家庭消费论文大全11篇

家庭消费论文篇（1）

20世纪90年代以来，随着经济快速发展，我国居民储蓄率呈下降趋势，最终消费率和居民消费率都呈上升趋势，但进入2000年以后，居民储蓄率持续上升，消费需求却开始萎靡不振，经济增长大部分依赖于出口和投资，结构性矛盾日益突出。图1描述了90年代中后期我国居民消费和储蓄的变动过程。以2000年为分界点，居民消费率和最终消费率经历过一个先上升后下降的过程，而居民储蓄率的变动则正好相反。其中最终消费率先从1995年的58．1％上升到2000年的62．3％，然后下降到2012年的49．5％；居民消费率则从46．6％上升到47％，然后下降到2012年的33．5％。同一时期，居民储蓄率则是从24．2％下降到23．9％，然后上升到2012年的50．2％。图2描述了90年代中后期我国城乡居民平均消费倾向，可以发现城乡居民消费倾向的变化特征并不相同。其中1995－2000年间城乡居民的平均消费倾向在波动中呈下降趋势，2000年以后城镇居民消费倾向下降的趋势加快，而农村居民平均消费倾向较为稳定，2005年以后农村居民消费倾向开始高于城镇居民。但同一时期城镇居民人均可支配收入增长率为13．45％，农村居民人均纯收入的增长率为12．5％，城镇居民收入增长速度快于农村居民。由此可见2000年后居民消费率的下降主要是由于城镇居民的消费下降所引起的，而消费下降并不是由收入下降所导致的。主要是因为2000年前后正是我国经济体制改革深化的重要阶段，这一阶段传统的福利制度如教育、住房、医疗和社保体制的市场化改革也随之逐步展开。根据预防性储蓄理论，各项改革措施的实施导致居民对未来预期不确定性增加，因此开始降低当期消费，增加预防性储蓄。已有的研究表明居民储蓄意愿首位是由不确定所带来的预防性储蓄动机，目前为应对未来不确定的储蓄动机已占到57．7％，其中为医疗（养老＋防病）而进行的预防性储蓄动机已占总储蓄意愿的12．3％（甘犁、刘国恩，2010）。值得注意的是，由于城镇居民经历了比农村居民更为曲折的改革路径，因此城镇居民的预防性储蓄动机要强于农村居民，其消费倾向也快速下降。在几项重大体制改革之中，医疗体制改革对城镇居民具有重要影响，接下来我们将基于微观调查数据考察城居保这项重要的医疗体制改革对城镇家庭消费的政策效果。

（二）城镇居民基本医疗保险改革

为了适应市场经济的发展，我国自1998年开始正式建立城镇职工基本医疗保险，该保险制度只覆盖了部分城镇从业者，没有将非正规就业的劳动者和无缴费能力的职工覆盖，上述弱势群体只能以自我保障和家庭保障为主。为了完善城镇的医疗保障制度，填补城镇医疗保障制度覆盖的空白区，国家开始建立城镇居民基本医疗保险（简称城居保）。城居保主要以没有参加城镇职工医疗保险的城镇未成年人、老年人以及无工作的居民为参保对象，是由政府主导建立并引导个人、家庭和集体等多方筹集资金，以大病统筹为主的医疗保险制度。近几年我国政府相继出台了一系列政策循序渐进地推动城镇居民基本医疗保险制度的完善，逐步覆盖我国全体的城镇非从业居民，保障城镇居民能够平等地获得基本医疗服务。2007年城居保在全国79个城市启动试点，2008年进一步扩大了试点的范围，2009年试点城市达到80％以上，2010年在全国范围内推广实施。由于城居保所要覆盖的人群是经济水平多样化且分布分散的多个群体组合，因此在具体实施中，遵循自愿参加的原则，但为了减少逆向选择的发生，有些试点城市也在尝试以户为单位自愿参保。根据CFPS项目的入户调查数据，得到调查地区城居保的参保情况，结果见表1。2008年北京、上海和广东三个样本城市城居保的参保比例为12．29％。2007－2008年间城职保的参保比例小幅增加，而城镇居民中新农合和其他医疗保险的参保比例大幅下降，可见没有医疗保险人数比例的降低一定程度上归因于城居保参保比例的提高。

二、研究方法和数据

（一）数据

本文使用数据全部来自北京大学“985”项目资助、北京大学中国社会科学调查中心执行的中国家庭追踪调查（CFPS）的微观调查数据，旨在通过跟踪搜集个体、家庭、社区三个层次的高质量微观数据，反映中国社会、经济和健康的变迁情况，以分析社会民生方面的问题。该项目于2008年和2009年在北京、上海和广东通过PPS抽样方式进行了入户调查，本文通过对这两年样本的整理，获得了模型回归所需要的845个家庭所有变量的面板数据。本文按照臧文斌等（2012）的方法区分城居保家庭与非城居保家庭，把在2007年至少有一人符合参保条件并在2008年至少有一人参保的家庭作为城居保家庭，至少有一人符合参保条件但在两年里都没有参保的家庭作为非城居保家庭。通过这样的处理，我们把前一组作为实验组，后一组作为控制组，来考察城居保政策对城镇家庭消费的影响。从表2数据统计结果可以看出，2008年城居保家庭的人均收入和消费支出要低于非城居保家庭，其中人均医疗支出要高于非城居保家庭，而其他各项支出都要低于非城居保家庭。另外，城居保家庭男性户主所占的比例高于非城居保家庭，全体样本户主年龄平均大约为54岁，城居保家庭户主的年龄要比非城居保家庭户主的年龄要大6岁左右。户主婚姻状况以已婚为绝大多数，且城居保家庭户主受教育年限要低于非城居保家庭。

（二）计量估计方法及变量设定

我们首先用双差法（DID）来估计城居保对城镇家庭消费的影响。居民是否参加城镇居民基本医疗保险是自愿行为，而差分的方法可以较好地解决由于自我选择所导致的内生性问题。双差法可以消除所有不随时间变化的选择性偏差，在估计面板数据模型时较好地控制了家庭和年份的固定效应，模型中所有不随时间变化的影响被家庭固定效应所控制，而所有家庭随时间变化的影响由年份固定效应所控制。本文中双差法（DID）的回归方程如下：Yit＝α0＋α1Yeart＋α2Secut＋α3Yeart＊Secut＋α4Xit＋α5Dit＋εit其中，Yit是家庭i在时间t消费支出①的对数值。Yeart是代表年份固定效应，如果2008年则取值为1，否则为零。Secut代表家庭固定效应，是用来区分控制组（非城居保家庭）和实验组（城居保家庭）的变量，如果家庭中至少有一个人在调查期间参加了城居保则取值为1，否则为零。Yeart＊Secut是时间和保险政策变量的交叉项，其系数代表DID模型估计城居保政策对家庭消费的净影响。Xit代表随时间变动可能会影响消费行为的户主特征变量，包括户主性别、年龄及其平方②、婚姻状况和教育程度③；Dit代表家庭特征变量，包括家庭年人均收入对数④、家庭常住人数⑤、家庭参加公费医疗和城职保的人数。该模型中交叉项Yeart＊Secut的系数α3代表城居保改革对家庭消费的净影响，理论上讲由于家庭参加了医疗保险后医疗支出的不确定性减少，家庭的预防性储蓄可能下降，因此α3可能会大于0。但该理论假设成立存在着两个问题：首先，是因为城居保是自愿参加的，可能存在逆向选择的问题，即那些身体健康状况差的家庭选择参加保险，为了消除这种选择性偏差，我们借鉴白崇恩和李宏彬（2012）的方法通过加入年份和2007年健康状况的交叉项，来控制不同初始健康状况的家庭在消费上有不同的潜在时间趋势。另外，参加城居保的家庭可能本身比不参加的家庭富裕，而且不同收入家庭有不同的消费增长率，同样我们通过加入年份和收入的交叉项来允许消费的时间趋势随收入而变化。

三、实证结果

（一）城居保对家庭医疗消费支出的影响

城居保对家庭自付医疗支出影响的回归结果见表3，模型（1）只估计了时间、城居保以及交叉项和对医疗消费支出的影响，随后逐渐放宽模型假设，模型（2）中加入家庭人均收入对数、年份与家庭人均收入对数的交叉项，模型（3）加入年份与家庭初始健康状况的交叉项，模型（4）加入户主和家庭变量特征的控制变量。回归结果显示，四个模型交叉项回归系数都为正，但在10％以上的水平上均不显著，说明城居保没有增加参保家庭的自付医疗消费支出。可见城居保政策在并未明显增加居民医疗负担的同时提高了城镇居民对医疗服务利用效率（Lin，2009）。可能的原因是城居保降低了医疗卫生服务的相对价格，改善了医疗卫生服务的可及性，提高了参保家庭的相关福利水平。模型（2）回归结果显示，家庭收入增加1％，医疗消费支出会相应增加17．8％，且在1％的水平上显著。这说明医疗服务既是必需品也是正常品，其需求随着收入的增加也逐渐增加，但增长的速度随着收入增加而逐渐降低（黄枫，2012）。模型（3）的回归结果显示初始健康状况差的家庭的医疗消费支出有着明显的增加，可见参加城居保的家庭在一定程度上存在逆向选择的问题。模型（4）回归结果显示，在户主特征变量方面，随着户主年龄的增长，家庭医疗消费支出逐渐减少，但从年龄平方的回归系数中可以看出，当户主年龄达到约35岁以后，家庭医疗消费支出则随着年龄增长开始增加。户主已婚家庭在医疗消费上的开支要多于未婚家庭，可能原因是已婚家庭抚养小孩的可能性较大，医疗花费也会相应增加。户主的教育年限对医疗服务支出有显著正效应，户主教育每增加一年，家庭医疗消费支出增加5．7％，可能是因为受教育越多的人自我保健意识越强，会增加对医疗服务的需求。在家庭特征变量方面，家庭常住人口越多，医疗消费支出也越多，即家庭成员每增加一个人，医疗消费支出增加3．4％，可能是因为家庭人口增多的同时也增加了对医疗服务的需求，而且家庭规模的扩大也增强了家庭的抗风险能力，使得家庭成员可以更多的利用卫生服务。参加公费医疗的人数每增加一个人，家庭医疗消费支出增加6．7％。值得注意的是公费保险人群医疗支出的增加要大于其他保险人群，反映出公费医疗具有一定的道德风险，而城镇职工与城镇居民保险人群的医疗消费支出增加较小，与所有人群的平均水平大体相当（赵绍阳，2010）。

（二）城居保对家庭非医疗消费支出的影响

城居保对家庭非医疗消费支出的DID回归结果见表4，在此不包括医疗消费支出，以避免参保家庭由于医疗支出增多所带来总消费支出提高的偏差。模型回归步骤同上。四个模型交叉项的回归系数都显著为正，模型（4）的回归结果显示参加城居保的家庭的非医疗消费额大约增加6．9％，可见城居保对非医疗类消费的正向作用比较稳健。这个估计结果要小于臧文斌等（2012）估计我国城居保对家庭消费的影响（13．0％），但是和美国20世纪80年代Medicaid条件放宽后家庭消费的增加相近（5．2％）。可能的原因是北京、上海、广东属于我国收入较高的地区，因此城居保对家庭消费的拉动效应要小于其他城市。就参保家庭而言，2008年参加保险家庭的人均非医疗消费大约是11147．06元，6．9％的增幅大约是769．1元，要高于各地的保费支出①。从表4可知2008年城镇家庭平均的边际消费倾向仅为0．211，所以城居保对居民消费的刺激作用也要高于政府直接的现金转移支付。参保家庭非医疗消费增加的原因可能有两个，一个是因为医疗保险减少了参保家庭的医疗开支，使得家庭可以把节约的开支用于家庭消费的其他方面；另一个也是因为参加保险减少了未来支出的不确定性，所以居民把减少的预防性储蓄用于增加当期消费。模型（3）的回归结果显示初始健康状况差的家庭非医疗消费会降低，可见潜在的医疗负担会减少家庭消费，但负向效应较小，表明医疗保险减轻了医疗负担，在一定程度上起到了消费保险的作用。模型（4）的回归结果显示，在户主特征变量方面，户主的教育年限对非医疗消费具有显著的正效应，户主教育每增加一年，家庭消费平均增加7．8％。这可能是因为教育水平较高的居民具有稳定的工作和良好的收入预期，所以这样的家庭具有较强消费能力。在家庭特征变量方面，家庭常住人口对消费支出具有显著的正效应，常住人口每增加一人，家庭消费增加2．9％，随着家庭规模的增大，家庭消费支出水平也趋向增加。但如果家庭消费水平持续提高，家庭规模对消费支出的影响将逐渐下降，可能是由于消费支出较高的家庭自身生活质量较高，因此家庭规模变动所引起的消费支出变动较小（郝东阳，2011）。家庭中参加其他保险的人数越多，非医疗消费支出就会越高，参加公费医疗和城职保的人数每增加一人，家庭非医疗消费分别增加6．3％和5．2％。值得注意的是公费医疗保险对消费正效应要大于城职保，反映了参加医疗保险人群的预防性储蓄动机要低于其他的社会群体，特别是享有公费医疗的人群更是如此。

（三）城居保对不同收入分组家庭各项消费支出的影响

为了进一步分析城居保对家庭消费的影响，接下来我们考察了该政策对不同收入的参保家庭分项消费支出的影响，回归结果见表5。本文根据家庭年人均收入的分布把所有参保家庭（实验组）样本分为三等分组，即家庭为年人均收入少于或等于10000元的家庭为低收入家庭，收入界于10000元和27000元的家庭为中等收入家庭，收入在27000元以上的家庭为高收入家庭。从非医疗消费的回归结果来看，低收入家庭参保后其非医疗消费支出比参保前增加11．9％，但中高收入家庭的非医疗消费在参保前后没有显著变化。城居保对低收入组家庭消费的影响和臧文斌估计结果（13．0％）接近，可见城居保对于北京、上海和广东三个地区的低收入组家庭消费的拉动效应和其他城市大体相近，但参保对于三个地区的中高收入组家庭的消费几乎没有影响。从分项消费的回归结果来看，对低收入家庭而言，参加城居保对日常生活及其他支出①的正向影响最大（系数为0．094），可见低收入家庭把减少的预防性储蓄大部分用于增加家庭日常开支。其次，参加城居保对教育支出也有显著的正效应（系数为0．072），说明由于医疗支出的不确性减弱，使得低收入家庭调整了人力资本投资的构成，相应增加了教育支出。最后，参加城居保对居住支出没有显著影响，因为居住支出属于家庭的长期规划，短期变化弹性较小。对于中高收入家庭而言，参加城居保对家庭的非医疗消费没有显著影响。在家庭医疗消费方面，参保对中低收入家庭医疗支出有显著的正向影响（系数分别为0．095和0．038），可见因为医疗保险可以在一定程度上减轻家庭的医疗负担，解决“看病贵”的问题，上述结果表明参加医疗保险释放了中低收入阶层的医疗需求，但对高收入家庭的医疗支出没有明显的影响。

