余志刚，孙子烨，崔钊达

（东北农业大学经济管理学院，哈尔滨 150030）

随着我国经济的快速发展和居民收入水平的提高，不合理的食物消费现象愈加普遍（王灵恩等，2018）。居民膳食结构正逐渐向增加高耗水的动物性食物消费的趋势转变（江文曲等，2021），由此引致居民肥胖、心脑血管等疾病发生率显著上升（代苏尧等，2021），并导致水、耕地等农业资源压力加大和生态环境脆弱性增强（曹淑艳等，2016），这些问题已经成为我国新时代可持续发展面临的新挑战。保障居民膳食健康始终是国家坚持优先发展的战略目标，党的十九大报告明确提出，要实施“健康中国”战略，《健康中国2030规划纲要》指出，城乡居民膳食健康状况的改善对于提升国民健康和积累健康人力资本具有重要作用，是建设健康中国的基本要求。膳食消费作为一种基础性、生存性消费，始终是居民生活中不可或缺的一部分，“更营养、更健康、更安全”的膳食方式也是居民不断追求的目标，但不容忽视的是，在经济发展进入新常态、经济发展下行压力加大以及物价水平上涨的影响下，持续上升的生活成本使得居民在进行膳食消费决策时，为了实现自身消费效用的最大化，不得不充分考虑自身收入风险和不确定预期。因此，在居民收入水平不断提高的现实背景下，分析收入及其不确定性对居民膳食健康的影响，并探讨其作用效果的城乡异质性和收入群体异质性，不仅关系着居民身体健康以及“健康中国”战略的实现，还对促进居民合理膳食，有效减轻实现食物可持续供给的资源环境压力和推动可持续发展战略实施具有重要作用。

探究如何提高居民膳食健康水平始终是学界研究的热点问题，从既有文献研究结果看，收入无疑是影响居民膳食健康最重要因素之一。近年来，学者从不同视角探究收入对居民膳食的影响，研究聚焦于以下三个方面：一是探讨收入水平与居民膳食结构和营养素摄入的关系。郑志浩等（2016）研究发现随着收入水平提高，居民谷物类食物摄入量呈下降趋势，动物性食物摄入量明显上升，其中水产品消费支出增长快于其他食物，蛋白质、脂肪以及其他微量营养素的摄入均随收入水平的提高而增加；袁梦烨等（2019）还针对收入水平在城乡家庭之间对膳食消费影响的异质性进行了分析，结果表明未来农村居民从口粮中摄入的营养素将继续减少，从动物性食物中摄入的营养素将继续增长，但未来城镇居民收入的增长将不再对口粮营养素的摄入产生大的影响，动物性营养素摄入量很可能不增反减。二是研究收入结构或收入来源对膳食消费的影响。李晓云等（2020）研究发现，随着农业收入占家庭总收入比重的增加，居民膳食多样性和营养指标均呈现下降趋势，种植业、渔业、果蔬业的生产收入比重对不同营养素摄入量的影响具有差异性；Rahman 等（2020）研究表明非农收入有力地促进了农村居民对蔬菜和动物类食物的消费，显著减少了粮食消费。三是分析收入对膳食健康的影响。李雷等（2020）、Leung 等（2012）研究表明，收入对居民的饮食健康水平具有显著正向影响，然而Hiza 等（2013）、Du等（2004）研究发现，收入的快速增长对我国居民膳食质量产生了不利影响，特别是对低收入人群的影响最大。

综上所述，学界目前就居民收入与膳食消费之间的关系进行了较为深入的研究，形成了完整的居民膳食消费理论，这为本文提供了逻辑前提与理论基础，但仍存在以下不足：一是现有研究多采用即期收入模型，较少探讨持久收入理论在居民膳食消费领域的适用性；二是已有研究分析了收入对居民膳食的影响，但多采用单一或几种营养素的摄入来反映居民膳食健康水平，不能准确地描述居民膳食的多样性和复杂性。基于此，本文在研究角度上引入持久收入理论和预防性储蓄假说，探讨在不确定性条件下持久收入与收入不确定性对居民膳食健康的影响，以期丰富与拓展关于膳食消费的研究；在研究方法上采用中国居民膳食健康指数，克服了其他评价指标的双向式或离散式评分方法对统计分析的限制，同时可以精准识别居民饮食质量的差异，从而提升实证分析结果的准确性。

