洋快餐对儿童健康的影响研究

倪国华，郑风田

(中国人民大学农业与农村发展学院，北京 100872)

一、引 言

近二十几年来，洋快餐以奇迹般的速度在中国迅速扩张。自1987年肯德基进入中国大陆以来，以肯德基、麦当劳为代表的洋快餐便开始迅速扩张，并带动中国餐饮业向快餐化方向转变［1］。目前，肯德基在中国大陆已有门店3200余家，而且正在以每天一家门店的速度扩张。麦当劳自1990年在深圳开设第一家快餐店，迄今在中国大陆已有门店1100余家，也进入了快速扩张期，预计到2013年将达到2000家。智研数据研究中心提供的《2011-2015年中国快餐行业深度调研与投资方向研究报告》显示:未来五年，以麦当劳、肯德基为代表的洋快餐企业将会以更加迅猛的速度扩张，这必将对中国人的饮食结构产生更大的影响。

当中国的家长正在排队为孩子购买洋快餐的时候，在发达国家，从官方到民间都掀起了抵制快餐食品的风潮。从2000年开始，美国多个州开始要求快餐店必须标明其所售食品的热量信息，欧盟则开始考虑对快餐业征收惩罚性肥胖税［2］。这是因为以汉堡、炸鸡、炸薯条和碳酸饮料为主的洋快餐具有“高热量、高脂肪、高蛋白质”和“低矿物质、低维生素、低膳食纤维”的特点，大量研究表明，经常摄入洋快餐，容易引发肥胖尤其是儿童肥胖［3］。而肥胖与糖尿病、高血压、高血脂、动脉粥样硬化等多种疾病有关，这些疾病又被称为“代谢综合征”。在儿童时期，“代谢综合征”的表现并不严重，但儿童时期的肥胖会集聚诱发“代谢综合征”的各种危险因素，为成人以后带来不良后果［4］。

实际上，洋快餐对儿童健康的危害不仅限于肥胖，洋快餐还会影响儿童的免疫能力，并诱发各种疾病［5-6］。瑞典国家食品管理局于2002年4月24日公布的一项研究结果表明:汉堡包、炸薯条、炸鸡等食物中含有大量的“丙烯酰胺”，这种物质可导致基因突变，损害中枢和周围神经系统，甚至诱发良性或恶性肿瘤。美国食品与药物管理局于2004年公布了750种食品检验结果，再度证实了炸薯条、炸鸡中所含“丙烯酰胺”的毒性。

由于洋快餐对人体健康的危害，尤其是对儿童健康的危害在欧美学术界已成为无可辩驳的事实［3-6］，有关国家的政府和司法部门早已开始采取强力措施，来规范和限制快餐业的发展。据《洛杉矶时报》2005年8月27日报道，美国加州首席检察官对包括麦当劳、肯德基、汉堡王、温狄在内的9个快餐连锁店提起诉讼，要求快餐公司必须在油炸薯片和油炸薯条的外包装上注明该食品含有致癌物质“丙烯酰胺”。与此同时，一些国家和地区也开始对洋快餐的营销方式进行限制，截至2011年底，包括英国、日本、加拿大、挪威、希腊、韩国、新加坡和台湾在内的很多国家和地区，都已开始部分禁播或全部禁播快餐食品的电视广告。总之，近年来洋快餐在发达国家的发展遭遇了低谷。

然而，在中国大陆，洋快餐还属于新生事物，人们对洋快餐的危害性认识不足，也缺乏相关的管理制度。洋快餐企业及时抓住了中国大陆公众认知的空白期，通过政府公关、电视广告等各种途径模糊公众对其危害性的认识，并且把市场公关的主要方向定位在儿童群体。通过各种方式诱导并培养儿童对洋快餐的偏好，取得了很大的成功，洋快餐企业也得以迅速扩张。

