一、引言

“民以食为天"，对人类而言，食物是能够满足正常生活需求并有利于寿命延长的物质，属于居民最基本的生存需要。因此，食物消费不仅直接影响居民的营养与健康，还影响劳动力供给和劳动生产率，甚至影响到低收入居民的基本生存能力（黄伟伟等，2014）。改革开放以来，中国经济高速发展，人民生活水平不断提高，无论是在城市还是在农村，食物消费总量稳步增加、食物消费结构持续升级。然而，与此同时，食物消费差距依然较大，食物消费不平等问题依然比较突出^①。从城乡差距看，根据《中国统计年鉴2018》的数据，2017年，除了粮食和食糖高于城镇居民外，农村居民在食用油、蔬菜、肉类、禽类、蛋类、奶类及干鲜瓜果类等主要食物的人均消费量均低于城镇居民，且以奶类及干鲜瓜果类最为明显，农村居民对于上述两类食物的人均消费量分别仅为城镇居民的42%和64%。从地区差距看，在粮食、食用油、蔬菜、肉类等主要食物上，消费量最少省份的人均消费量仅为全国平均水平的16%～69%，仅为消费量最多省份的6%～43%。

食物消费差距反映了不同居民在享用食物资源上的差异。食物消费不平等的存在说明低收入居民只享用了少量或低质的食物资源，与中国保障“粮食安全"的目标背道而驰，可能会影响低收入居民的基本生存、劳动力供给和劳动生产率，甚至会促使低收入居民参与犯罪、暴乱及其他破坏活动，长期可能会降低经济增长后劲，削弱未来经济发展潜力，加剧经济波动风险，甚至威胁社会稳定。鉴于食物的生存属性，食物消费不平等的存在也与习近平主席提出的“共享"发展理念形成鲜明对比，进一步凸显了新时代国内发展不平衡不充分与人民日益增长的美好生活需要之间的矛盾。为此，食物消费不平等问题是实现十九大报告提出的“解决好发展不平衡不充分问题"、实现“城乡区域发展差距和居民生活水平差距显著缩小"奋斗目标需要解决的首要问题。要解决食物消费不平等问题首先需要明晰中国食物消费不平等程度，在此基础上寻找食物消费不平等演变规律，厘清食物消费不平等的影响机制。

然而，由于数据等方面的原因，现有关于经济不平等的研究主要集中于收入不平等和财富不平等方面（黄祖辉等，2003），对于消费不平等特别是食物消费不平等的研究非常有限，仅有少数几篇文章在对总体消费不平等进行分解时提到食物消费不平等（黄伟伟等，2014），鲜见对食物消费不平等的系统分析，对食物消费不平等影响机制的研究更是罕见。已有相关研究表明，尽管食物消费在居民总消费中所占份额越来越低（温涛等，2012），食品消费不平等情况却依旧严重。例如，朱梦冰（2018）根据CHIP2002年和2013年的数据，分别测算了食品、交通通信、耐用消费品、住房、教育、医疗保健六大类支出项目的基尼系数，发现除食物支出项目外的其他五类支出项目的消费不平等情况均有所好转，而食物消费不平等情况则有所恶化。2002—2013年，中国食物消费支出基尼系数由0.274提高到0.327，增长了19.34%。