一、模型推导与研究假说

（一）模型推导

本文在李云森（2012）和吕兴哺等（2019）研究基础上，拓展和引入了持久收入理论与预防性储蓄假说，通过构建一个含有持久收入与收入不确定性的居民食物消费模型，阐释收入及其不确定性对居民膳食消费的作用。

基于缓冲存货储蓄模型，借鉴Carroll（1992）研究发现的储蓄目标与持久收入和收入不确定性之间的关系，即：

式中，Wt为缓冲存货储蓄目标，Ytp为持久收入，Ut为收入不确定性。该式表明理性消费者特别是风险厌恶型消费者在面临未来不确定性时，会产生预防性储蓄动机，从而不会将当期收入全部用于消费，而是根据自身对未来收入风险的预期，设立一个储蓄目标，将部分收入转化为储蓄，以保证自己未来消费的平滑性。

将预防性存货储蓄Wt引入到确定性条件下消费函数的基准式中，即可得到：

式中，Yt为第t期的当期收入，Y′为居民将部分收入转化为储蓄后的可用于当期消费的实际可支配收入，λ0为截距项，λ1为待估计参数。

将式（1）带入到式（2）中，整理得到：

具体到居民消费的一个单项——膳食消费，可以将居民膳食消费视为一种需要投入货币和时间两种要素的生产活动（邓婷鹤等，2016），它既受到食物原材料投入Ct的限制，又受到购买食物原材料或加工原材料时间tf的约束，因此，基于消费者效用理论和柯布道格拉斯函数，构建包含用于食物消费的可支配收入Ct和投入时间tf的消费效用函数，即：

式中，t为居民的闲暇时间，μ为居民用于膳食消费的时间占闲暇时间的比重，α为用于食物消费的可支配收入对膳食效用的弹性系数，1-α为投入时间对膳食效用的弹性系数。

因此，在收入与时间的双重约束下，居民的膳食效用最大化可以表示为：

根据Friedman（1957）的观点，本文将居民收入划分为持久收入与暂时收入，即：

式中，Yt为居民当期收入，Ytp为持久收入，Y tv为暂时收入。

大多数城镇居民属于工薪阶层，工资性收入一般来说可预期且相对稳定，因此具有持久收入的特征，而其他类型的收入则具有暂时性收入的特征。对于农村居民而言，农业收入等经营性收入是其主要收入来源，虽然这部分收入容易受到农产品价格、自然气候等因素的影响，但仍具有持久收入的特征，农民利用闲暇时间通过调节非农就业抵消临时收入的冲击，且非农劳动投入由非农劳动单位报酬决定，因此这部分收入具有暂时性收入的特征。基于膳食消费受消费额与投入时间的严格约束，借鉴魏翔等（2019）的研究思路，采用工资率w表示居民收入，采用ε表示居民用于膳食消费的收入比重，因此城乡居民膳食消费函数可以分别表示为：

城镇居民：

农村居民：

运用拉格朗日乘数法求得满足效应最大化条件下，居民膳食消费的最优解，其最优化的一阶方程组分别为：

城镇居民：

农村居民：

对式（10）、式（11）求解，并与式（3）相结合，分别得到在城乡居民在膳食效用最大化条件下，食物消费的一般性模型，即：

城镇居民：

农村居民：

该模型表明城乡居民膳食消费受持久收入和收入不确定性的影响与制约。

（二）研究假说

近年来，在国际国内环境复杂多变的影响下，我国经济面临下行压力，消费率不足、消费水平不高等问题严重制约着居民消费的发展，在此背景下，运用持久收入理论分析我国居民消费现状，对加快国民经济发展具有重要意义。研究表明，持久收入是影响我国城乡居民消费的主要因素，增加居民持久收入可以有效刺激消费支出，同时随着持久收入水平的提高，居民对不同商品和服务的边际需求也发生改变（夏泽义等，2010），食品、穿着等满足生存需要的消费支出占比逐渐下降，消费结构逐步由生存型向享受型和发展型转变。但根据马斯洛需求层次理论，膳食消费作为居民消费最基础、最重要的一个组成部分，往往具有需求力量大、潜力大的特点，因此随着居民持久收入水平的不断提高，人们最先可能通过增加消费支出来满足对“更营养、更健康、更安全”食物的基本需求。

