劉陽荷++黃少安

摘 要：基于食品特征價格需求模型，考量城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民對蛋白質(zhì)、脂肪和碳水化合物三種常量營養(yǎng)元素的效用評價，結果顯示，相對高收入人群對食品的營養(yǎng)程度和安全度更加重視，相對低收入人群對價格更為敏感。食品安全問題相關的新聞報道統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明，監(jiān)管力度強并不能完全杜絕食品違規(guī)生產(chǎn)行為，消費者尤其是低收入消費者對食品中必需品的需求，會為企業(yè)過度壓低生產(chǎn)成本提供空間。鑒此，應從需求角度考慮食品安全治理問題，提高低收入消費者的收入水平，是對加強監(jiān)管力度的重要補充。關鍵詞： 食品安全度需求；不同收入水平消費者；食品安全中圖分類號：F203

文獻標識碼： A

文章編號：1003-7217（2016）05-0121-07一、引 言食品安全問題是近些年社會關注的熱點。Antle（2001）對食品安全問題的經(jīng)濟分析區(qū)分了食品質(zhì)量信息是否完全。如果信息是完全的，那食品安全度與食品的其他質(zhì)量屬性無差異，就像消費者會因為食品的味道、營養(yǎng)成分購買不同的食品，食品安全度也是影響人們食品消費的因素之一[1]。如果信息是不完全的，又可以分為兩種情形：銷售者比消費者知道更多關于食品安全度的信息，食品市場存在信息不對稱；銷售者與消費者關于食品安全度的信息量等同，即食品市場存在對稱的信息不完全。因此，若想對食品安全問題進行有效的治理，需要區(qū)分食品安全問題的源頭，對癥下藥。本文將從食品質(zhì)量信息完全的角度對中國的食品安全問題進行分析，假定消費者對食品質(zhì)量信息是已知的，從需求角度研究食品安全問題是否受到人們食品消費行為的影響；這是對食品質(zhì)量信息不完全下食品安全問題研究的一個補充。食品質(zhì)量信息完全意味著消費者明白劣質(zhì)或者違規(guī)食品可能給他們身體健康造成不同程度的損害，這種“明知山有虎，偏向虎山行”的行為是本文研究的重點。為了估計不同收入人群對食品安全度的偏好程度，本文通過兩方面的數(shù)據(jù)分析進行論證。一方面，將估計食品中營養(yǎng)成分對不同收入消費者的邊際效用大小，盡管營養(yǎng)成分更多的代表食品健康程度，比如是否能夠保證充足蛋白質(zhì)的攝入，控制碳水化合物的攝入等，但這可以區(qū)分消費者更多是為了“飽腹”還是“安全”，甚至是“營養(yǎng)均衡”。另一方面，本文對不同地區(qū)食品違規(guī)行為的相關新聞報道進行分析，從統(tǒng)計結果說明巨大低收入消費群體的存在為企業(yè)違規(guī)食品生產(chǎn)活動提供了利潤空間，監(jiān)管力度高并不能完全保證提高食品安全系數(shù)。二、文獻評述已有諸多研究基于結構模型對食物需求進行分析。Dubois等（2014）使用家庭層面數(shù)據(jù)比較美國、法國和英國在食物購買上的差異，他們發(fā)現(xiàn)價格和食物特征有一定的解釋能力，但經(jīng)濟環(huán)境與偏好差異更能夠解釋國家間食物購買的差異[2]。與此結論相似的是Atkin（2013）的文章[3]。他把習慣形成引入代際交替一般均衡模型（overlappinggenerations general equilibrium model），對印度區(qū)域間食物消費差異進行分析；他們的研究結果發(fā)現(xiàn)當?shù)爻湓Ｊ澄锵啾葍r格和營養(yǎng)成分更能夠解釋人們的食物消費習慣。盡管這兩篇文章基于不同的識別方法，但均得到經(jīng)濟環(huán)境與偏好差異可以解釋食物購買上的差異這一結論。本文理論模型的基礎就是基于Dubois等（2014），并應用于不同人口特征群體之間食物購買的差異分析。營養(yǎng)元素攝入量、價格和食物支出之間的關系也有若干研究。Griffith等（2015）研究了相對價格變動對英國家庭食物支出的影響，發(fā)現(xiàn)價格上漲不利于維持良好的營養(yǎng)結構[4]。Dragone和Ziebarth（2015）引入了創(chuàng)新性消費這一概念，并研究了柏林墻推倒后東西德的合并對東德食物消費的影響。這種突變式的經(jīng)濟發(fā)展帶來了創(chuàng)新性的消費，使得東德部分人的體重顯著上升[5]。