在总体消费不平等研究中，学者们主要根据消费特征，从收入不平等、物价水平、家庭负债、社会保障等经济因素及年龄结构、性别结构等人口特征进行分析。这些分析虽然同样有助于揭示食物消费不平等的变化机制，但主要分析的收入和物价等经济因素并非外生，本身受到贸易自由化等外在因素的影响。一方面，贸易自由化可显著降低国内物价水平（施炳展等，2017）。研究表明，贸易自由化可降低进口关税、加剧市场竞争，促进技术进步和技术扩散，降低资本品成本、中间投入品价格及技术引进成本（田巍等，2013；余淼杰等，2014），从而有助于降低国内物价水平。另一方面，贸易自由化可显著提高居民收入（Noguer等，2005；颜银根，2012）。贸易自由化有助于促进生产要素流动、技术进步或技术扩散，优化资源配置，促进产业内结构调整，从而提升居民收入（Ethier，2005；施炳展等，2017；苑涛，2015）。通过降低价格、提高收入，贸易自由化可放松消费者的预算约束，扩宽食物消费集。在人体生理构造的约束下，食物消费相对缺乏弹性，且高收入者食物消费的收入弹性和价格弹性低于低收入者。在此情况下，贸易自由化引致的价格降低和收入提高可能有助于降低食物消费不平等。考虑到中国的二元经济结构，贸易自由化对食物消费不平等的影响还可能存在显著的城乡差异及区域差异。

尽管当前全球贸易保护主义抬头，中美贸易战局势仍不明朗，但对外开放是中国的基本国策，中国旗帜鲜明地反对贸易保护主义，始终坚持贸易自由化。自1978年以来，中国持续推进贸易自由化进程，大幅降低关税税率、不断削减非关税措施。据世界贸易组织关税数据库，2018年中国全部产品的加权平均关税下降至4.4%，仅为1992年的10%。此前，中国领导人在出席庆祝改革开放40周年大会、“一带一路"国际合作高峰论坛、博鳌亚洲论坛、世界经济论坛等多边会议期间，曾多次阐明支持多边贸易体制、推动建设开放型世界经济的坚定立场。在此背景下，从贸易自由化的角度揭示中国食物消费不平等的演变机制有助于人们从贸易开放的角度重新审视食物消费不平等问题，对中国推动各地区城乡共享发展、解决当前发展不平衡不充分与人民日益增长的美好生活需要之间的严峻矛盾具有重要参考价值。因此，本文将基于新时代中国人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分发展之间的矛盾日益尖锐的现实背景，分析贸易自由化与食物消费不平等之间的动态演化关系，从价格和收入两条路径，利用多元多重中介效应模型，深入揭示贸易自由化对中国食物消费不平等的影响机制，以期揭示中国食物消费不平等的变化规律，为强化中国对不平等的监测、研判、预警和调控提供参考依据。

二、中国食物消费不平等现状与演变趋势

（一）测算方法

本文将利用泰尔T指数来测量食物消费不平等，并根据测算结果对中国食物消费不平等的现状与演变趋势进行分析。目前衡量不平等指标很多，从总体上看可分为两组：第一组是绝对指标，主要包括Kolm指数（Kolm，1976）、方差（Tsakloglou，1993；Deaton等，1994）、标准差（Seitz，2011）等。Kolm指数等绝对指标受基数和度量单位的影响，其大小与观测变量的绝对水平和度量单位有关，不具有可比性。第二组是相对指标，包括基尼系数（Cutler等，1991）、广义熵指数（Tsakloglou，1993）、阿特金森指数（Atkinsion，1970）、对数方差及分位数之比（Meyer等，2017）。其中，最为常见的是基尼系数和广义熵指数。

基尼系数是1943年美国经济学家阿尔伯特·赫希曼根据洛伦兹曲线定义的、用于判断收入分配公平程度的指标，也是国际上通用的、用来综合考察居民内部收入分配差异状况的一个重要分析指标，因其大小介于0和1之间，且满足匿名性（Anonymity）、齐次性（Homogenity）、人口无关性（Population Independence）、转移性原则（Principle of Transfers）、强洛伦茨异质性（Strong Lorenz-Consistent）及全息性，且本身具有经济学含义，又可进行分解，被广泛使用。但该指标对观测值中部数据的变化比较敏感，且无法显示哪里存在分配不公，缺乏制定标准（万广华，2008）。

广义熵指数包括泰尔L指数、泰尔T指数和泰尔V指数。三类广义熵指数在对观测值的敏感性上与基尼系数具有互补性，且具有空间可加分解性，可把整体差异按照区域、城乡、收入等标准进行分解。利用这一特征，可计算出组内差异和组间差异在总体差异中所占的比重，以及当总体差异发生变化时，组内差异和组间差异的变化对总体差异变化的贡献。在上述三类广义熵指数中，泰尔T指数最为常用。

