對國民營養的影響
蕭清仁
*臺灣大學農業經濟學系教授
李瓊映
長榮大學財務金融學系助理教授
關鍵詞：營養彈性、需求體系、主食類食品 JEL 分類代號：Q11、D12 * 聯繫作者：蕭清仁，臺灣大學農業經濟學系教授，106 台北市羅斯福路四段一 號。電話：02-23639560；傳真：02-23639560；Email: [email protected]。 感謝兩位匿名評審對本文所提之多項修正意見，文中如有錯誤，仍應由作者自 負。農業與經濟 (Agriculture and Economics), 33 (2004), 83-111 台大農業經濟學系出版
摘 要
過去糧食消費研究，均止於需求量的估計，但此豐衣足食的時代，食 品營養研究日益重要。本文利用主食類食品傳統需求之價格與所得彈 性，進一步探討此兩變數發生變動對國民各種營養素攝取量的影響。 利用 1972-2001 年主食類食品價格、消費量及國民每人每年可支配所 得等資料，估計米、麵粉及薯類等三種主食類食品，價格及所得變動 對13 種營養攝取量之影響。實證結果顯示，其價格與所得發生變動， 對 國 民 各 種 營 養 素 攝 取 量 的 增 減 微 小 ， 因 其 價 格 與 所 得 彈 性 均 已 很 小；然米、麵粉所含有的重要營養素，會發生較大的變動。當米價下 降，其所含有的營養素攝取量增加，其中醣類增加最多，其次為菸鹼 酸與維生素B1。麵粉亦顯示同樣情形，當其價格下降，醣類與鐵增加 最多，其次為蛋白質與磷。所得提高，各種營養素攝取量隨之提高， 其中以醣類最多，磷與菸鹼酸次之。1. 前言
有關食品消費之研究，過去均限於價格與所得變動對食品需求量的影 響。最近科技已能更進一步透過各種食品需求量的變動，進而瞭解食品價 格與所得變動對一國人民各種營養素攝取量的影響。隨著經濟發展、國民 所得提升，目前台灣的營養問題，已由過去的營養不足轉向過剩問題，心 血管疾病及高血壓等慢性病，均由此產生並呈日漸嚴重之趨，國民營養素 的均衡攝取，日漸引起大家的重視。即所得與價格變動對國人各種營養素 攝取量的影響，值得我們關心與研究。 稻米、麵粉等主食類食品，一向是台灣地區人民攝取熱量及各種營養 素的重要來源。時至今日，受食品多樣化的影響，其重要性雖不如往昔， 但在國民所攝取的營養中，其仍佔重要地位。2001 年平均每人每年白米與 麵粉消費量分別為50 公斤與 33.2 公斤，國民 40%的熱量來源來自此類食 品。同時其含有豐富的醣類、維他命B 群及蛋白質等營養素，在台灣國民 消 費 的 食 品 中 ， 從 主 食 類 食 品 攝 取 這 三 種 營 養 素 所 佔 比 例 ， 分 別 為 89.19%、56.3%、及 33.3%。其他如菸鹼酸、鈣、磷、鐵等營養素，在主食 品中含量亦不少。且在今日所得分配不均日益嚴重的時期，低所得族群攝 取維持其健康與生活所需的營養，來自主食類食品的比例要高很多。本文 主要的研究目的，乃在探討所得及主食類食品價格發生變動，對國民攝取 上述各種營養素數量的影響。經由此結果，可瞭解主食類食品價格及所得 變動對國民健康的影響，同時對政府擬定食品相關政策，尤其是研擬照顧 弱勢族群的策略，這些營養彈性均為其重要考慮因素。2. 主食類食品數量與營養需求體系模型
為瞭解所得與主食類食品價格變動對國民營養素攝取量之影響，此首 先說明其估計過程，再說明所牽涉的理論觀念，包括主食類食品數量與營養需求體系。
2.1 食品營養需求體系估計流程
由於食品價格與所得發生變動對各種營養素攝取量的影響，須透過這 兩個變數對需求量的影響，進而增減各種營養素的攝取量。因此營養素需 求彈性，可併入食品需求體系的自身與交叉價格彈性及所得彈性裡估計而 得。估計流程如圖 2-1 所示：首先需收集所欲探討的 n 種食品價格與消費 者所得等資料→ 透過食品需求體系之建立，估計食品需求之價格與所得彈 性矩陣→收集國人對此 n 種食品每人每年需求量與各食品每單位所含各種 營養素數量，計算各食品所含每一營養素佔所有食品該營養素總含量的比 例矩陣→將需求彈性矩陣與營養素比例矩陣相乘，可獲得營養素需求彈性 矩陣。估計流程以下列圖形表示，可清楚瞭解其估計過程。 圖 2-1 食品營養需求彈性估計流程2.2 主食類食品需求體系模型
由於估計營養需求體系之前，首先需估計食品需求體系，因此本節首 先說明食品需求體系的理論觀念，並回顧幾種常被應用之需求體系模型建 立 之 依 據 。 另 根 據 效 用 之 弱 分 隔 性 (weakly separability) 與 兩 階 段 預 算 (two-stage budget)的概念說明主食品需求模型之建立。需求體系之建立， 可由直接效用函數之極大化求得，Klein 與 Rubin (1949) 所導出的線性支出體系(LES, linear expenditure system) 及 Brown 與 Heien (1972)所導出的 S
食品價格與
消費者所得 食品需求體系 食品需求量
每單位營養成分
群組需求體系(S-branch demand system)，即使用特定效用函數所推導出來 的需求體系。此外其亦可由間接效用函數導出，Christensen, Jorgenson 與
Lau (1975)等三位經濟學者即採用二次式之間接效用函數，推導出間接超
越對數需求體系。或可由成本函數導出需求體系，Deaton 與 Muellbauer
(1980, 1983) 使 用 此 種 方 法 導 出 AIDS 需 求 體 系 (almost ideal demand
system) 。 亦 可 利 用 直 接 建 立 需 求 模 型 並 結 合 參 數 限 制 式 進 行 估 計 ，
Rotterdam 需求體系(Barten, 1964, 1967; Theil, 1965)以此法推導出。無論從
何種方向推導需求體系模型，在理論上皆具有一致性，然效用函數形式設 定因人而異，雖然根據經濟理論皆可導出需求體系，可是常面臨缺少模型 之一般化性質及在實證上有無法利用之缺點。例如線性支出模型，因其效 用加總性性質，體系中不允許劣等品及互補品的出現；此外，一些需求體 系之參數皆為非線性，在計算龐大之需求體系時工作量必定非常繁瑣。而 Rotterdam 模型及微分形式需求模型皆為觀念上需求之趨近形式，其並未對 效用函數作特定之假設，同時其參數皆為線性形式，繁重之計算工作將大 為減輕。
微分形式需求體系（Huang and Haidacher, 1983；Huang, 1985, 1993） 不像一些模型需有一貫性之支出比例資料，同時其彈性值可直接由模型估 得，不需經過一連串繁雜的計算過程。此外其將傳統需求理論所推導而得 的恩格爾加總性、齊一性與對稱性等三條需求彈性的限制式直接加入需求 模型，可減少待估母數數目及解釋變數間高度相關的問題。因此本文將採 此形式需求模型，以下為其理論觀念的說明： 假設 q 為代表性消費者對 n 種食品之需求量向量，p 為此 n 種食品之 價格向量，m=p' 為消費者支出額。q u
( )
q 為效用函數，假設其為 q 之非遞 減 (nondecreasing)與準凹 (quasi-concave)函數。在 p 與 m 已知下，我們可 由消費者追求效用極大之目標，利用拉氏乘數函數 (Lagrangean multiplierfunction)，推導出消費者之未補償需求函數(uncompensated demand function