与此同时，国内学者呼吁对洋快餐的危害性进行反思的声音也越来越高［5］，甚至有政协委员建议政府出台政策限制洋快餐的发展①2002年3月5日，全国政协委员、民建中央秘书长张皎在提交的《关于严格限制洋快餐在我国发展的提案》中呼吁:为了健康，要警惕洋快餐中的致癌物质，并建议将危害人体健康的肯德基、麦当劳等“洋快餐”请出国门或至少应该严格限制其发展。。然而，政府要出台政策限制洋快餐的发展，不仅涉及中国对外资开放的政策方针，而且需要可靠证据来证实洋快餐对我国儿童健康的危害。因此，定量的估算洋快餐对我国儿童健康的危害程度就显得尤为必要。本文从这一基本命题出发，以6～14岁儿童为研究对象，主要回答三个层次的问题，第一、我国儿童为什么会对洋快餐产生独特偏好;第二、个人的饮食偏好以及环境诱导因素对儿童摄入洋快餐数量的影响;第三、儿童的健康状况与其所摄入的洋快餐数量之间的关系。

本文余下部分是这样安排的:第二部分是简要的文献综述及研究假设;第三部分给出了本文所采用的模型与方法;第四部分则介绍了所用数据以及相关变量的基本信息;第五部分是回归分析结果;最后是结论及政策含义。

二、文献回顾与研究假设

(一)文献回顾

国外学者从上世纪70年代即开始关注洋快餐对儿童健康的影响问题，随着儿童肥胖及其他健康问题日益突出，这个问题早已成为了国外学者研究的热点，相关的文献更是纷繁庞杂。其研究方向大致可以按照两条脉络来划分。

第一条脉络是研究洋快餐对儿童健康的影响，此类研究多从两个角度展开。一是从生理医学的角度来分析洋快餐对儿童健康的影响［4-5］。很多儿童营养专家和医学专家从洋快餐的营养结构及其所含的有毒、有害物质入手，研究洋快餐对儿童健康的危害，取得了很多成果，也鉴别出了很多有毒、有害物质，为相关部门出台管理措施提供了科学依据［6］;二是利用大量调研数据，通过计量经济学的方法来实证检验洋快餐对儿童健康的影响，尤其以研究洋快餐对儿童肥胖的影响方面的文献最为丰富［3-4］。总体来看，国外学者对于洋快餐对儿童健康的危害已经取得了共识，只是研究的角度和方法各有不同。

第二条脉络是研究诱使儿童摄入洋快餐的影响因素。很多学者从洋快餐的电视广告、快餐店距离学校的距离等各种角度来进行研究。Chou et al.利用美国青少年营养调查的数据，分析了洋快餐的电视广告投放量与儿童肥胖发生率的关系，发现禁播快餐食品的广告会导致儿童肥胖发生率的显著降低［7］。Janet et al.则研究了美国三百万名在校学生的肥胖指数①世界卫生组织用个人肥胖指数(BMI)来衡量超重及肥胖，BMI定义为体重/身高2(Kg/m2)。与其所在的学校距离快餐店远近的关系。结果表明:学生所在的学校离快餐店越近越容易引发肥胖，对于在校生而言，学校距离快餐店的距离每增加0.1英里，会导致该学校的学生发生肥胖的概率增加5.2%［8］。

由于我国是后发国家，洋快餐对儿童健康的影响在中国大陆尚属于新生事物，所以，相关的研究比欧美发达国家要少很多。主要是一些医学专家和儿童营养专家，从洋快餐自身的营养结构及其所含的有毒、有害物质的角度，来研究洋快餐对儿童健康的影响［9］。也有学者通过大样本社会调查，并附以统计分析的方法，来研究诱使儿童喜欢并摄入洋快餐的影响因素。吴瑾、马冠生从广州、上海、济南和哈尔滨4城市抽取3～16岁儿童10216名，用统计学的方法分析了导致儿童喜欢洋快餐的影响因素，统计发现，儿童自身的健康饮食知识和家长的引导教育是导致儿童喜欢洋快餐的重要原因［10］。胡小琪、刘爱玲从北京等7个城市选取了9194名中小学生作为研究对象，使用问卷调查收集儿童对洋快餐的消费率及其对洋快餐的认知情况，研究发现，92.3%的中小学生食用过洋快餐，大多数学生及其家长仍然错误地认为洋快餐是健康食品［11］。显示了目前中国社会对于洋快餐对儿童健康的危害仍然缺乏足够的认知。仅就学术研究而言，目前针对洋快餐对儿童健康影响的研究，大多是定性分析和统计归类，鲜有定量分析和逻辑归纳。

