時(shí)間：2023-03-23 15:18:03
序論：在您撰寫(xiě)家庭消費(fèi)論文時(shí)，參考他人的優(yōu)秀作品可以開(kāi)闊視野，小編為您整理的7篇范文，希望這些建議能夠激發(fā)您的創(chuàng)作熱情，引導(dǎo)您走向新的創(chuàng)作高度。
數(shù)據(jù)樣本和分析變量
本文采用的數(shù)據(jù)主要來(lái)自兩部分，第一部分來(lái)自1995年與2002年“中國(guó)家庭收入調(diào)查”(ChinaHouse-holdIncomeProject，CHIP)，第二部分來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局在2008年與2009年北京奧爾多投資咨詢中心與國(guó)家統(tǒng)計(jì)局合作進(jìn)行的“中國(guó)城鎮(zhèn)居民經(jīng)濟(jì)狀況與心態(tài)調(diào)查”項(xiàng)目。四年的數(shù)據(jù)前后跨度為14年，可以對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)家庭的消費(fèi)狀況進(jìn)行多期比較，四年的調(diào)查數(shù)據(jù)均提供有關(guān)住戶收入、消費(fèi)及住戶特征的詳細(xì)信息?！爸袊?guó)家庭收入項(xiàng)目調(diào)查”(CHIP)數(shù)據(jù)是中國(guó)社會(huì)科學(xué)院經(jīng)濟(jì)研究所收入分配課題組于1995年、2002年進(jìn)行的全國(guó)調(diào)查中的中國(guó)農(nóng)村和城市居民家庭收入分配調(diào)查得到的①。該調(diào)查項(xiàng)目收集了詳細(xì)的中國(guó)城鎮(zhèn)與農(nóng)村的家庭與個(gè)人信息，包括家庭收入與支出、人口學(xué)特征以及工作與就業(yè)情況。1995年城鎮(zhèn)家庭調(diào)查的省份包括北京、山西、遼寧、江蘇、安徽、河南、湖北、廣東、四川、云南、甘肅這11個(gè)省(市、自治區(qū))的城鎮(zhèn)，調(diào)查了6931戶城鎮(zhèn)家庭的21696位居民;2002年城鎮(zhèn)家庭調(diào)查涵蓋了1995年調(diào)查的全部地區(qū)，在此基礎(chǔ)上增加了重慶，調(diào)查了6835個(gè)城鎮(zhèn)家庭的20632戶居民，這構(gòu)成了本文1995年與2002年城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)的分析樣本?！爸袊?guó)城鎮(zhèn)居民經(jīng)濟(jì)狀況與心態(tài)調(diào)查”是由國(guó)家統(tǒng)計(jì)局在2009年7－8月與北京奧爾多中心合作完成的，該調(diào)查訪問(wèn)了北京、遼寧、河北、山西、山東、河南、江西、江蘇、廣東、海南、四川、甘肅這12個(gè)省級(jí)行政區(qū)的41個(gè)市(區(qū)、縣)①的5056名城鎮(zhèn)居民家庭的戶主，詳細(xì)調(diào)查了他們的家庭經(jīng)濟(jì)金融、住戶特征與家庭收支狀況。隨后，該項(xiàng)目根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局2007年1月起執(zhí)行的《城鎮(zhèn)住戶調(diào)查方案》中“城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)支出調(diào)查”的消費(fèi)項(xiàng)目，通過(guò)對(duì)所調(diào)查家庭住戶的追蹤訪問(wèn)，取得了5056個(gè)城鎮(zhèn)家庭中的4008戶家庭(11476位居民)2008年家庭各項(xiàng)消費(fèi)的數(shù)據(jù)，并取得了5056個(gè)家庭(14295位居民)2009年的家庭各項(xiàng)消費(fèi)的數(shù)據(jù)，這構(gòu)成了本文2008年與2009年分析的樣本。由于“中國(guó)家庭收入項(xiàng)目調(diào)查調(diào)查”與“中國(guó)城鎮(zhèn)居民經(jīng)濟(jì)狀況與心態(tài)調(diào)查”均是以家庭作為消費(fèi)單位的進(jìn)行數(shù)據(jù)收集的，以家庭為測(cè)度單位的缺陷是沒(méi)有考慮家庭規(guī)模的差異，因此本文對(duì)消費(fèi)不平等的測(cè)度均采用人均消費(fèi);同時(shí)，由于我國(guó)地區(qū)間價(jià)格水平差異很大，因而收入和消費(fèi)額的實(shí)際購(gòu)買力存在較大的地區(qū)差異，這通常會(huì)導(dǎo)致高估不平等水平，為了控制這種影響，實(shí)現(xiàn)各期城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)狀況的比較，我們以2009年中國(guó)各城鎮(zhèn)物價(jià)水平為基礎(chǔ)，采用Brandt等(2006)［8］根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局所公布的數(shù)據(jù)計(jì)算的全國(guó)各省的城鎮(zhèn)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，調(diào)整1995年、2002年與2008年的我國(guó)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)支出。
實(shí)證分析
(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析一般來(lái)說(shuō)，家庭消費(fèi)主要取決于家庭的收入水平，這里我們給出了家庭人均收入②的各項(xiàng)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，可以對(duì)家庭人均收入與消費(fèi)的不平等狀況進(jìn)行比較，1995年、2002年、2008年與2009四年調(diào)整后的城鎮(zhèn)家庭人均收入與消費(fèi)情況如下。從表1對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)家庭人均消費(fèi)與收入的統(tǒng)計(jì)分析來(lái)看，1995年、2002年、2008年與2009年四年我國(guó)城鎮(zhèn)家庭人均收入與消費(fèi)均呈現(xiàn)明顯的遞增趨勢(shì)，并且各年的家庭收入均高于家庭消費(fèi);四個(gè)調(diào)查年份的城鎮(zhèn)家庭人均收入與消費(fèi)的偏度值與峰度值均大于0，表明城鎮(zhèn)家庭人均收入與消費(fèi)分布均呈現(xiàn)出明顯拖尾的右偏分布形態(tài)。(二)不平等指數(shù)測(cè)度這里我們采用國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究不平等問(wèn)題最為流行的集中測(cè)度法，計(jì)算出我國(guó)城鎮(zhèn)家庭的基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)、阿特金森指數(shù)，不平等指數(shù)計(jì)算結(jié)果見(jiàn)下表:以上表中基尼系數(shù)為例，1995年、2002年、2008年與2009年四個(gè)調(diào)查年份中，我國(guó)城鎮(zhèn)家庭人均收入的基尼系數(shù)分別為0．2798、0．3132、0．3404和0．3239;人均消費(fèi)的基尼系數(shù)分別為0．3079、0．3114、0．3619和0．3520;除了2002年人均收入與消費(fèi)不平等程度基本相等外，1995年、2008年和2009年三個(gè)調(diào)查年份人均消費(fèi)的各項(xiàng)不平等指數(shù)均高于人均收入，表明我國(guó)城鎮(zhèn)家庭的消費(fèi)不平等問(wèn)題較收入不平等相比更為嚴(yán)重;其次，2002年城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)的基尼系數(shù)與1995年相比增加了約0．0334，而2009年消費(fèi)基尼系數(shù)與2002年相比又增加了約0．0388，表明我國(guó)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)不平等呈現(xiàn)擴(kuò)大的趨勢(shì)，泰爾指數(shù)與阿特金森指數(shù)也反映出同樣的規(guī)律。(三)方法設(shè)計(jì)1．適應(yīng)性核密度估計(jì)。非參數(shù)核密度估計(jì)方法是在不清楚數(shù)據(jù)基本分布的條件下來(lái)估計(jì)未知的密度函數(shù)，這種方法對(duì)數(shù)據(jù)分布不附加任何假定，直接從數(shù)據(jù)本身發(fā)現(xiàn)數(shù)據(jù)分布的特征。核密度估計(jì)方法最早由Rosenblatt(1955)提出，給定樣本中核密度估計(jì)性能的好壞，主要取決于核函數(shù)與帶寬的選擇是否適當(dāng)。常見(jiàn)的核函數(shù)有Boxcar核、Epanechikov核、Tricube核和Gaussian核等。在核密度估計(jì)中帶寬的選擇非常重要，常見(jiàn)的帶寬選擇方法主要有插入帶寬(Plug-inband-width)法和交叉驗(yàn)證(Cross-Validation)法。其中，插入帶寬法主要基于核密度估計(jì)精度的測(cè)量—均方誤差分析中得來(lái)的;交叉驗(yàn)證法由Rudemo(1982)和Bowman(1984)提出，該方法直接由數(shù)據(jù)“自動(dòng)”選擇帶寬，這兩種方法都是由直方圖(histogram)法的分析角度解釋與演化的，而理想中的帶寬選擇應(yīng)該與樣本數(shù)據(jù)點(diǎn)的分散集中程度聯(lián)系起來(lái)。核密度方法的一個(gè)推廣是適應(yīng)性核(Adaptivekernel)，它對(duì)于每個(gè)點(diǎn)x使用不同的帶寬h(x)，我們還可以對(duì)每個(gè)數(shù)據(jù)點(diǎn)使用不同的帶寬h(xi)，這使得核密度估計(jì)更加靈活，更加適用于長(zhǎng)尾(long-tailed)密度函數(shù)的估計(jì)。隨著樣本數(shù)據(jù)而變化的帶寬在估計(jì)時(shí)更加靈活，能夠減小樣本觀測(cè)值較少區(qū)域所估計(jì)的方差，并且可以減小樣本觀測(cè)值較多區(qū)域所估計(jì)的偏差(bias)。適應(yīng)性核密度估計(jì)法對(duì)低密度區(qū)域的觀測(cè)值采用一個(gè)更寬的核來(lái)適應(yīng)樣本數(shù)據(jù)的稀疏性(sparseness)，即帶寬的寬度與觀測(cè)值的密度成反方向變化。適應(yīng)性核密度估計(jì)的表達(dá)式為:f^(x)=1∑ni=1ωi∑ni=1ωihiKx－xih()i其中hi=h×λi(1)上式中，xi為數(shù)據(jù)點(diǎn)，ωi為數(shù)據(jù)點(diǎn)xi的權(quán)重，K為核函數(shù)，hi為帶寬。