Eli和Li（2014）研究了能量需求和家庭支出是如何共同影響食物需求的，結果顯示能量需求對食物需求有較大的影響，但是貧困家庭的彈性較小[6]。Fukase和Martin（2015）進行了收入-消費-生產(chǎn)的動態(tài)分析，表明中國目前收入水平所帶來的食物消費增長超過生產(chǎn)增長，但隨著中國人口增長和飲食結構的轉變這個差距會逐漸縮小[7]。Cutler等（2003）發(fā)現(xiàn)卡路里價格的下降提高了卡路里的攝入量，進而帶來了美國肥胖度的提高[8]。上述文獻盡管并不直接涉及到本文所研究的常量營養(yǎng)元素與食物支出之間的關系，但均可以起到很好的借鑒作用。同時還有較多研究對中國的食物支付意愿進行測度。鄭志浩（2015）估計消費者對轉基因大米的支付意愿低于普通大米[9]。張振等（2013）研究了消費者對食品安全屬性的偏好行為，他們發(fā)現(xiàn)消費者對以下食品安全屬性的支付意愿由高到低為：政府認證的食品，企業(yè)品牌、養(yǎng)殖場質(zhì)量安全保證和第三方機構認證[10]。周應恒和彭曉佳（2006）對江蘇省城市消費者為低殘留青菜中食品安全的平均支付意愿進行估計，其中大城市為2.42元/斤，中小城市為2.77元/斤[11]。張曉勇等（2004）基于對天津消費者的調(diào)查，考察他們對轉基因食品、有機食品、綠色食品和無公害食品的態(tài)度，發(fā)現(xiàn)他們并不愿意為質(zhì)量較高的食品支付過多費用[12]。以上研究盡管是對食物支付意愿的研究，但是涉及到的區(qū)域范圍并不廣，往往只基于某個城市的部分居民的部分食物。三、理論模型Dubois等（2014）在研究美國、法國和英國食物購買差異的時候，基于產(chǎn)品層面的效用函數(shù)，構建了一個可以通過價格反映食物特征、營養(yǎng)成分的需求模型。他們的需求模型基于Gorman（1980）和Lancaster（1966）的產(chǎn)品特征效用模型（characteristics model），離散選擇模型（discrete choice model）和特征價格模型（hedonic price model）都是其特殊形式[13，14]。Dubois等（2014）的需求模型不僅可以分析國家間食物購買差異，還可以擴展到省際之間的差異，不同人口特征群體的食物購買差異等。本文基于此模型，在消費者效用最大化的條件下，得到消費者對不同食品的需求函數(shù)。與簡單需求函數(shù)不同的是，此需求函數(shù)不但受到基本的食物價格影響，還受到食物特征影響；不但是一般的價格需求函數(shù)，而且是特征價格需求函數(shù)。進而在實證分析中，本文把待研究中國消費者群體是屬于城鎮(zhèn)居民還是農(nóng)村居民進行區(qū)分，著重探討這兩大消費者群體之間的差異。下面首先對理論模型進行介紹。四、不同收入消費者對營養(yǎng)成分的需求估計本部分基于第三部分的理論模型，使用北卡羅來納大學人口中心、中國疾病預防控制中心營養(yǎng)與食品安全研究所的中國健康和營養(yǎng)調(diào)查（CHNS，China Health and Nutrition Survey）數(shù)據(jù)，以城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭作為兩個基本人口特征群體，估計他們對食品包含的營養(yǎng)成分的需求?；跀?shù)據(jù)的可獲得性，本文使用CHNS社區(qū)和家庭層面2000年的數(shù)據(jù)作為樣本進行分析，包括遼寧、黑龍江、江蘇、山東、河南、湖北、湖南、廣西和貴州9個省級行政區(qū)劃。食品消費支出、食品消費量及每種食品所含的蛋白質(zhì)、脂肪和碳水化合物三種常量營養(yǎng)元素等是分析使用的主要數(shù)據(jù)，覆蓋590個城鎮(zhèn)家庭，538個農(nóng)村家庭。本部分依次對數(shù)據(jù)處理及變量說明、估計方法和估計結果進行介紹。（一）數(shù)據(jù)處理及變量說明為了計算食品消費支出，需要得到食品的價格。在2000年CHNS社區(qū)層面的數(shù)據(jù)中，主要包括谷物類、食用油、蔬菜、魚、豆制品等八大類食品的大商場零售價格和自由市場價格，本文使用自由市場價格。在剔除掉缺失價格以及較少的樣本后，僅剩下魚類（包括帶魚和鯉魚）以及豆制品類（包括豆腐和豆腐干）兩大類食品較為全面的價格數(shù)據(jù)；所以魚類和豆制品類是本文分析的食品種類①。家庭層面數(shù)據(jù)包括每個家庭3日食品消費量，并使用每家每日食品消費量衡量每個家庭的實際消費量。