( )
q u Max q : , m q p t s. : ' = . 利用拉氏乘數函數將目標式轉換為( ) (
q p q m)
u L Max q = − − ' ,λ λ . 求上式最適之必要條件為：( )
i i q p u =λ , i =1, 2,……,n (2-1) m q p' = . (2-2) 其中u 為消費第 i 種商品之邊際效用，i p 為第 i 種商品的價格。i λ為所得的 邊際效用，表示最後一單位所得發生變動對總效用變動的增減情形。另外， 最適情況同時隱含效用函數u
( )
q
之二階偏微分(Hessian 矩陣) ( )[
u q u q q]
H = ij = ∂2 /∂ i∂ . 為對稱及負定。 解上面 n +1 條方程式可得出需求方程體系及所得之邊際效用：(
p m)
q qi = i ,i
=1,2,……n, (2-3)( )
p m g , = λ . (2-4) 由式(2-3)我們可得，在 n 種產品的需求體系裡第i
種產品的需求方程 式。由於食品效用結構未知，因此需求體系可用需求方程式一般式的一階 微分來表示，即將式(2-3)全微分：(
q p)
dp(
q m)
dm dq j i j i j i =∑
∂ /∂ + ∂ /∂ . (2-5) 式（2-5）是以價格與所得斜率表示的需求體系，可採用彈性形式表示， 依此可得微分需求體系為：(
dp p)
(
dm m)
e q dq ij j j i j i i/ =∑
/ +η / . (2-6)其 中 eij =
(
∂qi/∂pj) (
pj /qi)
為 第i
種 食 品 的 價 格 需 求 彈 性 ，(
i) (
i)
i = ∂q /∂m m/q η 為第i
種食品的支出（或所得）彈性。此需求模型為吾 人觀念上需求關係的一般趨近式。 由於本文旨在探討主食類食品營養需求體系，其估計過程中需應用主 食類食品之次需求體系。為設立其估計模型，依需求效用理論之弱分隔性， 可將台灣所有食品分為主食類、肉類、蔬菜類、水果類及油脂類等五類食 品之次需求體系。所謂效用弱分隔性其定義為：假設將所有 n 個商品分隔 為不同的 N 類，其中 X、Y 為不同的兩類，x1、x2屬於第 X 類商品，y 屬於 第 Y 類商品，則 0 2 1 = ∂ ∂ y Mu Mu x x . (2-7) 亦即，當 X 類以外其他任何一種食品 y 消費量發生變動，並不影響 X 類內任何食品邊際效用之相對比例，若滿足此條件，則符合效用弱分隔性。 以主食類為例說明，在台灣的食品中，依我們的經驗，此類食品包括 白米、麵粉及薯類等三種食品，理論上應依弱分隔性作統計檢定，判斷是 否能將這三種食品歸為一類。惟現實的統計方法仍然存在許多問題，其中 變數間自我相關問題恐永久無法解決，模型所含變數的不同以及資料處理 方法的差異，均會產生不同的結果。雖然依統計檢定結果來判定較為科學， 能累積科技發展的知識，但其結果或不能脫離我們的經驗判斷，即專家多 年所累積的經驗在實際研究上仍具相當程度的依賴性(Tomek, 1994)。 由於主食類食品為此三種食品的組成，依弱分隔性的精神，豬肉等非 主食類的其他食品，其消費量變動均不會影響白米、麵粉及薯類等三種食 品中任何其中兩種食品邊際效用的比例。依吾人的經驗，此事實應具有相 當程度的可靠性，換言之，若依統計結果肉類歸在主食類，恐未能符合我 們經驗所得的知識 (make sense)，這是吾人將此三種食品歸為同一類的理 由。 影響食品消費的一個重要解釋變數為所得，在食品次需求體系裡，其 處理方法與單一方程式將此變數的觀察值直接代入函數裡不同。乃透過兩階段預算的方法，亦即消費者面對N 類商品，首先決定各類商品的消費支 出（此即所謂第一階段），而後再將各類商品所分得的消費支出，分配給 該類的各個商品，以達消費者效用極大，由此估得此類內各個商品的最適 需求量（此即所謂第二階段）。 因此由兩階段預算所推得之主食類食品需求函數可以下式表示：
(
p p p m)
q qi = i 1, 2,...., n, （2-8） 其中，q ：第 i 種主食類食品之需求量， i =1,2,3，i i p ：第 i 種主食類食品價格， i =1,2,3， m ：主食類食品總支出。 由上分析知，欲建立主食類食品需求體系，應先將所有食品以效用弱 分隔性的觀念找出主食類食品。另需區分所得與支出的概念，將消費者花 費於主食類食品之支出，以兩階段預算法由總所得中抽離出，置於主食類 食品之需求體系中，以使實證結果與實際狀況更能吻合。 在估計主食類食品需求體系（價格與支出彈性）時，為同時能將由經 濟理論所推得的恩格爾加總性、齊一性及對稱性等三種信息加入模型裡，因 此模型待估之迴歸式需以彈性形式表示。依此考慮所採函數形式有兩種： t i jt n j ij i it e p m q ln ln ln 1 0 η α + + =∑
= , (2-9) 1 1 1 1 1 0 1 1 − − − − = − − = + − + − −∑
t t t i jt jt jt n j ij i it it it m m m p p p e q q q η α . (2-10) 其中，q
it：第i
種主食類食品第 t 期之需求量， jtp
、p
jt−1：第 j 種主食類食品第 t 期與第 t-1 期之價格， tm
： 第 t 期主食類食品之總支出， 0 iα
：第i
條方程式之常數項， ije
、η
i：價格彈性、支出彈性，為待估之參數。i
,j=1,2,3；t = 1,2,……,30. 至於應選擇何種形式，為實證問題。 為合乎經濟理論，估計時加入下列三條需求彈性限制式：恩格爾加總：
∑
iwiηi =1, (2-11) 齊一
性：
∑
jeij +ηi =0, (2-12) 對 稱性：eij /wj +ηi =eji/wi +ηj. (2-13) 其中，wi = piqi/m為第
i
種商品之支出份額。 觀察單一與聯立需求方程式模型有很大不同，後者假設影響食品需求 之變動，除價格與所得等經濟因素外，尚考慮其他非經濟因素，這些因素 隱含在誤差項裡。例如我們購買米、麵時，除價格因素外，我們尚考慮營 養平衡，即各種食物均衡消費。聯立需求方程式包含這些影響食品消費的 因素，單一方程則忽略。同時，估計聯立需求體系，可將恩格爾加總性、 對稱 性及 齊 一性 等由 經 濟理 論推 導 而得 的三 條 需求 彈性 限 制式 加入 模 型 裡，以增加其有效性。其可減少所需估計的參數，並減少計量模型難以解 決的自我相關問題，即可降低迴歸參數的估計個數，並提高 t 值的顯著性。2.3 主食類食品營養需求體系模型
探討主食類食品營養需求體系，首先需獲得每種主食類食品中所包含 的各營養素數量。將每一營養素於各主食類食品中的含量加總，可得到主 食類食品中每一營樣素的總含量，以數學式表示如下： i i ki k =∑
a q φ (2-14) 其中，φk：所有主食類食品中所獲得的第k
種營養素總量， ki a ：第 i 種食品每單位數量所含第k