此外，相对指标还有对数方差、阿特金森指数和分位数之比。对数方差为观测变量值取对数后的方差，不满足转移性原则。阿特金森指数只考虑了观测变量的绝对值，缺乏对相对位置的考虑（Dagnum，1990）且与GE指数存在一一对应的单调转换关系（Shorrocks等，2002），没必要与阿特金森指数同时使用。分位数之比可评价不同阶层不平等的相对变化，但仅利用有限样本信息，不能完全反映所有个体的不平等状况（万广华，2008）。

综合考虑并比较上述指标的特性、优点与不足，采用泰尔T指数来测量食物消费不平等并进行实证分析，并用基尼系数进行稳健性检验。泰尔T指数的具体计算公式为：

（1）

（1）式中，T为泰尔指数，r与v分别代表第ω个体的食物消费支出金额和所有个体的平均食物消费支出金额，n为总人口数。泰尔指数没有确切值域，数值越大表示食物消费的不平等程度越高。

根据（1）式，利用中国家庭收入项目调查（Chinese Household Income Project，CHIP）数据对中国农村与城镇食物消费的泰尔指数进行测算。由于CHIP的农村数据缺乏1995年与2007年的数据，故选取1988、2002、2013三年的数据进行分析，以便于更好地与城镇的数据进行比较。

从理论上看，测算食物消费不平等时需将因消费偏好、食物价格、年龄结构、性别结构等因素引起的异质性从食物消费差异中剔除。然而，在实际测算过程中，因为（1）式是分省份和城乡两个层面进行测算的，且在同一省份的城市内部和农村内部，居民的消费偏好及面对的物价水平往往非常接近，且独生子女政策使中国各省份居民的年龄结构和性别结构也比较接近，从而使居民食物消费的异质性在计算过程中可通过分子和分母相互抵消，抵消后在不同省份之间具有可比性，因此在实际测算时无须对异质性进行剥离。

（二）测算结果与分析

中国幅员辽阔，各省份之间居民的食物消费存在巨大差异。为更好地考察中国食物消费不平等情况及其演变规律，进一步计算出各省份的贸易依存度，并根据贸易依存度高低排序，选择贸易依存度最低、中等、最高省份的测算结果进行展示，如表1所示。

表1的数据显示，中国农村和城镇均存在一定程度的食物消费不平等。从城乡比较看，农村食物消费不平等程度总体上高于城镇。1988—2013年，中国农村食物消费的泰尔指数平均为0.10，比城镇食物消费不平等的泰尔指数高出0.03。其中，1988年和2013年农村的食物消费不平等水平均高于城镇，而在2002年，农村的食物消费不平等水平反而略低于城镇。2002年，城镇房地产行业发展迅速，导致中低收入者居住类支出显著增加，挤压了中低收入者的食物消费（杨继东，2013），而对高收入者食物消费的影响不大，从而使城镇食物消费不平等水平大幅提高。农村居民由于主要住在自建房，食物消费受房地产行业很小。同时，2002年非典疫情肆虐，农村居民外出就餐和对新鲜肉食品的消费迅速减少（杨翠红等，2003），食物自给水平进一步提高，导致农村食物不平等水平反而迅速下降且低于城镇。

从发展趋势看，1988—2013年，农村和城市的食物消费不平等情况均呈现出U型变化趋势，这与中国收入不平等的变化趋势非常相似。研究表明，中国在1989—2008年的收入不平等也呈现出U型特征。中国于20世纪90年代初期开始并在中后期基本完成公有制企业改革，改革打破了公有制企业内部人们享有的分配和再分配优势，从而降低了非公有制企业内部人群与公有制外人群之间的差距，降低了收入不平等（陈光金，2010）。然而，随着改革开放的进一步深入，在市场经济条件下，资本、技术等生产要素也参与收入分配，这些要素对收入的影响在个人资源禀赋及努力程度的作用下进一步得到放大，从而加剧了收入不平等。由于收入不平等是消费不平等的主要原因（杨继东，2013；陈志刚等，2016），在收入不平等的带动下，中国食物消费不平等也呈现出U型变化趋势。