λi為局部帶寬因子(localband-widthfactors)，其表達(dá)式為:λi=λ(xi)=(G/f～(xi))12(2)上式中的G為全部i個(gè)試點(diǎn)密度估計(jì)f～(x)的幾何平均數(shù)，試點(diǎn)密度估計(jì)(pilotdensityestimate)是一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)固定帶寬為h的核密度估計(jì)。適應(yīng)性核密度方法的具體推導(dǎo)過(guò)程可參考Pagan等(1999)［9］等。根據(jù)表1中描述性統(tǒng)計(jì)分析，我國(guó)城鎮(zhèn)家庭人均收入與消費(fèi)的偏度大于0，且偏度值較大，由此可以看出，我國(guó)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)數(shù)據(jù)的特點(diǎn)是長(zhǎng)尾且右偏的，若采用插入帶寬(plug-inband-width)法或交叉驗(yàn)證(Cross-Vali-dation)法進(jìn)行帶寬選擇，選擇出的固定帶寬無(wú)法隨樣本觀測(cè)值的稀疏程度進(jìn)行調(diào)整，所得出的核密度估計(jì)結(jié)果會(huì)出現(xiàn)較大誤差。在核函數(shù)選擇方面，經(jīng)過(guò)驗(yàn)證比較，我們選擇了Gaussian核;在帶寬選擇方面，我們采用可變帶寬的適應(yīng)性核密度法，得出的結(jié)果能夠較好擬合我國(guó)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)不平等的情況。2．相對(duì)分布法。相對(duì)分布法最早由Handcock等(1998)［10］引入不平等問(wèn)題研究中，用來(lái)比較兩組樣本觀測(cè)值的分布情況，兩組人口分布稱為參照組和對(duì)比組，通過(guò)對(duì)兩組樣本觀測(cè)值分布的對(duì)比來(lái)研究分布位置和形狀的變化，簡(jiǎn)單地說(shuō)，相對(duì)分布得到的是落入?yún)⒄战M每個(gè)分位點(diǎn)上的對(duì)比組人口的比例。因此，該方法可以界定和識(shí)別兩組人口之間圍繞家庭消費(fèi)分布所發(fā)生的變化。令Y0代表參照組家庭消費(fèi)的連續(xù)變量，F(xiàn)0是Y0的累計(jì)分布函數(shù)(CDF)，f0是Y0的概率密度函數(shù)(PDF);類似的，對(duì)比組的家庭消費(fèi)、累計(jì)分布函數(shù)和概率密度函數(shù)分布用Y、F和f來(lái)表示。Y對(duì)Y0的相對(duì)分布被定義為隨機(jī)變量R，表示為R=F0(Y)，該變量時(shí)通過(guò)Y在Y0的分位排序上取值得到的。相對(duì)分布密度g(r)定義為，在參照組分布第r分位數(shù)上估計(jì)的對(duì)比組與參照組家庭密度函數(shù)的比率，計(jì)算公式為^g(r)=f^(yr)f^0(yr)=f(F－10(r))f0(F－10(r))0≤r≤1，yr≥0(3)上式中，F(xiàn)－10(r)是F0的分位數(shù)函數(shù)，f^和f^0通過(guò)在P分位數(shù)上根據(jù)參照組家庭消費(fèi)yr的核密度估計(jì)得到的，這里我們采用局部多邊形模型的插入法平滑估計(jì)參數(shù)^g(r)，由于樣本的分散性，我們?cè)诤嗣芏裙烙?jì)中采用適應(yīng)性帶寬進(jìn)行樣本加權(quán)，權(quán)重通過(guò)樣本設(shè)計(jì)與每個(gè)居民相聯(lián)系;當(dāng)兩個(gè)分布之間沒(méi)有變化時(shí)，g(r)是［0，1］間的均勻分布;當(dāng)g(r)的值大于(小于)1時(shí)，表明參照組在第r個(gè)分位數(shù)上，對(duì)比組家庭的比重高于(低于)參照組家庭的相對(duì)比重;更一般地說(shuō)，對(duì)比組家庭比參照組家庭在基準(zhǔn)分布的第r個(gè)分位數(shù)上有更高的概率對(duì)應(yīng)的消費(fèi)水平。(四)適應(yīng)性核密度估計(jì)分析我們應(yīng)用R軟件模擬出四個(gè)調(diào)查年度城鎮(zhèn)家庭人均收入與人均消費(fèi)的適應(yīng)性核密度估計(jì)圖，如下圖所示:由1995年、2002年、2008年和2009年我國(guó)城鎮(zhèn)家庭人均收入與消費(fèi)的適應(yīng)性核密度估計(jì)圖可以看出，隨著時(shí)間推移，我國(guó)城鎮(zhèn)家庭人均收入與消費(fèi)密度函數(shù)形式發(fā)生了明顯變化，總體來(lái)看，我國(guó)城鎮(zhèn)家庭收入與消費(fèi)有以下共同特征:隨著時(shí)間推移，家庭收入與消費(fèi)的整體分布逐漸向右側(cè)平移，該趨勢(shì)反映出城鎮(zhèn)家庭人均收入與消費(fèi)水平均呈不斷增加的趨勢(shì);家庭人均收入與消費(fèi)均呈右偏分布，隨著時(shí)間變化，分布右側(cè)尾部不斷延長(zhǎng)且厚度逐漸增加，表明高收入與高消費(fèi)水平的城鎮(zhèn)家庭比例均有所提高;隨著時(shí)間變化，家庭人均收入與消費(fèi)分布的左側(cè)尾部厚度有一定下降，表明低收入與低消費(fèi)水平的城鎮(zhèn)家庭比重呈逐漸下降的趨勢(shì);家庭人均收入與消費(fèi)分布曲線逐漸變得平坦，表明我國(guó)城鎮(zhèn)家庭收入差距與消費(fèi)差距不斷擴(kuò)大，城鎮(zhèn)家庭之間消費(fèi)不平等程度加劇。(五)相對(duì)分布法分析為了對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)的分布進(jìn)行完整的對(duì)比，下面我們應(yīng)用R軟件擬合城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)的相對(duì)分布的累計(jì)分布曲線(CDF)和概率密度曲線(PDF)。圖2是以1995年家庭人均消費(fèi)為參照組，以2002年為對(duì)比組的我國(guó)城鎮(zhèn)家庭人均消費(fèi)的相對(duì)分布的CDF和PDF曲線;圖3是以2002年家庭人均消費(fèi)為參照組，以2009年為對(duì)比組的我國(guó)城鎮(zhèn)家庭人均消費(fèi)的相對(duì)分布的CDF和PDF曲線。假如兩個(gè)分布相同，相對(duì)分布的CDF是45度線，相對(duì)分布的PDF將全部在［0，1］區(qū)間變化。對(duì)于分布的CDF與PDF曲線，下橫軸代表參照組百分比，上橫軸代表家庭人均消費(fèi)額，縱軸代表對(duì)比組百分比。從圖2的CDF曲線可以看出，以2009年價(jià)格水平為基準(zhǔn)，2002年與1995年家庭消費(fèi)對(duì)比的相對(duì)分布CDF曲線在45度線下方，說(shuō)明2002年與1995年相比，我國(guó)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)不平等程度加劇;從圖2的PDF曲線可以看出，當(dāng)分布曲線在參照組百分比在［0，0．7］的區(qū)間，即對(duì)應(yīng)圖1中1995年消費(fèi)核密度高于2002年的區(qū)間時(shí)，相對(duì)密度在［0．6，1］區(qū)間內(nèi)呈現(xiàn)波動(dòng)變化;當(dāng)分布曲線在參照組百分比在［0．7，1］的區(qū)間，即對(duì)應(yīng)圖1中1995年消費(fèi)核密度低于2002年的區(qū)間時(shí)，相對(duì)密度大于1，這表明與1995年相比，2002年我國(guó)人均消費(fèi)小于6000元的城鎮(zhèn)家庭比重降低，而人均消費(fèi)大于6000元的城鎮(zhèn)家庭比重呈現(xiàn)上升趨勢(shì);從圖2中相對(duì)密度的趨勢(shì)來(lái)看，消費(fèi)水平越低的家庭，其所占比重下降越快，這是反應(yīng)隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，我國(guó)城鎮(zhèn)家庭普遍的生活水平得到提高，其中有一個(gè)例外是人均消費(fèi)額大于2000元且小于3200元的城鎮(zhèn)家庭比重下降最快，下降幅度超過(guò)了人均消費(fèi)低于2000元的家庭，主要原因可能在于1995年以后，我國(guó)工資制度逐漸由原來(lái)的固定工資制調(diào)整為效益工資制，這一時(shí)期城鎮(zhèn)居民的失業(yè)與下崗的人數(shù)開(kāi)始增加，對(duì)于人均消費(fèi)額大于2000元且小于3200元的這部分城鎮(zhèn)家庭群體，其中的一部分由于受到失業(yè)的影響，消費(fèi)水平降低到2000元以下，而另一部分家庭收入水平得到提高，逐步過(guò)渡到下一個(gè)消費(fèi)水平區(qū)間;參照組百分比在0.75左右時(shí)，所對(duì)應(yīng)的家庭人均消費(fèi)額為10000元左右，從相對(duì)密度變化可以看出，人均消費(fèi)額高于10000元的城鎮(zhèn)家庭人口比重迅速增加，高消費(fèi)群體的消費(fèi)水平增加的速度高于中低消費(fèi)群體。從圖3的CDF曲線可以看出，2009年與2002年家庭消費(fèi)對(duì)比的相對(duì)分布CDF曲線在45度線下方，與圖2的CDF曲線相比，圖3的CDF曲線與45度線之間的面積明顯增大，說(shuō)明2009年與2002年相比，我國(guó)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)不平等程度進(jìn)一步加劇，且該階段家庭消費(fèi)不平等的增長(zhǎng)比上一個(gè)階段明顯加快;從圖3的PDF曲線可以看出，累計(jì)約73%的分布曲線大約在［0．1，1］區(qū)間內(nèi)變化，且呈現(xiàn)出平穩(wěn)的遞增趨勢(shì)，后面約27%的分布曲線部分大于1，呈現(xiàn)出明顯的遞增趨勢(shì);以2009年價(jià)格水平為基準(zhǔn)，結(jié)合上橫坐標(biāo)所對(duì)應(yīng)的人均消費(fèi)額可以看出，人均消費(fèi)額小于7000元的城鎮(zhèn)家庭比重有所降低，且消費(fèi)額越低，家庭比重下降越大，且總體下降趨勢(shì)較為平穩(wěn);人均消費(fèi)大于7000元的家庭比重有所提高，且家庭人均消費(fèi)額越大，家庭比重的增加速度就越快，尤其是人均消費(fèi)大于10000元的家庭比重上升尤為顯著;通過(guò)對(duì)1995～2002年與2009～2002年兩個(gè)時(shí)期PDF縱坐標(biāo)對(duì)比組百分比值的比較，可以看出，前一階段與后一階段相比，高消費(fèi)水平家庭群體比重增幅十分顯著，進(jìn)一步拉開(kāi)與中低消費(fèi)水平家庭的差距。這種現(xiàn)象產(chǎn)生可能解釋為:隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)改革的逐步推進(jìn)，我國(guó)城鎮(zhèn)家庭人均收入差距日益增大，收入差距過(guò)大會(huì)使國(guó)民財(cái)富中的絕大部分集中于少數(shù)高收入者手中，收入水平高的家庭在住房、交通、醫(yī)療保健等各項(xiàng)消費(fèi)的增加幅度均高于中低收入水平家庭，并且高收入家庭比中低收入家庭更容易獲得較高的消費(fèi)信貸，從而導(dǎo)致我國(guó)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)差距呈現(xiàn)進(jìn)一步擴(kuò)大趨勢(shì)。