種營養素數量， i q ：第 i 種主食類食品平均每人每年消費量，i
：第i
種主食類食品，k
：第k
種營養素。 由式(2-14)可看出，非食品的項目因未含營養素，即a 值為零，因此ki 與非食品有關的項目均自動消失。這就是Lancaster (1966)所謂的消費者行為的『消費技術』(consumption technology)。 根據 Huang (1996) 的作法，其將式(2-14)以變動量方式表示（即全微 分），並將式(2-5)代入，可得
(
)
(
)
∂ ∂ + ∂ ∂ =∑
a∑
q p dp q m dm d j i j j i i ki k / / φ (2-15) 其含意為，當主食類食品價格與支出（或所得）發生變動，對營養素 k 攝 取量的影響。 將式（2-15）兩邊同除以φk，(
e a q)
(
dp p)
(
a q)
(
dm m)
d ki i k i i j j j i ij ki i k k k /φ /φ / η /φ / φ =∑ ∑
+∑
(
e s)
(
dp p)
(
s)
(
dm m)
i i ki j j j i ij ki /∑
/∑ ∑
+ = η(
dpj pj)
k(
dm m)
jπkj / +ρ / =∑
(2-16) 其中，ski =akiqi/φk：表消費者從第 i 種食品所獲得第 k 種營養素數量，佔消 費者從所有食品中可獲得第 k 種營養素總量的比例， ki i ij kj =∑
e s π ：為一種價格彈性，用來衡量第 j 種主食類食品發生 價格變動，對獲得第 k 種營養素攝取量的影響， ki i i k =∑
ηs ρ ：為一種支出（或所得）彈性，用來衡量支出（或所得） 發生變動，對可獲得第k
種營養素攝取量的影響。 由上可知，πkj即為第i
種食品的自身與交叉價格彈性，以s 為權數，ki 加權平均估計而得。同理，ρk為所有產品的支出（或所得）彈性，以s 為ki 權數估計而得。因此，我們可將主食類食品營養素需求彈性以矩陣形式表 示如下： N = S*D (2-17) 其中，N：為 l×( )
n+1 階主食類食品營養素需求彈性矩陣，表示主食類食 品價格與所得變動對各營養素攝取量的影響，S：為l×n階矩陣，每列的各個項目代表主食類食品中，各食品所含 第 k 種營養素數量佔所有食品中第 k 種營養素總量的比例， D：為 n×
(
n+1)
階主食類食品需求彈性矩陣。3. 資料來源及說明
估計食品營養彈性，首先需有兩項資訊─食品需求體系及每種食品所 含各營養素比例矩陣。為估計主食類食品需求體系，需有米、麵粉及薯類 等三種主食品之價格、數量與支出份額，以及平均每人每年此三種食品之 支出等資料。由於估計期間為1972 至 2001 年，支出份額以此 30 年之平均 值代表。資料取自農業統計年報及農產品物價與成本月報。假設平均每人 每年糧食實際消費量等於供給量，即當年消費量等於此期供給量。價格以 都市零售價格代表，其中米價以蓬萊米與在來米產量為權數，對其零售價 格加權平均；薯類價格則以甘薯與馬鈴薯產量為權數，各別對其零售價格 加權平均。資料來源及處理方法詳見附錄1。 營養彈性之估計，除須估計食品需求之價格及所得彈性外，亦須食品 營養成分及每人每年消費量等兩項資料。食品營養成分資料，主要取自「營 養學精要」（黃超伯、游素玲，1990），將一般常消費的食品每 100 公克 所含的13 種營養素成分詳細列出，其營養成分包含熱量、蛋白質、脂肪、 醣類、纖維質、鈣、磷、鐵、維生素 A、維生素 B1、維生素 B2、菸鹼酸 及維生素 C。書中所缺乏的芝麻油及奶油營養成分數據，則由農業統計年 報中，每人每年糧食供給量及每人每天營養素消費量來推算食品每 100 公 克的養分分配。每100 公克食品所含的 13 種營養成分含量，熱量較高的食 品依序為油脂、肉類及主食類（表 3-1）。主食類主要由醣類所組成，米每 100 公克含有 78.1 公克的醣類最高，其次麵粉 72 公克，甘薯 23.4 公克， 馬鈴薯最低只有 14.5 公克。 表 3-1 1999-2001 年台灣地區各種食品每百克營養成分及平均每人每年 食品消費量 種類/營養素 熱量 蛋白 脂肪 醣類 纖維 鈣 磷 鐵 維生 維生 維生 菸鹼 維生 每人每年質 素A 素 B1 素 B2 酸 素C 消費量 單位 cal g g g g mg mg mg I.U. mg mg mg mg kg 主食類 662 21.7 2.3 188 1.8 61 475 4 0 0.57 0.16 6.2 20 98.34 米(白米) 354 6.5 0.5 78.1 0.3 15 151 0.6 0 0.31 0.04 3.2 0 52.57 麵粉 343 11.6 1.5 72 0.3 26 175 2 0 0.11 0.04 1.4 0 32.48 薯類 165 3.6 0.3 37.9 1.2 20 149 1.4 0 0.15 0.08 1.6 20 13.29 肉類 1,604 138.2 116 0.8 0 126 1,164 16 830 1.22 1.34 29.5 0 118.12 豬肉 549 12.3 54.8 0 0 5 83 1.2 0 0.47 0.09 2.5 0 39.98 牛肉 265 16.7 21.5 0 0 4 90 1.9 0 0.06 0.1 4.1 0 3.38 雞肉 60 10.1 1.9 0 0 5 104 0.4 10 0.07 0.07 2.3 0 26.96 魚肉 53 11.2 0.5 0.1 0 15 38 1.9 0 0.03 0.15 0.8 0 24.13 蛋 154 11.1 11.4 0.7 0 53 212 2.8 810 0.12 0.25 0.1 0 19.27 鵝肉 142 20 6.3 0 0 12 191 3.3 0 0.16 0.22 5.4 0 1.21 鴨肉 97 11.4 5.4 0 0 8 101 1.1 10 0.05 0.14 3 0 2.79 羊肉 176 20.1 10 0 0 10 134 2.9 0 0.1 0.16 4.8 0 0.16 火雞 108 25.3 4.5 0 0 14 231 0.4 0 0.16 0.16 6.5 0 0.22 水果類 360 6.1 2.6 91.9 8.5 125 178 4.4 2,660 0.41 0.59 3.1 444 72.13 柑橘(椪柑) 27 0.7 0.1 6.6 0.3 17 11 0.1 720 0.07 0.03 0.3 46 5.17 西瓜 11 0.4 0.1 2.4 0.1 6 8 0.2 60 0.04 0.03 0.1 7 2.97 香蕉 48 0.9 0.1 12.3 0.3 6 15 0.3 170 0.02 0.04 0.4 5 7.42 葡萄 37 0.4 0.1 9.6 0.2 11 19 0.5 0 0.04 0.02 0.2 7 5.73 鳳梨 22 0.4 0.2 5.5 0.4 10 6 0.5 30 0.06 0.02 0.2 19 16.40 蘋果 31 0.2 0.2 7.8 0.6 9 8 0.4 20 0.02 0.05 