（四）城居保对不同地区家庭各项消费支出的影响

城居保对三个地区城镇家庭各分项消费开支的DID回归结果见表6。在非医疗消费方面，北京家庭参保后非医疗消费支出增加最多，其次是上海和广东，非医疗消费分别比参保前增加11．4％、9．7％和8．1％。从分项消费支出的估计结果来看：在教育支出方面，广东家庭参保后该项消费增加最多，比参保前增加11．2％，其次是上海和北京。考虑三个地区不同的家庭结构，我们可以发现广东家庭在校子女的人数最多，这可以在一定程度上解释广东的教育支出为何增加最为明显。在日常生活及其他支出方面，北京家庭参保后该项消费增加最多，比参保前增加10．1％，其次是上海和广东，说明参保后的北京家庭把减少的预防性储蓄主要用于日常生活消费和提高自身生活质量。由于日常生活支出是家庭非医疗消费的主要支出，因此参保对于日常生活支出的影响和非医疗消费的影响是一致的。在家庭医疗消费方面，广东家庭参保后该项支出增加最明显，比参保前增加了9．6％，其次是上海和北京。2008年的调查数据显示，三个地区中北京家庭的健康状况最好，其次是广东和上海。从过去半年的患病情况可以看出，北京近半年来从未患病的比例高于上海和广东。广东近半年一度患病和二度患病的比例要明显高于北京和上海。上海近半年来一度患病的比例高于北京，二度患病比例和北京相近。其他控制变量对消费支出的影响基本上是符合理论假说的。例如，户主变量特征方面，户主的受教育水平对家庭的教育支出有正向影响，其中北京地区的正向效应最明显，然后是上海和广东。分地区数据显示，北京拥有大学本科及以上学历的人数达到了10．3％，上海的比例是8．8％，而广东的比例仅有4．2％，不足北京和上海的一半。家庭变量特征方面，家庭收入的增加对非医疗消费有正向效应，其中上海地区的正效应最大，广东居中，然后是北京。这可能跟各地的收入水平有关。2008年的调查数据显示上海家庭的人均年收入最高，约2．1万元；广东居中，约1．4万元；北京最低，约1．3万元（北京大学中国社会科学调查中心，2010）。

家庭消费论文篇（2）

二、购买短期国债。

目前，我国国债市场有了很多变化，中短期国债品种渐渐增多，比如最近推出的两年期国债。如果考虑以储蓄为主的话，不如购入部分国债，一方面利率比定期高，一方面可以免除利息税。

中国银行上海市分行个人理财中心

林持操

专家建议三：家庭保险建议

诸先生这样的“月光”家庭，在当前年轻家庭中颇具代表性。乍看上去，两人世界非常惬意，令人艳羡，其实不乏隐忧。诸先生和妻子已有所察觉，但在家庭理财上发生分歧，其实通过一套合理的保险计划，这些问题都可以解决。

以诸先生家庭的资产负债状况及现阶段需求来看，建议投资些既有保障功能，兼具储蓄增值功能的险种。例如，诸先生可投保海康新双福还本保险10万元；海康呵护一生终身住院补贴保险10万元，附加意外伤害保险20万元，意外伤害医疗保险3000元，以及住院费用报销保险2份。妻子投保海康呵护一生终身住院补贴保险10万元，附加意外伤害保险10万元，意外伤害医疗保险3000元，及住院费用报销保险2份。

其保障及投资利益如下：

一.医疗、保障功能

诸先生作为家庭的重要支柱，即使有不同程度的风险发生，最高40万元的保障，可使其尽到对家庭，妻儿的责任；10万元保证续保的终身住院补贴账户，及每次3000元的意外门急诊报销，另加除社保报销外，自负住院费用85%的报销等多重医疗保障，可保证他不会因意外或疾病，造成收入中断，医药费支出而影响家庭的正常生活品质；诸妻子有最高20万元的保障，同时也享有和诸先生同样的医疗保障。意外疾病多重保障，令诸先生家庭把可能遇到的风险规避到最小，把可能造成的损失降低到最少。

家庭消费论文篇（3）

1 体育消费研究状况

1.1研究概况

查阅CNKI，以“家庭”和“体育消费”为标题的论文有39篇。文章发表在2005年之前的文章篇数为12，2006年及其之后发表文章数量为27篇。文章发表在体育期刊为19篇，其中核心期刊数量为9篇，体育非核心期刊数量为10篇；非体育类期刊16篇，学位论文和会议论文4篇。论文作者来自湖北、吉林、山西、广东、安徽、河南、江西、上海、贵州、四川、新疆、宁夏、河北、陕西、辽宁等省。

1.2研究内容

研究内容可分为体育消费现状与特征、消费结构、消费心理、影响因素及理论分析方面，分类见下表。从内容分类看，体育消费现状的文章数量最多，为23篇，比例接近60%；体育消费结构文章数量占18%。体育消费的理论分析及影响因素研究比例为15%。

体育消费现状与特征。体育消费现状中体育消费包括物质产品和服务产品的消费形式、消费金额、消费品牌、消费趋势等。王晓东分析太原市居民家庭体育消费现状，认为居民家庭体育消费中物质类消费多，体育消费总体水平偏低。健身类体育消费主要在乒乓球等室内小球及游泳等项目上。没有时间、体育场馆太少、经济条件差是制约太原市居民家庭体育消费的主要因素。韩改玲等分析了体育教师家庭体育消费，认为体育教师体育消费观念合理，消费方式以实物型消费为主，具有逐步向观赏型和参与型体消费发展的趋势。

在消费现状基础上总结了体育消费特征。骆秉全分析北京市六种主要家庭类型在时间、空间、结构、观念和行为等五个方面所表现出来的体育消费特征；在时间上，除空巢家庭外，闲暇时间相对不足仍是制约北京市家庭体育消费的主要因素；在空间上，除空巢家庭外，其他家庭类型主要在中低档体育健身场所；在结构上，六种家庭类型居民仍以实物性消费为主，观赏性、参与性消费也占据一定比例；在观念上，家庭体育消费决策以共同协商型为主，体育消费动机明确，强调强身健体和娱乐休闲特点。整体看，不同家庭类型体育消费上月均体育消费支出偏低，具有体育信息消费整体水平不高特征。这些研究中未提到家庭中青少年或少儿体育消费状况。

体育消费结构。体育消费结构具有现实指导意义。何国民对武汉市居民家庭体育消费需求结构定量分析，具体列举武汉市居民家庭基本体育消费需求支出额，体育、体育门票、体育报刊图书、运动服装鞋帽的收入弹性系数小于1，而体育场馆、体育器材的收入弹性系数大于1。刘巍分析了西安市家庭体育消费结构。

体育消费的理论分析。研究内容有对策探讨、消费问题及其经济学分析等。王耀文探讨了河南省城市家庭体育消费发展对策研究。马利对家庭体育消费进行经济学分析。

1.3研究述评

从研究视角看，相对单一。心理学和行为学占有一定比例，比如探讨体育消费态度、体育需求结构和体育消费特征等。经济学视角的分析文章数量更少。

从研究方法看，不规范。调查研究中抽样的过程及其表达不够清晰，样本的代表性以及结论的可靠性等值得商榷。

从研究内容看，创新性不够。不同地区的家庭体育消费现状研究泛滥，很少涉及家庭成员的消费影响、变量之间关系研究较少。

2 体育消费研究思考

2.1关注家庭中孩子的体育消费问题

家庭体育消费不仅关注家长及整个家庭，孩子的体育消费及其社会化问题值得重视。从消费社会化影响的三个重要因素看，家庭放在首要位置。这在以往研究中缺少关注。

2.2教养方式对青少年体育消费影响

父母教养方式有以下分类：权威型、专断型、溺爱型、忽视型。不同研究对分类略有差异。教养方式有不同问卷量表。不同教养方式影响青少年体育消费。具体在中国环境和背景下，教养方式对青少年体育消费影响有何差异。与国外的相关研究进行比较不仅检测研究规范性，更能反映出跨文化的差异。

2.3沟通方式对青少年体育消费影响

家庭沟通方式是直接关系到家庭生活状态的主要因素之一，不同沟通方式具有不同的功能。有研究将家庭沟通分为四个沟通类型：概念型、交互型、保护型和放任型。不同沟通方式影响孩子的体育消费社会化。

2.4代际间体育消费的相互作用

父母体育消费观念、行为、品牌倾向一定程度上影响青少年体育消费行为；青少年在某些体育消费观念上也影响父母，这形成一个互动过程。代际间在不断交互中不断培养着自己的体育消费技巧、知识和技能，促进各自消费社会化形成。

参考文献：

[1]王晓东.太原市居民家庭体育消费现状调查研究[J]，中北大学学报(社会科学版)，2006，22（5）：93-96.

[2]韩改玲，杜祥居，朱春山.河南省新乡市高校体育教师家庭体育消费现状调查研究[J].2011，3（4）：19-20.

家庭消费论文篇（4）

中共中央十七届五中全会指出，面对日益强化的资源环境约束，必须树立绿色、低碳的消费理念，构建资源节约型、环境友好型社会的生产方式和消费模式，从而为“加快建设资源节约型、环境友好型社会，提高生态文明水平”提供坚实的社会供给基础与市场需求支撑。家庭消费是社会总消费的基本构成部分，家庭消费取向与偏好直接决定社会总消费模式的特征，建立节约型家庭消费模式对于构建资源节约型、环境友好型社会的消费模式具有重大意义。本文试对节约型家庭消费模式的内涵、特征、运行条件进行一般理论分析。

问题的提出及意义

家庭消费模式是指居民家庭或个人在满足物质和精神需要的过程中所采取的消费方式以及表现出来的消费行为与消费习惯。从人类社会历史的演进看，家庭消费模式经历了生存型消费模式、温饱型消费模式和享受型消费模式。家庭消费的既往模式，侧重于家庭生活水平的不断提高，其主要特征是家庭消费的能耗、碳排放量呈现递增趋势；而且生活水平越高，家庭能源消费总量越大，碳排放量越高。随着低碳经济成为重要的社会发展趋势，既往的家庭消费模式已经难以适应时代的要求。伴随我国经济发展与能源环境之间的矛盾逐渐加深，推动家庭消费模式的转型越来越成为我国经济社会发展的现实选择。节约型家庭消费模式的提出顺应了低碳经济发展的新要求，它的建立有利于改变当前家庭能耗水平与家庭生活水平同步增长的现状，有利于缓解经济发展中的能源资源瓶颈，增强我国可持续发展能力。建立节约型家庭消费模式是一项全新的课题，具有重大的理论与实践意义。

节约型家庭消费模式的提出，打破了传统思维，为消费经济学的研究提供了一个新的视角。传统家庭消费、家庭行为的研究，主要站在促进社会再生产良性循环的角度，通过促进消费扩大消费需求，来解决生产者的市场动力，从而实现经济的增长。因此，传统的家庭消费问题研究本质上就是经济增长问题研究，研究的目的在于探讨经济增长的动力。不仅如此，传统消费研究存在忽视“资源性供给约束”的明显缺陷（周殿昆，2006），其理论难以有效破解经济增长与资源环境的两难困境。节约型家庭消费模式的提出，不再囿于单纯的经济增长动力研究，从一个新的视角，以破解经济增长与资源环境困境难题为切入点，拓展了家庭消费理论的研究。对节约型家庭消费模式的系统研究，将有力地推动消费经济学的学科发展。

节约型家庭消费模式是建设节约型家庭的具体化，为创建节约型家庭活动提供了可操作性的思路。党的十七大以来，全国各地开展了形式多样的创建节约型家庭活动，节约型家庭建设无论在城市社区还是广大农村都取得了一定成效。但回顾分析各地的活动发现，其中存在活动缺少突出的主题、活动内容模糊不清、活动的作用效果不明显等不少问题。节约型家庭消费模式的提出，能够从理论上进一步明确节约型家庭建设的基本内容，厘清创建节约型家庭活动的基本思路，将使得节约型家庭创建活动更加富有成效。

节约型家庭消费模式的内涵与特征

节约型家庭消费模式的关键词是“节约”，倡导家庭节约是建立节约型家庭消费模式的主要目的之一。关于家庭节约古已有之，新中国成立以后的很长时间里也一直崇尚“成由勤俭败由奢”的黜奢崇俭消费观。但以往的家庭节约是人们迫于生产力水平低下、人均收入不高、物质生活不富裕等条件做出的被动选择，重点在于家庭“节支”。与此不同，节约型家庭消费模式中的家庭节约则是人们在逐渐摆脱物质匮乏困境的过程中，为了实现人与自然的和谐相处和经济社会可持续发展，在既要满足人们日益增长的物质文化需要，不断提高生活水平，又受制于现实资源环境相对不足压力做出的主动选择。节约的重点在于家庭“节能” ，也就是说建立节约型家庭消费模式并不抑制消费，而是要在家庭生活水平不断提高的同时，实现家庭消费中的节能降耗。

根据上述认识，所谓的节约型家庭消费模式是指居民家庭或个人在消费的过程中，能够按照“减量化、低消耗、再使用、再循环”的原则，在不断满足人们的基本需要（包括物质需要和精神需要）、提高生活水平和改善生活质量的同时，使能源和资源消耗最少，所产生的废物和污染物最少，从而在家庭消费这个环节实现经济效益与环境效益、生态效益的有机统一。其基本内容包括节约的消费理念、适度的消费水平、优化的消费结构、理性的消费行为、健康的消费方式等。

节约型家庭消费模式具有五个重要的基本特征：

一是节约型家庭消费模式的目的不仅仅是家庭节支。节约型家庭消费，从内涵的界定上看，节能环保是关键，而减轻家庭经济负担、减少家庭消费支出是附带之意。但是节约型家庭消费模式的推广和建立，决不能忽视家庭的利益，建设节约型家庭必须从有利于家庭“节支”的角度作为切入点。当然，省钱、实惠不是主要目的，更重要的是为了提高家庭在资源节约和环境保护中的主动性，实现家庭的节能降耗。

二是节约型家庭消费模式体现了家庭应承担的社会责任。传统的家庭消费观将消费看作是个人的事情，与他人无关。这种认识极为片面。所谓消费就是对物质资源的消耗。也就是说，只要是消费，其无论是生产消费，还是生活消费，都需要消耗资源。因而，家庭消费不仅是个人问题，同时是重要的社会问题。作为家庭中的消费个体，在购买和消费的过程中，需要树立这样一种观念，这就是“钱是自己，但资源是社会的”，以此来提醒在家庭消费活动中坚持厉行节约。

三是节约型家庭消费模式是效率消费。以往家庭生活中的节约是基于家庭收入水平低下以及我国社会商品短缺的前提下谈的节约。节约型家庭不是要抑制正常的消费水平，而是通过转变消费理念，采用新的节能技术和节能产品，优化消费结构，摒弃不合理的消费行为，来提高家庭消费品的使用效率，从而实现家庭消费环节的节能降耗。

四是节约型家庭消费模式是动态的概念。节约型家庭消费模式的因变量包括诸如经济发展阶段、家庭收入水平、家庭户主的受教育水平、消费心理等等，由于所处的经济发展阶段不同，家庭收入水平、人们的消费心理等差异较大，节约型家庭消费模式的具体内容将表现出一定的阶段性和动态性。

五是节约型家庭消费模式强调生产与消费并重。虽然家庭消费是消费者家庭或个人的事情，但家庭或个人消费的产品主要来自于厂商或生产者，因此从模式内容所涉及的对象讲，该模式应该既包括消费者行为，也涉及到生产者行为。模式的建立既要重视消费者的行为规范，也要重视生产者的行为规范。

节约型家庭消费模式的运行条件

节约型家庭消费模式，是在人类的物质消费得到极大满足之后，鉴于资源对人类进一步发展的制约作用，以及资源相对不足的现实困境而主动采取的一种新的、文明的消费方式。它代表的是健康、环保、节约的消费文明，其有效运行需要四个基础性的条件。

首先，需要家庭消费理念的转变。节约型家庭消费模式是系统范畴，其建立与广泛推广需要从理念到行为、方式的全面转型，其中消费理念的转变最为重要。在家庭消费模式的组成要素中，消费理念是基础性的，它直接影响居民家庭或个人的消费心理、消费行为，影响家庭消费结构以及消费方式的选择。必须从根本上摒弃以人为中心的传统工业文明价值观，树立人与自然和谐的生态文明价值观；必须彻底摒弃线性、挥霍型的消费观，树立循环、质朴型的消费观。