基于此，提出第一个研究假说：

H1：持久收入对提升居民膳食健康具有促进作用。

收入不确定性的增加也可能导致居民能量摄入、营养结构发生变化。来自美国、孟加拉国和俄罗斯等国的经验表明，在受到经济、政治和社会动荡等外部环境的冲击时，居民家庭会采取一系列措施以平滑家庭消费和家庭饮食，但收入风险确实显著地加剧了饮食的不安全，具体表现为随着收入风险的提高居民将减少在能量、蛋白质以及脂肪等方面的摄入量，同时低收入居民也无法有效地克服或避免因收入风险对基本生活需求带来的不利影响（Leete等，2010；Akter等，2014；Dore等，2003）。

基于此，提出第二个研究假说：

H2：收入不确定性对提升居民膳食健康具有抑制作用。

二、数据来源、变量选取与模型设定

（一）数据来源

本文采用的数据是来自中国疾病预防控制中心与美国北卡罗来纳大学人口中心合作开展的中国健康与营养调查（China Health and Nutrition Survey，CHNS），基于数据的完整性和调查范围的广泛性选取了2011年膳食调查数据，调查地点涵盖12个省市①具体包括：北京市、辽宁省、黑龙江省、上海市、江苏省、山东省、河南省、湖北省、湖南省、广西省、贵州省、重庆市。，对研究居民膳食问题具有较好的全国层面的代表性。该调查针对个体和家庭两个层面的膳食结构与营养状况变迁进行追踪调查，针对个体主要询问其在过去24小时内的进餐种类和重量以及进餐时间和地点，能够较为全面和准确地反映居民膳食情况。在数据具体使用时，考虑到未成年与其他居民饮食习惯的差异以及不具有稳定的收入来源，因此剔除18岁以下未成年样本，并根据《中国食物成分表2002/2004》与CHNS食物编码进行匹配，并从中提取个体特征和家庭特征等研究所需的变量。

（二）变量选取与说明

1.被解释变量

本文重点考察的是持久收入与收入不确定性对居民膳食健康的影响，因此被解释变量为居民膳食健康水平。关于居民膳食健康水平的测度，学者从不同的角度分别建立了含有各种复合指标的膳食评价指数，其中广泛应用的主要有健康饮食指数、膳食质量指数、地中海饮食评价指数以及膳食平衡指数等。其中健康饮食指数是由美国农业部基于美国膳食指南建立的一种用于衡量美国居民膳食质量的工具，该指数随着美国膳食指南的修订和发布每5年进行一次更新，与其他评价指数相比，健康饮食指数具有应用范围广、可信度高、识别精准等优点，因此在世界范围内被广泛地采用，加拿大、巴西、澳大利亚和泰国等都已经根据本国居民膳食指南和营养状况，制定了适用于本国的健康饮食指数。Yuan等（2017）首次基于《中国居民膳食指南2016》提供的平衡膳食模式和我国居民饮食现状构建了中国居民膳食健康指数（Chinese Healthy Eating Index，CHEI），并评估了被调查者的饮食质量以及饮食与社会人口统计学指标之间的联系，其合理性和有效性得到了充分检验。基于此，本文借鉴Yuan 等（2017）的研究思路，采用CHEI对居民膳食健康进行测度。CHEI具体指标与评分标准如表1所示。

