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序論：在您撰寫家庭消費論文時，參考他人的優秀作品可以開闊視野，小編為您整理的7篇范文，希望這些建議能夠激發您的創作熱情，引導您走向新的創作高度。
數據樣本和分析變量
本文采用的數據主要來自兩部分，第一部分來自1995年與2002年“中國家庭收入調查”(ChinaHouse-holdIncomeProject，CHIP)，第二部分來自國家統計局在2008年與2009年北京奧爾多投資咨詢中心與國家統計局合作進行的“中國城鎮居民經濟狀況與心態調查”項目。四年的數據前后跨度為14年，可以對我國城鎮家庭的消費狀況進行多期比較，四年的調查數據均提供有關住戶收入、消費及住戶特征的詳細信息?！爸袊彝ナ杖腠椖空{查”(CHIP)數據是中國社會科學院經濟研究所收入分配課題組于1995年、2002年進行的全國調查中的中國農村和城市居民家庭收入分配調查得到的①。該調查項目收集了詳細的中國城鎮與農村的家庭與個人信息，包括家庭收入與支出、人口學特征以及工作與就業情況。1995年城鎮家庭調查的省份包括北京、山西、遼寧、江蘇、安徽、河南、湖北、廣東、四川、云南、甘肅這11個省(市、自治區)的城鎮，調查了6931戶城鎮家庭的21696位居民;2002年城鎮家庭調查涵蓋了1995年調查的全部地區，在此基礎上增加了重慶，調查了6835個城鎮家庭的20632戶居民，這構成了本文1995年與2002年城鎮家庭消費的分析樣本?！爸袊擎偩用窠洕鸂顩r與心態調查”是由國家統計局在2009年7－8月與北京奧爾多中心合作完成的，該調查訪問了北京、遼寧、河北、山西、山東、河南、江西、江蘇、廣東、海南、四川、甘肅這12個省級行政區的41個市(區、縣)①的5056名城鎮居民家庭的戶主，詳細調查了他們的家庭經濟金融、住戶特征與家庭收支狀況。隨后，該項目根據國家統計局2007年1月起執行的《城鎮住戶調查方案》中“城鎮居民家庭消費支出調查”的消費項目，通過對所調查家庭住戶的追蹤訪問，取得了5056個城鎮家庭中的4008戶家庭(11476位居民)2008年家庭各項消費的數據，并取得了5056個家庭(14295位居民)2009年的家庭各項消費的數據，這構成了本文2008年與2009年分析的樣本。由于“中國家庭收入項目調查調查”與“中國城鎮居民經濟狀況與心態調查”均是以家庭作為消費單位的進行數據收集的，以家庭為測度單位的缺陷是沒有考慮家庭規模的差異，因此本文對消費不平等的測度均采用人均消費;同時，由于我國地區間價格水平差異很大，因而收入和消費額的實際購買力存在較大的地區差異，這通常會導致高估不平等水平，為了控制這種影響，實現各期城鎮家庭消費狀況的比較，我們以2009年中國各城鎮物價水平為基礎，采用Brandt等(2006)［8］根據國家統計局所公布的數據計算的全國各省的城鎮消費價格指數，調整1995年、2002年與2008年的我國城鎮家庭消費支出。
實證分析
(一)描述性統計分析一般來說，家庭消費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的各項描述性統計結果，可以對家庭人均收入與消費的不平等狀況進行比較，1995年、2002年、2008年與2009四年調整后的城鎮家庭人均收入與消費情況如下。從表1對我國城鎮家庭人均消費與收入的統計分析來看，1995年、2002年、2008年與2009年四年我國城鎮家庭人均收入與消費均呈現明顯的遞增趨勢，并且各年的家庭收入均高于家庭消費;四個調查年份的城鎮家庭人均收入與消費的偏度值與峰度值均大于0，表明城鎮家庭人均收入與消費分布均呈現出明顯拖尾的右偏分布形態。