1.家庭財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)產(chǎn)品設(shè)計(jì)同需求
脫節(jié)從家庭財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)的產(chǎn)品設(shè)計(jì)上來(lái)講，家財(cái)險(xiǎn)的產(chǎn)品種類可謂繁多，產(chǎn)品種類從傳統(tǒng)型到綜合型，種類較為齊全。然而，在家財(cái)險(xiǎn)產(chǎn)品較為豐富的情況下，家財(cái)險(xiǎn)卻發(fā)展較為緩慢，究其原因，主要是產(chǎn)品種類的設(shè)計(jì)不能有效的同需求相匹配。一直以來(lái)我國(guó)保險(xiǎn)主要依靠集體銷售的模式，后來(lái)依靠銀行按揭式半推半銷模式，而在這些產(chǎn)品的開(kāi)發(fā)中，并沒(méi)有考慮消費(fèi)者的需求。
2.家庭財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)營(yíng)銷力度較弱
家庭財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)較弱的營(yíng)銷力度主要體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面。第一，保險(xiǎn)公司對(duì)銷售渠道的依賴。早期的保險(xiǎn)公司主要從事單位集體投保的保險(xiǎn)業(yè)務(wù)，后來(lái)，隨著銀行保險(xiǎn)業(yè)務(wù)的開(kāi)展，保險(xiǎn)公司開(kāi)始同銀行開(kāi)展合作，除此之外，保險(xiǎn)公司在其他渠道建設(shè)方面一直處于停滯狀態(tài)，加之銀行對(duì)保險(xiǎn)業(yè)務(wù)的非專業(yè)性，不僅使得保險(xiǎn)企業(yè)因手續(xù)費(fèi)產(chǎn)生了額外的負(fù)擔(dān)，而且業(yè)務(wù)拓展進(jìn)展也較為緩慢。另一方面，由于過(guò)低的業(yè)務(wù)提成率，家財(cái)險(xiǎn)在發(fā)展的過(guò)程中缺乏必要的激勵(lì)性，許多業(yè)務(wù)員不愿意將有限的精力投資于家財(cái)險(xiǎn)的推銷中去。
3.公眾對(duì)于家庭財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)的參保意識(shí)較為淡薄
由于我國(guó)民眾長(zhǎng)期受計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)代思維的影響，加之我國(guó)特殊的消費(fèi)文化觀念，使得人民群眾的風(fēng)險(xiǎn)僥幸心理較為根深蒂固。在災(zāi)害發(fā)生之后，他們往往寄希望于國(guó)家和單位的支持與幫助。另一方面，由于家庭財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)較低的業(yè)務(wù)提成率，使得許多保險(xiǎn)公司不愿意花大力氣去做該產(chǎn)品的營(yíng)銷推廣工作，致使人民群眾對(duì)家庭財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)缺乏足夠的認(rèn)識(shí)，從而無(wú)法刺激他們的需求。
二、有效推動(dòng)我國(guó)家庭財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)發(fā)展的有效策略
1.推動(dòng)家庭財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)產(chǎn)品多元化
關(guān)注與需求的匹配家庭財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)在我國(guó)實(shí)現(xiàn)發(fā)展的首要問(wèn)題是解決需求的匹配問(wèn)題，也就是明確消費(fèi)者的核心需要和基本需求以及如何有效的滿足這些需求?，F(xiàn)階段，多數(shù)家財(cái)險(xiǎn)主要針對(duì)對(duì)象多為各種自然災(zāi)害。然而，隨著我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，以及人民生活水平的提高，人們住房條件極大改善，傳統(tǒng)形式下，針對(duì)自然災(zāi)害的家庭財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)產(chǎn)品已經(jīng)無(wú)法滿足現(xiàn)階段人們的需求，因此，保險(xiǎn)公司應(yīng)當(dāng)與時(shí)俱進(jìn)，跟上時(shí)展的需求，盡快改變家財(cái)險(xiǎn)保險(xiǎn)的范圍。另一方面，絕大多數(shù)家財(cái)險(xiǎn)是將地震排除在外的，而地震恰恰是我國(guó)民眾參保關(guān)注的重點(diǎn)，因此保險(xiǎn)公司不應(yīng)固守在過(guò)去的條條框框里，應(yīng)當(dāng)根據(jù)時(shí)間、地點(diǎn)、地區(qū)的特殊性，制定靈活多變的家財(cái)險(xiǎn)政策，以期同需求相匹配。
2.將家庭財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)同國(guó)家政策
相結(jié)合上文講，為了滿足與需求相匹配的要求，保險(xiǎn)公司需要根據(jù)地區(qū)，時(shí)間等因素的不同，開(kāi)發(fā)不同的家財(cái)險(xiǎn)產(chǎn)品品種，如此以來(lái)就會(huì)不斷放大保險(xiǎn)的標(biāo)的范圍，而使得風(fēng)險(xiǎn)責(zé)任不斷放大。特別是將地震加入保險(xiǎn)的范圍，更會(huì)無(wú)限地?cái)U(kuò)大風(fēng)險(xiǎn)的責(zé)任，這會(huì)造成企業(yè)的巨大負(fù)擔(dān)，因此，保險(xiǎn)公司在風(fēng)險(xiǎn)無(wú)法有效承受的情況下，應(yīng)當(dāng)同國(guó)家的需求和政策相結(jié)合起來(lái)。一方面，國(guó)家為了更好的應(yīng)對(duì)地震風(fēng)險(xiǎn)，應(yīng)當(dāng)將地震風(fēng)險(xiǎn)歸類為政策保險(xiǎn)，給投保地震的消費(fèi)者一定的保費(fèi)支持，同時(shí)給保險(xiǎn)公司地震險(xiǎn)一定的補(bǔ)貼，另外可以通過(guò)構(gòu)建地震險(xiǎn)保險(xiǎn)基金，為地震災(zāi)害增加牢固的保險(xiǎn)支持。另一方面，有效將家庭財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)同地震風(fēng)險(xiǎn)家庭財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)相結(jié)合。當(dāng)國(guó)家對(duì)地震險(xiǎn)銷售給予補(bǔ)助時(shí)，保險(xiǎn)公司會(huì)獲得足量的激勵(lì)，會(huì)在該領(lǐng)域投入大量的銷售精力，同時(shí)，保險(xiǎn)公司可以借地震險(xiǎn)的激勵(lì)，將家庭財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)結(jié)合銷售出去。
3.構(gòu)建重災(zāi)保險(xiǎn)基金及再保險(xiǎn)的債券化組合正因?yàn)橹貫?zāi)的巨大破壞性
使得重災(zāi)賠償工作成為了各國(guó)政府關(guān)注的重點(diǎn)。隨著重災(zāi)事件的不斷發(fā)生，盡快出臺(tái)有效的災(zāi)害管理辦法刻不容緩。正如前文所講，作者認(rèn)為可以將地震險(xiǎn)作為政策險(xiǎn)，將國(guó)家，企業(yè)，個(gè)人家庭的力量集中起來(lái)，共同抵御災(zāi)害帶來(lái)的創(chuàng)傷。但僅僅依靠上述方法還遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠，還需要構(gòu)建巨災(zāi)基金制度，把適當(dāng)業(yè)務(wù)進(jìn)行再保險(xiǎn)，并在資本市場(chǎng)發(fā)行巨災(zāi)債券，使風(fēng)險(xiǎn)更好的在國(guó)際上分散。因?yàn)殡m然直接保險(xiǎn)與國(guó)家撥款每年預(yù)計(jì)可以集聚的資金很可觀，但我們應(yīng)該使風(fēng)險(xiǎn)在更大范圍、更徹底的分散。建立巨災(zāi)保險(xiǎn)基金與巨災(zāi)再保險(xiǎn)、產(chǎn)品債券化相結(jié)合，這樣不僅可以使風(fēng)險(xiǎn)更好分散，而且不至于把太多的分保費(fèi)分給再保險(xiǎn)公司。充分發(fā)揮我國(guó)家財(cái)險(xiǎn)的作用。
三、結(jié)語(yǔ)
（一）20世紀(jì)90年代以來(lái)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的變化趨勢(shì)
20世紀(jì)90年代以來(lái)，隨著經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，我國(guó)居民儲(chǔ)蓄率呈下降趨勢(shì)，最終消費(fèi)率和居民消費(fèi)率都呈上升趨勢(shì)，但進(jìn)入2000年以后，居民儲(chǔ)蓄率持續(xù)上升，消費(fèi)需求卻開(kāi)始萎靡不振，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)大部分依賴于出口和投資，結(jié)構(gòu)性矛盾日益突出。圖1描述了90年代中后期我國(guó)居民消費(fèi)和儲(chǔ)蓄的變動(dòng)過(guò)程。以2000年為分界點(diǎn)，居民消費(fèi)率和最終消費(fèi)率經(jīng)歷過(guò)一個(gè)先上升后下降的過(guò)程，而居民儲(chǔ)蓄率的變動(dòng)則正好相反。其中最終消費(fèi)率先從1995年的58．1％上升到2000年的62．3％，然后下降到2012年的49．5％；居民消費(fèi)率則從46．6％上升到47％，然后下降到2012年的33．5％。同一時(shí)期，居民儲(chǔ)蓄率則是從24．2％下降到23．9％，然后上升到2012年的50．2％。圖2描述了90年代中后期我國(guó)城鄉(xiāng)居民平均消費(fèi)傾向，可以發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)傾向的變化特征并不相同。其中1995－2000年間城鄉(xiāng)居民的平均消費(fèi)傾向在波動(dòng)中呈下降趨勢(shì)，2000年以后城鎮(zhèn)居民消費(fèi)傾向下降的趨勢(shì)加快，而農(nóng)村居民平均消費(fèi)傾向較為穩(wěn)定，2005年以后農(nóng)村居民消費(fèi)傾向開(kāi)始高于城鎮(zhèn)居民。但同一時(shí)期城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增長(zhǎng)率為13．45％，農(nóng)村居民人均純收入的增長(zhǎng)率為12．