表1 中国居民膳食健康指数具体指标与评分标准

表中，除食用油、盐、糖外，其他种类食物的单位均为标准份（SP）/1 000千卡，标准份根据《中国居民膳食指南2016》提供的换算原则计算。所有种类食物的上限得分标准均设定在中国居民平衡膳食宝塔（2016）的最小推荐量，将红肉类、食用油以及盐的下限得分标准设定在样本群体的90%分位，以确保没有大比例样本得分为0的情况。各单项得分根据上下限得分标准的差值按比例折算成具体的分数。

2.解释变量

一是持久收入和暂时收入。对于持久收入，不少学者提出了区别于弗里德曼的分解方法，如苏良军等（2005）将消费者的收入对当地同期人均GDP进行回归，用拟合的收入作为对持久收入的估计，张凤（2015）采用移动平均的方法将持久收入表示为现期收入与前一期现期收入及前两期现期收入的三阶移动平均值，刘灵芝等（2011）采用拟合回归的办法将持续收入表示为居民收入影响方程的估计值。每种分解方法都具有一定的适用性和合理性，但基于本文采用的数据无法完全区分收入来源以及截面性特征更加明显的特点，构建以下收入影响方程来分解持久收入与暂时收入：

income=α+βZ+ε（14）

式中，income表示居民当期收入，Z表示影响居民收入水平的特征变量，包括年龄、性别、户籍、受教育程度、疾病史、互联网使用、有无工作以及地区经济水平等，α为常数项，β为待估计参数，ε为随机误差项。借鉴罗楚亮（2004）的研究思路将式（14）的估计值和残差作为居民持久收入和暂时性收入。

二是收入不确定性。如何准确的度量收入不确定性一直是学界进行计量分析的重点与难点，目前尚未形成一致的观点。总结下来，度量方法主要分为以下四种：一是采用收入增长率、失业率、职业状况等代理变量（才国伟等，2014）；二是根据人们对不确定性的主观感知程度衡量（朱信凯，2005）；三是采用与收入相关的某种指标衡量，如可支配收入的标准差等（王永中，2009）；四是通过计算当期实际收入和预期收入的差值衡量，如“收入离差法”等（闫星宇等，2019）。由于本文将居民收入分解为持久收入与暂时收入两部分，因此借鉴罗楚亮（2004）的研究思路以暂时收入的平方项反映收入不确定性，同时为了反映收入不确定性对居民膳食健康影响的方向，当暂时收入大于0 时，取其平方项为正，当暂时收入小于0时，取其平方项为负。

3.控制变量

居民膳食行为是在多种因素的共同作用下形成的，一般而言，居民膳食健康还与个体特征（年龄、身体质量指数、性别、婚姻状况、膳食知识、健康管理意愿、健康状况、有无医疗保险）、家庭特征（家庭规模、老人数量、儿童数量）以及区域经济发展水平、饮食习惯和文化特色具有一定的关系，因此，为了防止模型存在遗漏重要解释变量等问题，提高实证分析结果准确度，本文选取上述变量作为控制变量。模型具体含义及描述性统计结果如表2所示。

表2 变量定义及描述性统计

（三）模型设定

为了准确估计收入及其不确定性对居民膳食健康的影响，本文基于上述理论分析与模型推导，设定如下回归模型：

式中，CHEI表示膳食健康指数，Yp、Yv分别表示持久收入与暂时收入，U表示收入不确定性，Z表示控制变量，α为常数项，β1、β2、β3为待估计参数，μa为地区虚拟变量，ε为随机误差项。

三、实证结果与分析

（一）居民膳食健康状况

统计结果显示，我国居民膳食健康平均得分为53.395分。从表3的描述性统计来看，在各单项指标的具体得分中，全谷物和杂豆、深色蔬菜、奶类、海产品类、禽肉类以及坚果类食物得分均小于2分，表明我国居民在这6 类食物中存在较为严重的饮食缺陷，这与江文曲等（2021）的研究结果较一致。此外，谷物、薯类食物是我国传统饮食模式中主要的能量来源，尽管居民在这两个单项中得分较高，但《中国居民膳食指南2016》特别强调了全谷物与杂豆类食物以及深色蔬菜摄入的重要性，而居民在这两项得分相对较低，充分表明我国居民膳食结构存在的不合理性。在限制类食物中，居民在糖类与酒精两类食物中得分较高，但由于CHNS膳食数据的调查时间为一周中连续的3天，因此并不能完全代表长期平均摄入量，同时，居民在盐类中得分也相对较高，但由于在我国传统的饮食习惯中居民还会经常摄入一定的咸菜、酱等高钠食物，因此可能导致存在盐摄入量低估的问题。