其次，需要企业生产方式的转型。生产决定消费，节约型家庭消费模式必须建立在节约型生产方式的基础之上，因此建立节约型家庭消费模式必须转变社会生产方式，通过建立一个低耗、高效、少污染或无污染的生产体系，建立起与合理消费结构相适应的产品结构（俞海山，1999）。各种多功能、节约型、高效率产品的开发，更耐用或更适于循环使用和修复的产品的广泛使用，能够在保证生活质量不断提高的前提下，减少家庭排放，降低家庭能耗。

第三，政府制度环境的建设。建立节约型家庭消费模式离不开政府的制度支持，尤其要建立与之相适应的法律法规和政策支持体系。与节约型家庭消费模式建设相适应的法律法规包括三类：针对消费对象的；针对消费行为的；针对消费“尾部控制”的（谢科进，2001）。具体说，例如法律应明确规定家庭和公民个人的节能义务，而不应仅仅针对工业、建筑、交通运输、公共机构等重点用能单位；法律还需要制定节约资源的标准，让个人或家庭能够清楚地判断自己或他人的行为是否符合节约型消费模式，从而有利于限制或减少不合理消费。促进节约型家庭消费模式建立的政策主要指经济政策，包括财政政策、价格政策、税收手段等，政策的科学设计和具体实施能够有效激励和约束个人或家庭选择节约型的消费行为。

第四，需要社会中介组织的支持。社会中介组织构成节约型家庭消费模式的社会服务基础。一个成熟的社会，需要有独立于政府和企业之外的社会中介组织来推动和监督企业在环保、技术进步等诸多方面的建设，并提供相应的指导。节约型家庭消费模式的建立与推广，同样需要中介组织的作用。节能中介组织作用的类型有：一是从事技术开发活动的；二是为节能技术推广牵线搭桥，提供技术转让服务的；三是为家庭节能提供专业的检测、评估、审计、培训、咨询等服务；四是为家庭节能提供专业的技术指导和专业节能服务。目前，我国已成立了包括节能协会、节能信息传播中心、节能监测中心和节能服务公司等在内的各类社会中介组织。但无论是机构数量，还是机构自身的功能，都远远满足不了节约型家庭消费模式建立的需要。为此，一方面，需要依托现有机构，增加更多的家庭节能指导职能；另一方面，需要组建更多的符合家庭节能需要的机构，为节约型家庭消费模式的建立提供更有力的支持。

结论

由于现阶段生产环节的能耗远远超过家庭消费环节，因此长期以来社会给予其更多的关注。经过实践的不断探索，目前人们基本厘清了节约型生产方式的内涵、实现途径和支撑条件，节约型生产方式的建设初见成效并且在很多领域已形成较大规模。相形之下，家庭消费环节的节能环保还处在倡议阶段和民众刚刚觉醒时期，社会并没有给予更多切实有力的行动与措施。从现实情况看，随着人们收入水平以及家庭消费能力的不断提高，无论是家庭能耗的绝对量还是相对量都进入了一个上升期，因此必须切实行动起来，以降低家庭能耗与家庭收入、生活水平的提高之间的正相关性。关于节约型家庭消费模式的理论分析，其目的就在于要提供这样一种行动的思路。当然，就全社会而言，消费单位较之生产单位更多、更复杂、更缺乏组织性，因此推行节约型家庭消费存在更为突出的“集体行动的逻辑”问题，这决定了实现高消耗的、传统消费模式向低消耗的、节约型家庭消费模式的转变是一个缓慢的过程。

参考文献：

1.周殿昆.中国“资源性供给紧约束”条件下国家消费模式的合理选择.消费经济，2006（5）

2.俞海山.中国可持续消费模式构建.浙江社会科学，1999（3）

3.谢科进，秦兴方.可持续消费链运行的制度安排.商贸经济，2001（12）

家庭消费论文篇（5）

一、引言和文献综述

消费、投资和净出口通常被认为是拉动经济增长的“三驾马车”。对于中国来说，由于改革开放，实行出口导向的政策，出口对于经济增长的作用处于极其重要的地位。经济增长主要靠扩大出口推动，这种增长方式不可避免地会受到国际经济环境变化的影响，同时也容易引起国际贸易摩擦。只有走国内消费需求主导型的增长道路，依赖于最终消费需求的提高才能健康、有效、稳定地拉动经济增长，然而国内消费需求不足一直制约经济的可持续发展。

许多经济学家将收入水平与收入分配视作影响居民消费需求的主要因素。研究过程中，以居民的消费倾向作为联系收入问题与消费需求的纽带，通过分析居民的边际消费倾向或平均消费倾向与收入之间的关系，解释收入水平、收入分配对消费需求的影响。袁志刚、朱国林（2002）［1］概述了凯恩斯消费理论下收入分配与消费之间的关系，阐述了生命周期假说的不同情况，论述了消费理论的发展对生命周期理论的冲击。李军（2003）［2］从理论上探讨了收入差距对消费需求影响的定量关系，证明了收入差距扩大会抑制消费需求水平的提高，但认为收入差距尚不是构成消费需求不足的主要原因，提高总量收入水平与缩小收入差距并举，才是解决消费不足的关键。苏良军、何一峰（2006）［3］采用泛函系数模型分析了中国城乡消费函数，认为在全国大部分地区，存在着边际消费倾向随着收入的增加而递减的结论。吴晓明、吴栋（2007）［4］从标准的消费者预期效用最大化模型出发，运用我国1985―2004年城镇居民相关数据进行了实证分析，发现我国城镇居民收入分配差距的扩大引起了居民平均消费倾向的减小，从而影响到总消费水平。杨汝岱、朱诗娥（2007）［5］从理论上证明了在边际消费倾向递减的条件下，更均等的收入分配并不一定能扩大总消费需求，但在收入分配呈正态分布且边际消费倾向与收入水平呈倒“U”型关系的条件下，更公平的收入分配能扩大总消费需求，并且进一步利用中国社科院经济研究所收入分配课题组1995年和2002年进行的城乡家庭与个人调查的微观数据进行实证检验，结果表明，相对于低收入阶层和高收入阶层，中等收入阶层的边际消费倾向最高，缩小收入差距有利于扩大消费需求，拉动经济持续增长，同时实现“公平”与“效率”两大目标。段先盛（2009）［6］将总平均消费倾向作为衡量消费需求的指标，构建收入分配对消费需求影响的数学模型，严格证明了如果收入效应下的平均消费倾向随着收入等级的上升而递减，则提高中低收入阶层的收入分配地位，抑制高收入阶层的收入分配地位，将会提高总体平均消费倾向，通过进一步对1995―2006年中国城镇家庭的实证分析发现，阶层间的收入分配恶化阻碍了消费需求的提高。

但是中国居民消费行为具有特殊性，许多研究认为以生命周期理论为代表的经典理论无法解释我国的消费问题。需要在传统消费函数理论的框架内，将中国的制度性特点加以考虑，进而对居民的消费和储蓄行为进行解释。龙志和、周浩明（2000）、［7］罗楚亮（2004）［8］在预防性储蓄框架内对我国居民的消费行为进行分析，他们的研究结论都显示我国居民存在着显著的预防性储蓄动机，体制转型过程中收入和支出不确定性的增加对于居民消费具有显著的负面效应，并成为消费率持续下降的主要原因。Modigliani和Cao［9］(145-170)使用1953―2000年的时间序列数据验证了生命周期理论在中国的适应性。他们的研究认为，经济的长期增长率、人口结构和赡养比率对我国居民的消费和储蓄都有明显的影响。

本文以对湖南长沙市随机抽取的500户家庭的问卷调查为基础，采用排序选择模型分析了影响居民消费支出的因素。将收入水平和收入分配等作为主要因素，以居民消费意愿作为联系收入水平与居民消费需求的纽带，并进一步考虑了户主职业、家庭人口数、户主学历、子女教育状况、信用卡使用状况、家庭储蓄状况等因素，验证了收入差距扩大会导致长沙市城镇居民消费需求下降，并且研究了城镇居民消费需求其他影响因素的作用。

文章内容除引言部分外，共分为三部分。第二部分为研究方法和变量，第三部分对数据进行统计描述和实证检验；第四部分总结全文，并提出部分政策建议。

二、研究方法及变量选取

(一)研究方法

本文采用的主要实证分析方法为排序选择模型方法。排序选择模型（ordered choice model）是多元选择模型(multiple choice model)的一种，它是用可观测的有序反应数据建立模型来研究不可观测的潜变量(latent variable) 变化规律的方法。设有一个潜在变量yi是不可观测的，可观测的是yi，设yi有0，1，2， …，M等M+1个取值。

根据分布函数F(x)的不同可以有3种常见的模型：Probit模型、Logit模型和Extreme value模型。模型的估计方法采用极大似然法，其中，M个临界值c1,c2,…,cM作为参数和回归系数一起估计。

(二) 变量选取

本文所研究的因变量是居民消费意愿（APC），由于使用的数据全部来自实地调研，无法观测到其具体值，只能根据调研得到的区间数据将其分为不同的级别。影响居民消费意愿的因素Xi包括人均年收入、户主职业、家庭人口数、户主学历、子女是否在受教育、信用卡使用状况、目前阶段家庭储蓄的最主要目的等，这些数据都可以直接或间接通过问卷调查数据得到。模型中各变量的分组状况见表1。

三、描述性统计和计量结果分析

(一)样本数据的描述性统计分析

本文分析所使用的数据全部来自实地调研，调研主要采用问卷调查的方式。此次问卷调查从长沙市随机抽取了500户家庭，被调查者涵盖了长沙市城镇居民的所有收入阶层，样本选择较为准确地反映了长沙市城镇居民的实际生活状况。此次问卷调查内容主要包括：长沙市城镇居民2009年的家庭各项消费支出、家庭可支配收入、家庭人口数、家庭人口结构、户主教育水平、家庭信用卡使用状况、家庭储蓄目的等。问卷总共发放500份，收回500份，有效问卷500份。

表2给出了各变量的统计特征。在本文所使用的模型中，被调查家庭居民消费意愿比较高，5722%的家庭平均消费倾向超过50%，与一般的认识不同，其原因一与调查样本有关，其二这个数据可能反映了中国平均的消费意愿，以前的数据不仅包括居民，也包括企业的数据，低估了居民消费。人均年收入主要集中在3-8万元之间，每户家庭人口数4人的比例超过50%。户主平均受教育程度为大专水平，超过63%的家庭有子女在接受教育，信用卡的使用比例较低。

(二)计量模型回归结果

根据长沙市居民调查问卷中收集的数据，利用EViews60软件采用排序选择模型估计方法对相关数据进行回归，得出的结果如表3所示。结果包含了P模型（有序Probit模型）、L模型（有序Logistic模型）、E模型（有序Extreme value模型）三种有序选择模型的估计结果，给出了各参数的估计值、标准误以及显著性检验的p值。

1在三种模型估计方法中，平均收入的系数均通过了1%显著水平的检验；而且显著性水平为5%。通过观察可发现，表中各收入等级的估计系数为负，且随着收入等级的提高绝对值逐渐增大。说明居民收入水平越高，居民的消费意愿越低。这与传统凯恩斯消费理论中的平均消费倾向递减规律相符合，也验证了当今的主流观点，即：收入差距过大会造成居民消费需求的不足，而合理缩小收入差距有助于刺激居民的消费需求。

2户主工作单位属性在使用P模型、E模型进行参数估计时，户主职业类型为民营企业职工的系数估计值均通过了10%显著水平；且系数估计值为负数。说明户主职业类型为民营企业的家庭，居民消费意愿低于其它家庭。这与我们的直观感觉相符合，与其它类型工作单位相比，长沙市民营企业发展相对落后，员工的工资及福利待遇远远落后其它类型工作岗位，获取收入的能力相对较低，这必然会影响到居民的消费需求。户主职业类型为机关事业单位以及国有企业的家庭，居民消费意愿较之其他类型家庭而言无明显差异，甚至可能低于其它类型的家庭。这与我们的直观感觉有所背离，这可能与这些单位职工虽然收入较为稳定，福利待遇较好，但大部分收入为固定收入，而且与其它类型职业的居民相比（尤其是较为成功的个体经营者），收入的绝对数额较低，这在一定程度上会使得居民消费意愿降低。

3家庭规模超过4人的家庭P模型、L模型通过了5%显著水平检验，E模型估计值通过了1%显著水平检验，且系数估计值均为负。可见，4人以上的家庭居民消费意愿会有所降低。这可能是因为人口数高于4人的家庭多数为有老人的家庭，相对于年轻人，身体状况良好的老人的日常基本消费需求较低，整体消费意愿也较低。

4户主教育类型为大专以上的家庭都通过了显著性检验，系数估计值均为正，说明受过本科以上教育的户主，其家庭居民消费意愿高于其它家庭。这可能是因为：高学历的户主收入水平往往高于低学历的户主。

5子女教育状况的三种模型系数估计值均通过了1%显著水平的检验，且估计值为正，说明有子女在接受教育的家庭居民消费意愿明显高于其他家庭。这可能是因为许多家庭不惜将大笔收入投入到代价昂贵的课外辅导课程。

6信用卡使用状况的E模型估计值通过了10%显著水平的检验，且估计值为负；P模型、L模型估计值均未通过显著性检验。这说明经常使用信用卡的家庭居民消费意愿反而可能更低，或者对居民消费意愿没有明显影响。这与当今的主流观点：信用卡的使用可以促进居民消费有所背离。

7目前阶段家庭储蓄最主要的目的子女教育的P模型、L模型参数估计值分别通过了5%、10%显著水平的检验，且参数估计值为正，E模型估计值未通过显著性检验。说明家庭当前阶段储蓄的主要目的为教育时，居民消费意愿较高。而储蓄目的为购房的家庭，消费意愿非常低。

四、结语与政策建议

根据前面的实证检验结果，收入水平、子女教育状况、家庭人口规模是影响长沙市居民消费意愿的最主要因素。高收入阶层的居民的消费意愿明显低于低收入阶层居民的消费意愿；有子女在接受教育的家庭居民消费意愿明显高于无子女在接受教育的家庭；家庭人口数高于4人的家庭居民消费意愿明显高于其它类型的家庭。户主在民营企业工作的家庭，居民消费意愿相对较低。接受过本科以上高等教育的户主，其家庭成员的消费意愿相对较高。与经验常识相反，相对于其它类型的家庭而言，经常使用信用卡的家庭并未体现出居民消费意愿较高的现象，这类家庭居民消费意愿反而可能低于其它类型家庭。相对于其它类型家庭，目前阶段家庭储蓄的最主要目的为养老的家庭，居民消费意愿较高。因此，合理降低居民收入差距，提高城镇地区基本教育保障及教育水平对扩大社会总体消费水平意义深远。

政府要着力解决诸如教育、就业、社会保障、住房等民众最关心、最直接、最现实的利益问题，降低他们对未来生活的风险预期，有效释放居民的消费潜力。要继续巩固和加强城市“低保”工作，扩大社会保险覆盖面,建立广覆盖、多层次、社会化的城市社会保障体系。提高民营企业员工的收入待遇，降低收入分配不公平现象等等。

主要参考文献：

［1］袁志刚、朱国林．消费理论中的收入分配与总消费――兼对中国消费不振的分析［J］．中国社会科学，2002(2)．

［2］李 军．收入差距对消费需求影响的定量分析［J］．数量经济技术经济研究，2003(9)

［3］苏良军,何一峰．中国存在消费的“库兹涅茨之谜”吗?――来自城乡面板数据的检验支持［J］．经济科学,2006(2)．

［4］吴晓明,吴 栋．我国城镇居民平均消费倾向与收入分配状况关系的实证研究［J］．数量经济技术经济研究,2007(5)．

［5］杨汝岱、朱诗娥．公平与效率不可兼得吗?――基于居民边际消费倾向的研究［J］．经济研究，2007(12)．

［6］段先盛．收入分配对总消费影响的结构分析――兼对中国城镇家庭的实证检验［J］．数量经济技术经济研究,2009(2)．

［7］龙志和,周浩明．中国城镇居民预防性储蓄实证研究［J］．经济研究,2000（11）．

［8］罗楚亮，经济转轨、不确定性与城镇居民消费行为［J］．经济研究,2004（4）．

［9］Modigliani,F．,Cao,SL,2004“The Chinese Saving Puzzle and the Life Cycle Hypothesis",Journal of Economic Literature,Vol42,No1