5％，城鎮(zhèn)居民收入增長(zhǎng)速度快于農(nóng)村居民。由此可見(jiàn)2000年后居民消費(fèi)率的下降主要是由于城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)下降所引起的，而消費(fèi)下降并不是由收入下降所導(dǎo)致的。主要是因?yàn)?000年前后正是我國(guó)經(jīng)濟(jì)體制改革深化的重要階段，這一階段傳統(tǒng)的福利制度如教育、住房、醫(yī)療和社保體制的市場(chǎng)化改革也隨之逐步展開(kāi)。根據(jù)預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論，各項(xiàng)改革措施的實(shí)施導(dǎo)致居民對(duì)未來(lái)預(yù)期不確定性增加，因此開(kāi)始降低當(dāng)期消費(fèi)，增加預(yù)防性儲(chǔ)蓄。已有的研究表明居民儲(chǔ)蓄意愿首位是由不確定所帶來(lái)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，目前為應(yīng)對(duì)未來(lái)不確定的儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)已占到57．7％，其中為醫(yī)療（養(yǎng)老＋防?。┒M(jìn)行的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)已占總儲(chǔ)蓄意愿的12．3％（甘犁、劉國(guó)恩，2010）。值得注意的是，由于城鎮(zhèn)居民經(jīng)歷了比農(nóng)村居民更為曲折的改革路徑，因此城鎮(zhèn)居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)要強(qiáng)于農(nóng)村居民，其消費(fèi)傾向也快速下降。在幾項(xiàng)重大體制改革之中，醫(yī)療體制改革對(duì)城鎮(zhèn)居民具有重要影響，接下來(lái)我們將基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)考察城居保這項(xiàng)重要的醫(yī)療體制改革對(duì)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)的政策效果。
（二）城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)改革
為了適應(yīng)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，我國(guó)自1998年開(kāi)始正式建立城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)，該保險(xiǎn)制度只覆蓋了部分城鎮(zhèn)從業(yè)者，沒(méi)有將非正規(guī)就業(yè)的勞動(dòng)者和無(wú)繳費(fèi)能力的職工覆蓋，上述弱勢(shì)群體只能以自我保障和家庭保障為主。為了完善城鎮(zhèn)的醫(yī)療保障制度，填補(bǔ)城鎮(zhèn)醫(yī)療保障制度覆蓋的空白區(qū)，國(guó)家開(kāi)始建立城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)（簡(jiǎn)稱城居保）。城居保主要以沒(méi)有參加城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)的城鎮(zhèn)未成年人、老年人以及無(wú)工作的居民為參保對(duì)象，是由政府主導(dǎo)建立并引導(dǎo)個(gè)人、家庭和集體等多方籌集資金，以大病統(tǒng)籌為主的醫(yī)療保險(xiǎn)制度。近幾年我國(guó)政府相繼出臺(tái)了一系列政策循序漸進(jìn)地推動(dòng)城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的完善，逐步覆蓋我國(guó)全體的城鎮(zhèn)非從業(yè)居民，保障城鎮(zhèn)居民能夠平等地獲得基本醫(yī)療服務(wù)。2007年城居保在全國(guó)79個(gè)城市啟動(dòng)試點(diǎn)，2008年進(jìn)一步擴(kuò)大了試點(diǎn)的范圍，2009年試點(diǎn)城市達(dá)到80％以上，2010年在全國(guó)范圍內(nèi)推廣實(shí)施。由于城居保所要覆蓋的人群是經(jīng)濟(jì)水平多樣化且分布分散的多個(gè)群體組合，因此在具體實(shí)施中，遵循自愿參加的原則，但為了減少逆向選擇的發(fā)生，有些試點(diǎn)城市也在嘗試以戶為單位自愿參保。根據(jù)CFPS項(xiàng)目的入戶調(diào)查數(shù)據(jù)，得到調(diào)查地區(qū)城居保的參保情況，結(jié)果見(jiàn)表1。2008年北京、上海和廣東三個(gè)樣本城市城居保的參保比例為12．29％。2007－2008年間城職保的參保比例小幅增加，而城鎮(zhèn)居民中新農(nóng)合和其他醫(yī)療保險(xiǎn)的參保比例大幅下降，可見(jiàn)沒(méi)有醫(yī)療保險(xiǎn)人數(shù)比例的降低一定程度上歸因于城居保參保比例的提高。
二、研究方法和數(shù)據(jù)
（一）數(shù)據(jù)
本文使用數(shù)據(jù)全部來(lái)自北京大學(xué)“985”項(xiàng)目資助、北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心執(zhí)行的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，旨在通過(guò)跟蹤搜集個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層次的高質(zhì)量微觀數(shù)據(jù)，反映中國(guó)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)和健康的變遷情況，以分析社會(huì)民生方面的問(wèn)題。該項(xiàng)目于2008年和2009年在北京、上海和廣東通過(guò)PPS抽樣方式進(jìn)行了入戶調(diào)查，本文通過(guò)對(duì)這兩年樣本的整理，獲得了模型回歸所需要的845個(gè)家庭所有變量的面板數(shù)據(jù)。本文按照臧文斌等（2012）的方法區(qū)分城居保家庭與非城居保家庭，把在2007年至少有一人符合參保條件并在2008年至少有一人參保的家庭作為城居保家庭，至少有一人符合參保條件但在兩年里都沒(méi)有參保的家庭作為非城居保家庭。通過(guò)這樣的處理，我們把前一組作為實(shí)驗(yàn)組，后一組作為控制組，來(lái)考察城居保政策對(duì)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)的影響。從表2數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果可以看出，2008年城居保家庭的人均收入和消費(fèi)支出要低于非城居保家庭，其中人均醫(yī)療支出要高于非城居保家庭，而其他各項(xiàng)支出都要低于非城居保家庭。另外，城居保家庭男性戶主所占的比例高于非城居保家庭，全體樣本戶主年齡平均大約為54歲，城居保家庭戶主的年齡要比非城居保家庭戶主的年齡要大6歲左右。戶主婚姻狀況以已婚為絕大多數(shù)，且城居保家庭戶主受教育年限要低于非城居保家庭。
（二）計(jì)量估計(jì)方法及變量設(shè)定
我們首先用雙差法（DID）來(lái)估計(jì)城居保對(duì)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)的影響。居民是否參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)是自愿行為，而差分的方法可以較好地解決由于自我選擇所導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題。雙差法可以消除所有不隨時(shí)間變化的選擇性偏差，在估計(jì)面板數(shù)據(jù)模型時(shí)較好地控制了家庭和年份的固定效應(yīng)，模型中所有不隨時(shí)間變化的影響被家庭固定效應(yīng)所控制，而所有家庭隨時(shí)間變化的影響由年份固定效應(yīng)所控制。本文中雙差法（DID）的回歸方程如下：Yit＝α0＋α1Yeart＋α2Secut＋α3Yeart＊Secut＋α4Xit＋α5Dit＋εit其中，Yit是家庭i在時(shí)間t消費(fèi)支出①的對(duì)數(shù)值。Yeart是代表年份固定效應(yīng)，如果2008年則取值為1，否則為零。Secut代表家庭固定效應(yīng)，是用來(lái)區(qū)分控制組（非城居保家庭）和實(shí)驗(yàn)組（城居保家庭）的變量，如果家庭中至少有一個(gè)人在調(diào)查期間參加了城居保則取值為1，否則為零。Yeart＊Secut是時(shí)間和保險(xiǎn)政策變量的交叉項(xiàng)，其系數(shù)代表DID模型估計(jì)城居保政策對(duì)家庭消費(fèi)的凈影響。Xit代表隨時(shí)間變動(dòng)可能會(huì)影響消費(fèi)行為的戶主特征變量，包括戶主性別、年齡及其平方②、婚姻狀況和教育程度③；Dit代表家庭特征變量，包括家庭年人均收入對(duì)數(shù)④、家庭常住人數(shù)⑤、家庭參加公費(fèi)醫(yī)療和城職保的人數(shù)。該模型中交叉項(xiàng)Yeart＊Secut的系數(shù)α3代表城居保改革對(duì)家庭消費(fèi)的凈影響，理論上講由于家庭參加了醫(yī)療保險(xiǎn)后醫(yī)療支出的不確定性減少，家庭的預(yù)防性儲(chǔ)蓄可能下降，因此α3可能會(huì)大于0。但該理論假設(shè)成立存在著兩個(gè)問(wèn)題：首先，是因?yàn)槌蔷颖Ｊ亲栽竻⒓拥?，可能存在逆向選擇的問(wèn)題，即那些身體健康狀況差的家庭選擇參加保險(xiǎn)，為了消除這種選擇性偏差，我們借鑒白崇恩和李宏彬（2012）的方法通過(guò)加入年份和2007年健康狀況的交叉項(xiàng)，來(lái)控制不同初始健康狀況的家庭在消費(fèi)上有不同的潛在時(shí)間趨勢(shì)。另外，參加城居保的家庭可能本身比不參加的家庭富裕，而且不同收入家庭有不同的消費(fèi)增長(zhǎng)率，同樣我們通過(guò)加入年份和收入的交叉項(xiàng)來(lái)允許消費(fèi)的時(shí)間趨勢(shì)隨收入而變化。
三、實(shí)證結(jié)果
（一）城居保對(duì)家庭醫(yī)療消費(fèi)支出的影響