本文将以CHNS数据库中9155个6～14岁儿童的调查数据为基础，采用规范的计量经济学方法定量估算健康知识缺乏和教育引导不力对儿童饮食偏好的影响，儿童的饮食偏好以及环境因素对其洋快餐摄入量的影响，以及洋快餐摄入量对儿童健康的影响。

(二)研究假设

参照以往文献的逻辑理论和实证研究结果，本文提出如下研究假设:

H1儿童的饮食偏好与儿童所掌握的营养健康知识及家长的教育引导相关。儿童掌握的营养健康知识越少，获得的正面教育引导越少，洋快餐企业的营销手段对儿童饮食偏好的影响就越大，儿童对洋快餐的偏好程度就越大。

对本假设的进一步解释:根据行为经济学的研究，人的偏好会因外界诱导而改变。儿童时期是健康饮食习惯形成的关键时期，健康饮食习惯源于正确的认知，正确的认知与儿童的营养健康知识储备及其所受到的教育引导密切相关。对于6～14岁的儿童而言，由于本身的理性认知能力尚不健全，如果缺乏正确的教育引导，儿童的饮食偏好很容易因为诱导而发生改变。进军中国大陆的洋快餐企业正是利用了这一点，把市场公关的主要方向定位在儿童群体，通过简单的儿童游乐设施、成套的小礼物、各色甜食、电视广告等，诱使儿童不断地去消费，而家长对此也缺乏正确的认知和警惕，进而使儿童在缺乏正确引导的情况下对洋快餐产生偏好。正是凭借这样的营销策略，才使得洋快餐企业培养出越来越多对洋快餐拥有独特偏好的高忠诚度的儿童消费群体。

H2儿童摄入洋快餐的数量与儿童的饮食偏好和外界诱导程度相关。儿童对洋快餐的偏好程度越深，洋快餐企业的诱导强度越大，儿童摄入的洋快餐就越多。

对本假设的进一步解释:尽管儿童的食物基本上由家长负责购买，但是，家长通常会尊重孩子的要求。由于洋快餐具有成瘾性，洋快餐企业一旦培养起儿童对其所售食品的独特偏好，并通过电视广告、文化渗透等各种营销手段不断强化这种偏好，那么，儿童就会通过各种渠道获取洋快餐。而且，这样的偏好一旦形成，往往保持到成年时期乃至一生。也就是说，对于儿童而言，个人长期的食物选择会收敛于个人的饮食偏好。

H3儿童健康状况与洋快餐摄入量相关。大量摄入洋快餐，会使儿童营养失衡，从而导致儿童肥胖，降低儿童免疫力，危害儿童健康。

对本假设的进一步解释:根据Gideon的热量平衡假说，摄入过多的高热量食品将会使人变胖［12］。由于洋快餐具有高热量、低营养的特点，大量食用，一方面会导致热量在体内大量积累，引发肥胖，另一方面也会导致儿童营养失衡，免疫力下降，使儿童患病概率增加。此外，洋快餐含有“氢化油”、“丙烯酰胺”等有害成分，这些成分也将危害儿童健康。

三、模型与方法

根据上述研究假设，本文构建了三个计量模型，拟从以下三个角度来研究洋快餐与儿童健康的关系。

(一)儿童的健康饮食知识及家长的教育引导对儿童饮食偏好的影响研究

根据假设H1，本文设定了如下计量模型来分析儿童的健康饮食知识及家长的教育引导对儿童饮食偏好的影响:

其中，Likefastfoodi表示被观测者对洋快餐的偏好程度;Fruitknowi、Fatknowi、Exerknowi代表被观测者对健康饮食的认知能力，分别是儿童对蔬菜水果等健康食品的认知水平、儿童对高脂肪类不健康食品的认知水平、儿童对体育锻炼的认知水平;Tvrulei代表家长对儿童看电视的管控力度，由于“家长对儿童的教育引导力度”是一个很难量化的指标变量，因此，本文用“家长对儿童看电视的管控力度”代表“家长对儿童的教育引导力度”，一方面是考虑到电视本身是洋快餐广告的重要载体，限制儿童看电视可以限制儿童接触洋快餐电视广告，另一方面考虑到家长对儿童看电视的管控本身也是对儿童教育引导的一种方式;Agei、Genderi分别表示被观测者的年龄和性别;Urbani表示被观测者的户籍(区分城市和农村的二值变量)，之所以将户籍也作为控制变量，是考虑到洋快餐在城市和农村的普及程度有很大的不同。