0.2 4 6.21 楊桃 22 0.2 0.4 5 0.6 3 12 0.7 650 0.03 0.02 0.1 39 1.29 番石榴 38 0.4 0.3 9.6 4.6 8 8 0.5 100 0.03 0.05 0.6 180 7.54 荔枝 44 0.9 0.5 10.1 0.2 14 25 0.2 0 0.02 0.08 0.2 67 3.97 龍眼 36 0.8 0.4 8.2 0.2 7 29 0.4 0 0.02 0.19 0 0 4.83 蓮霧 17 0.4 0.1 8 0.6 19 21 0.4 0 0.03 0.04 0.2 18 4.00 木瓜 27 0.4 0.1 6.8 0.4 15 16 0.2 1,110 0.03 0.02 0.6 52 6.61 蔬菜類 169 12.5 2.2 31.5 8 310 269 6.7 7,110 0.41 0.56 2.8 319 55.00 蘿蔔 14 0.6 0.1 2.8 1 16 10 0.1 0 0.02 0.03 0 4 6.53 甘藍 17 1.9 0.1 3 1 48 22 0.5 490 0.05 0.03 0.2 39 16.55 山東白菜 14 1.3 0.2 2.5 0.6 22 36 0.4 110 0.05 0.04 0.5 29 7.93 小白菜 13 1.8 0.1 2 0.6 37 20 1.4 4,860 0.02 0.05 0.6 47 2.95 洋蔥 25 0.9 0.4 4.9 0.5 30 33 0.3 10 0.02 0.02 0.2 15 2.66 芹菜 7 0.6 0.1 1.4 0.9 32 17 1.3 940 0.02 0.03 0.2 7 2.24 韭菜 17 2.2 0.4 2.2 0.6 55 41 1.1 550 0.06 0.13 0.4 15 1.61 胡瓜 4 0.3 0.1 0.9 0.3 12 10 0.1 50 0 0.01 0.1 4 3.20 茄子 18 0.9 0.3 3.5 0.9 15 29 0.3 20 0.07 0.07 0.3 10 1.42 胡蘿蔔 27 0.7 0.3 5.8 0.9 29 31 0.7 50 0.06 0.09 0.2 90 5.65 花椰菜 13 1.3 0.1 2.5 0.7 14 20 0.5 30 0.04 0.06 0.1 59 4.27 油脂類 4,304 0.6 482 0.6 0 13 12 0 40 0 0 0 0 17.34 豬油 902 0 100 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0.96 花生油 883 0 99.9 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0.34 大豆油 883 0 99.9 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 14.99 芝麻油 884 0 100 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0.38 奶油 752 0.6 81.8 0.6 0 13 12 0 40 0 0 0 0 0.67 資料來源：營養學精要（黃伯超、游素玲，1990）。＊：本欄經本研究計算整理。 除食品營養成分外，另一個決定國民營養攝取量的因素為消費量。表 3-1 最後一欄即為 1999-2001 年平均每人每年食品消費量三年平均值。其中
國人消費最多的是米，最近三年平均每人每年消費量 52.57 公斤，其次豬 肉為39.38 公斤，麵粉亦不低，達 32.48 公斤。表 3-2 列出台灣地區平均每 人每年所攝取各種食品所含之各個營養素數量，佔所有食品該營養素總含 量的百分比例。此營養素比例之計算，是以 1999-2001 年各食品平均每人 每年消費量之三年平均值，乘以該食品中各營養素單位含量，加總得每種 營養素總含量，再計算每一食品每種營養素含量佔該營養總量的比例。由 表中可知，熱量最主要來源為豬肉，佔所有來源的28.06%；其次米 23.79%、 麵粉14.24%、薯類僅佔 0.41%。值得注意的為，在各種食品中，醣類、磷、 維生素 B1 及菸鹼酸等營養素，米所含的比例皆高於其他食品，分別為 55.47%、27.68%、32.6%、35.57%。麵粉富含鐵營養素，所佔比例亦高於 其他食品，達19.49%；醣類、磷、維生素 B1 含量為次高，分別為 31.6%、 19.82%及 7.15%。薯類的每種營養成分含量較平均，大致維持在 1∼3%。
表 3-2 台灣地區平均每人每年攝取各種食品營養素數量佔總量的百分比例 種類/營養素 熱量 蛋白質 脂肪 醣類 纖維 鈣 磷 鐵 維生素 A 維生素 B1 維生素 B2 菸鹼酸 維生素 C 單位 % % % % % % % % % % % % % 米 (白米) 23.79 15.39 0.6 55.47 11.9 13.18 27.68 9.46 0 32.6 8.61 35.57 0 麵粉 14.24 16.97 1.11 31.60 7.33 14.12 19.82 19.49 0 7.15 5.32 9.61 0 薯類 0.41 1.15 0.03 2.9 4.12 1.66 2.74 2.55 0 1.75 1.83 2.43 2.09 豬肉 28.06 22.15 49.88 0 0 3.34 11.57 14.39 0 37.6 14.73 21.13 0 牛肉 1.14 2.54 1..65 0 0 0.23 1.06 1.93 0 0.41 1.38 2.93 0 雞肉 2.07 12.26 1..17 0 0 2.25 9.78 3.24 0.47 3.78 7.72 13.11 0 魚肉 1.63 12.17 0.27 0.03 0 6.06 3.20 13.75 0 1.45 14.81 4.08 0 蛋 3.79 9.63 5 0.18 0 17.07 14.24 16.19 27.11 4.63 19.72 0.41 0 鵝肉 0.22 1.09 0..17 0 0 0.24 0.81 1.20 0 0.39 1.09 1.38 0 鴨肉 0.35 1.43 0.34 0 0 0.37 0.98 0.92 0.05 0.28 1.6 1.77 0 羊肉 0.04 0.14 0.04 0 0 0.03 0.07 0.14 0 0.03 0.1 0.16 0 火雞 0.03 0.25 0.02 0 0 0.05 0.18 0.03 0 0.07 0.14 0.3 0 柑橘 (椪柑) 0.18 0.16 0.01 0.46 1.17 1.47 0.2 0.16 6.47 0.72 0.63 0.33 4.99 西瓜 0.04 0.05 0.01 0.1 0.22 0.30 0.08 0.18 0.31 0.24 0.36 0.06 0.44 香蕉 0.46 0.3 0.02 1.23 1.67 0.74 0.39 0.67 2.19 0.3 1.21 0.63 0.78 葡萄 0.27 