从地区差异看，食物消费不平等总体上与贸易自由化程度呈现负向关系。纵向比较同一年农村和城镇的数据可以发现，无论是农村还是城镇，贸易依存度越高的省份，其食物消费的泰尔指数往往越低；反之，贸易依存度越低的省份，其食物消费的泰尔指数往往越高。1988—2013年，贵州、甘肃、河南、湖南、云南、安徽、山西等贸易依存度低的中西部地区，其食物消费不平等的程度均远高于北京、广东等贸易依存度高的地区。值得注意的是，尽管绝大部分省份的贸易自由化程度自中国2001年加入WTO以来都在提高，但由于总体物价水平和收入差距也在快速提高，抵消了贸易自由化对食物消费不平等的抑制作用，反而使得中国食物消费不平等特别是城镇的食物消费不平等反而有所上升。

三、理论分析框架

假设消费者偏好为非位似偏好，只有富人可以消费奢侈品之类的商品（Tarasov，2010），则贸易自由化在经济层面上至少可以通过收入效应和价格效应两条路径来影响食物消费不平等。

一方面，贸易自由化能够有效抑制国内物价上涨，缓解低收入居民面临的食物价格压力，从而有助于抑制食物消费不平等。首先，贸易自由化有助于直接降低国内价格。贸易自由化通过降低进口成本直接降低了进口品及国内同类消费品的价格（施炳展等，2017）。对于主粮等食物而言，研究表明，中国的贸易自由化削弱了国内对小麦、玉米、稻谷和大豆等农产品的保护，减少了这些农产品的出口，降低了这些农产品的国内价格（罗丹程等，2007）。其次，贸易自由化可降低生产成本与贸易成本。贸易自由化导致市场竞争加剧，降低产品的需求弹性，压低产品的平均成本加成和市场价格（Eckel等，2010；张燕等，2013；吴梦等，2018），同时还降低了中间投入品进口关税，使企业可以更低成本获得更高质量、更加多样化的中间投入品（田巍等，2013）。第三，贸易自由化可促进技术进步和技术扩散。贸易自由化带来的竞争加剧会使企业加大R&D投入（Dinopoulos等，1999；Neary，2002；Goldberg等，2010），促进技术进步，降低了技术成本（余淼杰等；2014）。

另一方面，贸易自由化可显著提高居民的工资和收入，改变居民的收入约束，从而有助于抑制食物消费不平等。第一，贸易自由化通过改变产品价格，进一步引致要素价格变化，有助于生产要素的自由流动，促使居民从低收入部门转移到高收入部门，提高了居民收入（施炳展等，2017）。第二，贸易自由化产生竞争效应，促使企业加大研发投入，进口资本技术更密集的中间品，提高技术和管理水平，淘汰落后企业，优化资源配置，提高生产效率和产品质量（Metlitz，2003；Schor，2004；Amiti等，2007；余淼杰，2011；Masso等，2014；陈勇兵等，2016），从而增加了居民收入（Noguer等，2005；颜银根，2012）。

不同收入水平居民之间的食物消费基数和食物消费弹性往往存在差异，与高收入居民相比，低收入居民食物总体消费基数较低，且由于人类自身的生理构造原因，低收入居民食物消费的价格弹性和收入弹性则高于高收入居民。在此情况下，贸易自由化通过降低价格和提高收入，可放松居民的收入预算约束、扩宽居民的食物消费集，将更有助于促进低收入居民食物消费水平的提高，从而有助于降低社会总体的食物消费不平等。