(二)不平等指數測度這里我們采用國內外學者研究不平等問題最為流行的集中測度法，計算出我國城鎮家庭的基尼系數、泰爾指數、阿特金森指數，不平等指數計算結果見下表:以上表中基尼系數為例，1995年、2002年、2008年與2009年四個調查年份中，我國城鎮家庭人均收入的基尼系數分別為0．2798、0．3132、0．3404和0．3239;人均消費的基尼系數分別為0．3079、0．3114、0．3619和0．3520;除了2002年人均收入與消費不平等程度基本相等外，1995年、2008年和2009年三個調查年份人均消費的各項不平等指數均高于人均收入，表明我國城鎮家庭的消費不平等問題較收入不平等相比更為嚴重;其次，2002年城鎮家庭消費的基尼系數與1995年相比增加了約0．0334，而2009年消費基尼系數與2002年相比又增加了約0．0388，表明我國城鎮家庭消費不平等呈現擴大的趨勢，泰爾指數與阿特金森指數也反映出同樣的規律。(三)方法設計1．適應性核密度估計。非參數核密度估計方法是在不清楚數據基本分布的條件下來估計未知的密度函數，這種方法對數據分布不附加任何假定，直接從數據本身發現數據分布的特征。核密度估計方法最早由Rosenblatt(1955)提出，給定樣本中核密度估計性能的好壞，主要取決于核函數與帶寬的選擇是否適當。常見的核函數有Boxcar核、Epanechikov核、Tricube核和Gaussian核等。在核密度估計中帶寬的選擇非常重要，常見的帶寬選擇方法主要有插入帶寬(Plug-inband-width)法和交叉驗證(Cross-Validation)法。其中，插入帶寬法主要基于核密度估計精度的測量—均方誤差分析中得來的;交叉驗證法由Rudemo(1982)和Bowman(1984)提出，該方法直接由數據“自動”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該與樣本數據點的分散集中程度聯系起來。核密度方法的一個推廣是適應性核(Adaptivekernel)，它對于每個點x使用不同的帶寬h(x)，我們還可以對每個數據點使用不同的帶寬h(xi)，這使得核密度估計更加靈活，更加適用于長尾(long-tailed)密度函數的估計。隨著樣本數據而變化的帶寬在估計時更加靈活，能夠減小樣本觀測值較少區域所估計的方差，并且可以減小樣本觀測值較多區域所估計的偏差(bias)。適應性核密度估計法對低密度區域的觀測值采用一個更寬的核來適應樣本數據的稀疏性(sparseness)，即帶寬的寬度與觀測值的密度成反方向變化。適應性核密度估計的表達式為:f^(x)=1∑ni=1ωi∑ni=1ωihiKx－xih()i其中hi=h×λi(1)上式中，xi為數據點，ωi為數據點xi的權重，K為核函數，hi為帶寬。λi為局部帶寬因子(localband-widthfactors)，其表達式為:λi=λ(xi)=(G/f～(xi))12(2)上式中的G為全部i個試點密度估計f～(x)的幾何平均數，試點密度估計(pilotdensityestimate)是一個標準固定帶寬為h的核密度估計。適應性核密度方法的具體推導過程可參考Pagan等(1999)［9］等。根據表1中描述性統計分析，我國城鎮家庭人均收入與消費的偏度大于0，且偏度值較大，由此可以看出，我國城鎮家庭消費數據的特點是長尾且右偏的，若采用插入帶寬(plug-inband-width)法或交叉驗證(Cross-Vali-dation)法進行帶寬選擇，選擇出的固定帶寬無法隨樣本觀測值的稀疏程度進行調整，所得出的核密度估計結果會出現較大誤差。在核函數選擇方面，經過驗證比較，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性核密度法，得出的結果能夠較好擬合我國城鎮家庭消費不平等的情況。2．相對分布法。