0.1 0.01 0.74 0.86 1.05 0.38 0.86 0 0.46 0.47 0.24 0.84 鳳梨 0.46 0.3 0.07 1.22 4.93 2.74 0.34 2.46 0.85 1.97 1.34 0.69 6.53 蘋果 0.25 0.06 0.03 0.65 2.8 0.93 0.17 0.75 0.22 0.25 1.27 0.26 0.52 楊桃 0.04 0.01 0.01 0.09 0.58 0.06 0.05 0.27 1.46 0.08 0.11 0.03 1.06 番石榴 0.37 0.14 0.05 0.98 26.1 1.01 0.21 1.13 1.31 0.45 1.54 0.96 28.46 荔枝 0.22 0.16 0.05 0.54 0.6 0.93 0.35 0.24 0 0.16 1.3 0.17 5.58 龍眼 0.22 0.17 0.04 0.54 0.73 0.57 0.49 0.58 0 0.19 3.76 0 0 蓮霧 0.09 0.07 0.01 0.43 1.8 1.27 0.29 0.48 0 0.24 0.65 0.17 1.51 木瓜 0.23 0.12 0.02 0.61 1.99 1.66 0.37 0.40 12.74 0.4 0.54 0.84 7.21 蘿蔔 0.12 0.18 0.01 0..25 4.91 1.75 0.23 0.20 0 0.26 0.8 0 0.55 甘藍 0.36 1.42 0.04 0.67 12.4 13.28 1.27 2.48 14.08 1.66 2.03 0.7 13.54 山東白菜 0.14 0.46 0.04 0.27 3.58 2.92 1.00 0.95 1.52 0.79 1.3 0.84 4.82 小白菜 0.05 0.24 0.01 0.08 1.33 1.82 0.21 1.24 24.9 0.12 0.6 0.37 2.91 洋蔥 0.09 0.11 0.02 0.18 1 1.33 0.31 0.24 0.05 0.11 0.22 0.11 0.84 芹菜 0.02 0.06 0.01 0.04 1.52 1.20 0.13 0.87 3.66 0.09 0.28 0.09 0.33 韭菜 0.03 0.16 0.01 0.05 0.73 1.48 0.23 0.53 1.54 0.19 0.86 0.14 0.51 胡瓜 0.02 0.04 0.01 0.04 0.72 0.64 0.11 0.1 0.28 0 0.13 0.07 0.27 茄子 0.03 0.06 0.01 0.07 0.96 0.36 0.14 0.13 0.05 0.2 0.41 0.09 0.3 胡蘿蔔 0.20 0.18 0.04 0.44 3.82 2.74 0.61 1.19 0.49 0.68 2.08 0.24 10.66 花椰菜 0.07 0.25 0.01 0.14 2.25 1.00 0.30 0.64 0.22 0.34 1.05 0.09 5.28 豬油 1.11 0 2.19 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 花生油 0.38 0 0.77 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 大豆油 16.92 0 34.1 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 芝麻油 0.43 0 0.87 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 奶油 0.64 0.02 1.25 0 0 0 0.03 0 0.05 0 0 0 0 總和 100 100 100 100 100 100 100 100 100 100 100 100 100 資料來源：本研究計算整理。
4.估計方法
估計食品需求體系的方法有兩種─最小平方法 (OLS) 與近似無相關迴 歸分析法 (SUR)。前者假設各食品需求方程間之誤差項，無論是同期或與 前一期均無關；後者則假設本期有關，但與上一期無關。其經濟意義為： 若採用OLS 估計，即認為影響食品消費只有價格與所得等兩個經濟因素而 忽略其他非經濟因素；SUR 則同時考慮經濟與存在誤差項裡的非經濟因 素。OLS 具有小樣本性質，對資料的好壞與變數間自我相關問題之敏感度 較低 (robust)；SUR 則需大樣本才能得到參數之有效估計值，當資料正確 時，其表現良好，若資料略有出入，此缺點將易出現於估計結果 (Labys, 1973)。由於食品需求方程之解釋變數相同，這兩種估計方法所得結果一 致，除非加入前述之三條需求限制式才可能產生不同之估計結果。因SUR 較為先進，估計時利用了誤差項的信息，可增加其有效性，在其他條件不 變下，就理論而言優於 OLS。惟在現實經濟裡，由於經濟資料、變數間相 關及誤差項序列相關等其他條件，並非能完全符合理論要求，即在實證研 究上，就我們所得到的資料，應採哪一種方法才是適當，此為實證問題， 研究者可依其表現決定採哪一種方法。 台灣食品需求量之資料，是由供給面推估而得，從1964 年起均有完整 的記載，即有40 年的觀察值，估計時應包含這段期間以增加解釋變數的自 由度。惟此期間正值台灣國民所得增加最快時期，消費結構轉變相當劇烈， 即價格與所得等需求彈性明顯發生變化，此與需求體系假設估計期間彈性 值固定不變的假設前提，或有較大的出入。為紓緩此問題，並考慮自由度， 此採測試方法，即依不同觀察期間估計結果的表現決定採用多少年的觀察 值。經測試結果，估計期間應從 1972 年起為宜，即有 30 年的觀察值，估 計上並具有大樣本的性質。 此需求體系待估之價格與支出彈性共有12 個參數值，即白米、麵粉及 薯類自身價格彈性3 個，交叉價格彈性 6 個，支出彈性 3 個。估計時引入 7條限制式，即恩格爾加總性1 條、齊一性 3 條及對稱性 3 條。因此只需估 計 5 個參數（係數），其餘各變數的彈性係數可由 7 條限制式求得，如此 可減少模型變數間自我相關問題，增加一些由經濟理論所得到的信息，並 可提高 t 值的顯著性。 一般人較熟悉所得變數對食品消費量的影響，然上述方法是利用二階 段預算之方法，將吾人的所得適當地分配到此五類食品，使我們得到的效 用為最大。分配到某一類食品的所得，即為可用於消費該類食品的支出。 其次如同傳統需求理論的觀念，將此類食品的支出，用於購買此類食品內 的各種食品，使消費者的滿足為最大，因此估得的彈性為支出彈性。所估 得的支出彈性可採下列方法粗估其所得彈性 (Huang,1985)，即透過所得傳 遞方程式轉換，此方程式如下： I m ln ln =α +β (4-1) 其中： m ：每人每年三項主食類食品之總支出 I ：每人每年可支配所得 α：常數項 β：所得傳遞係數 透過所得傳遞係數(β )可求出各主食類食品之所得彈性(µi )如下： β η µ =∂ i∂ =∂ i∂ ×∂ ∂ = i× i m m I q m q ln ln ln ln ln ln (4-2) 上式表示第 i 種主食類食品之所得彈性(µi )＝該食品之支出彈性(ηi)×所得 傳遞係數(β)。