(二)儿童的饮食偏好及环境诱导因素对其摄入洋快餐数量的影响研究

根据假设H2，本文设定了如下的计量模型来考察儿童的饮食偏好及环境诱导因素对其摄入洋快餐数量的影响:

Totalfastfoodi表示被观测者在过去3个月内吃洋快餐的次数;Likefastfoodi表示被观测者对洋快餐的偏好程度;Askparebuyi表示被观测者因受电视广告的影响而要求家长购买洋快餐的频率，但家长是否购买还取决于家长自身对洋快餐的认知等其他因素;Pbti表示家长应孩子要求为其购买电视广告中快餐食品的频率;Selfbuyi表示儿童自己购买电视广告中快餐食品的频率;Tvrulei代表家长对被观测者教育引导的力度;Agei、Genderi、Urbani分别表示被观测者的年龄、性别和户籍。

(三)洋快餐摄入量对儿童健康的影响研究

根据假设H3，本文将从儿童肥胖率和儿童患病概率两方面来研究洋快餐摄入量对儿童健康的影响。

1.洋快餐摄入量对童肥胖指数的影响

本文设定了如下的计量模型来考察洋快餐摄入量对儿童肥胖指数的影响:

BMIi表示被观测者的肥胖指数;Totalfastfoodi表示被观测者在过去3个月内吃洋快餐的次数;Selfsporti和Sportperweeki分别表示被观测者自评的体力活动强度及其每周参加体育锻炼的次数，根据Gideon的热量平衡假说［12］，个人的肥胖指数不仅与个人的热量摄入量相关，还与其体力活动量相关，因此，本文选择了这两个控制变量;Agei、Genderi、Urbani分别表示被观测者的年龄、性别和户籍;Wavei表示此次调查发生的年份。

2.洋快餐摄入量对儿童患病概率的影响

本文设定了如下的Probit模型来考察洋快餐摄入量对儿童患病概率的影响:

Healthi表示被观测者的健康状况，本文用被观测者“在过去四周是否生病”作为代表其健康状况的指标(该变量是一个二值变量)，Probit模型的回归结果即为:解释变量的变化对被观测者在过去四周生病概率的影响;Totalfastfoodi表示被观测者在过去3个月内吃洋快餐的次数;Selfsporti和Sportperweeki两个控制变量分别表示被观测者自评的体力活动强度及其每周参加体育锻炼的次数;BMIi表示被观测者的肥胖指数;Agei、Genderi、Urbani分别表示被观测者的年龄、性别和户籍;Wavei表示此次调查发生的年份。

四、数据

本文所用的数据来自于北卡罗来纳大学和中国疾病预防控制中心营养与食品安全所协作开展的中国家庭营养与健康调查(CHNS)。该调查采用多阶段分层整群随机抽样的方法，样本覆盖中国东中西部不同地区，包括江苏、山东、辽宁、黑龙江、河南、湖北、湖南、广西和贵州等九个省份的城市和农村居民，具有广泛的代表性。调查开始于1989 年，并分别在 1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009年进行了追踪调查，获得了比较完整的个人饮食、营养和健康方面的信息。本文所采用的混合横截面数据包括9155个6～14岁儿童的观测值，横跨1989、1991、1993、1997、2000、2004、2006和2009年，该调查数据详实、方法科学，恰好对被观测者的个人特征、饮食偏好、洋快餐摄入量、生活习惯、健康状况等相关内容进行了分级归类统计，这样我们就能够利用大样本数据对上文提出的三个假设进行实证检验，并能够对相关变量之间的关系进行定量估算。