城居保對(duì)家庭自付醫(yī)療支出影響的回歸結(jié)果見(jiàn)表3，模型（1）只估計(jì)了時(shí)間、城居保以及交叉項(xiàng)和對(duì)醫(yī)療消費(fèi)支出的影響，隨后逐漸放寬模型假設(shè)，模型（2）中加入家庭人均收入對(duì)數(shù)、年份與家庭人均收入對(duì)數(shù)的交叉項(xiàng)，模型（3）加入年份與家庭初始健康狀況的交叉項(xiàng)，模型（4）加入戶主和家庭變量特征的控制變量?；貧w結(jié)果顯示，四個(gè)模型交叉項(xiàng)回歸系數(shù)都為正，但在10％以上的水平上均不顯著，說(shuō)明城居保沒(méi)有增加參保家庭的自付醫(yī)療消費(fèi)支出。可見(jiàn)城居保政策在并未明顯增加居民醫(yī)療負(fù)擔(dān)的同時(shí)提高了城鎮(zhèn)居民對(duì)醫(yī)療服務(wù)利用效率（Lin，2009）?？赡艿脑蚴浅蔷颖＝档土酸t(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的相對(duì)價(jià)格，改善了醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的可及性，提高了參保家庭的相關(guān)福利水平。模型（2）回歸結(jié)果顯示，家庭收入增加1％，醫(yī)療消費(fèi)支出會(huì)相應(yīng)增加17．8％，且在1％的水平上顯著。這說(shuō)明醫(yī)療服務(wù)既是必需品也是正常品，其需求隨著收入的增加也逐漸增加，但增長(zhǎng)的速度隨著收入增加而逐漸降低（黃楓，2012）。模型（3）的回歸結(jié)果顯示初始健康狀況差的家庭的醫(yī)療消費(fèi)支出有著明顯的增加，可見(jiàn)參加城居保的家庭在一定程度上存在逆向選擇的問(wèn)題。模型（4）回歸結(jié)果顯示，在戶主特征變量方面，隨著戶主年齡的增長(zhǎng)，家庭醫(yī)療消費(fèi)支出逐漸減少，但從年齡平方的回歸系數(shù)中可以看出，當(dāng)戶主年齡達(dá)到約35歲以后，家庭醫(yī)療消費(fèi)支出則隨著年齡增長(zhǎng)開(kāi)始增加。戶主已婚家庭在醫(yī)療消費(fèi)上的開(kāi)支要多于未婚家庭，可能原因是已婚家庭撫養(yǎng)小孩的可能性較大，醫(yī)療花費(fèi)也會(huì)相應(yīng)增加。戶主的教育年限對(duì)醫(yī)療服務(wù)支出有顯著正效應(yīng)，戶主教育每增加一年，家庭醫(yī)療消費(fèi)支出增加5．7％，可能是因?yàn)槭芙逃蕉嗟娜俗晕冶＝∫庾R(shí)越強(qiáng)，會(huì)增加對(duì)醫(yī)療服務(wù)的需求。在家庭特征變量方面，家庭常住人口越多，醫(yī)療消費(fèi)支出也越多，即家庭成員每增加一個(gè)人，醫(yī)療消費(fèi)支出增加3．4％，可能是因?yàn)榧彝ト丝谠龆嗟耐瑫r(shí)也增加了對(duì)醫(yī)療服務(wù)的需求，而且家庭規(guī)模的擴(kuò)大也增強(qiáng)了家庭的抗風(fēng)險(xiǎn)能力，使得家庭成員可以更多的利用衛(wèi)生服務(wù)。參加公費(fèi)醫(yī)療的人數(shù)每增加一個(gè)人，家庭醫(yī)療消費(fèi)支出增加6．7％。值得注意的是公費(fèi)保險(xiǎn)人群醫(yī)療支出的增加要大于其他保險(xiǎn)人群，反映出公費(fèi)醫(yī)療具有一定的道德風(fēng)險(xiǎn)，而城鎮(zhèn)職工與城鎮(zhèn)居民保險(xiǎn)人群的醫(yī)療消費(fèi)支出增加較小，與所有人群的平均水平大體相當(dāng)（趙紹陽(yáng)，2010）。
（二）城居保對(duì)家庭非醫(yī)療消費(fèi)支出的影響
城居保對(duì)家庭非醫(yī)療消費(fèi)支出的DID回歸結(jié)果見(jiàn)表4，在此不包括醫(yī)療消費(fèi)支出，以避免參保家庭由于醫(yī)療支出增多所帶來(lái)總消費(fèi)支出提高的偏差。模型回歸步驟同上。四個(gè)模型交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)都顯著為正，模型（4）的回歸結(jié)果顯示參加城居保的家庭的非醫(yī)療消費(fèi)額大約增加6．9％，可見(jiàn)城居保對(duì)非醫(yī)療類消費(fèi)的正向作用比較穩(wěn)健。這個(gè)估計(jì)結(jié)果要小于臧文斌等（2012）估計(jì)我國(guó)城居保對(duì)家庭消費(fèi)的影響（13．0％），但是和美國(guó)20世紀(jì)80年代Medicaid條件放寬后家庭消費(fèi)的增加相近（5．2％）?？赡艿脑蚴潜本⑸虾?、廣東屬于我國(guó)收入較高的地區(qū)，因此城居保對(duì)家庭消費(fèi)的拉動(dòng)效應(yīng)要小于其他城市。就參保家庭而言，2008年參加保險(xiǎn)家庭的人均非醫(yī)療消費(fèi)大約是11147．06元，6．9％的增幅大約是769．1元，要高于各地的保費(fèi)支出①。從表4可知2008年城鎮(zhèn)家庭平均的邊際消費(fèi)傾向僅為0．211，所以城居保對(duì)居民消費(fèi)的刺激作用也要高于政府直接的現(xiàn)金轉(zhuǎn)移支付。參保家庭非醫(yī)療消費(fèi)增加的原因可能有兩個(gè)，一個(gè)是因?yàn)獒t(yī)療保險(xiǎn)減少了參保家庭的醫(yī)療開(kāi)支，使得家庭可以把節(jié)約的開(kāi)支用于家庭消費(fèi)的其他方面；另一個(gè)也是因?yàn)閰⒓颖ｋU(xiǎn)減少了未來(lái)支出的不確定性，所以居民把減少的預(yù)防性儲(chǔ)蓄用于增加當(dāng)期消費(fèi)。模型（3）的回歸結(jié)果顯示初始健康狀況差的家庭非醫(yī)療消費(fèi)會(huì)降低，可見(jiàn)潛在的醫(yī)療負(fù)擔(dān)會(huì)減少家庭消費(fèi)，但負(fù)向效應(yīng)較小，表明醫(yī)療保險(xiǎn)減輕了醫(yī)療負(fù)擔(dān)，在一定程度上起到了消費(fèi)保險(xiǎn)的作用。模型（4）的回歸結(jié)果顯示，在戶主特征變量方面，戶主的教育年限對(duì)非醫(yī)療消費(fèi)具有顯著的正效應(yīng)，戶主教育每增加一年，家庭消費(fèi)平均增加7．8％。這可能是因?yàn)榻逃捷^高的居民具有穩(wěn)定的工作和良好的收入預(yù)期，所以這樣的家庭具有較強(qiáng)消費(fèi)能力。在家庭特征變量方面，家庭常住人口對(duì)消費(fèi)支出具有顯著的正效應(yīng)，常住人口每增加一人，家庭消費(fèi)增加2．9％，隨著家庭規(guī)模的增大，家庭消費(fèi)支出水平也趨向增加。但如果家庭消費(fèi)水平持續(xù)提高，家庭規(guī)模對(duì)消費(fèi)支出的影響將逐漸下降，可能是由于消費(fèi)支出較高的家庭自身生活質(zhì)量較高，因此家庭規(guī)模變動(dòng)所引起的消費(fèi)支出變動(dòng)較小（郝東陽(yáng)，2011）。家庭中參加其他保險(xiǎn)的人數(shù)越多，非醫(yī)療消費(fèi)支出就會(huì)越高，參加公費(fèi)醫(yī)療和城職保的人數(shù)每增加一人，家庭非醫(yī)療消費(fèi)分別增加6．3％和5．2％。值得注意的是公費(fèi)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)消費(fèi)正效應(yīng)要大于城職保，反映了參加醫(yī)療保險(xiǎn)人群的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)要低于其他的社會(huì)群體，特別是享有公費(fèi)醫(yī)療的人群更是如此。
（三）城居保對(duì)不同收入分組家庭各項(xiàng)消費(fèi)支出的影響
為了進(jìn)一步分析城居保對(duì)家庭消費(fèi)的影響，接下來(lái)我們考察了該政策對(duì)不同收入的參保家庭分項(xiàng)消費(fèi)支出的影響，回歸結(jié)果見(jiàn)表5。本文根據(jù)家庭年人均收入的分布把所有參保家庭（實(shí)驗(yàn)組）樣本分為三等分組，即家庭為年人均收入少于或等于10000元的家庭為低收入家庭，收入界于10000元和27000元的家庭為中等收入家庭，收入在27000元以上的家庭為高收入家庭。從非醫(yī)療消費(fèi)的回歸結(jié)果來(lái)看，低收入家庭參保后其非醫(yī)療消費(fèi)支出比參保前增加11．9％，但中高收入家庭的非醫(yī)療消費(fèi)在參保前后沒(méi)有顯著變化。城居保對(duì)低收入組家庭消費(fèi)的影響和臧文斌估計(jì)結(jié)果（13．0％）接近，可見(jiàn)城居保對(duì)于北京、上海和廣東三個(gè)地區(qū)的低收入組家庭消費(fèi)的拉動(dòng)效應(yīng)和其他城市大體相近，但參保對(duì)于三個(gè)地區(qū)的中高收入組家庭的消費(fèi)幾乎沒(méi)有影響。從分項(xiàng)消費(fèi)的回歸結(jié)果來(lái)看，對(duì)低收入家庭而言，參加城居保對(duì)日常生活及其他支出①的正向影響最大（系數(shù)為0．094），可見(jiàn)低收入家庭把減少的預(yù)防性儲(chǔ)蓄大部分用于增加家庭日常開(kāi)支。其次，參加城居保對(duì)教育支出也有顯著的正效應(yīng)（系數(shù)為0．072），說(shuō)明由于醫(yī)療支出的不確性減弱，使得低收入家庭調(diào)整了人力資本投資的構(gòu)成，相應(yīng)增加了教育支出。最后，參加城居保對(duì)居住支出沒(méi)有顯著影響，因?yàn)榫幼≈С鰧儆诩彝サ拈L(zhǎng)期規(guī)劃，短期變化彈性較小。對(duì)于中高收入家庭而言，參加城居保對(duì)家庭的非醫(yī)療消費(fèi)沒(méi)有顯著影響。在家庭醫(yī)療消費(fèi)方面，參保對(duì)中低收入家庭醫(yī)療支出有顯著的正向影響（系數(shù)分別為0．095和0．038），可見(jiàn)因?yàn)獒t(yī)療保險(xiǎn)可以在一定程度上減輕家庭的醫(yī)療負(fù)擔(dān)，解決“看病貴”的問(wèn)題，上述結(jié)果表明參加醫(yī)療保險(xiǎn)釋放了中低收入階層的醫(yī)療需求，但對(duì)高收入家庭的醫(yī)療支出沒(méi)有明顯的影響。
（四）城居保對(duì)不同地區(qū)家庭各項(xiàng)消費(fèi)支出的影響
城居保對(duì)三個(gè)地區(qū)城鎮(zhèn)家庭各分項(xiàng)消費(fèi)開(kāi)支的DID回歸結(jié)果見(jiàn)表6。在非醫(yī)療消費(fèi)方面，北京家庭參保后非醫(yī)療消費(fèi)支出增加最多，其次是上海和廣東，非醫(yī)療消費(fèi)分別比參保前增加11．4％、9．7％和8．1％。從分項(xiàng)消費(fèi)支出的估計(jì)結(jié)果來(lái)看：在教育支出方面，廣東家庭參保后該項(xiàng)消費(fèi)增加最多，比參保前增加11．2％，其次是上海和北京?？紤]三個(gè)地區(qū)不同的家庭結(jié)構(gòu)，我們可以發(fā)現(xiàn)廣東家庭在校子女的人數(shù)最多，這可以在一定程度上解釋廣東的教育支出為何增加最為明顯。在日常生活及其他支出方面，北京家庭參保后該項(xiàng)消費(fèi)增加最多，比參保前增加10．1％，其次是上海和廣東，說(shuō)明參保后的北京家庭把減少的預(yù)防性儲(chǔ)蓄主要用于日常生活消費(fèi)和提高自身生活質(zhì)量。由于日常生活支出是家庭非醫(yī)療消費(fèi)的主要支出，因此參保對(duì)于日常生活支出的影響和非醫(yī)療消費(fèi)的影響是一致的。在家庭醫(yī)療消費(fèi)方面，廣東家庭參保后該項(xiàng)支出增加最明顯，比參保前增加了9．6％，其次是上海和北京。2008年的調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，三個(gè)地區(qū)中北京家庭的健康狀況最好，其次是廣東和上海。從過(guò)去半年的患病情況可以看出，北京近半年來(lái)從未患病的比例高于上海和廣東。廣東近半年一度患病和二度患病的比例要明顯高于北京和上海。上海近半年來(lái)一度患病的比例高于北京，二度患病比例和北京相近。其他控制變量對(duì)消費(fèi)支出的影響基本上是符合理論假說(shuō)的。例如，戶主變量特征方面，戶主的受教育水平對(duì)家庭的教育支出有正向影響，其中北京地區(qū)的正向效應(yīng)最明顯，然后是上海和廣東。分地區(qū)數(shù)據(jù)顯示，北京擁有大學(xué)本科及以上學(xué)歷的人數(shù)達(dá)到了10．3％，上海的比例是8．8％，而廣東的比例僅有4．2％，不足北京和上海的一半。家庭變量特征方面，家庭收入的增加對(duì)非醫(yī)療消費(fèi)有正向效應(yīng)，其中上海地區(qū)的正效應(yīng)最大，廣東居中，然后是北京。這可能跟各地的收入水平有關(guān)。2008年的調(diào)查數(shù)據(jù)顯示上海家庭的人均年收入最高，約2．1萬(wàn)元；廣東居中，約1．4萬(wàn)元；北京最低，約1．3萬(wàn)元（北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心，2010）。