5. 估計結果
本文採微分形式需求模型，以受限制的SUR (restricted SUR) 估計12
估計所得彈性。此外，以均方根誤差 (RMSE) 與泰勒係數 (Theil U) 等評 估指標判斷估計結果。最後再以主食品需求彈性與營養比例矩陣，估計主 食品價格與所得營養彈性。
5.1 主食類食品價格與所得彈性
由三種主食類食品之RMSE 值與 Theil U 值1 可知，米與麵粉之 RMSE
值分別為 0.01849 與 0.06651，均相當趨近 0；薯類之 RMSE 值較高，為 0.56467。在 Theil U 值方面，三者之值均不大，介於 0.05∼0.2 之間。整體 而言，本模型在配適度與模擬能力上皆有不錯的表現。 觀察表5-1 可知，此三種主食類食品之自身價格彈性分別為：米-0.3949、 麵粉-0.4393、薯類 0.2137。此為 1972-2001 年的平均數，亦即代表 1986 年 左右，台灣地區消費者對主食類食品價格與所得變動的敏感度。其中米與麵 粉自身價格彈性為負，合乎理論預期，且均在 5%顯著水準下與零有明顯差 異。其絕對值均在0.4 左右，表示此二種主食品對價格變動的反應並不是很 敏感，即米與麵粉價格發生變動，台灣地區人民對此兩種主食品的消費量並 未明顯發生改變。過去估計結果，自身價格彈性區間範圍，米：-0.40∼0.19， 麵粉：-1.44∼-0.16，薯類：-1.27∼1.50。2若米的價格彈性為正，即價格越高 需求量越多，恐不符現實經濟現象。目前米的支出在吾人所得中所佔比例已 很低，米價波動對米的消費量影響不大，即價格彈性為負且微小，較接近實 際現象。麵粉的情況與米相似，本研究估計其價格彈性為-0.4，應在合理範 圍內。 薯類之自身價格彈性為正，惟 t 值不顯著，其價格是否為其需求的影 響因素尚難確定。1970 年代台灣經濟發展初期，物資較為缺乏，薯類為當 時重要主食品，其價格彈性為正，即為季芬財，或較接近事實。其後隨著 經濟發展、所得提高，國民消費水平逐漸上升，有能力消費品質較高的食 品，即以白米與麵粉替代薯類。目前此種食品的消費量已很少，在主食類 1 此二數值是用來作為評估消費量之模擬能力好壞的檢定統計量。 2 請參閱李登輝、陳希煌(1964a,1964b)、張之義(1979)、彭作奎(1985)、李皇照 (1994a,1994b)、魏宮勤(1996)、洪景彬(2000)。
食品中，其地位已遠不如米與麵粉，價格變動對消費量的影響已不明顯。 惟值得注意的是，其漸轉變為休閒食品，即價格彈性漸轉變為負。 交叉彈性方面，米與麵粉分別為 0.0370、0.1122，表示在其他條件不 變下，當米價上升 1%，麵粉的消費量會增加 0.037%；同理，當麵粉價格 上升1％，米的消費量上升 0.1122%。兩者的替代關係合乎經濟理論預期， 惟其替代效果相當小，且其交叉彈性的 t 值均不顯著，表示這兩種食品的 消費者對米與麵粉的飲食均有習慣性，且此兩種食品的支出在吾人所得中 所佔比例已很小，兩者間的價格變動，並未引起消費者改變其消費型態的 興趣。同樣的情況亦發生於薯類與米或麵粉的關係，惟彼此間的交叉彈性 均不顯著。目前吾人薯類消費量已不多，佔總支出比例很小，自不能引起 消費者對其價格變動反應的興趣。 米與麵粉所得彈性分別為0.0803 及 0.0871，符號為正，符合理論預期， 兩者分別在顯著水準5%下，與零有顯著不同。兩者所得彈性值均很低，與 現實經濟的情況相符，即目前米與麵粉為大眾食品，人人支付的起，其消 費量受所得高低的影響很小。薯類所得彈性亦為正，惟 t 值不顯著。若與 其他學者估計結果比較，麵粉的所得彈性相差有限，且均顯示缺乏彈性， 此結果亦與我們的瞭解相近。惟米的所得彈性，過去的研究，其符號有正 亦有負。一般而言，採單一方程式及線性形式者，符號為負；採需求體系 及對數形式者，可得正。觀察臺灣平均每人每年食米消費量變動，1975∼ 1990 年 16 年間，消費量減少較為明顯，其後減少數量趨於緩和，保持在 50∼60 公斤之間。此現象與日本相同，即減少到 60 公斤後，趨於穩定。 最近臺灣食米消費量降至50 公斤以下，其原因為食米消費多樣化或到大陸 工作人口增加所引起的。若原因為後者，則消費量應未持續下降，只需修 正消費人口數，即可得正確的數字；前者的原因為消費方便所引起的，並 不是所得增加所致，因此增加食米消費的方便性，可增加食米消費量，這 是目前政府努力改善食米消費量減少的方向。由上分析知，食米需求曲線 的形狀為L 型，即過去其消費量減少較快，其後逐漸趨於水平，需求函數 採線性形式與事實或有差距；同時近四十年來，消費結構轉變很大。為減 少這些問題，估計期間應盡量後移，使估計結果能接近目前的情況。
表 5-1 台灣地區主食類食品價格與所得彈性及模型評估指標值 價格 數量 米 麵 粉 薯 類 所得彈性 RMSE Theil U 米 -0.3949＊ （-6.26） 0.0370 （1.07） -0.0333 （-1.6） 0.0803＊ （7.59） 0.01849 0.05523 麵 粉 0.1122 （0.60） -0.4393＊ （-3.47） -0.0972 （-1.48） 0.0871＊ （2.30） 0.06651 0.08008 薯 類 -0.9139 （-1.30） -0.4441 （-1.43） 0.2137 （1.16） 0.2348 （1.50） 0.56467 0.16409 註：1. 括弧內數字為 t 值；＊ 為在α=5%下顯著者。 2. 資料來源：本研究估計。
5.2 主食類食品價格與所得變動對國人營養素攝取量之影響
估計主食類各別食品的營養比例及價格與所得彈性後，進而可估計主 食類食品之價格與所得營養彈性。任一食品價格變動對國民營養素攝取量 所造成的影響，均可以此食品自身及交叉價格彈性的加權平均來估計，其 權數為每種食品的營養比例。同理，所得改變對國民營養素攝取量的影響， 也可由所關心食品之所得彈性的加權平均來估計，權數亦為每種食品的營 養份額。 食品營養的價格（或所得）彈性如表 5-2 所示，其所表示的意義為， 在其他食品價格及所得不變下，當此三種主食類食品中某一種食品價格變 動 1%（或在其他條件不變下每人每年可支配所得變動 1%），台灣地區人 民可獲得這 13 種營養素數量變動之百分比。由於此三項主食類食品並未含 有維生素 A，因此其價格與所得變動對國人維生素 A 攝取量並無影響。主 食類食品價格與所得營養效果分述如下。 (1) 米 米一向為台灣地區人民三餐最主要之食物，其價格波動對消費者各種 營養素攝取量之影響，由彈性值可看出兩者成反向變動。當米價下降 1%，各營養素攝取量上升百分比如下：熱量 0.0888%、蛋白質 0.0549％、脂質 0.002%、醣類 0.2083%、纖維質 0.0456%、鈣 0.0474%、磷 0.1029%、鐵 0.0310%、維生素 B1 0.1267%、維生素 B2 0.0326%、菸鹼酸 0.1377%、維 生素 C 0.0007%。其中對醣類攝取量之影響較大，主因米中含有大量醣類 所致。