Study on the Impact Factors of Consumer Demand

家庭消费论文篇（6）

二、数据来源与样本特征

（一）样本数据来源本研究的主要数据来源于对北京地区家庭服务业市场问卷抽样调研。调研地点选择家庭服务公司数量较多的朝阳区、西城区、东城区与海淀区。调研共回收问卷825份，其中有效问卷768份，有效率为93.09%。

（二）样本特征样本的基本特征如表1所示。调研样本中性别比例比较平衡，男女基本各占一半。年龄层次偏年轻化，其中20~30岁以及30~40岁分别超过三分之一，是调查样本的主要年龄层次。样本文化程度普遍较高，其中本科及硕士以上占比分别超过四成和两成，本科以上学历总共超过七成。而小学、初中占比较小，高中、技校、中专以及大专共占比约三成。出现这样结果有两个原因：一方面，源于样本年轻化，随着高等教育的大众化，受过本科以上高等教育的年轻人越来越多；另一方面，在北京工作人群大多具有学历上的基本准入条件，这样就使得样本文化程度较高。有学龄前儿童的样本对家庭服务业中早教以及母婴护理有着比较明显的需求，随着近年来消费意识的转变，对其需求更加强烈。同时，早教及母婴护理类型的工作，相对来说具备一定技术上的要求。从样本的居住情况来看，北京市拥有较多的外来人口，且在北京购买住宅、子女教育都与户口有着直接的关系。样本中北京户口人群占六成，外地户口占四成。从住所性质来看，自有住房占据一半比例，其次是选择在北京租房居住占到三成；居住在单位提供的公寓占到两成。大体上说，自有住房意味着在北京安家，可以侧面反映这部分人群多为固定居住人群，对家庭服务业选择的概率要大于另外一半流动性较强的群体。从居住状态上逾一半样本人群和朋友共同居住，有五分之一的人处于独自居住状态，与配偶居住的占到近两成，仅与父母居住的占到很小非比例。这显示，居住状态的特征，反映了样本年龄层次的生活特点。从样本的工作性质来看，普通的企业员工占到三分之一，企业管理者占比为四分之一，技术人员，公务员所占比例不到两成，而工人、私营业主或者无业退休人员占比更小。数据反映出样本人群大多处于较为繁忙的工作状态。从样本的月收入水平来看，5000～10000元水平占据最大比例，将近四成，处于每月5000元以下的占比不到两成，而仅四成样本群体收入超过每月1万元，受调查者中月收入超过2万元的占比不到一成。相比2013年北京市民5453元的月平均收入来说，受调查者的总体月收入水平与北京市平均水平持平。从对家庭服务员的雇佣情况来看，调查样本中超过四分之一的人群正在雇佣家庭服务员。家庭服务中提供做饭和保洁工作的比率分别为三分之一和四分之一，总和将近六成。而老人、病人、母婴等护理具有相似比例，分别占比不到两成。若我们按照工作所需要的技术含量将家庭服务员从事的工作进行分类，把保洁、做饭等低水平工作归为家庭劳动类服务，把老人与母婴的护理等需要一定技能的工作归为家庭护理类服务，把早教与家教外教等需要较高技术水平的工作归为家庭教育类服务，则目前被调查区域从事家庭劳动类的家庭服务员还是占据大多数。这说明，在北京市家庭服务业中传统服务类型占据较大市场。对家庭服务的支付情况来看，占最多比例的是每月3000元以下的水平，其中每月2000~3000元的占到三分之一，而能够超过每月4000元的仅有不到一成。

三、计量模型

本文的分析分成两阶段进行。第一阶段，了解什么样的消费者会选择雇佣家庭服务员。在这个阶段，我们会考察消费者的个人特征、职业和居住情况等因素对消费者雇佣决策的影响。第二阶段，我们要了解在选择雇佣家庭服务员的消费者中，消费者是否愿意为高水平家庭服务工作进行更高的支付。本研究在实证分析上最大的特点是，只有当消费者在第一阶段选择了雇佣家庭服务后，第二阶段的如家庭服务工作层次等变量才能被观察到。对于这个过程可能产生的选择性偏误（selectionbias），本文采取基于样本选择的有序probit模型减少其对估计结果的影响。一般的，Heckman备择模型可以用来估计第二阶段因变量为连续变量的问题。而本文遇到的问题是，在进行样本选择后，即当消费者选择雇佣家庭服务员后，第二阶段面对的是一个需要进行有序probit回归的步骤，因为支付意愿是由低到高排列的。因此，不能简单地使用有序probit回归或者Heckman二阶段回归。对此，Vella（1998）从假设、估计方法和数据结构三个方面讨论了存在样本选择时的估计问题；Nayg（a2003）运用基于样本选择的有序probit模型研究了消费者对辐照食品的支付意愿；DeLucaetal（.2011）又对基于样本选择的有序估计理论与方法进行了进一步的深化与补充。根据具体情形，本文利用样本选择的有序probit模型来进行估计。因此，我们可以看到，若ρ=0，则atanhρ=0，则基于样本选择的有序probit与一般的有序probit将得到同样的结果。若ρ≠0，则必须运用基于样本选择的有序回归来估计最终的自变量对因变量的影响。

四、计量结果

（一）变量设定按照前文提出的两阶段模型，我们设定两阶段模型的自变量和因变量，如表2所示。

（二）估计结果及分析本文使用计量分析软件Stata13.0中的orderedprobitmodelwithselection功能，在对消费者是否雇佣家庭服务员进行probit回归的基础上，分别对消费者的支付意愿进行有序probit估计，并计算各个选定自变量分别对支付意愿五个等级的边际效应。具体分析如下。首先，考察第一阶段影响消费者雇佣家庭服务员的主要因素。可以从表3看出，在样本的个体特征方面，呈现两个影响结果。一方面，性别、年龄、文化程度、家中是否有学龄前儿童以及是否与父母共同居住对是否选择家庭服务员的决策有显著的正向影响。其中，以年龄的边际效应最为显著，即年龄在30岁以上的消费者有15%的可能性更倾向于选择雇佣家庭服务员。本文的调查对象主要由年龄在30至50岁之间的高学历人群构成，这一组样本一般都处于自己事业的上升和成熟阶段。他们会把大部分的时间投入到工作当中，而更容易忽视家庭的基本事务，他们会更倾向于雇佣家庭服务员来打理自己家庭的基本事务，比如照顾学龄前的孩子与年迈的父母。另一方面，与上述个体特征影响的结果相反，婚姻对是否雇佣家庭服务员的决策有显著的负向影响。已婚人士较未婚人士雇佣家庭服务员的可能性低13%。原因可能是因为已婚人士无论在事业还是家庭上都有配偶一同分担，从而相对未婚人士有更多的时间来从事家庭基本事务，因此雇佣家庭服务员的可能性较低。在样本的个人收入方面，月收入在1万元以上的消费者更有可能雇佣家庭服务员，可能性比月收入1万元以下的消费者高12%。高收入的人更有能力雇佣家庭服务员，而且高收入人群生活条件比较好，因此，他们也会选择雇佣家庭服务员来分担自己处理家庭事务方面的负担，从而自己消费更多的闲暇。值得注意的是，薪水在三个月内增加的受访者选择雇佣家庭服务员的可能性相比之下约增加了15%。同时，接近二成的边际效果让我们看到消费者对家庭服务存在很高的需求，而且雇佣与否的决策很大程度上还是取决于收入是否能够负担的起对家庭服务员的雇佣。此外，是否具有北京户口、房屋是否自有以及是否为公务员对消费者的雇佣决策有显著的正向影响。这表明具有北京户口、房屋自由以及有一定社会地位的人对家庭服务有更大的需求。其次，考察一下第二阶段消费者对家庭服务支付意愿的影响因素。估计结果如表4所示。从该表可以看到，athrho的p值为0.001，说明athrho的估计值在5%的置信区间上显著异于零，因此存在样本选择偏误的问题。同时，两阶段误差项的相关性的检验结果也是显著的，这说明，本文采用基于样本选择模型的有序probit回归是合理的。从自变量的显著性来看，家庭服务工作层次对消费者的支付意愿有显著的正向影响，而年龄以及是否为公务员对消费者的支付意愿有显著的负向影响。从总体情况来看，若家庭服务员所提供的工作适当提高层次，则消费者对家庭服务更倾向于高水平的支付；若消费者年龄大于30岁、职业为公务员，则相比之下对家庭服务更倾向于低水平支付。再次，考察一下自变量对每个层次消费支付意愿的边际效应。由于消费者的支付意愿是一个在取值上有顺序的离散变量，因此各个自变量对其总体的影响与各个自变量对其每个层次的影响是存在差异的。在表4中各自变量的估计系数是其对费者支付意愿的总体影响。与此相比，考察自变量对消费者支付意愿各个层次的边际影响更有意义。因此，本文进一步的求取每个自变量对费者支付意愿的每个层次的边际效应，估计结果如表5所示。具体考察如下。在边际效应中，家庭服务工作层次、年龄与是否为公务员这三个自变量对支付意愿的相应层次有显著影响。具体的分析分三点进行。一是在家庭服务工作层次的边际效应上，我们看到了令人关注的结果。当家庭服务员所提供的家庭服务工作层次每提高一个层级时，消费者对其进行低水平支付的可能性显著降低。当家庭服务工作提高一个层次，消费者对家庭服务每月支付1000元以下的可能性显著降低3%、每月支付1000～2000元的可能性相比之下显著降低6%、而每月支付2000～3000元的可能性显著降低4%。可以看到，随着家庭服务员提供服务工作层次的上升，消费者不会倾向于对这种提高工作层次的行为进行低水平支付。相反，我们看到当消费者每月愿意支付4000元以上时，工作层次提高的边际效应显著为正，说明与低层次工作相比，提供更高层次的家庭服务工作会使消费者倾向于支付每月4000元以上的可能性增加约11%，是各层次中支付可能性最大的一项。我们认为，与家庭劳动类工作相比，家庭护理与家庭教育类的家庭服务工作更倾向于与消费者发生精神层面的交换，提供服务方与消费者交换的是虚拟价值，因此，家庭护理与家庭教育类的工作更能满足消费者的心理需求。如家庭护理工作不仅使得消费者的身体得到了关照，保证了生命安全与身体健康，而且护理人员每日的照顾与陪伴使得受照顾的老人或孩子内心多了份安慰，少了份孤独，从而心理得到了满足。再如家庭教育类家庭服务工作，它使得受教育者掌握了技能，学到了知识，这会让他们在学校获得更好的成绩，得到学业上的认可，或者在工作中更加游刃有余，从而取得成就。家庭教育给家庭带来的成就感是无可比拟的，因此这也满足了很多望子成龙或者渴望成功的家庭的心理需要。因此，消费者愿意为这种能够满足其心理需求的更高水平的家庭服务工作主动放弃较低水平的支付，并情愿采取较高水平的支付，显示出了对高水平家庭服务工作强烈的心理上的需求。这也是本文题目所强调的主旨。二是从年龄上看，年龄大于30岁的消费者更倾向于每月向家庭服务支付的区间为1000元以下至3000元，其中支付1000至2000元的可能性最大。而若家庭服务索要的支付额过高，即每月4000元以上时，边际效应的取值为负值，消费者不愿意雇佣家庭服务员。三是若消费者从事公务员工作，则在其他条件不变的情况下，其愿意向家庭服务每月支付1000元以下至3000元，其中每月支付1000至2000元的可能性最大。而当家庭服务索要支付额超过每月4000元时，消费者选择雇佣家庭服务员的可能性显著下降。从年龄与是否为公务员这两个自变量的边际影响方面我们看到，若控制了家庭服务工作层次不变，则消费者更倾向于低水平的支付，而对高水平的支付表现出抵触的态度。

家庭消费论文篇（7）

摘 要：基于食品特征价格需求模型，考量城镇居民和农村居民对蛋白质、脂肪和碳水化合物三种常量营养元素的效用评价，结果显示，相对高收入人群对食品的营养程度和安全度更加重视，相对低收入人群对价格更为敏感。食品安全问题相关的新闻报道统计数据表明，监管力度强并不能完全杜绝食品违规生产行为，消费者尤其是低收入消费者对食品中必需品的需求，会为企业过度压低生产成本提供空间。鉴此，应从需求角度考虑食品安全治理问题，提高低收入消费者的收入水平，是对加强监管力度的重要补充。关键词： 食品安全度需求；不同收入水平消费者；食品安全中图分类号：F203