表3 居民膳食健康指数得分描述性统计

（二）收入及其不确定性对居民膳食健康的影响

根据前文的模型设定，表4列出了基准回归结果。第（1）列仅加入了持久收入、暂时收入及收入不确定性，未加入任何控制变量。第（2）和（3）列逐步加入了个体层面控制变量以及地区虚拟变量，模型拟合优度得到了很大的提高，可见，个体控制变量和地区虚拟变量的加入一定程度上提高了模型解释力。因此，选取表4第（3）列作为收入及其不确定性对居民膳食健康影响的基准回归结果。结果显示，持久收入与暂时收入均在1%显著性水平下正向影响居民膳食健康，这表明收入是影响居民膳食行为和饮食健康的重要因素之一。但对比持久收入与暂时收入的回归系数发现，持久收入对居民膳食健康的影响程度始终高于暂时收入，这与实际相符，事实上居民膳食消费不仅受到收入水平的影响，还具有显著的习惯形成效应，由于“棘轮效应”的存在，消费者会追求保持消费的长期稳定，而当期收入的波动不会立即使居民饮食习惯和饮食结构发生较大改变。因此，H1得到验证。收入不确定性在1%的显著性水平下负向影响居民膳食健康，这与吕兴哺等（2019）的研究结果较为一致。在不确定性因素的影响下，居民具有较强的预防性储蓄动机，导致消费倾向偏低，不利于居民改善食物消费结构、提高膳食质量。因此，H2得到验证。

表4 收入及其不确定性对居民膳食健康影响估计结果

从控制变量的回归结果来看，年龄、膳食知识、健康管理意愿、健康状况、有无医疗保险、家庭规模、家庭儿童数量和家庭老人数量对居民膳食质量具有显著正向影响。其中年龄、膳食知识和健康管理意愿与居民膳食健康正相关，这表明随着年龄的增长、膳食知识水平的提高以及主动进行膳食管理能够支持居民改善饮食结构，提升饮食质量。居民在生病期间以及痊愈初期会更加注重自身饮食管理，通过食物疗养实现身体恢复。而具有医疗保险，可以在一定程度上减弱由于生病对居民带来的收入冲击风险，因此有利于提升膳食健康水平。为满足儿童的身体生长发育以及减少老年人疾病发生，家庭成员中含有儿童或老年人的家庭会更加努力做到合理膳食、均衡营养，由于“溢出效应”的存在导致家庭其他成员的膳食健康水平也相对较高。女性膳食健康程度高于男性膳食健康程度，这可能是由于女性通常是家务劳动特别是烹饪劳动的主要成员，因此更加注重日常饮食的管理，故其膳食健康水平也较高。

（三）稳健性检验

1.基于工具变量的稳健性检验

居民收入水平不是随机分配，而是人力资本与区域发展水平共同作用的结果，邓力源等（2018）、王志刚等（2009）研究发现，收入水平和居民营养与健康水平具有显著正相关关系，即营养水平与健康资本越高其收入水平越高，故本文可能存在双向因果关系带来的内生性问题。一般而言，管理者、专业技术工作者的工资水平高于普通技术工作者、服务行业人员以及农民，外资企业、国有企事业单位的工资水平高于政府机关、私营企业和农民，同时认为有好的收入比较重要的员工，在实际工作中会通过更加努力地劳动来获得更高的报酬，而工作选择和收入重要性认知是其个人职场奋斗与生活经历的结果，不会受到膳食健康水平的影响，因此，本文采用“职业×工作单位类型”和“认为有好的收入的重要性”两个变量作为持久收入的工具变量，检验可能由内生性问题带来的估计偏误。