相對分布法最早由Handcock等(1998)［10］引入不平等問題研究中，用來比較兩組樣本觀測值的分布情況，兩組人口分布稱為參照組和對比組，通過對兩組樣本觀測值分布的對比來研究分布位置和形狀的變化，簡單地說，相對分布得到的是落入參照組每個分位點上的對比組人口的比例。因此，該方法可以界定和識別兩組人口之間圍繞家庭消費分布所發生的變化。令Y0代表參照組家庭消費的連續變量，F0是Y0的累計分布函數(CDF)，f0是Y0的概率密度函數(PDF);類似的，對比組的家庭消費、累計分布函數和概率密度函數分布用Y、F和f來表示。Y對Y0的相對分布被定義為隨機變量R，表示為R=F0(Y)，該變量時通過Y在Y0的分位排序上取值得到的。相對分布密度g(r)定義為，在參照組分布第r分位數上估計的對比組與參照組家庭密度函數的比率，計算公式為^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－10(r)是F0的分位數函數，f^和f^0通過在P分位數上根據參照組家庭消費yr的核密度估計得到的，這里我們采用局部多邊形模型的插入法平滑估計參數^g(r)，由于樣本的分散性，我們在核密度估計中采用適應性帶寬進行樣本加權，權重通過樣本設計與每個居民相聯系;當兩個分布之間沒有變化時，g(r)是［0，1］間的均勻分布;當g(r)的值大于(小于)1時，表明參照組在第r個分位數上，對比組家庭的比重高于(低于)參照組家庭的相對比重;更一般地說，對比組家庭比參照組家庭在基準分布的第r個分位數上有更高的概率對應的消費水平。(四)適應性核密度估計分析我們應用R軟件模擬出四個調查年度城鎮家庭人均收入與人均消費的適應性核密度估計圖，如下圖所示:由1995年、2002年、2008年和2009年我國城鎮家庭人均收入與消費的適應性核密度估計圖可以看出，隨著時間推移，我國城鎮家庭人均收入與消費密度函數形式發生了明顯變化，總體來看，我國城鎮家庭收入與消費有以下共同特征:隨著時間推移，家庭收入與消費的整體分布逐漸向右側平移，該趨勢反映出城鎮家庭人均收入與消費水平均呈不斷增加的趨勢;家庭人均收入與消費均呈右偏分布，隨著時間變化，分布右側尾部不斷延長且厚度逐漸增加，表明高收入與高消費水平的城鎮家庭比例均有所提高;隨著時間變化，家庭人均收入與消費分布的左側尾部厚度有一定下降，表明低收入與低消費水平的城鎮家庭比重呈逐漸下降的趨勢;家庭人均收入與消費分布曲線逐漸變得平坦，表明我國城鎮家庭收入差距與消費差距不斷擴大，城鎮家庭之間消費不平等程度加劇。(五)相對分布法分析為了對我國城鎮家庭消費的分布進行完整的對比，下面我們應用R軟件擬合城鎮家庭消費的相對分布的累計分布曲線(CDF)和概率密度曲線(PDF)。圖2是以1995年家庭人均消費為參照組，以2002年為對比組的我國城鎮家庭人均消費的相對分布的CDF和PDF曲線;圖3是以2002年家庭人均消費為參照組，以2009年為對比組的我國城鎮家庭人均消費的相對分布的CDF和PDF曲線。假如兩個分布相同，相對分布的CDF是45度線，相對分布的PDF將全部在［0，1］區間變化。對于分布的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額，縱軸代表對比組百分比。從圖2的CDF曲線可以看出，以2009年價格水平為基準，2002年與1995年家庭消費對比的相對分布CDF曲線在45度線下方，說明2002年與1995年相比，我國城鎮家庭消費不平等程度加劇;從圖2的PDF曲線可以看出，當分布曲線在參照組百分比在［0，0．7］的區間，即對應圖1中1995年消費核密度高于2002年的區間時，相對密度在［0．6，1］區間內呈現波動變化;當分布曲線在參照組百分比在［0．