文献标识码： A

文章编号：1003-7217（2016）05-0121-07一、引 言食品安全问题是近些年社会关注的热点。Antle（2001）对食品安全问题的经济分析区分了食品质量信息是否完全。如果信息是完全的，那食品安全度与食品的其他质量属性无差异，就像消费者会因为食品的味道、营养成分购买不同的食品，食品安全度也是影响人们食品消费的因素之一[1]。如果信息是不完全的，又可以分为两种情形：销售者比消费者知道更多关于食品安全度的信息，食品市场存在信息不对称；销售者与消费者关于食品安全度的信息量等同，即食品市场存在对称的信息不完全。因此，若想对食品安全问题进行有效的治理，需要区分食品安全问题的源头，对症下药。本文将从食品质量信息完全的角度对中国的食品安全问题进行分析，假定消费者对食品质量信息是已知的，从需求角度研究食品安全问题是否受到人们食品消费行为的影响；这是对食品质量信息不完全下食品安全问题研究的一个补充。食品质量信息完全意味着消费者明白劣质或者违规食品可能给他们身体健康造成不同程度的损害，这种“明知山有虎，偏向虎山行”的行为是本文研究的重点。为了估计不同收入人群对食品安全度的偏好程度，本文通过两方面的数据分析进行论证。一方面，将估计食品中营养成分对不同收入消费者的边际效用大小，尽管营养成分更多的代表食品健康程度，比如是否能够保证充足蛋白质的摄入，控制碳水化合物的摄入等，但这可以区分消费者更多是为了“饱腹”还是“安全”，甚至是“营养均衡”。另一方面，本文对不同地区食品违规行为的相关新闻报道进行分析，从统计结果说明巨大低收入消费群体的存在为企业违规食品生产活动提供了利润空间，监管力度高并不能完全保证提高食品安全系数。二、文献评述已有诸多研究基于结构模型对食物需求进行分析。Dubois等（2014）使用家庭层面数据比较美国、法国和英国在食物购买上的差异，他们发现价格和食物特征有一定的解释能力，但经济环境与偏好差异更能够解释国家间食物购买的差异[2]。与此结论相似的是Atkin（2013）的文章[3]。他把习惯形成引入代际交替一般均衡模型（overlappinggenerations general equilibrium model），对印度区域间食物消费差异进行分析；他们的研究结果发现当地充裕食物相比价格和营养成分更能够解释人们的食物消费习惯。尽管这两篇文章基于不同的识别方法，但均得到经济环境与偏好差异可以解释食物购买上的差异这一结论。本文理论模型的基础就是基于Dubois等（2014），并应用于不同人口特征群体之间食物购买的差异分析。营养元素摄入量、价格和食物支出之间的关系也有若干研究。Griffith等（2015）研究了相对价格变动对英国家庭食物支出的影响，发现价格上涨不利于维持良好的营养结构[4]。Dragone和Ziebarth（2015）引入了创新性消费这一概念，并研究了柏林墙推倒后东西德的合并对东德食物消费的影响。这种突变式的经济发展带来了创新性的消费，使得东德部分人的体重显著上升[5]。Eli和Li（2014）研究了能量需求和家庭支出是如何共同影响食物需求的，结果显示能量需求对食物需求有较大的影响，但是贫困家庭的弹性较小[6]。Fukase和Martin（2015）进行了收入-消费-生产的动态分析，表明中国目前收入水平所带来的食物消费增长超过生产增长，但随着中国人口增长和饮食结构的转变这个差距会逐渐缩小[7]。Cutler等（2003）发现卡路里价格的下降提高了卡路里的摄入量，进而带来了美国肥胖度的提高[8]。上述文献尽管并不直接涉及到本文所研究的常量营养元素与食物支出之间的关系，但均可以起到很好的借鉴作用。同时还有较多研究对中国的食物支付意愿进行测度。郑志浩（2015）估计消费者对转基因大米的支付意愿低于普通大米[9]。张振等（2013）研究了消费者对食品安全属性的偏好行为，他们发现消费者对以下食品安全属性的支付意愿由高到低为：政府认证的食品，企业品牌、养殖场质量安全保证和第三方机构认证[10]。周应恒和彭晓佳（2006）对江苏省城市消费者为低残留青菜中食品安全的平均支付意愿进行估计，其中大城市为2.42元/斤，中小城市为2.77元/斤[11]。张晓勇等（2004）基于对天津消费者的调查，考察他们对转基因食品、有机食品、绿色食品和无公害食品的态度，发现他们并不愿意为质量较高的食品支付过多费用[12]。以上研究尽管是对食物支付意愿的研究，但是涉及到的区域范围并不广，往往只基于某个城市的部分居民的部分食物。三、理论模型Dubois等（2014）在研究美国、法国和英国食物购买差异的时候，基于产品层面的效用函数，构建了一个可以通过价格反映食物特征、营养成分的需求模型。他们的需求模型基于Gorman（1980）和Lancaster（1966）的产品特征效用模型（characteristics model），离散选择模型（discrete choice model）和特征价格模型（hedonic price model）都是其特殊形式[13，14]。Dubois等（2014）的需求模型不仅可以分析国家间食物购买差异，还可以扩展到省际之间的差异，不同人口特征群体的食物购买差异等。本文基于此模型，在消费者效用最大化的条件下，得到消费者对不同食品的需求函数。与简单需求函数不同的是，此需求函数不但受到基本的食物价格影响，还受到食物特征影响；不但是一般的价格需求函数，而且是特征价格需求函数。进而在实证分析中，本文把待研究中国消费者群体是属于城镇居民还是农村居民进行区分，着重探讨这两大消费者群体之间的差异。下面首先对理论模型进行介绍。四、不同收入消费者对营养成分的需求估计本部分基于第三部分的理论模型，使用北卡罗来纳大学人口中心、中国疾病预防控制中心营养与食品安全研究所的中国健康和营养调查（CHNS，China Health and Nutrition Survey）数据，以城镇家庭和农村家庭作为两个基本人口特征群体，估计他们对食品包含的营养成分的需求。基于数据的可获得性，本文使用CHNS社区和家庭层面2000年的数据作为样本进行分析，包括辽宁、黑龙江、江苏、山东、河南、湖北、湖南、广西和贵州9个省级行政区划。食品消费支出、食品消费量及每种食品所含的蛋白质、脂肪和碳水化合物三种常量营养元素等是分析使用的主要数据，覆盖590个城镇家庭，538个农村家庭。本部分依次对数据处理及变量说明、估计方法和估计结果进行介绍。（一）数据处理及变量说明为了计算食品消费支出，需要得到食品的价格。在2000年CHNS社区层面的数据中，主要包括谷物类、食用油、蔬菜、鱼、豆制品等类食品的大商场零售价格和自由市场价格，本文使用自由市场价格。在剔除掉缺失价格以及较少的样本后，仅剩下鱼类（包括带鱼和鲤鱼）以及豆制品类（包括豆腐和豆腐干）两大类食品较为全面的价格数据；所以鱼类和豆制品类是本文分析的食品种类①。家庭层面数据包括每个家庭3日食品消费量，并使用每家每日食品消费量衡量每个家庭的实际消费量。食品价格与食品消费量相乘即可得到每个家庭每日的食品消费支出。2000年调查数据中食物代码对应的是1991年中国食物成分表，根据1991年版的《食物成分表》（全国代表值），可得到带鱼、鲤鱼、豆腐、豆腐干中包括的蛋白质、脂肪和碳水化合物的具体值。《食物成分表》统计的是每100克可食部所包含的蛋白质、脂肪和碳水化合物的数量，本文按照相应的比例得到每个家庭每日带鱼、鲤鱼、豆腐和豆腐干消费量中各自包含的上述常量营养元素数量并加总。下文的实证分析中涉及到工具变量的选取，在此把工具变量的选择及处理简单介绍。本文把每个家庭所在社区的其他家庭作为参照组（reference group），并计算参照组的非加权平均每个家庭每日三种常量营养元素的摄入量。这是每个家庭每日蛋白质、脂肪和碳水化合物摄入量的工具变量。本文是对城镇居民和农村居民的消费偏好进行对比，因此实证分析中对城镇家庭和农村家庭的需求估计是分开的。表1是主要变量的描述性统计。从表1中可以看出，在每日食品支出上，城镇家庭比农村家庭多消费近20元；其中城镇家庭和农村家庭的标准差均较大，这是本文食品种类选择较少导致。蛋白质的每日摄入量和脂肪的每日摄入量，城镇家庭略高于农村家庭；碳水化合物的每日摄入量农村家庭略高于城镇家庭。从上述主要变量中可以看出，城镇家庭和农村家庭在每日食物支出和常量营养元素每日摄入量上略有差异，但是并不大。（二）估计方法根据Dubois等（2014）在预算约束下消费者效用最大化得到的理论框架，本文的实证模型如下：其中，i代表个体家庭，k代表食品种类，共有K种；pk为家庭i购买一单位yik食品k的价格，（3）式左边为家庭i食品消费总支出。akc为食品k的特征c，本文即为食品k包含的常量营养元素数量；因此∑kk=1akcyik为家庭i从消费K种食品可获得的营养成分。根据产业组织理论，本文设定c=1为不可观测的特征，并等于δks+ξi+εik；δks用来控制城市固定效应，比如北京和上海不同的饮食习惯对家庭消费的影响；ξi用来控制个体家庭固定效应，即不同家庭独特的对食品的偏好；εik是除了上述城市固定效应和个体家庭固定效应之外的其他不可观测因素，以及上述两个固定效应可能产生的交互作用。为了解决这一问题，依旧采用传统的工具变量法。Dubois等（2014）提出首先为每个家庭定义参照组（reference group），再对这些参照组所消费食物包含的营养成分取非加权平均，用此作为每个家庭营养成分摄入量的工具变量。参照组本文选取的是原家庭同一社区内其他所有家庭，因此参照组的平均营养成分摄入量与原家庭营养成分摄入量相关；又因为使用的是非加权平均，这就避免了营养成分摄入量受到食物消费量的影响而与εik产生相关性。（三）估计结果表2和表3是在上述估计方法下对城镇家庭和农村家庭对营养成分需求偏好的估计结果；其中表2是普通最小二乘法的估计结果，表3是工具变量法的估计结果。其中被解释变量均为家庭每日食物支出。在不控制城市固定效应的时候，蛋白质每日摄入量每增加1克，城镇家庭的食物支出会提高约44元，农村家庭的食物支出会提高约34元。而脂肪每日摄入量和碳水化合物每日摄入量每增加1克，城镇家庭的食物支出会分别下降65元和20元，农村家庭的食品支出会分别下降28元和31元。在加入城市固定效应之后，城镇家庭和农村家庭蛋白质每日摄入量、脂肪每日摄入量和碳水化合物每日摄入量对食物支出的影响方向相同，数值上差异不大。上述估计所得系数均是显著的。从以上普通最小二乘法的估计结果可以看到，城镇家庭比农村家庭在蛋白质摄入上有更多的支出，而且注意对脂肪和碳水化合物摄入的控制。表3是使用工具变量后的估计结果。在不加入城市固定效应的时候，蛋白质每日摄入量每提高1克，城镇家庭的食物支出会增加33元，而农村家庭的食物支出增加44元，这与我们的预期不符。但是在加入城市固定效应之后，则发现蛋白质每日摄入量每提高1克，城镇家庭和农村家庭的食物支出分别会提高29元和27元，二者差异不大，城镇家庭略高于农村家庭，这说明不同城市对人们的饮食习惯是有影响的。脂肪每日摄入量，无论是否控制城市固定效应，其每提高1克，城镇家庭食物支出的下降均高于农村家庭。碳水化合物每日摄入量每提高1克，农村家庭的食物支出下降高于城镇家庭。因此在使用工具变量对估计中存在的内生性进行控制后，相比普通最小二乘法的估计结果，所得城镇家庭和农村家庭对三种常量营养元素的消费偏好方向上并没有发生变化，但是差异有所减小。综合上述分析，本文认为城镇家庭和农村家庭对蛋白质、脂肪和碳水化合物三种常量营养元素的需求偏好是有差异的，蛋白质摄入量的增加会提高食物支出，脂肪和碳水化合物摄入量的增加会减少食物支出。同时，从数值上来看，城镇家庭和农村家庭对三种常量营养元素的每日摄入量支付意愿也是有差异的，城镇家庭更看重蛋白质摄入，并控制脂肪的摄入；农村家庭碳水化合物的摄入低于城镇家庭。但从数值上看这种差异并不大。上述结果说明，城镇家庭确实比农村家庭更加看重食品“营养”与否，因此相对高收入的家庭会更加看重食品质量，收入的确会影响到消费者对食品安全度的程度。五、统计性分析本文使用“掷出窗外网（zccw.info）食品安全数据库”（2011，下文简称“数据库”）公布的2004年1月至2011年5月国内中文媒体对食品安全问题的所有报道。“数据库”的新闻报道来源均为国内正规媒体，并且可以通过网络搜索到，因此是可靠的、全面的。吴恒等（2011）对“数据库”反映的食品安全问题报道年度变动、地区差异进行了统计分析，并且总结出中国食品安全问题涉及面特别广、手段特别狡猾、危害特别巨大、查处特别困难等主要特点。本文的分析把“数据库”的时间变动、地域变动与其所在地的经济发展水平相联系，在上文已经证明收入水平会影响到人们对食品安全度重视程度的情况下，从全国范围对收入水平和食品安全问题的严重程度相关性进行分析。本文根据违规食品种类分为必需品和非必需品两类，必需品比如蔬菜、肉类、油盐酱醋等，非必需品则包括零食、饮料、必胜客产品等。必需品的消费人群基本不受收入水平限制，人们为了生存必须要消费这些食品；而非必需品的消费人群则需要相对高收入，只有具备了一定收入水平才会购买。比如，2009年长沙的肯德基食品墨西哥鸡肉卷中出现塑料碎片，而肯德基的消费者已经排除了一部分低收入人群。图1 中国食品安全问题必需品和非必需品统计 （2004年1月～2011年5月）资料来源：《掷出窗外网（zccw.info）食品安全数据库》，并经作者计算整理。

首先从图1的总体趋势可以看出，31个省级行政区中划除了上海，违规食品中必需品的报道数量均多于非必需品。也就是说，必需品出问题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费者对低价的食品有需求，企业就有动机压低生产成本，足够低的生产成本的代价就是食品违规，比如使用劣质原材料、偷换原材料等。因此只要这部分特别低收入消费群体存在，这种企业违规食品生产行为就不可能完全杜绝。同时，又因为“低收入”这个特征，导致这部分消费群体身体健康即使因为食用违规食品出现问题，引起社会关注的可能性也会低，这又进一步纵容了企业违规食品生产行为。而对于生活必需品价格并不是那么敏感的消费者，价格不是他们首要考虑的因素，他们会综合价格、安全度、营养成分多种因素进行消费，是相对更加理性的消费者。所以从食品安全问题报道统计数据的总体趋势来看，违规食品中必需品数量越多且存在巨大低收入消费人群，企业压低利润、违规生产被发现且惩处的概率更小，食品安全问题会更严重。表4对31个省级行政区划违规食品必需品和非必需品按照曝光数量进行排序。无论是必需品和非必需品，内蒙古、宁夏、青海、新疆和都是排名最后的。这代表着上述五个省级行政区划，一方面是食品安全问题并不是特别严重，另一方面则是相关的报道较少。同时，这五个省级行政区划都属于经济发展水平相对落后地区。而食品安全问题报道必需品和非必需品排名前五名的省份中，除了湖北是中部地区，其他均为东部发达地区。按照上文的分析，经济相对发达地区的监管相对严格，而且收入水平相对较高，但是食品安全问题却是非常严重的。因此，监管程度高低与食品安全问题严重程度并不存在明确的因果关系。综合上述两点来看，在食品安全问题的影响因素中，巨大低收入人群的存在是不可忽略的，重罚之下依然有企业生产劣质食品，利润必定是背后的主导因素，而巨大低收入消费人群让这种利润有实现的空间。六、结论针对中国目前存在的食品安全问题，本文与现有文献中从信息不对称角度的研究角度有所不同，在信息完全情况下探讨食品安全问题频频出现的原因。信息完全角度下，食品安全问题的研究需要考虑消费者对食品安全度的效用评价，是食品这种商品的质量属性之一，即可基于产品特征模型对消费者的偏好进行估计。基于黄少安和张帅（2014）的观点[16]，本文具体探讨了收入是否影响到人们对食品安全度的评价，以及这种需求是否会影响到企业的生产行为，使得政府陷入监管无效的“陷阱”。本文一方面基于Dubois等（2014）食物特征价格需求理论模型，使用2000年CHNS家庭层面和社区层面数据，分别对城镇家庭和农村家庭所消费食物（具体为豆制品、鱼）中包含的三种常量营养元素蛋白质、脂肪和碳水化合物的支付意愿进行了估计。每日蛋白质摄入量的上升会带来城镇家庭和农村家庭食物支出的上升，但是城镇家庭略高于农村家庭；每日脂肪和碳水化合物摄入量的上升会降低城镇家庭和农村家庭食物支出，其中对于脂肪摄入量的上升所带来食物支出的减少，城镇家庭高于农村家庭，对于碳水化合物摄入量的上升所带来食物支出的减少相反。这证明了相对高收入人群对食品安全、营养程度的重视程度更高，而低收入消费者对价格相对更为敏感，“吃饱”比“吃好”对他们而言更为重要。另一方面，本文使用“掷出窗外网（zccw.info）食品安全数据库”，对中国2004年1月至2011年5月新闻报道的食品安全问题进行统计分析，从违规食品是否属于必需品的角度分析了食品安全问题是否与收入相关。从统计结果来看，违规食品中必需品的比例明显高于非必需品，而且并没有受到监管程度的显著影响，即企业生产过程会利用低收入消费者对必需品的刚性需求，生产劣质甚至违规食品。综上，巨大低收入消费者对低价或过低价食品的需求，为企业生产此类食品提供了利润空间；因此，对食品安全问题的治理，不能单纯的集中在加强监管上，还应该从违规食品的源头需求角度进行考虑。如何增加消费者尤其是低收入消费者的收入，让他们对食品的需求不再是单纯的饱腹，而是更多的考虑安全、健康的食品；让低收入消费者有能力获得安全食品，而不是让他们有意识的抵制违规食品。