五、簡(jiǎn)短的結(jié)論和建議
本文作者：劉穎奇鄢軍工作單位：江蘇大學(xué)京江學(xué)院
鎮(zhèn)江市家庭能源平均消費(fèi)趨勢(shì)
家庭能源消費(fèi)是建設(shè)小康社會(huì)的一個(gè)重要指標(biāo)。隨著城市化進(jìn)程加快、住房條件的改善和私人汽車普及等高檔消費(fèi)品的增加，不僅帶動(dòng)了能源消費(fèi)量的增長(zhǎng)，也改變了居民生活能源消費(fèi)的結(jié)構(gòu)。家庭能源消費(fèi)（DomesticEnergyConsumption，DEC），又稱用能源消費(fèi)或生活能源消費(fèi)，主要包括房屋采暖、家用電器、照明、炊事熱水等方面的能源消費(fèi)（姚建平，2009）。以鎮(zhèn)江市2005年為例：全市居民生活能源消費(fèi)量為814.5萬(wàn)t標(biāo)準(zhǔn)煤（不含工業(yè)用，僅僅是居民使用情況），比1990年增長(zhǎng)1.2倍，人均生活用能由1990年的343.3kg標(biāo)準(zhǔn)煤上升到2005年的537.4kg標(biāo)準(zhǔn)煤。同時(shí)，能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)也由以煤為主逐步演變?yōu)橐噪姟⒂?、氣為主?990年到2008年，鎮(zhèn)江市居民人均生活用電量由87.9kw•H上升到586.7kw•H，提高了5.8倍；人均生活用天然氣由1.2m3上升到37m3，提高了32.1倍；人均生活用煤由370.4kg下降到154.1kg。從發(fā)展趨勢(shì)上來(lái)看：人們生活方式變得方便、快捷、干凈；能源所需增長(zhǎng)太快，而這一切，鎮(zhèn)江市城鎮(zhèn)化率僅僅是百分之五十七，而全國(guó)城鎮(zhèn)化率僅僅是百分之五十。城鎮(zhèn)化率在發(fā)展過(guò)程中肯定要提高，能源短缺對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的制約十分突出。世界上主要發(fā)達(dá)國(guó)家的總能源消費(fèi)分配比例是，居民用能與工業(yè)用能、交通用能已形成明顯的三足鼎立之勢(shì)。我國(guó)目前民用能源已經(jīng)成為僅次于工業(yè)用能的第二大能源消耗部門(mén)（占10.3l％）。通過(guò)對(duì)生活消費(fèi)的分析，發(fā)現(xiàn)人們?cè)谌粘Ｉ钕M(fèi)中能源的消費(fèi)在不斷增加。例如，工業(yè)對(duì)能源需求的比重較大，同時(shí)在工業(yè)生產(chǎn)出人們?nèi)粘Ｉ钏璧墓I(yè)產(chǎn)品并融入社會(huì)后，最終用于人們的日常消耗。因此，家庭能源消費(fèi)需要進(jìn)行合理化的改善，通過(guò)盡可能地減少能源的不必要消耗，緩解能源供給不足的狀況。
鎮(zhèn)江家庭能源合理化的對(duì)策
（一）倡導(dǎo)自愿節(jié)約能源意識(shí),逐步形成合理化的生活行為能源的節(jié)約利用以及家庭能源的選擇，離不開(kāi)城鎮(zhèn)居民的個(gè)人消費(fèi)心理。加強(qiáng)對(duì)自身消費(fèi)心理的引導(dǎo)，不可或缺。減少能源消耗，更多的在于居民自身意識(shí)的不斷提高，如自行車作為近程代步工具即節(jié)約了能源又對(duì)居民身體素質(zhì)的提高有很大幫助，又如太陽(yáng)能熱水器的使用。而個(gè)人的心理活動(dòng)，受到社會(huì)環(huán)境、教育等多種因素的影響。建立良好的生活習(xí)慣，形成自我節(jié)約的意識(shí)，更能減少對(duì)能源的浪費(fèi)。（二）對(duì)家庭能源消費(fèi)分布進(jìn)行相應(yīng)引導(dǎo)，減少不合理的能源消費(fèi)在能源的使用環(huán)節(jié)上或多或少的存在能量流失的情況，我國(guó)對(duì)節(jié)能技術(shù)的普遍推廣與應(yīng)用還有很大的提高空間：從高能耗的產(chǎn)品向低能耗產(chǎn)品的轉(zhuǎn)換。新能源產(chǎn)業(yè)的發(fā)展壯大，需要政府不斷地扶持和引導(dǎo)：如分時(shí)電價(jià)的實(shí)施、太陽(yáng)能熱水器、太陽(yáng)能照明、無(wú)縫公交等。（三）加大對(duì)節(jié)能技術(shù)的開(kāi)發(fā)，使更多的節(jié)能創(chuàng)意融入日常生活科技進(jìn)步的作用在于優(yōu)化人們的生活。因此，提高對(duì)可再生能源的使用，不僅僅在于對(duì)大型能源產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)優(yōu)化，還需要對(duì)家庭基礎(chǔ)設(shè)施的能源消耗進(jìn)行調(diào)整和改善，逐步減少對(duì)不可再生能源的使用。在國(guó)外不斷興起的創(chuàng)意設(shè)計(jì)理念，都是以保護(hù)環(huán)境、節(jié)約能源為主。在家庭住宅的設(shè)計(jì)中，一方面注重對(duì)原有廢棄材料的循環(huán)利用，另一方面也注重對(duì)環(huán)保材料的使用，城市生活垃圾沼氣化處理等對(duì)鎮(zhèn)江居民節(jié)能有著很好的借鑒作用。如節(jié)能燈的使用，變頻空調(diào)的使用，碳纖維自行車的使用，LED照明燈的使用等等。
關(guān)鍵詞：家庭消費(fèi)；倫理教育；可持續(xù)性消費(fèi)
隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、科技的進(jìn)步，人們的生活水平不斷提高。作為人們主要消費(fèi)場(chǎng)所的家庭也會(huì)在全球化浪潮中接受豐富的、先進(jìn)的生活方式和消費(fèi)理念，同時(shí)，也必將面臨著許多道德選擇的難題，這些難題的解決與否將關(guān)系到個(gè)人、家庭、社會(huì)的生存與可持續(xù)發(fā)展。家庭自身應(yīng)該承擔(dān)起責(zé)任，樹(shù)立健康消費(fèi)觀念、制定合理的消費(fèi)策略、規(guī)范家庭成員的消費(fèi)行為，使我們每個(gè)家庭在物欲橫流、各種非理性的個(gè)性化理念與價(jià)值觀充斥的紛繁復(fù)雜的社會(huì)環(huán)境中，真正做到理性消費(fèi)，真正獲得高質(zhì)量的生活。
一、加強(qiáng)家庭消費(fèi)倫理教育的必要性與緊迫性
加強(qiáng)消費(fèi)教育，培養(yǎng)健康文明的消費(fèi)觀念和消費(fèi)行為，既是長(zhǎng)遠(yuǎn)大事，也是當(dāng)務(wù)之急。日本學(xué)者小林實(shí)早就提出：“產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，需要培養(yǎng)賢明的消費(fèi)者。今后在政策觀點(diǎn)上要重視充實(shí)消費(fèi)者教育，開(kāi)展培育有良心的消費(fèi)者運(yùn)動(dòng)”，“日本產(chǎn)業(yè)之所以能夠從經(jīng)營(yíng)指導(dǎo)思想重視產(chǎn)品質(zhì)量，是由于日本的消費(fèi)者，特別是戰(zhàn)后提高了教育水平的日本婦女具有識(shí)別商品的眼力”。[1]很多國(guó)家，特別是美、日等國(guó)，半個(gè)世紀(jì)以來(lái)，已建立了比較完整的消費(fèi)教育體系，納入各級(jí)學(xué)校教育之中，取得了顯著的效果。中國(guó)近一二十年來(lái)，國(guó)民消費(fèi)教育，已成為近幾年全社會(huì)尤其是學(xué)術(shù)界討論的熱門(mén)話題。有些省市雖然搞了一些消費(fèi)教育，但從全國(guó)來(lái)說(shuō)，還沒(méi)有建立比較完整的消費(fèi)教育體系，還沒(méi)有轉(zhuǎn)變?yōu)檎袨?，把它納入基礎(chǔ)教育、素質(zhì)教育之中，列入學(xué)校計(jì)劃之中。而對(duì)以家庭為基本單位籌劃消費(fèi)教育還未予以充分重視。著名學(xué)者盧嘉瑞認(rèn)為：“所謂消費(fèi)教育，是指有組織、有計(jì)劃地向全體國(guó)民傳授消費(fèi)知識(shí)和技能，培養(yǎng)科學(xué)文明的消費(fèi)觀念和維權(quán)意識(shí)，提高消費(fèi)者自身素質(zhì)的一種社會(huì)教育活動(dòng)”[2]。按照盧嘉瑞教授的理論，家庭消費(fèi)教育的目標(biāo)是，培育“六有”的消費(fèi)者：有消費(fèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)常識(shí)；有科學(xué)的正確的消費(fèi)觀念；有科學(xué)的消費(fèi)知識(shí)、技能和方法；有文明的消費(fèi)習(xí)慣和消費(fèi)方式；有個(gè)人和群體的消費(fèi)行為有利于經(jīng)濟(jì)社會(huì)可持續(xù)發(fā)展的責(zé)任感；有能動(dòng)的、強(qiáng)烈的維護(hù)消費(fèi)者權(quán)益的意識(shí)。家庭消費(fèi)教育是國(guó)民消費(fèi)教育的重頭戲。實(shí)施國(guó)民消費(fèi)教育要考慮以家庭為基本單位，培育家庭形成一種文明、健康消費(fèi)觀念和行為，才能取得比較理想的效果。
二、家庭消費(fèi)倫理教育的內(nèi)容
家庭消費(fèi)教育的內(nèi)容很廣，覆蓋面比較寬。但從總的來(lái)說(shuō)，屬于文化方面的教育，包括物質(zhì)文化、精神文化、生態(tài)文化方面的教育，具體包括消費(fèi)觀和消費(fèi)道德教育、商品知識(shí)和消費(fèi)知識(shí)以及消費(fèi)政策和法律、法規(guī)知識(shí)等方面；同時(shí)根據(jù)不同的家庭成員對(duì)象，確定主要內(nèi)容和側(cè)重點(diǎn)。