表1 主要特征变量的描述统计

续表1

五、回归结果

(一)儿童的健康饮食知识及家长的教育引导对儿童饮食偏好的影响研究

表2给出了模型(1)的回归结果。对于模型(1)的回归估计，首先采用了OLS估计方法，通过White检验发现存在显著的异方差后，又采用了加权最小二乘(WLS)的估计方法。与OLS估计结果相比，采用WLS估计后，拟合优度R2由0.053增加到0.977，改进效果非常明显。采用两种估计方法所得到的估计结果中，各变量的系数并无太大变化，而显著性水平却发生了明显变化，这既显示了估计结果的稳健性，也说明采用WLS方法来修正异方差是可靠的。

OLS估计结果中，除了“户籍”对被解释变量“被观察者对洋快餐的偏好程度”的影响显著外，其余变量均不显著，显然这是由于被观察者之间存在严重的异方差现象造成的。采用WLS估计后，“户籍”、“家长对儿童看电视的管控力度”、“被观察者对多吃高脂肪食物有益健康的态度”、“被观察者对体育锻炼有益健康的态度”对于被解释变量“被观察者对洋快餐的偏好程度”均有显著影响。具体来说，“是否居住在城市”对于“被观察者对洋快餐的偏好程度”有显著的正向影响，“被观察者对多吃高脂肪食物有益健康的态度”对于“被观察者对洋快餐的偏好程度”有显著的正向影响，这意味着缺乏健康的饮食知识是导致儿童偏爱洋快餐的重要原因之一。而“家长对儿童看电视的管控力度”对于“被观察者对洋快餐的偏好程度”有显著的正向影响，既说明快餐食品的电视广告对儿童具有很大的诱导作用，也说明了家长的正确引导教育对于儿童养成健康饮食习惯是至关重要的。这样的回归结果，与前文的研究假设H1相符合，显示了6～14岁的儿童对于洋快餐的偏好程度受到其自身的健康饮食知识以及家长教育引导的影响。

表2 OLS和WLS估计结果

表3 OLS和WLS估计结果

(二)儿童的饮食偏好及环境因素对其摄入洋快餐数量的影响研究

表3给出了模型(2)的回归结果。对于模型(2)的回归估计，也首先采用了OLS估计方法，通过White检验发现存在显著的异方差后，又采用了加权最小二乘(WLS)的估计方法。与OLS估计结果相比，采用WLS估计后，拟合优度R2由0.18增加到0.999，改进效果也非常明显。两种估计方法所得到的估计结果中，各变量的系数值也无太大变化，而显著性水平却发生了明显变化，同样显示了估计结果的稳健性和WLS方法的可靠性。

OLS估计结果中，除了“年龄”、“性别”、“户籍”以及“对洋快餐的偏好程度”这四个解释变量对被解释变量“过去三个月所吃洋快餐的次数”的影响显著外，其余变量并不显著。采用WLS估计后，除了原有的四个变量仍然显著以外，“家长应被观测者要求为其购买电视广告中快餐食品的频率”、被观测者“自己购买电视广告中快餐食品的频率”、以及被观测者“看到电视中的食品广告后要求家长购买此类食品的频率”均在1%的显著水平下对被观测者“过去三个月所吃洋快餐的次数”有正向影响，而“家长对儿童看电视的管控力度”则在5%的显著水平下对被观测者“过去三个月所吃洋快餐的次数”有负向影响。这样的回归结果，也验证了前文的研究假设H2，显示了6～14岁的儿童对洋快餐的偏好程度、以及电视广告、家长的教育引导等环境因素对其所摄入的洋快餐数量有正向影响。

(三)洋快餐摄入量对儿童健康的影响研究

1.洋快餐摄入量对儿童肥胖指数的影响研究

表4给出了模型(3.1)的回归结果。对于模型(3.1)的回归估计，同样首先采用了OLS估计方法，通过White检验发现存在显著的异方差后，又采用了加权最小二乘(WLS)的估计方法。与OLS估计结果相比，采用WLS估计后，拟合优度R2由0.061增加到0.851，改进效果也很明显。两种估计方法所得到的估计结果中，各变量的系数值亦无太大变化，而显著性水平则发生了明显变化，同样显示了估计结果的稳健性和WLS方法的可靠性。