注释：①后文把鱼和豆腐两类食物简称为食品，所有数据描述均特指这两类。参考文献：[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， O’Connell 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]郑志浩. 城镇消费者对转基因大米的需求研究[J]. 管理世界， 2015，（3）：66-75.[10]张振， 乔娟， 黄圣男. 基于异质性的消费者食品安全属性偏好行为研究[J]. 农业技术经济， 2013，（5）：95-103.[11]周应恒， 彭晓佳. 江苏省城市消费者对食品安全支付意愿的实证研究[J]. 经济学 （季刊）， 2006，（4）：1319-1432.[12]张晓勇，李刚，张莉.中国消费者对食品安全的关切对天津消费者的调查与分析[J].中国农村观察，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]吴恒.易类相食：中国食品安全问题调查（2004-2011）[R/OL].2011.http：//2ccw.info/.[16]黄少安，张帅.食品安全度的有效需求不足与政府监管陷阱兼与李新春教授等商榷[R].工作论文，2014.（责任编辑：钟 瑶）

家庭消费论文篇（8）

1研究对象和方法

应用社会学调查方法对中国大城市有职业居民的体育消费水平进行调查。为了科学、有效的调查，并与1996年调查结果进行比较，采用了1996年《中国群众体育现状调查与研究》第5阶抽样结果。调查样本含量为1170人。问卷回收率92．73％，有效率70．41％，经专家鉴定，信度和效度较高，符合本课题研究的要求。

调查对象的地区分布为：北京、上海、福州、成都、吉林、广州、兰州、包头、郑州9个城市。职业情况为：工人、管理人员、科教文卫工作者、直接服务人员和其他人员。

本调查问卷的所有原始数据均在Pentium586微机上采用Excel电子表格和Foxpro数据库软件处理。

2城市居民不同职业人群体育消费水平

2．1 1996～1999年体育消费水平比较

体育消费水平是指一定时期内，个人(家庭)体育消费需求满足程度，从量的方面反映个人(家庭)体育消费在某一时间上的水平。关于我国居民体育消费水平，国内学者进行了大量的调查：1991年我国家庭体育消费抽样调查结果显示，城市家庭户均体育消费191．55元，人均50．81元。1992年调查结果显示，我国城市居民有67．8％的家庭在体育消费上有投入。1995年武汉市居民体育消费支出占年均收入的1．7％，年均体育消费69．54元(按年均收入4170元计算)。1995年北京市海淀区体育消费调查显示，海淀区人均体育消费536．7元。1996年我国城市居民家庭体育消费328．83元，相隔4年之后，对相同的地区进行调查得到我国城市居民1999年家庭体育消费情况。

1996年至1999年城市居民不同职业人群体育消费增长比例是不同的。总体上，1999年我国城市居民家庭体育消费559．73元，比1996年的调查结果，增加230．90元，增长70．22％，年均增长高于国民生产总值增长速度。在这4年间，我国城市居民体育消费水平呈现大幅度上升趋势，说明体育消费已经成为拉动城市居民消费需求的重要因素。

2．2体育消费占家庭收入、支出的比值

从表2可见：1996年城市居民家庭体育消费占家庭年收入的1、78％，1999年占家庭年收入的2．01％，占家庭支出的3．56％。经济发达国家人们日常生活中用于体育消费方面的支出占整个社会文化娱乐消费的30％～40％。4年来，我国城市居民体育消费提高幅度很大，但是与经济发达国家相比是一个很小的比例，说明我国城市居民体育消费水平与经济发达国家相比有很大的差距，这是发展我国体育产业亟待解决的问题，同时也说明我国体育产业还有非常大的发展空间。体育消费水平的高低与社会生产力发展水平、国家的经济实力分不开。据资料显示，体育消费水平的不断提高，已成为经济发达国家影响居民消费结构变化的重要因素，对提高国民生产总值有巨大的拉动作用。

2．3体育消费与家庭收入的相关关系

本文对不同职业家庭年均体育消费与家庭月均收入数据进行了回归分析(见表3)。

结果相关系数r=0．9076，对相关系数进行T检验，tr=3．758>t0．05(3)=3．182，所以P<0．05，说明不同职业家庭体育消费与家庭收入有显著性的相关关系，即：体育消费随家庭经济收入的增长而增长。本文调查结果显示城市居民体育消费增长高于家庭收入增长的比例，不同职业家庭体育消费增长与家庭收入增长不同步，最为明显的是教科文卫工作者家庭，家庭收入增长排在第5位，体育消费增长却排在第1位，说明了不同职业家庭体育消费增长不仅与家庭收入有相关关系，还与职业分工有很大的关系(见表4)。

3影响城市居民体育消费的因素

人是社会的人，每个消费者都不是在真空中做出自己的购买决策。消费者的购买决策很大程度上受社会因素、文化因素、个人因素和心理因素的影响。其中，影响面最广、最普遍的因素是社会文化因素，它主要包括文化和亚文化、社会阶层、相关群体和家庭等内容。对消费者影响最直接的是个人和心理因素，个人因素包括消费者的年龄和生命周期阶段、职业、经济状况、生活方式、个性和自我观念；心理因素包括动机、感觉、学习、信念和态度。目前为止，我国主要大城市和沿海、经济发达地区人民生活基本上进入了小康阶段，中国将会发展成为世界上最大消费市场之一，这预示着我国整体消费趋势将出现以“发展需求”为主体，兼顾“享受需求”，以提高生活质量为主流的消费革命，并带动各种产业更新换代。宏观社会因素的变化和发展，带来体育产业的发展，使体育消费水平有大幅度的提高，这也预示着在21世纪初，体育产业的发展会成为我国经济发展的支柱产业，并逐渐成为新的经济增长点。

4结论与建议

4，1结论

(1)城市居民的体育消费水平受家庭收入、社会因素、文化因素、个人因素、心理因素的影响，与家庭收入、文化教育等因素成正比。

(2)我国城市居民不同职业家庭体育消费处于增长的态势，其增长速度高于国民生产总值增长速度，说明体育消费在我国城市居民生活中占有重要的位置，并成为拉动城市居民消费需求的重要因素。

家庭消费论文篇（9）

    多数学者对脆弱性的研究建立在不同定义上。归纳既有研究文献，脆弱性的定义主要有以下三种。其一，将脆弱性定义为一个家庭或个人在未来陷入贫困的可能性：。多数学者做出这种定义，如Günther & Harttgen(2006)、Chaudhuri(2000)和Christiaensen & Sabbarao(2004)等。该脆弱性的测量决定于四个因素。一是贫困线z的设定。在其他条件不变时，贫困线越高，脆弱性就越大。二是未来永久性收入的估计方法。假设消费取决于未来永久性收入，那么对永久性收入的不同估算方法将得到不同的脆弱性结果。三是期限的选择。不同的期限选择产生不同的脆弱性估计值。已有研究通常将未来消费的期限设定为一年或两年。四是脆弱线设定。一般有两种方法：(1)人头数比重，即贫困家庭数占总家庭数的比重(Foster et al., 1984)，其中，贫困家庭数为收入小于等于贫困线的家庭数。(2)将脆弱线设定为50％(Zhang & Wan, 2008; Suryahadi & Sumarto, 2003)。这种设定符合直觉意义，当一个家庭未来陷入贫困的概率大于50％，则这个家庭确实很可能陷入贫困。综合以上四个决定因素，可以发现这种定义在经验分析层面上具有较强的主观性，以此为基础进行实证分析势必存在争议。其二，当一个家庭遭受负面冲击时，消费平滑能力低导致现有消费水平迅速下降，则称该家庭是脆弱的(Kurosaki, 2002)。何平等(2010)将家庭脆弱性定义为在应对社会经济、政治改革、灾害等负面冲击时，现有生活水平、社会地位下降的反应程度。其三，将脆弱性定义为确定性等值消费的效用与期望效用之差(Ligon & Schechter, 2003)：＝，其中，代表第i个家庭的脆弱性，z为确定性等值消费。这种定义将脆弱性纳入到期望效用的框架内，将个人或家庭的主观偏好反映到对效用函数的选择中，并为其提供了可量化的实用方法。尽管定义三本质上类似于定义一，但由于它反映了个人偏好的微观基础且具有可将消费的不平等性和波动性进行分解和测量的优点，因此本文将采用此定义。

    基于不同的脆弱性定义，国内外学者使用多种数据对脆弱性进行了测量。(1)基于定义一的脆弱性测量需要设定贫困线z、未来期限t的时间跨度、未来永久性收入和预先设定的脆弱线v。在贫困线z的选择上，选择标准不统一，但多数学者采用2005年的1.25美元/天作为新的国际贫困线标准；在时间跨度t的选择上，一般选择t＋1(Christiaensen & Sabbarao, 2004)或者t＋2，即考虑在未来一或两年至少有一次脆弱性低于预设临界值的家庭；脆弱线常设定为50％(Zhan & Wan, 2008; Christiaensen & Sabbarao, 2004)。多数学者将测量脆弱性的主要精力放在对未来消费水平c的讨论上。一种讨论是基于现有数据类型建立消费模型来估计未来消费值。由于大多使用横截面数据，在假设消费模型中扰动项服从正态分布情况下，建立起适用于所有家庭的唯一的对数消费模型(Günther & Harttgen, 2006)。另一种讨论是考虑到社区间的差异性，引入了多水平建模方法，这种方法既达到解释家庭和社区水平的不可解释部分的目的，又能矫正无效的估计量。回归方程可设定为：是家庭消费的不可解释部分。假设在不同社区间有巨大差异，将各种社区特征引入模型中去估计不同社区系数的方差。因此，这种方法比第一种更具一般性。在消费模型自变量的选择上，多数文献将家庭收入、家庭人口特征、教育等视为重要的解释变量，有的文献也考虑到了自然灾害、流行病、市场基础设施等对消费的重要影响。但是，多数文献忽视了社会资本对平滑消费的重要作用，未将其作为重要的解释变量。(2)基于定义二的脆弱性测量是比较特定家庭h在面对负面冲击时在时间t的消费水平与贫困线的差别。这种定义将脆弱性和贫困建立起了直观的联系。(3)定义三对脆弱性的测量运用了期望效用理论。对此，Ligon & Schechter(2003)做出了开创性的工作，他们不仅将脆弱性表达为期望效用，而且进一步将脆弱性分解为几个具有明确经济含义的组成部分，并讨论了各部分的决定因素。比较基于这三种脆弱性测量，我们认为第一种方法主观性较强，第二种方法较为简单，但没有把不确定性纳入其中，而第三种方法能较好地将微观效用理论纳入到脆弱性的测量与分解中。因此本文的脆弱性测量与分解采纳了第三种方法的思路。

    在经验层面上，由于对脆弱性的分析主要针对发展中国家，而发展中国家大多缺乏面板数据，现有多数文献是基于横截面数据(Imai et al., 2009)进行回归分析。基于对扰动项的不同假设，回归方法也有不同。一是假设扰动项同方差，并直接采用简单最小二乘回归(OLS)。这种假设排除了低消费均值家庭比高消费均值家庭面临更高消费波动的可能性(Chaudhuri, 2000)。二是假设扰动项存在异方差性并识别异方差的来源(Günther & Harttgen, 2006)，采用广义最小二乘回归(GLS)或三阶段广义最小二乘回归法(3GLS)(Günther & Harttgen, 2006)。仅有少数学者采用面板数据进行回归(如Jalan & Ravallion, 2000; Ligon & Schechter, 2003)。采用面板数据进行回归能够较好地克服因自变量的不可观测性所带来的内生性问题，从而获得参数的一致估计量。

    综合现有研究文献，我们发现基于不同 的脆弱性定义，采用不同的经验数据，得出的结论会存在差异。Ligon & Schechter(2003)使用保加利亚2287个家庭的月度数据，发现不平等是家庭脆弱性的最大部分，而在各种风险导致的脆弱性中，不可解释风险是最主要的来源。与此相异，Günther & Harttgen(2006)运用马达加斯加的数据，得出协同性风险是农村家庭脆弱性的根本决定因素。Imai et al.(2009)采用中国三年的调查数据，从税收效用的角度去研究农业税对中国农民脆弱性的影响。结果发现教育、土地、基础设施和灌溉设备是减少脆弱性的关键因素，同时农业税费也会增加中国农民的脆弱性。

    通观既有研究文献，Ligon & Schechter(2003)对脆弱性的定义能较好地将反映个人偏好的效用函数纳入到福利测量中，而且对脆弱性的分解分析也能较好地将反映不平等性的均值消费水平和反映各种风险因素的消费波动性结合起来，这与我们对目前中国农村家庭脆弱性研究的兴趣是一致的。然而，他们的研究仍然存在以下不足：一是在计量方法上仅采用OLS方法来对消费模型的条件期望进行回归，由此估计的消费模型参数可能是有偏和不一致的；二是未能对村内和村间的不平等性做进一步分解分析，而区分村内和村间的不平等性是必要的(Knight et al., 2009)，这有助于减贫策略和降低家庭脆弱性的政策设计；三是作者未将家庭的社会资本作为解释变量，从而在家庭的消费平滑能力的分析上不能得到深刻的说明。事实上，我们发现已有研究文献均未将社会资本纳入到脆弱性的研究中，因此，我们把社会资本作为脆弱性模型和消费模型的重要解释变量纳入到模型中进行分析。

    二、分析框架

    (一)农村家庭脆弱性的设定与分解

    

    贫困部分是确定性等值的效用和期望消费值的效用之差，没有不确定性。确定性等值的效用值可视为在贫困线上的效用值，与家庭h的期望消费的效用值之差反映了家庭期望消费的效用对贫困线水平上的效用的偏离程度。风险部分是家庭h期望消费的效用与家庭h消费的期望效用之差。与贫困部分的显著差异是风险部分中期望效用包含了各种风险，而风险会影响到家庭h的脆弱性。为了区分不同风险类型对脆弱性的影响，我们将脆弱性进一步分解为四个组成部分，即：

    

    

    三、数据与变量描述

    本文使用的数据来自2008年和2009年北京大学中国社会科学调查中心(ISSS)的“中国家庭动态跟踪调查”(CFPS)。目前ISSS已经在北京、上海和广东三个省市进行了三年的测试性调查，现已整理出2007年和2008年的个体、家庭和社区数据。通过对2007年和2008年两年的数据进行整理，我们获得了包含消费对数模型回归所需要的所有变量的848个家庭的平衡面板数据，在去掉每个家庭人均消费低于第1百分位数(人均年消费660元)和高于第99百分位数(人均年消费46000元)的42个家庭之后，我们最后得到806个家庭的平衡面板数据。

    (一)被解释变量的选择

    在消费模型(5)中，被解释变量为家庭h在t时的消费对数。与Ligon & Schechter(2003)仅用家庭食品消费支出作为家庭消费模型的被解释变量不同，本文采用了家庭食品消费额、衣着支出、医疗保健支出、交通支出、通信支出、教育和文化支出、娱乐休闲支出、居住支出②、杂项商品和服务支出共九个大项的年度支出之和作为家庭消费额。③考虑到目前中国农村家庭的食品消费支出缺乏收入弹性这一现实情况，我们认为采用更为综合的消费额更为合理。

    (二)解释变量的选择

    1.协变量的选择

    本文中协变量数据均来源于村/居问卷。第一，省份虚拟变量。这些变量体现了家庭所在的省份，代表了家庭所处的区位优势。具体而言，本文采用了北京市、上海市和广东省作为虚拟变量。第二，村庄虚拟变量。这些变量综合反映了各种村庄特征对村内家庭消费的影响。村庄虚拟变量共有32个，北京、上海和广东的村庄数依次为12个、6个和14个。