为确保工具变量的有效性，在进行正式回归之前，对工具变量进行了一系列检验，Durbin-Wu-Hausman检验结果显示在1%显著性水平上认为持久收入是内生性解释变量，因此需要用工具变量进行估计；对于弱工具变量检验，Minimum eigenvalue statistic 为1 023.940，远大于15%显著性水平的临界值11.59，因此可以拒绝工具变量为弱工具变量的原假设；对于过度识别检验，Sargan 检验结果为0.912，且不具有统计意义上的显著性，因此不能在10%以内的显著性水平上拒绝所有工具变量都是外生的原假设。基于此，选取“职业×工作单位类型”和“认为有好的收入的重要性”两个变量作为持久收入的工具变量有效。使用工具变量估计持久收入对居民膳食健康的影响，如表5 所示，在1%显著性水平下持久收入对居民膳食健康具有正向影响，说明控制双向因果问题后本文的基本结论仍然成立。

2.基于更换被解释变量表达方式的稳健性检验

借鉴许菲等（2021）对居民膳食结构的测度方式，以中国居民平衡膳食宝塔（2016）提供的均衡膳食模式为依据，采用居民膳食结构偏离均衡模式百分点数作为居民膳食健康的代理变量，回归结果如表5所示，持久收入和收入不确定性分别在1%和10%的显著性水平下对居民膳食结构偏离百分点具有显著影响，但回归系数与基准回归分析相反，这是由于居民膳食结构偏离百分点与膳食健康之间的负相关关系导致。基于此，在更换被解释变量表达方式后，持久收入对居民膳食健康具有正向影响，而收入不确定性对居民膳食健康具有负向影响的结论依然成立。

3.基于剔除特殊样本和极端值的稳健性检验

考虑到健康管理意愿作为居民膳食健康水平主要的主观驱动因素，因此为降低基准回归结果来自部分样本的可能性，本文剔除认为坚持健康饮食最重要的样本，表5报告了剔除特殊样本后的回归结果，持久收入、暂时收入和收入不确定性依然对居民膳食健康水平具有显著影响。同时为消除极端值对模型回归结果的不利影响，采用双边缩尾1%的方法，对模型进一步回归，如表5所示，估计结果再次验证了基准回归结果的稳健性。

表5 稳健性检验结果

（四）异质性分析

1.城乡异质性分析

改革开放以来，我国经济快速增长，由于城乡二元经济结构的存在，城乡居民收入差距不断扩大，同时消费水平、社会福利以及公共服务等方面也存在显著的地区差距，而这些因素直接影响居民的饮食行为，那么收入及其不确定性对城乡居民膳食健康的影响是否也存在异质性？针对这一问题，本文按照居住地类型将调查样本分为城镇居民和农村居民，并分组回归，进一步探讨收入及其不确定性对城乡居民膳食健康影响的异质性。回归结果如表6所示，持久收入对城乡居民膳食健康均具有正向影响，但农村居民的回归系数大于城镇居民，而暂时收入仅对农村居民膳食健康具有显著正向影响，收入不确定性仅对城镇居民膳食健康具有显著负向影响，这表明持久收入是影响居民膳食健康的主要影响因素，且对农村居民的促进作用更强，收入不确定性对居民膳食健康的负向影响仅局限于城镇居民。对于其中原因，可能是由于城乡居民饮食习惯、生活观念以及收入来源结构的差异，导致城镇居民在面临收入不确定风险时将更多的收入用于财富转化和资产储备，而农村居民在面临收入不确定风险时会选择平滑膳食消费以满足基本生活需求，因此收入不确定性对城镇居民膳食健康的抑制作用显著。可见，收入及其不确定性对居民膳食健康的影响存在显著的城乡差异。