食品價格與食品消費量相乘即可得到每個家庭每日的食品消費支出。2000年調(diào)查數(shù)據(jù)中食物代碼對應的是1991年中國食物成分表，根據(jù)1991年版的《食物成分表》（全國代表值），可得到帶魚、鯉魚、豆腐、豆腐干中包括的蛋白質(zhì)、脂肪和碳水化合物的具體值?！妒澄锍煞直怼方y(tǒng)計的是每100克可食部所包含的蛋白質(zhì)、脂肪和碳水化合物的數(shù)量，本文按照相應的比例得到每個家庭每日帶魚、鯉魚、豆腐和豆腐干消費量中各自包含的上述常量營養(yǎng)元素數(shù)量并加總。下文的實證分析中涉及到工具變量的選取，在此把工具變量的選擇及處理簡單介紹。本文把每個家庭所在社區(qū)的其他家庭作為參照組（reference group），并計算參照組的非加權平均每個家庭每日三種常量營養(yǎng)元素的攝入量。這是每個家庭每日蛋白質(zhì)、脂肪和碳水化合物攝入量的工具變量。本文是對城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的消費偏好進行對比，因此實證分析中對城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭的需求估計是分開的。表1是主要變量的描述性統(tǒng)計。從表1中可以看出，在每日食品支出上，城鎮(zhèn)家庭比農(nóng)村家庭多消費近20元；其中城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭的標準差均較大，這是本文食品種類選擇較少導致。蛋白質(zhì)的每日攝入量和脂肪的每日攝入量，城鎮(zhèn)家庭略高于農(nóng)村家庭；碳水化合物的每日攝入量農(nóng)村家庭略高于城鎮(zhèn)家庭。從上述主要變量中可以看出，城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭在每日食物支出和常量營養(yǎng)元素每日攝入量上略有差異，但是并不大。（二）估計方法根據(jù)Dubois等（2014）在預算約束下消費者效用最大化得到的理論框架，本文的實證模型如下：其中，i代表個體家庭，k代表食品種類，共有K種；pk為家庭i購買一單位yik食品k的價格，（3）式左邊為家庭i食品消費總支出。akc為食品k的特征c，本文即為食品k包含的常量營養(yǎng)元素數(shù)量；因此∑kk=1akcyik為家庭i從消費K種食品可獲得的營養(yǎng)成分。根據(jù)產(chǎn)業(yè)組織理論，本文設定c=1為不可觀測的特征，并等于δks+ξi+εik；δks用來控制城市固定效應，比如北京和上海不同的飲食習慣對家庭消費的影響；ξi用來控制個體家庭固定效應，即不同家庭獨特的對食品的偏好；εik是除了上述城市固定效應和個體家庭固定效應之外的其他不可觀測因素，以及上述兩個固定效應可能產(chǎn)生的交互作用。為了解決這一問題，依舊采用傳統(tǒng)的工具變量法。Dubois等（2014）提出首先為每個家庭定義參照組（reference group），再對這些參照組所消費食物包含的營養(yǎng)成分取非加權平均，用此作為每個家庭營養(yǎng)成分攝入量的工具變量。參照組本文選取的是原家庭同一社區(qū)內(nèi)其他所有家庭，因此參照組的平均營養(yǎng)成分攝入量與原家庭營養(yǎng)成分攝入量相關；又因為使用的是非加權平均，這就避免了營養(yǎng)成分攝入量受到食物消費量的影響而與εik產(chǎn)生相關性。（三）估計結果表2和表3是在上述估計方法下對城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭對營養(yǎng)成分需求偏好的估計結果；其中表2是普通最小二乘法的估計結果，表3是工具變量法的估計結果。其中被解釋變量均為家庭每日食物支出。在不控制城市固定效應的時候，蛋白質(zhì)每日攝入量每增加1克，城鎮(zhèn)家庭的食物支出會提高約44元，農(nóng)村家庭的食物支出會提高約34元。而脂肪每日攝入量和碳水化合物每日攝入量每增加1克，城鎮(zhèn)家庭的食物支出會分別下降65元和20元，農(nóng)村家庭的食品支出會分別下降28元和31元。在加入城市固定效應之后，城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭蛋白質(zhì)每日攝入量、脂肪每日攝入量和碳水化合物每日攝入量對食物支出的影響方向相同，數(shù)值上差異不大。上述估計所得系數(shù)均是顯著的。