值得注意的是，雖然米並未含有維生素 C，但由於米價的變動對另 兩種食品消費有替代成效，透過價格交叉效果，可間接影響國人維生素 C 之攝取量，惟變動量甚小。 表 5-2 各主食類食品價格與所得營養彈性 單位：% 價 格 彈 性 主食類食品 營 養 素 米 麵 粉 薯 類 支出彈性 所得彈性 熱量 -0.0888 -0.0362 -0.2798 0.1587 0.0325 蛋白質 -0.0549 -0.0584 -0.2136 0.1454 0.0298 脂質 -0.0020 -0.0042 -0.0007 0.0074 0.0015 醣類 -0.2083 -0.0794 -0.0710 0.3843 0.0788 纖維質 -0.0456 -0.0228 -0.1325 0.1248 0.0256 鈣 -0.0474 -0.0488 -0.1796 0.1305 0.0268 磷 -0.1029 -0.0587 -0.3351 0.2237 0.0459 鐵 -0.0310 -0.0774 -0.1076 0.1489 0.0305 維生素Ａ 0 0 0 0 0 維生素B1 -0.1267 0.0035 -0.3260 0.1779 0.0365 維生素B2 -0.0326 -0.0155 -0.0985 0.0772 0.0158 菸鹼酸 -0.1377 -0.0047 -0.3626 0.2077 0.0426 維生素Ｃ -0.0007 -0.0020 0.0045 0.0239 0.0049 資料來源：本研究估計。 (2) 麵粉 麵粉之價格變動與營養素攝取量的關係，除維生素B1 外，亦呈反向變 動。當麵粉價格下降1%，各營養素攝取量分別上升：熱量 0.0362%、蛋白
質0.0584％、脂質 0.0042%、醣類 0.0794%、纖維質 0.0228%、鈣 0.0488%、 磷 0.0587%、鐵 0.0774%、維生素 B20.0155%、菸鹼酸 0.0047%、維生素 C0.002%；維生素 B1 下降 0.0035%，其攝取量變動方向與理論預期不符， 是否與事實相符，尚需進一步分析。 (3) 薯類 薯類價格改變對營養素攝取量之影響，兩者亦呈反向變動，只有維生 素 C 例外。當薯類價格下降 1%，維生素 C 攝取量會減少 0.0045%，其他營 養 素 攝 取 量 皆 增 加 ， 分 別 為 ： 熱 量 0.2798%、 蛋 白 質 0.2136 ％ 、 脂 質 0.0007%、醣類 0.0710%、纖維質 0.1325%、鈣 0.1796%、磷 0.3351%、鐵 0.1076%、維生素 B1 0.3260%、維生素 B2 0.0985%、菸鹼酸 0.3626%。薯 類價格變動對維生素 C 攝取量的影響，其實際情況亦需作進一步分析，以 判斷是否與事實相符。 (4) 所得營養彈性 在此所估得之所得營養彈性，為透過所得變動對主食類食品消費量的 影響，進一步估計所得變化與營養素攝取量的關係。由表 5-2 可看出，兩 者之關係成正相關，顯示各營養素對國人而言均為正常營養素。換言之， 在假設其他食品消費量不變下，當台灣地區平均每人每年可支配所得增加 1%，則所有營養素攝取量皆會提高，分別為熱量 0.0325%、蛋白質 0.0298 ％、脂質0.0015%、醣類 0.0788%、纖維質 0.0256%、鈣 0.0268%、磷 0.0459%、 鐵 0.0305%、維生素 B1 00365%、維生素 B2 0.0158%、菸鹼酸 0.0426%、 維生素 C 0.0049%。由上分析知，當國民所得增加，整體而言對醣類的攝 取量增加最多，其次是磷、菸鹼酸、維生素B1 及鐵，主因這些營養素為主 食類食品之主要成分。因此，雖近來國人因愛美、熱中減肥而大量減少主 食類食品之消費，然主食類食品富含維生素 B 群、菸鹼酸及磷等營養素， 為了國人健康，仍不容忽視。 若與美國 (Huang, 1996) 相較（表 5-3），米各營養素的價格彈性，台 灣方面其符號皆與理論相同；美國除脂質與維生素 C 外，其他營養素的符
號均不合理論預期，此因美國米的需求價格彈性為正，依此所估得的營養 素彈性為正，然其 t 值並不顯著，且米並非美國人之重要食品；彈性大小 方面，台灣均比美國大很多。麵粉之營養彈性，台灣與美國並無顯著差異， 彈性的符號大致與理論預期相同；數值大小方面，各有所異，但相差有限。 薯類在台灣並非重要主食，但馬鈴薯為美國人主要食品，兩者各營養素價 格彈性的差異，詳見表5-3，此不再贅述。所得營養彈性方面，美國為完整 食品營養體系，即所得變動，透過所有食品需求變動，估計對各種營養素 攝取量的影響，與本文僅考慮主食類食品不同，因此前者所得營養彈性均 比後者大很多，並不意外。 表 5-3 台灣與美國主食類食品營養彈性比較表 單位：% 價 格 彈 性 所 得 彈 性 米 麵 粉 薯類 馬鈴薯 營 養 素 台灣 美國 台灣 美國 台灣 美國 台灣 美國 熱量 -0.089 0.003 -0.036 -0.026 -0.280 -0.010 0.0325 0.266 蛋白質 -0.055 0.008 -0.058 -0.032 -0.214 -0.003 0.0298 0.277 脂質 -0.002 -0.002 -0.004 -0.023 -0.001 -0.013 0.0015 0.388 醣類 -0.208 0.005 -0.079 -0.025 -0.071 -0.010 0.0788 0.138 鈣 -0.047 0.011 -0.049 -0.021 -0.180 -0.007 0.0268 0.329 磷 -0.103 0.012 -0.059 -0.033 -0.335 -0.005 0.0459 0.305 鐵 -0.031 0.011 -0.077 -0.038 -0.108 -0.009 0.0305 0.217 維生素B1 -0.127 0.012 0.004 -0.033 -0.326 0.015 0.0365 0.257 維生素B2 -0.033 0.001 -0.016 -0.023 -0.099 -0.012 0.0158 0.262 菸鹼酸 -0.138 0.001 -0.005 -0.022 -0.363 -0.005 0.0426 0.229 維生素C -0.001 -0.037 -0.002 0.097 0.004 -0.005 0.0049 0.337 資料來源：美國資料引自Huang（1996）。 一般而言，主食類食品價格及國民可支配所得變動對營養素攝取量的 影響微小（低於0.5%），主因主食類食品需求之價格及所得彈性均不大，
然營養均衡是日積月累的長期問題，仍值得我們重視。
6. 結語