2.收入群体异质性分析

居民膳食健康水平差异的根本原因是饮食消费特征，低收入群体食物的消费特征受到收入水平和不确定性因素的双重约束，因此通常会选择购买低质量、低营养的食物，而中高收入群体食物消费受到的约束限制相对较小，购买更高质量、更富营养食物的倾向和意愿较高，因此，收入及其不确定性在不同收入群体间对膳食健康的影响可能具有差异性。本文借鉴朱迪（2017）对不同收入群体的划分标准，以样本持久收入中位值作为参照标准，将持久收入小于或等于中位值的0.75倍的人群定义为低收入群体，将持久收入高于中位值的0.75倍但低于或等于中位值2倍的人群定义为中收入群体，将持久收入高于中位值2倍的人群定义为高收入群体，并进行分组回归，进一步探讨收入及其不确定性对不同收入群体膳食健康影响的异质性。回归结果如表6所示，持久收入和暂时收入对低、中收入群体膳食健康具有正向影响，收入不确定性仅对中收入群体具有负向影响。这表明持久收入和暂时收入是低、中收入群体膳食健康的主要约束条件，且对比回归系数发现，随着收入水平的提高其约束作用也逐渐下降，对于高收入群体，其膳食健康将不再受收入及其不确定性的约束。这可能是由于膳食消费作为居民最基本的生活消费，在收入水平达到一定临界值后，膳食消费将不受收入波动的影响，而中收入群体相比于低收入群体，其收入更多的来自投机或投资所得，因此表现出对收入不确定性更高的敏感程度。因此，收入及其不确定性对不同收入群体的膳食健康的影响也存在显著差异。

四、结论与政策建议

（一）结论

（1）我国居民膳食健康平均得分为53.395分，相较于中国居民平衡膳食宝塔（2016）推荐的均衡膳食模式，居民在全谷物和杂豆、深色蔬菜、奶类、海产品类、禽肉类以及坚果类6类食物中存在较为严重的饮食缺陷。

（2）持久收入和暂时收入均对居民膳食健康具有显著促进作用，但持久收入对居民膳食健康的影响程度始终高于暂时收入，这符合持久收入假设的解释，而收入不确定性则对居民膳食健康具有显著的抑制作用，同时稳健性检验的结果也验证了这一结论的可靠性。

（3）异质性分析表明，持久收入对城乡居民膳食健康均具有正向影响，但相较于城镇居民，持久收入对农村居民膳食健康的促进作用更强，暂时收入仅对农村居民膳食健康具有促进作用，收入不确定性仅对城镇居民膳食健康具有抑制作用；对于不同收入群体而言，低收入群体膳食健康主要受收入水平的影响，中收入群体膳食健康还对收入不确定性表现出更高的敏感程度，高收入群体膳食健康不受收入及其不确定性的影响。

（二）政策建议

基于以上研究结论，本文提出以下政策建议以期促进居民膳食健康水平提高，推动“健康中国”建设。

第一，切实提高居民持久收入水平。在居民收入持续增长的现实背景下，若充分发挥收入对居民膳食健康提高的积极作用，应当采取有效可行的措施稳步提高居民持久收入水平。对于城镇居民而言，可通过推进产业结构调整，优化经济增长方式，扩大与改善就业，提升工资水平，实现城镇居民持久收入增长；对于农村居民而言，可通过逐步提高农产品价格，优化财政支农政策，加大农业投入力度，提升农民人力资本水平，促进农民增收。

第二，积极拓宽居民收入来源。提升居民膳食健康水平应当坚持持久收入与暂时收入“并重”，采取创新金融服务、盘活闲置资产，开辟居民财产投资渠道，提高居民兼业化水平，推动剩余劳动力转移，加强政府和社会转移支付能力等措施提高居民暂时收入。

第三，加强稳定居民收入预期、降低收入风险。从收入不确定性的角度看，促进居民膳食健康水平提高，既要保证居民收入稳定增长，又要弱化收入风险冲击，因此要充分完善生活基本保障体系，提高医疗保险、失业保险、农业保险等基本保险覆盖率，增强居民抵御风险冲击能力，确保国民经济平稳运行，提高居民对未来收入信心，降低居民内心不确定性预期，以缓解收入波动对膳食健康的消极影响。