OLS估计结果中，“年龄”、“性别”、“户籍”以及“自报体力活动强度”这四个解释变量在1%的显著水平下对被观测者的个人肥胖指数(BMI)有显著的影响。结果表明，“是否居住在城市”对于被观察者的肥胖指数有显著的正向影响;被观测者的“体力活动强度”对其肥胖指数有显著的负向影响;被观测者“过去三个月所吃洋快餐的次数”也在5%的显著水平下对被观测者的个人肥胖指数(BMI)有显著的正向影响，其余变量对被解释变量的影响则不显著。采用WLS估计后，除了原有四个解释变量对被解释变量个人肥胖指数(BMI)的影响仍然显著以外，被观测者“过去三个月所吃洋快餐的次数”对个人肥胖指数(BMI)的影响的显著性水平则从5%提高到1%。此外，被观测者“每周参加体育锻炼的次数”也在1%的显著性水平下对对被观测者的个人肥胖指数有显著的负向影响。这样的回归结果，验证了前文的研究假设H3，即摄入洋快餐将会导致儿童肥胖。

2.洋快餐摄入量对儿童患病概率的影响研究

表5给出了模型(3.2)的回归结果。由于本文用被观测者“在过去四周是否生病”作为代表其健康状况的指标变量，该变量是一个二值变量，所以选用了ML-Binary Probit模型进行回归估计。为了验证ML-Binary Probit模型回归结果的稳健性，又采用了ML-Ordered Extreme Value模型进行了检验性估计。

两个模型的估计结果均表明，对于6～14岁儿童而言，“年龄”对儿童患病概率有显著的正向影响，即:年龄越大儿童的患病概率越小。由于儿童自身免疫能力随着年龄的增大而逐渐增强，所以这一结果是合理的。然而，“是否居住在城市”对于被观察者的健康状况有显著的负向影响，即:农村孩子的患病概率比城市孩子的患病概率更低，似乎与常识不符。本文认为这个结果可以从两方面来解释:第一、由于本文用“过去四周是否生病”作为被解释变量，城市家长可能更加关注孩子的健康状况，所以家长在填写问卷时对这个问题的回答更仔细，而农村家长关注孩子的健康相对少

一些，对于比较轻微的疾病可能并不在意，所以在回答这个问题时可能会发生疏漏;第二、对于儿童而言，农村的居住环境更适宜成长，所以其患病概率更低。“过去三个月所吃洋快餐的次数”对被观察者在“过去四周是否生病”有显著的正向影响，即:过去三个月所吃洋快餐的次数越多，则“过去四周生病”的概率就越大，这与前文的研究假设H3相符合，表明，食入大量的洋快餐对儿童的健康状况有显著的负向影响。

表4 OLS和WLS估计结果

表5 ML-Ordered Extreme Value(Quadratic hill climbing)和ML-Binary Probit(Quadratic hill climbing)估计结果

六、结论及政策含义

本文采用 OLS、WLS、ML-Binary Probit、MLOrdered Extreme Value等计量经济学的估计方法，对源于CHNS数据库的9155个6～14岁儿童的观察值进行了回归分析。结果表明，儿童的健康饮食知识及家长的教育引导对儿童的饮食偏好有显著的影响(详见表2)，儿童的饮食偏好及环境因素对其所摄入的洋快餐数量有显著的影响(详见表3)，而洋快餐摄入量对儿童肥胖指数和患病概率均有显著的影响(详见表4和表5)。

这样的实证结果，验证了本文研究假设中所建构的逻辑理论:在公众对洋快餐的危害认知不清的时候，洋快餐企业把市场公关的主要方向定位在儿童群体，通过政府公关、电视广告等各种途径模糊公众对其危害性的认识，诱导并培养儿童对洋快餐的偏好;心智尚未成熟的儿童一旦产生了对洋快餐的独特偏好，则会通过各种途径摄入大量的洋快餐;然而，摄入大量洋快餐不仅导致儿童肥胖，而且还会增加儿童罹患其他疾病的概率。

本文的研究结果具有明确的政策含义:一方面有必要对儿童及家长加强营养健康知识的普及教育，让儿童和家长多了解健康饮食对儿童健康的影响，从而更加理性地选择饮食;另一方面有必要对洋快餐企业的经营行为进行规范，引导其朝着提供健康食品的方向发展，在必要的情况下，也可以借鉴发达国家的做法，对洋快餐企业的营销方式进行规范和限制，比如，限播洋快餐的电视广告、征收惩罚性肥胖税等。

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