7，1］的區間，即對應圖1中1995年消費核密度低于2002年的區間時，相對密度大于1，這表明與1995年相比，2002年我國人均消費小于6000元的城鎮家庭比重降低，而人均消費大于6000元的城鎮家庭比重呈現上升趨勢;從圖2中相對密度的趨勢來看，消費水平越低的家庭，其所占比重下降越快，這是反應隨著社會經濟的發展，我國城鎮家庭普遍的生活水平得到提高，其中有一個例外是人均消費額大于2000元且小于3200元的城鎮家庭比重下降最快，下降幅度超過了人均消費低于2000元的家庭，主要原因可能在于1995年以后，我國工資制度逐漸由原來的固定工資制調整為效益工資制，這一時期城鎮居民的失業與下崗的人數開始增加，對于人均消費額大于2000元且小于3200元的這部分城鎮家庭群體，其中的一部分由于受到失業的影響，消費水平降低到2000元以下，而另一部分家庭收入水平得到提高，逐步過渡到下一個消費水平區間;參照組百分比在0.75左右時，所對應的家庭人均消費額為10000元左右，從相對密度變化可以看出，人均消費額高于10000元的城鎮家庭人口比重迅速增加，高消費群體的消費水平增加的速度高于中低消費群體。從圖3的CDF曲線可以看出，2009年與2002年家庭消費對比的相對分布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，說明2009年與2002年相比，我國城鎮家庭消費不平等程度進一步加劇，且該階段家庭消費不平等的增長比上一個階段明顯加快;從圖3的PDF曲線可以看出，累計約73%的分布曲線大約在［0．1，1］區間內變化，且呈現出平穩的遞增趨勢，后面約27%的分布曲線部分大于1，呈現出明顯的遞增趨勢;以2009年價格水平為基準，結合上橫坐標所對應的人均消費額可以看出，人均消費額小于7000元的城鎮家庭比重有所降低，且消費額越低，家庭比重下降越大，且總體下降趨勢較為平穩;人均消費大于7000元的家庭比重有所提高，且家庭人均消費額越大，家庭比重的增加速度就越快，尤其是人均消費大于10000元的家庭比重上升尤為顯著;通過對1995～2002年與2009～2002年兩個時期PDF縱坐標對比組百分比值的比較，可以看出，前一階段與后一階段相比，高消費水平家庭群體比重增幅十分顯著，進一步拉開與中低消費水平家庭的差距。這種現象產生可能解釋為:隨著我國經濟改革的逐步推進，我國城鎮家庭人均收入差距日益增大，收入差距過大會使國民財富中的絕大部分集中于少數高收入者手中，收入水平高的家庭在住房、交通、醫療保健等各項消費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信貸，從而導致我國城鎮家庭消費差距呈現進一步擴大趨勢。
1.家庭財產保險產品設計同需求
脫節從家庭財產保險的產品設計上來講，家財險的產品種類可謂繁多，產品種類從傳統型到綜合型，種類較為齊全。然而，在家財險產品較為豐富的情況下，家財險卻發展較為緩慢，究其原因，主要是產品種類的設計不能有效的同需求相匹配。一直以來我國保險主要依靠集體銷售的模式，后來依靠銀行按揭式半推半銷模式，而在這些產品的開發中，并沒有考慮消費者的需求。
2.家庭財產保險營銷力度較弱
家庭財產保險較弱的營銷力度主要體現在以下兩個方面。第一，保險公司對銷售渠道的依賴。早期的保險公司主要從事單位集體投保的保險業務，后來，隨著銀行保險業務的開展，保險公司開始同銀行開展合作，除此之外，保險公司在其他渠道建設方面一直處于停滯狀態，加之銀行對保險業務的非專業性，不僅使得保險企業因手續費產生了額外的負擔，而且業務拓展進展也較為緩慢。另一方面，由于過低的業務提成率，家財險在發展的過程中缺乏必要的激勵性，許多業務員不愿意將有限的精力投資于家財險的推銷中去。
3.公眾對于家庭財產保險的參保意識較為淡薄
由于我國民眾長期受計劃經濟時代思維的影響，加之我國特殊的消費文化觀念，使得人民群眾的風險僥幸心理較為根深蒂固。在災害發生之后，他們往往寄希望于國家和單位的支持與幫助。另一方面，由于家庭財產保險較低的業務提成率，使得許多保險公司不愿意花大力氣去做該產品的營銷推廣工作，致使人民群眾對家庭財產保險缺乏足夠的認識，從而無法刺激他們的需求。
