmers’ non-agricultural income enhancement, the trend of farmers' food purchase to meet the dietary diversity is irreversible and it is not feasible to improve farmers' farm production diversity under the practical condition of limited water and soil resources. Therefore, to encourage the establishment of standardized agricultural products market in rural areas and strengthen the publicity and education of food nutrition to improve farmers' nutrition knowledge may be a feasible way to ensure dietary diversity and nutritional health.

farm production diversity; dietary diversity; nutrition and health; food frequency method; nutrition-sensitive agriculture

10.3864/j.issn.0578-1752.2019.18.004

2019-06-06；

2019-08-21

中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院科技創(chuàng)新工程項目（CAAS-ASTIP-2019-IFND）

黃澤穎，E-mail：huangzeying@caas.cn。

郭燕枝，E-mail：guoyanzhi@caas.cn

（責(zé)任編輯 李云霞，楊鑫浩）