需要注意的是，在贸易自由化通过价格和收入影响食物消费不平等的同时，价格和收入彼此之间也会产生相互影响，从而进一步对食物消费不平等产生影响。在供给不变的情况下，收入的提高放松了消费者的预算约束，将导致产品需求相应提高，这不仅会直接导致商品消费数量的上升，短期内还会抬高商品价格、抑制消费；相反地，收入的降低则会抑制商品价格上涨，并反过来维持消费水平。从长期看，产品价格的变化又会刺激生产要素市场，改变生产要素报酬，影响居民收入增长，直到达到新的市场均衡。

上述理论分析框架如图1所示。

四、实证分析

（一）模型构建

借鉴温忠麟等（2004）提出的中介效应检验方法以及柳士顺等（2009）提出的中介效应大小计算方法，实证检验收入与价格在贸易自由化对食物消费不平等影响过程中的中介效应，揭示贸易自由化对中国食物消费不平等的影响路径。

首先，根据前文的理论分析框架，构建食物消费不平等的基本回归模型：

T=α₁+β₁₁TL+μ₁（2）

（2）式中，T为食物消费不平等水平，TL为贸易自由化水平α₁为截距项，β₁为回归系数，μ为误差项。

为保证实证结果的稳健性，进一步在模型（2）中加入对食物消费不平等可能存在重要影响的其他因素作为控制变量。尽管鲜有文献直接分析食物消费不平等的影响因素，但关于消费不平等的研究可以直接提供借鉴。根据现有研究成果，影响消费不平等的因素主要包括经济因素及人口特征。其中，经济因素是影响消费不平等的重要因素，主要包括收入、负债和商品价格。第一，收入（MI）。收入是消费的决定因素，无论是绝对收入假说、相对收入假说，还是生命周期理论，都认为收入对消费非常重要。诸多研究表明，收入不平等是导致消费不平等的主要原因（Cai等，2010；邹红等，2013；杨继东，2013）。第二，负债（D）。负债可使居民突破流动性约束，平滑整个生命周期的消费，从而削弱收入不平等对消费不平等的影响（Abe等，2009）。第三，商品价格（MP）。研究表明，低收入居民的消费对价格更加敏感，当物价上涨时受到的影响更大。因此，商品价格也会对居民消费产生差异化影响，造成消费不平等（赵昕东等，2013）。

人口特征主要包括年龄结构、性别结构、教育结构、职业结构等（Deaton等，1994；王笳旭，2015），其中以年龄结构（A）和性别结构（G）最为基本。由于不同居民处于不同生命周期阶段，具有差异化的利率历史，也面临不同的跨期替代（Blundell等，2008；Crossley等，2016），年龄对消费存在非线性影响（李涛等，2013），是影响消费不平等的重要因素（邹红等，2013）。与户主为女性相比，户主为男性的家庭因男性消费决策可能具有更大的随意性，对家庭消费不平等有着显著正向影响（李涛等，2013）。

此外，中国二元经济结构明显，城乡在食物供应、市场发育程度、社会保障及劳动力流动程度显著不同，由此带来消费思想、消费结构的差异（周建等，2009），使城乡居民消费受贸易自由化的影响也存在差异（高帆，2014）。

根据上述分析，将模型（2）扩展为：

（3）

（3）式中，m为城镇农村虚拟变量与贸易自由化（TL）的交互项，用以分析城乡二元经济结构的影响。贸易自由化（TL）在经济层面上主要通过收入（MI）和价格（MP）影响食物消费不平等，这种情况属于多个中介变量在多个自变量和因变量之间起作用的现象（柳士顺等，2009），因此，在（3）式的基础上删掉收入（MI）和价格（MP）两个变量，并进一步构建多元多重中介模型：

（4）

（5）

（6）

（7）

（4）～（7）方程构成了本文的多元多重中介模型，可用于分析价格和收入在贸易自由化对食物消费不平等影响过程中的中介效应，即“价格效应"和“收入效应"。

依据柳士顺（2009）提出的多元多重中介模型的效应估计方法，可进一步计算出贸易自由化（TL）通过直接效应以及通过中介变量价格（MP）与收入（MI）对食物费不平（T）的总效应（τ）：