從以上普通最小二乘法的估計結果可以看到，城鎮(zhèn)家庭比農(nóng)村家庭在蛋白質(zhì)攝入上有更多的支出，而且注意對脂肪和碳水化合物攝入的控制。表3是使用工具變量后的估計結果。在不加入城市固定效應的時候，蛋白質(zhì)每日攝入量每提高1克，城鎮(zhèn)家庭的食物支出會增加33元，而農(nóng)村家庭的食物支出增加44元，這與我們的預期不符。但是在加入城市固定效應之后，則發(fā)現(xiàn)蛋白質(zhì)每日攝入量每提高1克，城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭的食物支出分別會提高29元和27元，二者差異不大，城鎮(zhèn)家庭略高于農(nóng)村家庭，這說明不同城市對人們的飲食習慣是有影響的。脂肪每日攝入量，無論是否控制城市固定效應，其每提高1克，城鎮(zhèn)家庭食物支出的下降均高于農(nóng)村家庭。碳水化合物每日攝入量每提高1克，農(nóng)村家庭的食物支出下降高于城鎮(zhèn)家庭。因此在使用工具變量對估計中存在的內(nèi)生性進行控制后，相比普通最小二乘法的估計結果，所得城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭對三種常量營養(yǎng)元素的消費偏好方向上并沒有發(fā)生變化，但是差異有所減小。綜合上述分析，本文認為城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭對蛋白質(zhì)、脂肪和碳水化合物三種常量營養(yǎng)元素的需求偏好是有差異的，蛋白質(zhì)攝入量的增加會提高食物支出，脂肪和碳水化合物攝入量的增加會減少食物支出。同時，從數(shù)值上來看，城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭對三種常量營養(yǎng)元素的每日攝入量支付意愿也是有差異的，城鎮(zhèn)家庭更看重蛋白質(zhì)攝入，并控制脂肪的攝入；農(nóng)村家庭碳水化合物的攝入低于城鎮(zhèn)家庭。但從數(shù)值上看這種差異并不大。上述結果說明，城鎮(zhèn)家庭確實比農(nóng)村家庭更加看重食品“營養(yǎng)”與否，因此相對高收入的家庭會更加看重食品質(zhì)量，收入的確會影響到消費者對食品安全度的程度。五、統(tǒng)計性分析本文使用“擲出窗外網(wǎng)（zccw.info）食品安全數(shù)據(jù)庫”（2011，下文簡稱“數(shù)據(jù)庫”）公布的2004年1月至2011年5月國內(nèi)中文媒體對食品安全問題的所有報道?！皵?shù)據(jù)庫”的新聞報道來源均為國內(nèi)正規(guī)媒體，并且可以通過網(wǎng)絡搜索到，因此是可靠的、全面的。吳恒等（2011）對“數(shù)據(jù)庫”反映的食品安全問題報道年度變動、地區(qū)差異進行了統(tǒng)計分析，并且總結出中國食品安全問題涉及面特別廣、手段特別狡猾、危害特別巨大、查處特別困難等主要特點。本文的分析把“數(shù)據(jù)庫”的時間變動、地域變動與其所在地的經(jīng)濟發(fā)展水平相聯(lián)系，在上文已經(jīng)證明收入水平會影響到人們對食品安全度重視程度的情況下，從全國范圍對收入水平和食品安全問題的嚴重程度相關性進行分析。本文根據(jù)違規(guī)食品種類分為必需品和非必需品兩類，必需品比如蔬菜、肉類、油鹽醬醋等，非必需品則包括零食、飲料、必勝客產(chǎn)品等。必需品的消費人群基本不受收入水平限制，人們?yōu)榱松姹仨氁M這些食品；而非必需品的消費人群則需要相對高收入，只有具備了一定收入水平才會購買。比如，2009年長沙的肯德基食品墨西哥雞肉卷中出現(xiàn)塑料碎片，而肯德基的消費者已經(jīng)排除了一部分低收入人群。圖1 中國食品安全問題必需品和非必需品統(tǒng)計 （2004年1月～2011年5月）資料來源：《擲出窗外網(wǎng)（zccw.info）食品安全數(shù)據(jù)庫》，并經(jīng)作者計算整理。