    2.家庭特征变量的选择

    本文使用的家庭特征变量，来源于家庭问卷和成人问卷。第一，家庭人口特征。这些变量通常包括家庭人口规模④、年龄、年龄的平方⑤、性别、教育、人口抚养比等。在经验分析中，还通常采用户主特征来代表家庭人口特征。由于在CFPS数据中缺乏户主特征数据，同时基于中国农村家庭中劳动力⑥是家庭主要经济支柱这一现实情况，本文采用样本家庭的平均劳动力人口特征来代表家庭人口特征。具体而言，我们分别用家庭中劳动力的平均受教育水平⑦、平均年龄、平均年龄平方去代表整个家庭的受教育水平、年龄和年龄的平方。对于人口抚养比((老年人数＋未成年人数)/劳动力人数)，由于某些样本家庭中劳动力总数为0，从而无法计算人口抚养比，我们采用劳动力人数占家庭人口比重来间接体现人口抚养比。第二，家庭纯收入。由于家庭大农业纯收入、外出务工纯收入和自营工商业纯收入构成了家庭三大收入，而其他收入不稳定和不便于统计，这里采用这三大收入之和代表家庭纯收入。第三，家庭物质资本。这里采用是否拥有摩托车和是否拥有拖拉机两个虚拟变量来代表家庭的物质资本。第四，社会资本。社会资本用家庭在全年送出和收到的基于亲友间的婚、丧、生日和升学的礼金数额表示，这能较好地反映中国农村家庭在面临负面冲击时平滑消费的能力。其他变量包括家庭做饭燃料类型、家庭到达最近医疗点的距离、家庭到达最近市(镇)商业中心的时间、家庭成员健康状况、家庭各类保险、是否参加新农合以及子女教育(家庭中是否有小孩读高中或大学)。表1给出了本文消费对数模型回归中所有变量的定义及描述性统计。

    

    (三)数据处理

    1.货币变量的处理。所有的货币变量均根据2007年和2008年北京、上海和广东三省市的CPI进行了调整，从而变成可比量。货币变量包括了家庭年度总消费支出、家庭纯收入、家庭年度礼金收支数额、家庭各类保险可赔偿额。

    

    

    

    四、实证结果

    (一)家庭脆弱性、各分解部分在不同参数r下的比较

    1.家庭脆弱性和各分解部分取值对参数r具有较强的敏感性，但各分解部分的相对比例对r的敏感性较弱。如表3所示，家庭脆弱性及各分解部分在r＝3时的数值明显高于r＝2时的值。对脆弱的家庭而言，参数r＝3时的脆弱性和各分解部分的数值几乎是r＝2时的2倍。然而，各分解部分相对比例几乎保持不变，其中，村间不平等、村内不平等、协同性风险、异质性风险和不可解释风险占家庭脆弱性比例在r＝2时依次为16.8％、47 .6％、4.2％、7％和23.8％，而在r＝3时依次为15.2％、42.6％、2.9％、7.9％和31.1％。不同的参数r对脆弱性家庭的区域分布影响也不明显，北京、上海和广东的脆弱性家庭数和相对比例无显著变化。

    2.家庭脆弱性及分解结果分析。对表3进行简单分析，可得到如下结论：第一，多数农村家庭变得脆弱，脆弱的家庭占到了样本总量的64％以上。第二，村内不平等显著高于村间不平等。村内不平等占总不平等的比例在r＝2和r＝3时分别为73.9％和73.7％，表明村内不平等是总不平等的主要构成部分，与现有文献的研究结论相一致(Knight et al., 2009; Berjamin et al., 2005)。这表明，降低农村家庭脆弱性很大程度上可通过降低村内不平等来得以实现。第三，在各类风险导致的家庭脆弱性中，不可解释风险部分是主要来源。这一结论与Ligon & Schechter(20003)的研究结论相一致，而与Günther & Harttgen(2006)得出的协同性风险是农村家庭脆弱性的根本决定因素的结论相异。

    (二)家庭贫困状态与脆弱性

    1.贫困家庭更可能是脆弱的。图1反映了r＝2时2007－2008年农村家庭平均脆弱性水平和家庭跨期人均消费水平的关系。图1表明，家庭平均脆弱性水平和跨期人均消费水平成反比关系。我们将家庭跨期人均消费均值小于等于3300元人民币/年⑩的家庭称为贫困家庭，反之称为非贫困家庭。跨期人均消费低于3300元/年的家庭几乎都具有脆弱性，这表明贫困家庭具有脆弱性的概率明显高于非贫困家庭。

    

    图1　r＝2时家庭平均脆弱性水平与家庭贫困状态(跨期人均消费水平)的关系

    注：竖线为按新的国际贫困线换算的贫困线人均3300元人民币/年。

    2.非贫困家庭占非脆弱家庭的绝对比重。如表4所示，在283个非脆弱家庭中，非贫困家庭为281户，贫困家庭仅为2户，非贫困家庭比重高达97.8％。在2007—2008年间，北京的非贫困家庭数最多，且无1户是贫困家庭；上海的非脆弱性家庭数和非贫困家庭数均最少；广东省的非脆弱性家庭数和非贫苦家庭数居中，但2个贫困家庭均来自广东省。

    

    3.贫困家庭占脆弱家庭的比重显著上升，虽然非贫困家庭仍占脆弱家庭的主要比重。在523户脆弱家庭中，贫困家庭占到了32.7％，明显高于非脆弱性家庭中的0.7％的贫困家庭比重。北京的脆弱性家庭数和非贫困家庭数最多，但贫困家庭最少。脆弱性家庭中，广东省的贫困家庭最多，比重高达38.6％。

    (三)家庭脆弱性与各分解部分的影响因素

    这个部分讨论家庭脆弱性及五个分解部分的影响因素。采用类似于Ligon & Schechter(2003)的研究方法，本文将脆弱性及各组成部分对家庭特征变量进行普通最小二乘(OLS)回归，回归的结果显示在表5各列中。对于两年内发生变化的家庭特征变量，我们使用其平均值作为解释变量。由于我们对家庭消费进行了正则化处理，平均家庭脆弱性值0.5817表明，如果所有的资源可毫无成本地进行重新分配，那么平均家庭的效用将会提高58.17％，这主要依赖于不平等(贫困)尤其是村内家庭间的不平等的消除来实现。在各类风险导致的平均家庭脆弱性中，不可解释风险是主要部分，占21.59％。

    

    家庭的收入水平是影响家庭脆弱性的最重要因素。家庭收入对数的系数为－0.5346，且具有统计显著性。这表明，高收入家庭更能有效地降低其脆弱性，这主要通过村内不平等和异质性风险的降低来实现。家庭劳动力的平均受教育水平能有效降低家庭的脆弱性。劳动力的平均教育水平越高，其平均收入和期望消费水平也越高，而且，除了不能降低不可解释风险之外，对其余4个分解部分都能显著降低，尤其能够有效降低异质性风险产生的脆弱性。参加了新农合和各种社会保险的家庭能够极大地降低其脆弱性。这主要是因为新农合切实解决了农村家庭看病难和看病贵的突出问题，而各类保险能有效地平滑农村家庭遭受的消费冲击。

    家庭拥有的社会资本能显著降低家庭脆弱性。以礼金收支额对数表示的社会资本对家庭脆弱性的影响系数为－0.3565。目前，中国农村家庭尤其是西部落后省份的农村家庭频繁地举办如“婚礼酒”、“丧葬酒”、“孩子入学酒”、“婴儿满月酒”、“乔迁新房酒”等名目繁多的酒席。礼金收入往往成为一个农村家庭社会网络的集中体现。“吃酒席”的支出成为了农村家庭的重要负担。但是，即便是极度贫困的家庭也会通过向亲戚、朋友借钱，变卖粮食甚至向信用社贷款等手段去“吃酒席”。这些频繁的礼仪活动以及为参加活动而进行的各种筹款努力，其背后的真实逻辑是这种社会资本能够有效地降低农村家庭脆弱性。以摩托车为代表的物质资本也能有效降低家庭的脆弱性。拥有摩托车的家庭与没有摩托车的家庭相比，家庭脆弱性减少0.2335。这恰好解释了摩托车在农村地区广受欢迎这一现象。

    家庭中有孩子上大学会显著提高家庭的脆弱性和异质性风险。家庭有孩子上大学对家庭脆弱性的影响系数为0.3215，且在1％的水平上显著。这表明有孩子上大学的家庭其脆弱性会提高。孩子上大学会大大增加农村家庭负担，严重降低了家庭平滑消费的能力，这在一定程度上有助于解释当前出现的农村籍高中生放弃高考，选择回家务农或外出打工这一现象。家庭规模和劳动力占比几乎以相同的程度降低家庭脆弱性。家庭规模和劳动力占比对脆弱性的影响系数分别为－0.1929和－0.1974，且在1％和5％的水平上显著。此外，家庭规模还能显著降低村间不平等和异质性风险部分。与Ligon & Schechter(2003)的研究结论相异，我们发现更大的家庭规模意味着更小的脆弱性，可能的原因是规模更大的家庭具有多种收入来源，能够分散收入波动的风险，应对负面冲击的能力更强。这一结论能够较好地解释中国农民倾向于组建大家庭这一现象。家庭的劳动力占比越高，家庭的收入来源越多，家庭负担也越轻，这有助于降低家庭脆弱性。

    家庭的平均劳动力年龄能够微弱地降低家庭脆弱性、村间不平等、村内不平等和异质性风险。劳动力平均年龄越高的家庭，其收入可能越多，能够对降低家庭脆弱性起到一定的积极作用。家庭成员的健康指数能够微弱减小家庭脆弱性，降低村内不平等、协同性风险和异质性风险。健康指数较高的家庭，应对消费冲击的能力较强，对降低家庭脆弱性有积极作用。家庭距离最近医疗点越近，家庭脆弱性和村间不平等能够小 幅降低。此外，家庭做饭的燃料在总体上对家庭脆弱性的影响不显著。

    五、总结性评论

    消费的不平等性和波动性都会影响家庭福利，为了测量这些因素对家庭福利的影响，我们采用了Ligon & Schechter(2003)的家庭脆弱性定义，并将家庭脆弱性分解为村间不平等、村内不平等、协同性风险、异质性风险和不可解释风险部分。这种分解方法与Ligon & Schechter(2003)分解方法的显著差异是，本文将不平等性进一步分解为村内和村间不平等，这有助于探索不平等性是否主要产生于村内不平等。

    本文假设家庭成员是厌恶风险的，对效用函数形式进行明确定义以反映风险对家庭福利的影响。本文考察了效用函数的不同参数值对家庭脆弱性和五个分解部分的敏感性。使用CFPS中806个农村家庭在2007年和2008年的平衡面板数据，本文对家庭消费对数模型进行了估计，进而测量了家庭脆弱性以及五个分解部分。家庭脆弱性测量结果显示，家庭脆弱性和各分解部分对效用函数参数r具有较强的敏感性，但各分解部分的比例以及脆弱性家庭的地区分布则比较稳定。通过引入新国际贫困线，我们发现贫困家庭更易变得脆弱。贫困家庭中，高达98.8％的家庭是脆弱的。样本家庭中，多数家庭是脆弱的，超过64％的家庭变得脆弱。村内不平等是不平等导致家庭脆弱性的主要来源，村内不平等占总不平等的比重在r＝2和r＝3时分别为73.9％和73.7％。各类风险导致的家庭脆弱性中，不可解释风险部分是家庭脆弱性的决定因素。

    通过脆弱性及五个分解部分对家庭特征集合的横截面OLS回归，发现了以下有益结论：(1)农村家庭的收入水平是影响其脆弱性的最为重要的因素。这表明降低农村家庭脆弱性首先应从提高农村家庭的收入水平着手。(2)劳动力的平均受教育水平能够有效降低脆弱性。加大农村人口的教育投入，提高其教育水平和文化素质可能是降低家庭脆弱性的根本和长效手段。(3)新型农村合作医疗和社会保险能够有效降低农村家庭脆弱性。参加新农合和社会保险对抵御各种消费冲击发挥了极为重要的作用。(4)社会资本是降低农村家庭脆弱性的有效手段。家庭礼金收支额对数反映了农村家庭所拥有的社会关系网络，为家庭在面临消费冲击时平滑消费提供了有力保障。(5)大学教育支出会显著提高家庭的脆弱性水平。通过增加农村家庭收入，并为其子女接受大学教育提供各种资金支持和优惠政策可能是抑制家庭脆弱化的有效手段。(6)更大的家庭规模和更高的劳动力占比有利于降低家庭脆弱性，这能较好地解释中国农村家庭倾向于组建大家庭的现象。

    *作者感谢匿名审稿人的意见。文责自负。

    注释：

    

    ②居住支出是指家庭在物业、房租和取暖上的支出，不包含房贷。

    ③考虑到购买家电等耐用消费品的支出年度波动性较大，很不稳定，因此这里的家庭消费额没有包含购买家电等耐用消费品的支出。

    ④家庭人口规模是指一个家庭中同住成员的总人数。

    ⑤年龄的平方项的纳入有利于考察年龄对家庭消费对数的边际效应是否会随年龄的变化而变化。

    ⑥男性劳动年龄指16周岁到60周岁之间，女性劳动年龄指16周岁到55周岁之间。留守老人和儿童也可能参加生产劳动，但是他们毕竟不是家庭收入来源的主要支柱，于是，我们集中讨论家庭中的劳动力。

    ⑦我们用劳动力的受教育年限来代表劳动力的受教育水平，具体界定如下：劳动力完成教育程度在小学以下的受教育年限为0年，小学或私塾为6年，初中为9年，高中、职业高中、中专、技校为12年，大专、高职为15年，大学本科为16年，硕士研究生为19年，博士研究生为22年。家庭中劳动力的平均受教育水平=家庭中劳动力的受教育年限之和/家庭中劳动力的总人数。

    ⑧需特别指出的是，本文采用简单平均法事实上是以家庭的人口规模进行加权平均。然而，由于家庭的人口规模在这两年内并未发生改变，故与简单平均法是一致的。以下各处采用的简单平均法也基于这一原因。

家庭消费论文篇（10）

教育是一种学习新技能和掌握新知识、信息的过程。本文以Becker所创立的新家庭经济学为基础，将教育定义为一种家庭进行非市场生产活动的环境变量（environmental variable），即教育可以在家庭非市场生产活动活动中提升家庭的生产效率，提升熟悉和使用新知识和新生产技术的能力，改进接触新信息和新知识的态度。Michael（1972）将家庭视为小型生产单位，其生产可以提升家庭整体效用的“产品”，家庭里面的单位个人则从事家庭的“非市场性活动”以获取这些“产品”， 期间则需要付出的相关的生产成本“时间”和“物品”。

Ghez（1975）认为教育对于个人的未来收入的提升具有很大的作用， 因为在家庭非市场生产中，教育可以提升家庭资源的使用效率，改进家庭投资组合，提升未来家庭生产率，进而提升工资率，即单位时间价值会变高。但教育所带来的工资率的提升并不能够直接增加个人对于各种消费品的需求，其会产生四种效应：要素替代效应、单位时间目标替代效应、跨期替代效应、偶然（unanticipated）收入效应。其中要素替代效应和单位时间目标替代效应可以促进消费，而跨期替代效应则会抑制消费，偶然收入效应对于消费具有不确定性的影响。可以总结到，按照Ghez的理论，随着个人或家庭的受教育水平的提高，时间密集型的活动消费会相对减少，商品密集型活动消费会相对变多。

从需求的收入弹性理论来看，教育的收入效应会对不同商品产生不一样的需求。最为典型的例子便是恩格尔系数，由于食品是生活中的必需品，其需求的收入弹性小于1，在满足个人需求前提下，收入的提升所带来的食品消费的提升并不显著。而当消费品的需求收入弹性大于1时，收入的提升将会显著地促进该消费品的消费。

综上所述，教育对消费结构的收入效应的影响有两条路径，第一条是时间价值的路径，即教育提升了个人的时间价值，使得消费者更加倾向于商品密集型的服务或物品的消费；第二条路径是消费品本身的收入的需求弹性差异，导致了收入对于不同类型的消费品反应的敏感程度不一。如图1所示：