（8）

（8）式中，β₄₃为贸易自由化（TL）对食物消费不平等（FCI）影响的直接效应。β₂₂β₄₁+β₃₂β₂₁β₄₁为贸易自由化（TL）通过价格（MP）途径影响食物消费不平等（FCI）的中介效应，即“价格效应"；β₃₂β₄₂+β₂₂β₃₁β₄₂为贸易自由化（TL）通过收入（MI）途径影响食物消费不平等（FCI）的中介效应，即“收入效应"。

（二）样本选择、指标选取与数据来源

本文以CHIP调查的所有农村住户和城镇住户为样本，覆盖了15个省份126个城市234个县区的18948个住户、64777个个体，包括7175户城镇住户、11013户农村住户和760户外来务工住户。数据期间包括1988、1995、1999、2002、2007、2008、2013年。其中，农村样本缺失1995年和2007年的数据。尽管数据只更新到2013年，但这并不会对本文的实证结果及结论产生过实质性的影响。一方面，本文样本量足够大，完全能够揭示贸易自由化对食物消费不平等的影响规律；另一方面，样本期间横跨1988—2013年，从贸易自由化的角度上看，包括1991年前实行双重体制时的探索开放、1992—2001年深化改革时的加速开放，以及2002—2013年接轨世界后的全面开放，能够有效反应中国贸易自由化的发展历程与总体趋势；从食物消费的角度上看，包含了中国城乡居民食物消费从生存型、温饱型转向小康型的发展阶段，能够从总体上反映出中国食物消费的总体变化趋势。

在所有变量中，中国食物消费不平等程度（T）用中国居民食物消费泰尔指数表示，负债（D）用人均负债的对数表示，年龄结构（A）用调查居民的平均年龄表示，数据均来源于CHIP；贸易自由化（TL）参考林毅夫等（2009）、戴枫（2005）的方法，采用贸易依存度表示，计算所需数据来源于中国统计年鉴（1988—2013年）；性别结构（G）用男性人数与女性人数之比表示，数据来源于样本所在省份的统计年鉴（1988—2013年）；城镇农村虚拟变量由作者赋值，城镇取值为0，农村取值为1；物价中介变量（MP）用居民消费价格指数表示，收入中介变量（MI）用人均可支配收入对数表示，数据均来源于国家统计局。

（三）实证结果与分析

1.贸易自由化对食物消费不平等影响的实证估计结果与分析。参考柳士顺等（2009）提出的估计方法，采用最小二乘法对（4）～（7）式的各项参数进行逐一估计，估计结果如表2所示。

从表2第2～4列可以看出，贸易自由化对中国食物消费不平等、物价水平具有显著的抑制作用，对居民收入具有显著提升作用。表2第5列进一步显示，在控制了物价和收入两个中介变量后，贸易自由化对中国食物消费不平等的抑制作用显著变小，贸易自由化的系数由表2第2列的-0.020变为-0.012，且仍然显著，但统计性水平由1%下降至10%；物价和收入在10%的统计性水平上对食物消费不平等分别具有显著的正向影响和负向影响。上述实证结果与预期相符，说明贸易自由化可显著抑制物价水平、提高居民收入，并通过这两个路径显著降低中国食物消费不平等程度。同时，物价与收入在贸易自由化对食物消费不平等的影响过程中的中介效应为部分中介效应，这意味着贸易自由化不仅可通过降低物价和提高收入间接地抑制食物消费不平等，而且对食物消费不平等存在着直接的抑制作用。