首先從圖1的總體趨勢可以看出，31個省級行政區(qū)中劃除了上海，違規(guī)食品中必需品的報道數(shù)量均多于非必需品。也就是說，必需品出問題的概率大于非必需品。既然是生活必需品，只要存在一部分低收入消費者對低價的食品有需求，企業(yè)就有動機壓低生產(chǎn)成本，足夠低的生產(chǎn)成本的代價就是食品違規(guī)，比如使用劣質(zhì)原材料、偷換原材料等。因此只要這部分特別低收入消費群體存在，這種企業(yè)違規(guī)食品生產(chǎn)行為就不可能完全杜絕。同時，又因為“低收入”這個特征，導致這部分消費群體身體健康即使因為食用違規(guī)食品出現(xiàn)問題，引起社會關注的可能性也會低，這又進一步縱容了企業(yè)違規(guī)食品生產(chǎn)行為。而對于生活必需品價格并不是那么敏感的消費者，價格不是他們首要考慮的因素，他們會綜合價格、安全度、營養(yǎng)成分多種因素進行消費，是相對更加理性的消費者。所以從食品安全問題報道統(tǒng)計數(shù)據(jù)的總體趨勢來看，違規(guī)食品中必需品數(shù)量越多且存在巨大低收入消費人群，企業(yè)壓低利潤、違規(guī)生產(chǎn)被發(fā)現(xiàn)且懲處的概率更小，食品安全問題會更嚴重。表4對31個省級行政區(qū)劃違規(guī)食品必需品和非必需品按照曝光數(shù)量進行排序。無論是必需品和非必需品，內(nèi)蒙古、寧夏、青海、新疆和西藏都是排名最后的。這代表著上述五個省級行政區(qū)劃，一方面是食品安全問題并不是特別嚴重，另一方面則是相關的報道較少。同時，這五個省級行政區(qū)劃都屬于經(jīng)濟發(fā)展水平相對落后地區(qū)。而食品安全問題報道必需品和非必需品排名前五名的省份中，除了湖北是中部地區(qū)，其他均為東部發(fā)達地區(qū)。按照上文的分析，經(jīng)濟相對發(fā)達地區(qū)的監(jiān)管相對嚴格，而且收入水平相對較高，但是食品安全問題卻是非常嚴重的。因此，監(jiān)管程度高低與食品安全問題嚴重程度并不存在明確的因果關系。綜合上述兩點來看，在食品安全問題的影響因素中，巨大低收入人群的存在是不可忽略的，重罰之下依然有企業(yè)生產(chǎn)劣質(zhì)食品，利潤必定是背后的主導因素，而巨大低收入消費人群讓這種利潤有實現(xiàn)的空間。六、結論針對中國目前存在的食品安全問題，本文與現(xiàn)有文獻中從信息不對稱角度的研究角度有所不同，在信息完全情況下探討食品安全問題頻頻出現(xiàn)的原因。信息完全角度下，食品安全問題的研究需要考慮消費者對食品安全度的效用評價，是食品這種商品的質(zhì)量屬性之一，即可基于產(chǎn)品特征模型對消費者的偏好進行估計?；邳S少安和張帥（2014）的觀點[16]，本文具體探討了收入是否影響到人們對食品安全度的評價，以及這種需求是否會影響到企業(yè)的生產(chǎn)行為，使得政府陷入監(jiān)管無效的“陷阱”。本文一方面基于Dubois等（2014）食物特征價格需求理論模型，使用2000年CHNS家庭層面和社區(qū)層面數(shù)據(jù)，分別對城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭所消費食物（具體為豆制品、魚）中包含的三種常量營養(yǎng)元素蛋白質(zhì)、脂肪和碳水化合物的支付意愿進行了估計。每日蛋白質(zhì)攝入量的上升會帶來城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭食物支出的上升，但是城鎮(zhèn)家庭略高于農(nóng)村家庭；每日脂肪和碳水化合物攝入量的上升會降低城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭食物支出，其中對于脂肪攝入量的上升所帶來食物支出的減少，城鎮(zhèn)家庭高于農(nóng)村家庭，對于碳水化合物攝入量的上升所帶來食物支出的減少相反。這證明了相對高收入人群對食品安全、營養(yǎng)程度的重視程度更高，而低收入消費者對價格相對更為敏感，“吃飽”比“吃好”對他們而言更為重要。另一方面，本文使用“擲出窗外網(wǎng)（zccw.info）食品安全數(shù)據(jù)庫”，對中國2004年1月至2011年5月新聞報道的食品安全問題進行統(tǒng)計分析，從違規(guī)食品是否屬于必需品的角度分析了食品安全問題是否與收入相關。從統(tǒng)計結果來看，違規(guī)食品中必需品的比例明顯高于非必需品，而且并沒有受到監(jiān)管程度的顯著影響，即企業(yè)生產(chǎn)過程會利用低收入消費者對必需品的剛性需求，生產(chǎn)劣質(zhì)甚至違規(guī)食品。綜上，巨大低收入消費者對低價或過低價食品的需求，為企業(yè)生產(chǎn)此類食品提供了利潤空間；因此，對食品安全問題的治理，不能單純的集中在加強監(jiān)管上，還應該從違規(guī)食品的源頭需求角度進行考慮。如何增加消費者尤其是低收入消費者的收入，讓他們對食品的需求不再是單純的飽腹，而是更多的考慮安全、健康的食品；讓低收入消費者有能力獲得安全食品，而不是讓他們有意識的抵制違規(guī)食品。