1.消費(fèi)價(jià)值觀和消費(fèi)道德教育。價(jià)值觀、消費(fèi)觀和消費(fèi)道德，是家庭消費(fèi)教育的極重要的內(nèi)容。張夢(mèng)霞教授曾在她的專著《女性價(jià)值觀與購(gòu)買行為》中，運(yùn)用實(shí)證研究方法，有力地證明了：價(jià)值觀的重要作用之一在于，它構(gòu)建了人的信仰和態(tài)度，并指導(dǎo)著人們的行為。價(jià)值觀指導(dǎo)著個(gè)體行動(dòng)和態(tài)度，是個(gè)體態(tài)度和行為的導(dǎo)向儀，并直接指揮著個(gè)體決策系統(tǒng)。由于消費(fèi)者的購(gòu)買行為是一種直接反映人的需求、欲望、物質(zhì)和精神利益追求的特殊而具體行為，消費(fèi)者對(duì)其購(gòu)買行為的價(jià)值感知和判斷會(huì)受到價(jià)值觀這種思維定式的影響[3]。比如，以中國(guó)傳統(tǒng)的儒家文化價(jià)值觀、道家文化價(jià)值觀與佛家文化價(jià)值觀為例，研究證明，消費(fèi)者的儒家文化價(jià)值觀特征越顯著，越傾向于選擇象征性消費(fèi)模式（也稱炫耀性消費(fèi)）；道家價(jià)值觀越顯著，就越傾向于選擇綠色消費(fèi)模式；而佛家價(jià)值觀越顯著就越傾向于選擇實(shí)用性消費(fèi)方式。由此可見(jiàn)，通過(guò)各種渠道培養(yǎng)家庭成員正確的、適度、科學(xué)的消費(fèi)觀念是家庭消費(fèi)教育的核心。
2.商品知識(shí)與消費(fèi)知識(shí)方面的教育。在當(dāng)代，商品和勞務(wù)豐富多彩，特別是有些商品科技含量高。加之偽劣假冒，充斥市場(chǎng)，如果不具備豐富的現(xiàn)代商品知識(shí)和消費(fèi)知識(shí)，就難以在商品的海洋中，選擇自己最需要、效用最大化商品，更難以抉擇其于社會(huì)的道德立場(chǎng)，甚至可能上當(dāng)受騙。為此，家庭消費(fèi)教育還必須適應(yīng)時(shí)代的需要進(jìn)行現(xiàn)代商品和勞務(wù)知識(shí)以及如何正確制定家庭消費(fèi)方針的教育。讓每個(gè)家庭在進(jìn)行消費(fèi)決策之前了解：商品和勞務(wù)是否對(duì)家庭成員身心健康有影響，對(duì)凡是有害于家庭成員健康的消費(fèi)產(chǎn)品一概排斥，比如煙酒、黃色庸俗消費(fèi)項(xiàng)目等；商品與勞務(wù)是否符合綠色消費(fèi)原則，是否會(huì)對(duì)環(huán)境造成污染，對(duì)社會(huì)資源造成浪費(fèi)，對(duì)一切會(huì)破壞生態(tài)的消費(fèi)品予以排斥。
3.消費(fèi)政策和消費(fèi)法規(guī)的教育。市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)是消費(fèi)者的經(jīng)濟(jì)，也是法制經(jīng)濟(jì)，如果不懂消費(fèi)政策、法律、法規(guī)，就會(huì)影響自己的消費(fèi)行為，甚至?xí)绊懴M(fèi)質(zhì)量的提高，造成一些非法的消費(fèi)行為。有些甚至在消費(fèi)的過(guò)程中，明知道自己的權(quán)益受到侵害，也無(wú)法切實(shí)運(yùn)用法律手段維護(hù)自己的權(quán)益，比如，有些服務(wù)性行業(yè)，誤導(dǎo)消費(fèi)者進(jìn)行一些不良甚至非法消費(fèi)，消費(fèi)者常常是不知如何應(yīng)對(duì)。在現(xiàn)實(shí)生活中，許多家庭人員的非法消費(fèi)行為是與他們法律知識(shí)的匱乏分不開(kāi)的。因此，在開(kāi)展家庭消費(fèi)教育時(shí)，適當(dāng)?shù)叵驈V大家庭宣傳國(guó)家現(xiàn)時(shí)期的消費(fèi)政策，以及消費(fèi)法律與消費(fèi)法規(guī)是十分必要的。
4.根據(jù)不同的家庭以及不同的家庭成員選擇不同的教育內(nèi)容。家庭消費(fèi)心理和行為受收入差別、文化程度、傳統(tǒng)習(xí)俗諸多因素影響和制約，因此，各個(gè)家庭不僅存在共性，而且也會(huì)存在各自的特性。家庭消費(fèi)教育應(yīng)該特別注意家庭的共性和特性，以及不同家庭成員的生活經(jīng)歷和心理特點(diǎn)，制定教育內(nèi)容，選擇教育方式。
三、家庭消費(fèi)倫理教育的領(lǐng)域和渠道
如何把家庭消費(fèi)教育的上述內(nèi)容傳授給不同年齡階段、不同性別的家庭成員，需要采取一定的方法和途徑。在這一方面，一些發(fā)達(dá)國(guó)家有比較成功的經(jīng)驗(yàn)可以供我們借鑒。這些經(jīng)驗(yàn)主要有：政府高度重視，如美國(guó)：用行政法規(guī)強(qiáng)化消費(fèi)教育，如日本：將消費(fèi)教育納入學(xué)校教育之中，開(kāi)設(shè)消費(fèi)教育的專門(mén)課程。日本是最初提出學(xué)校消費(fèi)者教育重要性的國(guó)家，其次還有美國(guó)、馬來(lái)西亞等國(guó)家。同其他國(guó)家相比，中國(guó)的消費(fèi)教育研究和消費(fèi)教育工作只能說(shuō)是剛剛起步，差距還比較大。但我們可以從這些發(fā)達(dá)的國(guó)家吸取有益的經(jīng)驗(yàn)，拓展家庭消費(fèi)教育的領(lǐng)域，多渠道的開(kāi)展家庭消費(fèi)教育。
1.家庭自覺(jué)開(kāi)展消費(fèi)倫理教育。家庭是人們活動(dòng)的主要場(chǎng)所，家長(zhǎng)是子女的啟蒙老師，再加上家庭中的一種特殊的親情關(guān)系，更利于家庭消費(fèi)教育收到成效。家庭的消費(fèi)決策者除了自身應(yīng)有科學(xué)合理消費(fèi)的觀念與行為之外，更負(fù)有對(duì)家庭成員進(jìn)行隨時(shí)的消費(fèi)教育的義務(wù)。這就要求，作為家庭消費(fèi)決策的家長(zhǎng)，首先要做到率先垂范，杜絕一切不良的消費(fèi)觀念和消費(fèi)習(xí)慣。如奉行“今朝有酒今朝醉”的及時(shí)行樂(lè)主義、“樹(shù)活一張皮，人活一口氣”的盲目攀比心理，以及黃賭毒等一些不法消費(fèi)行為，做到節(jié)儉與合理消費(fèi)相結(jié)合。其次，對(duì)家庭其他成員、特別是年輕一代進(jìn)行及時(shí)的健康消費(fèi)教育，采取措施糾正存在的不良消費(fèi)傾向。同時(shí)對(duì)子女進(jìn)行勞動(dòng)教育，節(jié)儉教育，以及金錢觀教育。引導(dǎo)家庭成員合理消費(fèi)，形成一種良好的家風(fēng)，既有利于家庭成員健康人格的塑造，對(duì)社會(huì)的風(fēng)氣也會(huì)起到一定的凈化作用。
2.學(xué)校有計(jì)劃地對(duì)青少年開(kāi)展消費(fèi)倫理教育。根據(jù)零點(diǎn)調(diào)查集團(tuán)的一項(xiàng)定量研究結(jié)果表明，在家庭消費(fèi)的許多領(lǐng)域，孩子對(duì)于家庭消費(fèi)項(xiàng)目的購(gòu)買決策具有重要的影響力。這家調(diào)查公司的研究人員還根據(jù)近年對(duì)城市少年兒童狀況的若干調(diào)查結(jié)果，對(duì)當(dāng)前青少年個(gè)人的消費(fèi)能力的持續(xù)增長(zhǎng)與少年兒童對(duì)家庭消費(fèi)影響力比重相對(duì)偏高提出警告：隨著三人之家群體已構(gòu)成中國(guó)城市家庭的穩(wěn)定形態(tài)，對(duì)獨(dú)生子女的家庭約束機(jī)制尚不成熟，經(jīng)濟(jì)社會(huì)生活節(jié)奏加快導(dǎo)致的中青年群體的家長(zhǎng)群體可用于家庭活動(dòng)時(shí)間的減少，少年兒童對(duì)家庭消費(fèi)決策的高影響力會(huì)形成新形式的非理性化消費(fèi)[4]。這批對(duì)家庭消費(fèi)決策具有高影響力的青少年們絕大多數(shù)的時(shí)間都在學(xué)校度過(guò)，因此，把家庭消費(fèi)教育延伸到學(xué)校，顯得異常迫切。相當(dāng)數(shù)量的學(xué)生的消費(fèi)行為已經(jīng)處于一種不良狀態(tài)，盲目消費(fèi)、過(guò)度消費(fèi)甚至進(jìn)行一些有害消費(fèi)。從當(dāng)前青少年違法犯罪現(xiàn)狀來(lái)看，因比吃比穿、講享受、講排場(chǎng)而發(fā)生的侵財(cái)案件，占到了80%以上。由此可見(jiàn)對(duì)學(xué)生進(jìn)行正確的消費(fèi)倫理教育，培養(yǎng)學(xué)生勤勞節(jié)儉、艱苦奮斗的精神和品質(zhì)，已是刻不容緩的任務(wù)。學(xué)校教育是提高消費(fèi)者素質(zhì)的最有效的途徑，它能有計(jì)劃、有組織的進(jìn)行教育。學(xué)校教育應(yīng)該成為中國(guó)宣傳消費(fèi)觀念、培養(yǎng)消費(fèi)道德的主體。學(xué)校不僅應(yīng)該提供基本的消費(fèi)知識(shí)和消費(fèi)技能的教育，更重要的是，向處于不同年齡階段的學(xué)生宣傳正確的消費(fèi)觀念，包括節(jié)儉消費(fèi)、健康消費(fèi)理念、綠色消費(fèi)理念以及理財(cái)知識(shí)等。
3.社會(huì)消費(fèi)教育。社會(huì)消費(fèi)教育是指運(yùn)用各種社會(huì)力量開(kāi)展家庭消費(fèi)知識(shí)的教育?？梢圆扇∫韵聨讉€(gè)方式進(jìn)行：以各級(jí)消協(xié)組成全國(guó)性消費(fèi)教育網(wǎng)絡(luò)，在維護(hù)消費(fèi)者權(quán)益、向消費(fèi)者提供消費(fèi)信息和咨詢服務(wù)的同時(shí)，向人們倡導(dǎo)一種正確積極的消費(fèi)理念。其次，大眾傳媒是進(jìn)行消費(fèi)道德教育最持久、最經(jīng)常也是最有效的形式，利用各種傳媒如電視臺(tái)、電臺(tái)、書(shū)籍、報(bào)刊及各種文藝形式經(jīng)常性的開(kāi)展家庭消費(fèi)教育，或通過(guò)一些典型人物的報(bào)道，或通過(guò)一些理財(cái)專家的講座形式，向社會(huì)受眾傳達(dá)科學(xué)合理的消費(fèi)文化。
參考文獻(xiàn)：