首先，贸易自由化造成中国农产品“大进大出"，且在中国劳动力成本优势逐渐减弱的情况下，农产品进口增速远远高于农产品出口增速，有效补充了国内食物供给，有力抑制国内食物价格过快上涨。根据《国际农产品贸易统计年鉴》的数据，2001—2017年，中国农产品进口额年均增加16.1%，比出口额年均增速高出5.5%。同时，贸易自由化还可通过加剧市场竞争、促进技术进步等方式降低生产成本和成本加成，从而降低物价水平。在食物消费预算有限的约束下，食物价格下降有助于促进低收入者的食物消费。施炳展等（2017）认为中国贸易自由化过程中的关税削减可使物价显著下降。罗知等（2010）认为食物价格上涨对低收入居民食物消费的负面影响更大。因此，在高收入者的大部分食物消费基数高于低收入者而食物消费价格弹性低于低收入者的情况下，贸易自由化带来的物价下降有助于缓解不同收入水平的居民因为收入差距导致的食物消费不平等状况。

其次，贸易自由化在促进贸易增长的同时，还促进了要素流动，提高了劳动力等资源的配置效率，提高劳动生产率和产品质量，不仅使地区工资和居民收入得到提高（文娟等，2008），而且有利于降低收入不平等的程度（赵莹，2003）。在人自身生理构造的约束下，食物消费相对缺乏弹性，且高收入者食物消费的收入弹性低于低收入者，随着收入的提高，高收入者增加的食物消费数量少于低收入者。因此，贸易自由化带来的收入提高同样有助于缓解食物消费不平等局面。再次，贸易自由化在造成农产品“大进大出"的同时，直接提高了所有居民的食物可获得性，降低了中国的食物消费不平等水平。1997—2018年，随着食物供应链升级，中国进口食品来源地从108个增至185个（中国食品土畜进口商会，2019），覆盖了全球84.8%的国家和地区，满足消费者多元化的饮食需求，大大降低了消费者的购买进口食品的成本。

同时，从表2第2～5列中农村城镇比与贸易自由化交互项（m）的系数可以看出，相对于城镇，在贸易自由化进程中，农村物价水平下降幅度较小，且收入增长相对有限，在缓解食物消费不平等方面的受益较小。与城镇相比，农村与社会外界相对隔绝，且物流等基础设施及市场发育相对不健全，商品运输成本高昂（Minot等，1998），使贸易自由化降低物价的作用及对食物消费不平等的直接抑制作用在农村大打折扣。同时，农村劳动力受教育程度普遍偏低，劳动技能相对单一、有限，劳动力流动程度低于城镇，在贸易自由化过程中，较难从进口替代部门转移到出口导向部门，收入增长相对缓慢，影响了贸易自由化通过提高收入水平降低食物消费不平等的效果。此外，农村居民消费的食物有相当比例是自己生产的，加上传统消费思想的影响，农村食物消费惯性较强、结构较为单一，食物消费受贸易自由化的直接影响也比较小。

此外，从表2第2列数据还可以看出，在1%的统计水平上，年龄对食物消费不平等具有显著的非线性影响。随着年龄的增大，食物消费不平等先减小后增大，且拐点出现在37～38岁。这可从年龄对收入及收入差距的影响进行解释。如表2第4列所示，随着年龄的增长，居民收入显著提高，这有助于降低食物消费不平等。而过了38岁之后，尽管居民收入总体上继续呈现出增长趋势，但因人力资本、物质资本及社会资本等各类资源不断积累和叠加，居民之间特别是不同居民之间的收入差距和财富差距越拉越大，反而加剧了食物消费不平等。表2第2～5列数据还显示，负债会显著抑制物价上涨，并显著提高居民收入水平，但对食物消费不平等水平没显示出显著影响。研究表明，中国绝大部分居民已解决温饱问题，进入小康社会，负债对于食物之类的生存型消费影响已不再显著（张自然等，2019）。

2.贸易自由化对食物消费不平等影响的直接效应与间接效应。根据（8）式，进一步测算出贸易自由化对食物消费不平等影响的直接效应以及收入和物价两个中介变量的间接效应，测算结果如表3所示。