注釋：①后文把魚和豆腐兩類食物簡稱為食品，所有數(shù)據(jù)描述均特指這兩類。參考文獻：[1]Antle J M. Economic analysis of food safety[J]. Handbook of Agricultural Economics，2001，（1）：1083-1136.[2]Dubois P， Griffith R， Nevo A. Do prices and attributes explain international differences in food purchases？[J]. American Economic Review，2014，104（3）：832-867.[3]Atkin D. Trade， tastes， and nutrition in india[J]. American Economic Review，2013，103（5）：1629-1663.[4]Griffith R， OConnell M， Smith K. Relative prices， consumer preferences， and the demand for food[J]. Oxford Review of Economic Policy，2015，31（1）：116-130.[5]Dragone D，Ziebarth N R.Economic dwelopment，novelty consumption and body weight：evidence froxt the east cieman tpansition to capitalism[R].Quaderni Working Paper，2015.[6]Eli S， Li N. Caloric requirements and food consumption patterns of the poor[R].NBER Working Paper，2015.[7]Fukase E， Martin W. Who will feed China in the 21st century？income growth and food demand and supply in China[J]. Journal of Agrlcultura Economics，2015，61（1）：3-23..[8]Cutler D， Glaeser E， Shapiro J. Why have Americans become more obese？[R]. The Journal of Economic Pesspactroes， 2003，17（3）：93-118.[9]鄭志浩. 城鎮(zhèn)消費者對轉基因大米的需求研究[J]. 管理世界， 2015，（3）：66-75.[10]張振， 喬娟， 黃圣男. 基于異質(zhì)性的消費者食品安全屬性偏好行為研究[J]. 農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟， 2013，（5）：95-103.[11]周應恒， 彭曉佳. 江蘇省城市消費者對食品安全支付意愿的實證研究[J]. 經(jīng)濟學 （季刊）， 2006，（4）：1319-1432.[12]張曉勇，李剛，張莉.中國消費者對食品安全的關切對天津消費者的調(diào)查與分析[J].中國農(nóng)村觀察，2004，（1）：14-21.[13]Gorman W M. A possible procedure for analysing quality differentials in the egg market[J]. The Review of Economic Studies，1980，47（5）：843-856.[14]Lancaster K J. A new approach to consumer theory[J]. The Journal of Political Economy， 1966，74（2）： 132-157.[15]吳恒.易類相食：中國食品安全問題調(diào)查（2004-2011）[R/OL].2011.http：//www.2ccw.info/.[16]黃少安，張帥.食品安全度的有效需求不足與政府監(jiān)管陷阱兼與李新春教授等商榷[R].工作論文，2014.（責任編輯：鐘 瑤）