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1)研究方法本文采用環(huán)境壓力等式IPAT[9]的隨機(jī)形式———STIRPAT模型[10]進(jìn)行CO2排放影響因素的評(píng)估。由于STIRPAT模型考慮了影響環(huán)境的人口、經(jīng)濟(jì)和能源技術(shù)3個(gè)主要影響因素，在環(huán)境問(wèn)題的研究上被廣泛應(yīng)用。STIRPAT的原始模型為。為了深入研究我國(guó)家庭結(jié)構(gòu)以及居民消費(fèi)對(duì)碳排放的影響，本文在借鑒相關(guān)文獻(xiàn)研究的基礎(chǔ)上[3,7]，將家庭結(jié)構(gòu)變量和居民消費(fèi)變量引入STIRPAT模型中，重新對(duì)模型進(jìn)行改造，在不考慮其他控制變量的情況下。其中，i和t分別表示省份和時(shí)間，被解釋變量I為CO2排放總量。核心解釋變量中，家庭戶總數(shù)和家庭戶規(guī)模分別用H和HS表示，居民消費(fèi)水平用Y表示，能源強(qiáng)度用T表示；控制解釋變量中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)用IS表示、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)用ES表示、外商直接投資用外資依存度FDI表示。2)CO2排放量估算方法本文參照政府間氣候變化專門(mén)委員會(huì)IPCC(2006)的推薦方法對(duì)CO2排放量進(jìn)行測(cè)算。由于化石燃料燃燒所產(chǎn)生的CO2占到了碳排放總量的95%以上，而煤炭、石油、天然氣是中國(guó)廣泛使用的一次能源，本文將考慮這三種化石能源所對(duì)應(yīng)的CO2排放量。為精確起見(jiàn)，本文進(jìn)一步將化石能源細(xì)分為煤炭、焦炭、汽油、煤油、柴油、燃料油和天然氣7種能源。CO2排放量的具體估算公式為。式(5)中，i為能源種類，C為CO2排放總量，Ei為消耗的第i種能源的實(shí)物量，CFi是發(fā)熱值，CCi是碳含量，COFi是氧化因子，44/12表示的是CO2的分子量除以碳元素分子量，CFi×CCi×COFi×44/12表示CO2排放系數(shù)。3)數(shù)據(jù)說(shuō)明CO2排放計(jì)算公式中，各類能源消費(fèi)的原始數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》。取值來(lái)源于2008年《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》附錄四，CCi和COFi的取值分別來(lái)源于IPCC(2006)和《中國(guó)溫室氣體清單研究》。模型中影響因素所涉及的數(shù)據(jù)中，家庭戶規(guī)模用各地區(qū)每戶平均人口數(shù)表示；居民消費(fèi)用人均居民消費(fèi)額表示；能源強(qiáng)度用能源消費(fèi)量與地區(qū)GDP之比表示；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出占地區(qū)GDP的比重表示；能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)用一次能源消費(fèi)中天然氣消費(fèi)量在總能源消費(fèi)量中的比重來(lái)表示；外資依存度用各地區(qū)實(shí)際利用外商直接投資額與GDP的比重來(lái)表示。各變量相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒。本文研究對(duì)象為1997-2011年中國(guó)內(nèi)地30個(gè)省市區(qū)的面板數(shù)據(jù)(不包括)。文中所涉及到的各地區(qū)GDP、人均居民消費(fèi)額、實(shí)際利用外商直接投資額均按照1995年的價(jià)格水平進(jìn)行了調(diào)整。
2回歸結(jié)果分析
為了確認(rèn)模型的有效性，本文采用Hausman檢驗(yàn)進(jìn)行驗(yàn)證。運(yùn)用Eviews6.0軟件對(duì)模型進(jìn)行固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的擬合，再根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果選擇相應(yīng)的估計(jì)方法。表1報(bào)告了被解釋變量為CO2排放總量自然對(duì)數(shù)的回歸結(jié)果。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，模型I~IV的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果分別通過(guò)了1%的顯著性水平，表明應(yīng)當(dāng)選擇固定效應(yīng)模型。調(diào)整的R2統(tǒng)計(jì)量顯示，方程的擬合優(yōu)度較好，說(shuō)明變量之間的聯(lián)合解釋能力較強(qiáng)。模型I~IV中，模型I只包含了基準(zhǔn)模型的四個(gè)變量，即家庭戶總數(shù)、家庭戶規(guī)模、居民消費(fèi)和能源強(qiáng)度變量的回歸結(jié)果。為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ虸的穩(wěn)健性，借鑒前人的研究，模型II~IV在模型I的基礎(chǔ)上依次添加了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)和外資依存度。根據(jù)表1回歸結(jié)果，家庭戶總數(shù)的估計(jì)系數(shù)在各模型中差別不大，都在1%的水平顯著為正。家庭戶總數(shù)的增加意味著需要更多的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和住宅單元，導(dǎo)致鋼鐵、水泥等工業(yè)產(chǎn)品的消費(fèi)需求上升，從而促進(jìn)CO2排放總量的上升。從彈性系數(shù)來(lái)看，家庭戶總數(shù)的變動(dòng)對(duì)我國(guó)CO2排放的影響很大。家庭戶規(guī)模變量與CO2排放總量顯著負(fù)相關(guān)，說(shuō)明大的家庭規(guī)模有利于CO2排放量的減少。一般來(lái)說(shuō)，家庭規(guī)模具有規(guī)模經(jīng)濟(jì)性，較大的家庭規(guī)模有利于能源利用效率的提高。由于家庭戶是消費(fèi)的基本單位，有些能源消費(fèi)是每戶家庭(無(wú)論規(guī)模大小)必不可少的，如住房、制冷、取暖、家用電器等，這種能源消費(fèi)受家庭戶人口數(shù)的變化影響不大，大家庭的人均能源消費(fèi)要少于小家庭的人均能源消費(fèi)，因而有利于CO2排放量的減少。居民消費(fèi)對(duì)CO2排放總量的影響十分明顯，且估計(jì)系數(shù)都在1%的水平顯著為正。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展，居民的生活水平大幅提高，消費(fèi)觀念也發(fā)生了重大轉(zhuǎn)變。家用電器、住宅以及私人汽車等高能耗商品日益成為人們消費(fèi)的熱點(diǎn)。消費(fèi)產(chǎn)品的高碳化傾向，導(dǎo)致能源消耗總量和CO2排放總量急劇增加?；貧w結(jié)果顯示，居民消費(fèi)是影響我國(guó)CO2排放的最重要因素。
能源強(qiáng)度估計(jì)系數(shù)與CO2排放總量顯著正相關(guān)。這主要由于我國(guó)當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展依賴于大量的能源消耗，仍然處于粗放式發(fā)展階段，以煤炭為主的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)以及能源利用率不高，技術(shù)水平落后，對(duì)CO2排放產(chǎn)生了直接的促進(jìn)作用。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)CO2排放的影響顯著為正，說(shuō)明第二產(chǎn)業(yè)比重的提高對(duì)CO2排放產(chǎn)生了推動(dòng)作用。第二產(chǎn)業(yè)的能源消耗往往要比第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)高很多，尤其是重工業(yè)，往往都是高耗能產(chǎn)業(yè)。當(dāng)前我國(guó)正處于工業(yè)化進(jìn)程的快速發(fā)展階段，第二產(chǎn)業(yè)比重過(guò)高造成能源的大量消耗，引起CO2排放量的上升等一系列環(huán)境污染問(wèn)題。能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與CO2排放總量存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，即加大天然氣在能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)中的比重有利于CO2排放總量的降低。與煤炭相比，天然氣作為一種清潔高效的能源，熱量值和燃燒效率高，CO2排放量小，是實(shí)現(xiàn)我國(guó)能源低碳化發(fā)展的重要力量。在我國(guó)當(dāng)前能源技術(shù)水平條件下，通過(guò)提高天然氣等清潔能源在能源消費(fèi)中的比重對(duì)于轉(zhuǎn)變能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)和實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。外資依存度估計(jì)系數(shù)為正，表明外商直接投資對(duì)中國(guó)環(huán)境的影響是負(fù)面的。由于我國(guó)當(dāng)前的環(huán)境規(guī)制力度不夠，外商直接投資更多地進(jìn)入了碳關(guān)聯(lián)度較高的產(chǎn)業(yè)，同時(shí)通過(guò)加工貿(mào)易將高碳產(chǎn)品返銷回國(guó)內(nèi)，導(dǎo)致了能源消費(fèi)需求的增加和CO2排放總量的上升[12]。
3結(jié)論
同時(shí)，貨幣型基金以其靈活，增值穩(wěn)健，保值的特點(diǎn)吸引了投資者的目光。諸先生夫婦可以適當(dāng)購(gòu)入一些。
二、購(gòu)買短期國(guó)債。
目前，我國(guó)國(guó)債市場(chǎng)有了很多變化，中短期國(guó)債品種漸漸增多，比如最近推出的兩年期國(guó)債。如果考慮以儲(chǔ)蓄為主的話，不如購(gòu)入部分國(guó)債，一方面利率比定期高，一方面可以免除利息稅。
中國(guó)銀行上海市分行個(gè)人理財(cái)中心
林持操
專家建議三：家庭保險(xiǎn)建議
諸先生這樣的“月光”家庭，在當(dāng)前年輕家庭中頗具代表性。乍看上去，兩人世界非常愜意，令人艷羨，其實(shí)不乏隱憂。諸先生和妻子已有所察覺(jué)，但在家庭理財(cái)上發(fā)生分歧，其實(shí)通過(guò)一套合理的保險(xiǎn)計(jì)劃，這些問(wèn)題都可以解決。
以諸先生家庭的資產(chǎn)負(fù)債狀況及現(xiàn)階段需求來(lái)看，建議投資些既有保障功能，兼具儲(chǔ)蓄增值功能的險(xiǎn)種。例如，諸先生可投保?？敌码p福還本保險(xiǎn)10萬(wàn)元；?？岛亲o(hù)一生終身住院補(bǔ)貼保險(xiǎn)10萬(wàn)元，附加意外傷害保險(xiǎn)20萬(wàn)元，意外傷害醫(yī)療保險(xiǎn)3000元，以及住院費(fèi)用報(bào)銷保險(xiǎn)2份。妻子投保海康呵護(hù)一生終身住院補(bǔ)貼保險(xiǎn)10萬(wàn)元，附加意外傷害保險(xiǎn)10萬(wàn)元，意外傷害醫(yī)療保險(xiǎn)3000元，及住院費(fèi)用報(bào)銷保險(xiǎn)2份。
其保障及投資利益如下：
一.醫(yī)療、保障功能
諸先生作為家庭的重要支柱，即使有不同程度的風(fēng)險(xiǎn)發(fā)生，最高40萬(wàn)元的保障，可使其盡到對(duì)家庭，妻兒的責(zé)任；10萬(wàn)元保證續(xù)保的終身住院補(bǔ)貼賬戶，及每次3000元的意外門(mén)急診報(bào)銷，另加除社保報(bào)銷外，自負(fù)住院費(fèi)用85%的報(bào)銷等多重醫(yī)療保障，可保證他不會(huì)因意外或疾病，造成收入中斷，醫(yī)藥費(fèi)支出而影響家庭的正常生活品質(zhì)；諸妻子有最高20萬(wàn)元的保障，同時(shí)也享有和諸先生同樣的醫(yī)療保障。意外疾病多重保障，令諸先生家庭把可能遇到的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避到最小，把可能造成的損失降低到最少。
二.強(qiáng)制儲(chǔ)蓄，投資增值功能