根据表3的结果可以发现，无论是贸易自由化对食物消费不平等的直接影响，还是间接影响，均在5%～10%的水平显著。进一步比较贸易自由化直接效应、价格效应和收入效应的系数可以发现，贸易自由化对食物消费不平等影响的直接效应和价格效应均大于收入效应，贸易自由化对食物消费不平等的影响主要通过直接效应和价格效应进行，通过收入效应对食物消费不平等产生的影响相对较小。中国早于20世纪末已解决温饱问题，进入小康社会，食物消费支出在居民收入中所占的份额不断下降，食物消费受收入的影响大幅下降，贸易自由化通过收入影响食物消费不平等的作用也随之下降。

由于本文所运用的多元多重中介效应模型存在多个自变量和中介变量，系数相加的方法一般不再成立（温忠麟等，2004），从而导致表3中所有系数之和并不等于表2中第2列贸易自由化的系数，因此难以进一步讨论直接效应与间接的中介效应对总效应（指贸易自由化对食物消费不平等产生的总影响）的贡献程度。

（四）稳健性检验

进一步利用基尼系数测算食物消费不平等，并用测算结果重新回归，进行稳健性检验。稳健性检验结果显示，贸易自由化及绝大部分控制变量在系数符号以及统计显著性上均与表2一致，表明表2所得的回归结果是稳健的，再次验证了贸易自由化不仅可以通过物价和收入两个中介变量间接有效地缓解中国食物消费不平等局面，而且可以直接有效抑制中国的食物消费不平等^②。

五、结论与政策建议

“民以食为天"，食物消费直接关系到中国经济发展以及社会长治久安，但中国目前食物消费不平等问题依然比较突出，与粮食安全保障目标和共享发展理念背道而驰，严重削弱居民的获得感。本文首先利用泰尔指数对中国食物消费不平等进行测算和分析，在此基础上从物价和收入两个中介变量，从理论上和实证上分析了贸易自由化对食物消费不平等的直接影响和间接影响。研究结果显示，1988—2013年，中国食物消费不平等总体上呈现出U型变化趋势，且存在显著的城乡差异和地区差异，农村食物消费不平等程度总体高于城镇的食物消费不平等程度，贸易依存度低的中西部地区的食物消费不平等程度总体高于贸易依存度高的地区。同时，贸易自由化不仅可以通过降低物价水平、提高居民收入两个路径间接显著地缓解中国食物消费不平等，而且对中国食物消费不平等有着显著的直接抑制作用，但对农村食物消费不平等的抑制作用弱于对城镇消费不平等的抑制作用。此外，由于中国大部分地区已解决温饱问题，食物消费支出在居民收入中所占的份额已经处于较低水平，居民的食物消费受收入水平的影响大幅下降，贸易自由化的收入效应有所下降。贸易自由化对食物消费不平等的影响主要通过直接效应和价格效应进行。

在世界贸易保护主义抬头、逆全球化浪潮不断涌现以及中美贸易摩擦情景依然不明朗的情况下，为缓解中国食物消费不平等加剧的局面，中国政府除了继续坚持贸易自由化外，还应积极采取措施，以巩固贸易自由化降低食物消费不平等的实际效果，并使城乡均可同享贸易自由化成果。第一，积极与他国建立多边或双边贸易合作关系，进一步促进贸易便利化，强化贸易自由化对食物消费不平等的直接抑制作用；第二，适度降低关税、进一步取消非关税壁垒，抓住5G机遇推动物联网产业发展，减少产品生产成本和物价水平，巩固价格效应对食物消费不平等的积极影响；第三，兼顾农村与城镇的协调发展，继续推进对农村的基础设施建设，积极发展农村互联网、冷链保存技术，以降低农村城镇的运输成本，扩大贸易自由化直接效应在农村的作用，并使优质农产品走出国门，促进农民增收，巩固贸易自由化收入效应在降低农村食物消费不平等中的效果；第四，进一步扩大内陆地区的开放水平，扩大贸易自由化对内陆地区的食物消费不平等的积极影响，使中西部地区共享贸易开放之果。