图1

数据来源

本文所采取的数据是由北京大学中国社会科学调查中心所调查和统计的中国家庭追踪调查（China Family Panel Studies，CFPS）。CFPS旨在通过跟踪收集个体、家庭、社区三个层次的数据，反映中国社会、经济、人口、教育和健康的变迁，其样本覆盖25个省，调查样本规模近16000户。由于家庭跟踪调查数据结构较为复杂，为确保数据的稳定性，本文采取 2010年的基准数据，通过CFPS2010家庭数据库选出家庭户主，然后拼接CFPS2010家庭关系数据库和成人数据库，筛选出合乎本文数据结构要求的数据，最终得到11365户家庭。

模型设定

本文具体借鉴C.Linuch（1973）提出的扩展的线性支出模型（extended linear expenditure system， ELES）模型。ELES模型是由C.Linuch在R.Stone（1954）所提出的线性支出系统模型的基础上发展得出的，已广泛运用于消费结构的研究中，该模型的基本形式如下：

（i=1，2，……，n）（1）

其中，Y代表了收入，Pi代表了i类商品的价格，Xi代表了i类商品消费的数量，Xi0是消费者对i类消费品的基本需求量，bi是收入Y对i中商品或服务的边际消费倾向，表示收入抠出基本消费支出后剩余的余额中，用于对于第i中商品或服务追加的支出比例。故PiXi代表了对第i种商品或服务的消费总支出，PiXi0代表了对第i中商品或服务的基本需求支出。

假设不同消费者面对同一类型的商品的价格是相同的，则可以将（1）变换为：

（i=1，2，……，n）（2）

其中

由（2）可以得到Xi的需求收入弹性为

故而可以得到式（3）：

（i=1，2，……n） （3）

ei代表了收入Y对于第i类消费品的收入的需求弹性。

由于不同的消费类型具有其各自的特点，如是否居住在农村对食品消费有影响，平均年g对的教育消费具备影响，是否购买了医疗保险对保健消费具有影响等，同时本文主要研究受教育程度对于家庭消费结构的影响，故本文在式（3）的基础上加入受教育程度变量和相关的控制变量，得到式子（4）

（4）

其中，Ei为家庭各类消费额，y为家庭总收入，famedu为家庭的平均学历，X包含了家庭的特征变量及家庭户主的特征变量，其中家庭的特征变量包括：家庭平均年龄、家庭平均年龄平方（家庭平均年龄的平方除以100）、家庭是否生活在城镇、家庭工作人员比例、家庭净资产对数、家庭规模、家庭性别比例，户主的特征变量包括户主户籍、性别、婚姻状况、民族、是否为党员、健康状况、是否有任何形式的医疗保险、户主是否有失业保险和户主是否有任何形式的养老保险；dummy为25个省份的虚拟变量。

描述性统计

通过对CFPS2010年基期数据的整理，筛选出符合本文数据要求的11365户家庭，其中各个变量具体数据如表4-1所示：

实证结果

考虑到式（4）中描述分类消费项支出的是一个向量方程，各方程的随机误差项之间存在相关性，因此采用系统估计方法“似不相关回归”（Greene，2002）进行联合估计将有助于提高估计的性能。然而，系统估计也有可能将某一方裎的较大误差带入其他方程中，从而污染（contaminate）整个方程系统。本研究所采用的CFPS数据集中，有部分家庭的分类消费项支出为零值；由于不能对零取对数，在估计过程中这部分样本被系统剔除，并且不再被其他方程所使用，最终适用于联合估计的均为任何一项消费支出均不为零值的样本，导致有效样本数大大减少。为兼顾估计的性能和样本的有效性，本文将部分样本消费项中的零值替换为1元，使得系统估计方法适用于分类消费方程组的联合估计。同时由于家庭杂项消费中消费品没有统一的性质或特点，不能够很好反应受教育程度对其带来的影响，故不对其进行回归。

根据回归结果可得，不同的消费类型，影响其的机制不一样。对受教育程度而言，除了保健消费，家庭的受教育程度对于各类消费都具有显著的正影响，其影响的程度从大到小分别为，教育娱乐文化消费、通信交通消费、衣物消费、家庭设备用品及服务消费、居住消费、食品消费。对于家庭收入而言，由于模型对消费和收入均进行了取对，其系数则代表了家庭收入对各类消费的需求收入弹性，其中各类需求的收入弹性均是显著的正结果，从大到小分别为衣物消费、教育文化娱乐消费、通信交通消费、家庭设备用品及服务消费、食品消费、居住消费、保健消费。如下图所示：

图4-1

说明：其中受教育程度对于保健消费影响为非显著

通过该实证结果可以得出，家庭的受教育程度对于家庭教育娱乐文化消费的影响最大，而且远远高出其他类型的消费，这个结果印证了Michael（1975）的观点，在名义收入不变的情况下，教育水平的提高，家庭真实收入会增加，而这些增加的部分会更多的用于购买“教育密集型”商品，使其原有的消费结构发生改变。家庭教育文化娱乐服务消费，包括书报费、文化娱乐费用、各类教育费等，是典型的“教育密集型”商品，故受教育程度对于此类消费的促进作用最为显著。

家庭受教育程度对于消费结构影响第二大的是通信交通消费，根据Ghze（1975）的理论，受教育程度对于消费会产生要素替代效应和单位时间目标替代效应，即教育促进工资率的提高，个人时间的价值也会提高，这样促使家庭在进行非市场生产活动中，会偏向于节约时间。通讯交通消费包括交通费、家庭交通工具及维修、邮电费、通讯工具等，这类消费最大的特点是节省家庭的进行非市场生产活动的时间投入，故户主的受教育程度会对此类消费具有促进效用。

相对于衣物消费、家庭设备用品及服务消费、居住消费而言，受教育程度对于食品消费的影响更小。众所周知，食品作为一种商品而言是必需品，其在满足个人的需求后，很难会随收入的增长而增长，也就是说起需求的收入弹性小于1。根据本文的实证结果，受教育程度对于食品消费的正影响最低，也就是表示对于受教育程度而言，食品消费也符合必需品的特征。同时根据实证结果，随着受教育的水平提升，教育主体的生活品质也会得到改善，衣物消费、家庭设备用品及服务消费、居住消费都会随教育主体的受教育程度的提升而显著增长。

受教育程度对家庭消费结构收入机制分析

受教育程度对收入的增长具有促进作用，进而带来消费结构的变化，下面通过实证的方法探测受教育程度对于收入的影响。变化式（4）可得

（5）

进行回归分析可得，家庭平均受教育程度对对数化的家庭收入影响系数λ为0.22，具有显著正向影响。

在实证分析的角度上，家庭平均受教育程度对于家庭收入具有正向影。根据上文结论，收入对消费结构具备影响，故家庭平均受教育程度可以通过收入机制影响家庭的消费结构。

首先考查在没有收入作为自变量的时候受教育程度对于消费结构的影响，同样变换（4）式可得：

（6）

将（6）式减去（4）式可得：

（7）

在（7）式中，是ln （Ei）当中ln （y）所造成影响的量，故实际上相当于当中的一部分，所以（7）式可以看做是关键变量famedu对于由收入所产生的消费变化量的影响模型，故而所估计出来的和的差额便是famedu对于ln （Ei）所产生的收入机制效应。

5.1.2 实证分析

首先对（6）式进行似不相关回归，可以看到剥离收入变量后，原本对医疗保健消费影响不显著的变得显著正影响，所以可以得出，在医疗保健消费中，受教育程度对于收入机制的影响具有完全中介效应。

图5-1为（4）式和（6）式的系数对比，其中famedu1是（6）式的系数，可以看到加入变量后，家庭平均受教育年限对于家庭消费结构的影响普遍有所削弱，原因在于家庭平均受教育年限对于家庭消费结构的影响具有收入机制。根据上文所述，为家庭平均受教育年限对消费结构影响的收入机制效应，其具体如表5-1所示：

除开医疗保健消费，受教育程度对消费结构的收入机制的影响由大到小分别为食品消费、衣物消费、家庭设备用品及服务消费、通讯和交通消费、居住消费、教育文化娱乐消费，可见收入机制对于教育娱乐文化服务消费的影响最小，而对食品消费的影响最大。

前文讲述到，食品是生活必需品，其需求的收入弹性仅大于医疗保健，在满足生活的基本需求后很难会随着收入的提升而提升。受教育程度对于食品的消费也仅大于医疗保健，在对其收入机制的研究中，受教育程度所带来的收入提升解释了绝大部分的消费提升，相应的受教育程度所带来的非收入机制解释了很小一部分，这个印证了食品是生活必需品的事实。在满足了基本需求后，受教育程度通过改变个人的性格、观念、心态、智力水平等非收入机制并不能够对食品消费产生较大影响，而其所带来的收入增长进而促进食品消费的增长也具有上限。

相比较食品消费，受教育程度对于教育娱乐文化服务消费的收入机制影响最小，仅占11.17%，相应的非收入机制效应影响最大，占88.83%，说明受教育程度对于消费者的非收入效应改变解释了绝大部分其对教育娱乐文化服务消费的影响，其机制在于受教育程度高的消费者相对而言更加懂得教育的意义，促进了其的该类消费。

结论

教育可以提升收益。根据对（6）式的回归结果，可以发现，家庭平均受教育程度对家庭收入具有显著的正向影响。

家庭平均受教育程度对家庭消费结构的影响中，对于家庭的教育文化娱乐消费、通讯和交通消费影响最大，对食品消费和医疗保健消费影响较小，因为食品消费和医疗保健消费相对于其他消费是必需品。

家庭平均受教育年限对于家庭消费结构的收入机制完全替代了家庭平均受教育年限对于医疗保健的消费，也就是说家庭的平均受教育年限对于家庭医疗保健消费完全是通过收入来影响的。同时家庭平均受教育年限对于家庭消费结构的影响的收入机制中，收入机制对家庭的食品消费和衣着消费影响解释程度最大。

【参考文献】

家庭消费论文篇（11）

一、引言

近十年来，中国经济一直维持着接近两位数的高速增长，但这一“奇迹”的背后，是大量的出口和投资，消费所占的比重越来越低。2008年以来，受金融危机的影响，出口大幅受挫，进一步凸显了这一结构性矛盾。在这种背景下，合理引导农民消费、持续推动农村居民消费能力和消费水平的增长成为了推动我国经济持续高速发展的关键。

2006年，政府工作报告正式提出新农村建设的问题，并相继出台了家电下乡、汽车下乡、建材下乡等一系列政策，试图增加农村居民消费，但效果都并不理想。要真正能够促进农村消费，首先要做的就是深入考察农村居民消费的影响因素。

二、文献综述

雷钦礼使用中国农村居民的住户调查数据对理论模型中导出的欧拉方程进行估计的结果表明，除了收入和家庭财富以外，消费习惯和预防性储蓄动机确实也都是影响我国农村居民家庭的消费与储蓄决策的重要因素。

荣昭、盛来运、姚洋利用国家统计局1999年农户家计调查的横截面数据，采用改进的probit模型，对影响中国农户家电需求的因素进行了计量分析。熊汉富结合我国计划生育政策实践，以独生子女核心家庭为研究对象，揭示其不同于多子女核心家庭的生命周期，以及不同阶段消费热点、消费方式和消费模式的特点与变化。

Wei and Zhang考察了子女性别对家庭消费的影响，但其侧重点并不在农村，并且没有考察子女的数量。本文的研究可以对其作一些参考，并作为其研究的深化和补充。

三、数据和计量模型设定

China Health and Nutrition Survey(CHNS)的数据是由专门的国际调查研究团队采集获得的，收集了来自九个省份(辽宁、黑龙江、江苏、山东、河南、湖北、湖南、广西、贵州)的19000多个多级整群随机样本。本文使用了2006年的截面数据。

由于数据库包含信息较大，其中有许多数据是本文所不需要的，这样就加大了分析的复杂程度，有必要对数据进行变量筛选和整理。

1.变量选择及量化法

(1)子女性别、数量：在中国农村家庭成员构成中，子女数量普遍偏多，且男女比例很不协调，据中国国家统计局抽样调查显示：中国乡村出生人口男女性别比例为122.85：100，远远高于世界平均水平。男女比例失衡的结果是婚姻市场的竞争压力升高，迫使男方增加储蓄，提高竞争地位。农村家庭子女的婚娶、教育支出比较大，根据生命周期消费理论，农民必须减少现在的一部分消费，以应对未来不可预测的风险。

度量子女的性别与数量，分为家庭男孩数量和女孩数量两个变量。

(2)勤勉程度：生命周期消费理论针对的是成熟经济(城市)，农村居民的收入具有弹性，土地要素的回报率不稳定，更重要的，由于勤勉程度的不同，部分农村居民可能选择从事副业、手工业或外出务工。但勤勉程度是人的主观意识，无法准确度量，本文用家庭所从事的行业总数来近似代表勤勉程度，因为勤勉程度越高的人，越可能从事多种行业。

(3)收入水平：CHNS数据库调查了每个家庭前一年的各项收入，本文就用前一年收入总和的自然对数表示收入水平。

(4)消费水平、家电消费及教育支出：消费水平由家庭交通工具消费、农业机械消费、家具消费、家电消费、生活费总和的自然对数表示。家电消费构成了家庭耐用品消费的很大一部分，是极具代表性的一类消费。本文中，家电消费由家用电器总价值的自然对数表示。教育支出由变量所有家庭成员教育支出总和的自然对数表示。

2.计量模型设定

本文建立多元线性回归模型，通过所求回归系数描述不同数量的男孩、女孩对家庭勤勉程度、收入水平、消费水平、家电消费、教育支出的影响。

利用SPSS软件生成消费水平的频率直方图如下图所示，其基本服从正态分布，说明样本具有代表性。

四、模型结果与分析

本文主要研究对象是农村居民消费，下表以不同的组合报告了农村样本的线性回归结果，以探讨子女性别、数量对中国农村居民消费的影响。

组合1中显示，男孩数量和女孩数量都在1％的水平上显著，证明子女的数量越多，促使农村居民越勤勉，这与本文的预期结果是一致的。且男孩数量的回归系数大于女孩数量的，说明男孩数量的增加对勤勉程度的影响更大。这可能是因为在婚姻市场上，男方要承担更多的费用(例如购房等)，更促使勤勉程度的提高。

组合2表明，收入水平主要受勤勉程度的影响，与男孩数量有一定的关系，但与女孩数量的多少关系不大。

“养儿防老”观念会促使孩子越多的家庭现阶段消费水平越高，因为根据生命周期理论，居民会默认在其老年阶段，会有一部分来自子女的收入，这部分收入平摊到整个生命周期内，就会增加现阶段的消费。另一方面，在婚姻市场上，聘礼(或嫁妆)越多，就会使子女越有竞争力，这笔巨大的消费又会使另外个阶段的消费减少。组合3表明，消费水平与男孩数量、女孩数量呈负相关的关系。这也说明，孩子数量越多的家庭，越是省吃俭用，消费水平越低，来自婚姻市场的压力已经大过了“养儿防老”的观念。

从消费水平中选出两类消费，一类以家电消费为代表，这类消费来自于全家需求；另一类以教育支出为代表，这类消费主要来自于子女的需求。组合4表明，家电消费与收入水平在统计意义上基本没有关系，主要受消费水平、勤勉程度、女孩数量、男孩数量的影响。子女数量越多，家电消费越少，女孩数量的影响还要大于男孩，这可能是由于“嫁妆”主要由父母来准备，而“聘礼”可以由男孩和父母一起来准备的原因。在这里需要注意，勤勉程度越高的家庭，家电消费越低，而且这种影响还十分显著。这可能是因为，勤勉程度越高的居民，享乐需求反而会更低，从而减少了家电消费量。组合5显示，教育支出随着子女数量的增加而增加，符合课题预期结果。在组合4、5中，消费水平都在1％的水平上显著，这可能是由于家庭在一种需求上的消费观，很容易会被带到另一种需求上。

五、总结与政策建议