過去有關糧食問題的研究，均偏重於食品消費量的預測，期能維持食 品價格穩定，充裕國人所需的糧源。惟時至今日，台灣經濟已發展到相當 水準，國人豐衣足食，目前所關心的為營養問題。米及麵粉等主食類食品， 一直是國民營養的主要來源。近年來雖因所得提高，消費型態轉變的結果， 其消費量已大不如往昔，但仍然是國人最主要的消費食品。本研究的主要 目的，在探討所得與此類食品價格發生變動，對國民營養的影響。 依古典需求理論，當食品價格與所得發生變動，消費者會調整其購買 的食品使其滿足為最大。但此調整食品之選擇，將可同時轉換營養素攝取 水準。本研究所採用之模型，其特點為利用食品需求之價格及所得彈性的 信息，來衡量營養素攝取量的變化。實證結果顯示，當主食類食品價格及 所得發生變動，透過主食類食品需求體系中各食品相互依賴關係，即透過 自身及交叉效果的影響，因而影響各種營養素的攝取量。目前米、麵粉等 主食品，在國人支出中所佔比例不大，即人人吃的起，其價格與所得彈性 均很低，因此當此二變數發生變動，主食類食品消費量影響不大，對國人 營養之影響亦很小。當米價下降（1%），各種營養素的攝取量將增加，其 中醣類增加最多為 0.2%；其次是菸鹼酸及維生素 B1，分別為 0.14%及 0.13%。麵粉亦顯示同樣現象，當其價格下跌（1%），營養素攝取量變動 最多為醣類與鐵，其攝取量皆增加0.08%；其次是蛋白質與磷為 0.06%。所 得彈性方面，所得提高將使國人由主食類食品所攝取之營養素增加，當其 提高1%，醣類攝取量增加最多為 0.08%；其次是磷及菸鹼酸，分別為 0.05% 與0.04%。 雖然主食類食品價格與所得變動對國民營養素攝取量影響不大，近來 國民營養過剩或不均問題，可能起因於消費其他食品的影響，此一問題日 後可對其他食品之營養彈性作進一步分析。然本研究所獲得的結果，仍可提供政府制訂食品營養政策時，做為參考。例如，雖然主食類食品於國人 平均食品消費支出中，所佔比例不高，但在低所得族群中，主食品仍為其 重要飲食來源，對於政府擬定照顧弱勢族群之政策（例如發放食品津貼）， 本研究可提供其參考依據。 由於資料的限制，在此假設所分析的 13 種營養素為國人所攝取之全部 營養組合。另因食物烹煮過程中，營養成分亦會隨之產生變化，因此所採 用的數據與估計結果，並未能完全精確，只能提供大致方向與信息，供決 策者參考，此為本研究之限制。
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附錄 1 本研究實證模型之資料來源與處理方法 品項 資料來源與處理方法 米 數量 農業統計年報 每人每年米供給量 價格 台灣農產物價與成本統計月報 蓬萊米與在來米以產量為權數， 對都市零售價格加權平均 麵粉 數量 農業統計年報 每年麵粉供給量 價格 台灣農產物價與成本統計月報 都市零售價格 薯類 數量 農業統計年報 每人每年薯類供給量 價格 台灣農產物價與成本統計月報 甘薯與馬鈴薯以產量為權數，對 都市零售價格加權平均 資料來源：本研究整理
Impact on People Nutrition by Changes of
Staple Food Prices and Income in Taiwan
Chiang-Ren Show
*Professor, Department of Agricultural Economics,
National Taiwan University
Chiung-Ying Lee
Assistant Professor, Department of Finance,
Chang Jung Christian University
Keywords: Nutrient elasticities, Demand system, Staple food. JEL Classification: Q11、D12
*
Corresponding author: Chiang-Ren Show, Professor at Department of Agricultural Economics, National Taiwan University. Address: No. 1 Sec. 4 Roosevelt Road, Taipei, Taiwan 106.
Abstract
In recent years, due to Taiwan’s economic growth and increase in average income, the consumption behavior of the people in Taiwan has changed, and the aggregate nutrient content of diets has become increasingly important. Staple food such as rice, flour and starchy roots are the most important food of diets. Thus the main purpose of this study is to estimate how the availability of nutrients would change as consumers alter their staple food purchases in response to changes in staple food prices and income.
The prices and quantities of staple food and the per capita national income data between 1972 and 2001 are used to estimate the staple food price elasticity and income elasticity of thirteen nutrients. According to the evaluations, most of the price elasticity of nutrient of the three staple foods are small. However the important nutrients included in rice and flour have greater effects. The decrease in the price of rice would increase daily availabilities of nutrient included in it. Specifically, the estimation for Carbohydrate is largest, and Niacin and Vitamin B are second. The results of flour are the same. When its price decreases, Carbohydrate and Iron increase most, Protein and Phosphorus are second. The positive income elasticity of nutrient demonstrates the increase in income raises daily availabilities of nutrient. In conclusion, the effect on Carbohydrate is largest, while the effects on Phosphorus and Niacin are smaller.