二、有效推動我國家庭財產保險發展的有效策略
1.推動家庭財產保險產品多元化
關注與需求的匹配家庭財產保險在我國實現發展的首要問題是解決需求的匹配問題，也就是明確消費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階段，多數家財險主要針對對象多為各種自然災害。然而，隨著我國國民經濟的發展，以及人民生活水平的提高，人們住房條件極大改善，傳統形式下，針對自然災害的家庭財產保險產品已經無法滿足現階段人們的需求，因此，保險公司應當與時俱進，跟上時展的需求，盡快改變家財險保險的范圍。另一方面，絕大多數家財險是將地震排除在外的，而地震恰恰是我國民眾參保關注的重點，因此保險公司不應固守在過去的條條框框里，應當根據時間、地點、地區的特殊性，制定靈活多變的家財險政策，以期同需求相匹配。
2.將家庭財產保險同國家政策
相結合上文講，為了滿足與需求相匹配的要求，保險公司需要根據地區，時間等因素的不同，開發不同的家財險產品品種，如此以來就會不斷放大保險的標的范圍，而使得風險責任不斷放大。特別是將地震加入保險的范圍，更會無限地擴大風險的責任，這會造成企業的巨大負擔，因此，保險公司在風險無法有效承受的情況下，應當同國家的需求和政策相結合起來。一方面，國家為了更好的應對地震風險，應當將地震風險歸類為政策保險，給投保地震的消費者一定的保費支持，同時給保險公司地震險一定的補貼，另外可以通過構建地震險保險基金，為地震災害增加牢固的保險支持。另一方面，有效將家庭財產保險同地震風險家庭財產保險相結合。當國家對地震險銷售給予補助時，保險公司會獲得足量的激勵，會在該領域投入大量的銷售精力，同時，保險公司可以借地震險的激勵，將家庭財產保險結合銷售出去。
3.構建重災保險基金及再保險的債券化組合正因為重災的巨大破壞性
使得重災賠償工作成為了各國政府關注的重點。隨著重災事件的不斷發生，盡快出臺有效的災害管理辦法刻不容緩。正如前文所講，作者認為可以將地震險作為政策險，將國家，企業，個人家庭的力量集中起來，共同抵御災害帶來的創傷。但僅僅依靠上述方法還遠遠不夠，還需要構建巨災基金制度，把適當業務進行再保險，并在資本市場發行巨災債券，使風險更好的在國際上分散。因為雖然直接保險與國家撥款每年預計可以集聚的資金很可觀，但我們應該使風險在更大范圍、更徹底的分散。建立巨災保險基金與巨災再保險、產品債券化相結合，這樣不僅可以使風險更好分散，而且不至于把太多的分保費分給再保險公司。充分發揮我國家財險的作用。
三、結語
（一）20世紀90年代以來城鄉居民消費的變化趨勢
20世紀90年代以來，隨著經濟快速發展，我國居民儲蓄率呈下降趨勢，最終消費率和居民消費率都呈上升趨勢，但進入2000年以后，居民儲蓄率持續上升，消費需求卻開始萎靡不振，經濟增長大部分依賴于出口和投資，結構性矛盾日益突出。圖1描述了90年代中后期我國居民消費和儲蓄的變動過程。以2000年為分界點，居民消費率和最終消費率經歷過一個先上升后下降的過程，而居民儲蓄率的變動則正好相反。其中最終消費率先從1995年的58．1％上升到2000年的62．3％，然后下降到2012年的49．5％；居民消費率則從46．6％上升到47％，然后下降到2012年的33．5％。同一時期，居民儲蓄率則是從24．2％下降到23．9％，然后上升到2012年的50．2％。圖2描述了90年代中后期我國城鄉居民平均消費傾向，可以發現城鄉居民消費傾向的變化特征并不相同。其中1995－2000年間城鄉居民的平均消費傾向在波動中呈下降趨勢，2000年以后城鎮居民消費傾向下降的趨勢加快，而農村居民平均消費傾向較為穩定，2005年以后農村居民消費傾向開始高于城鎮居民。但同一時期城鎮居民人均可支配收入增長率為13．45％，農村居民人均純收入的增長率為12．5％，城鎮居民收入增長速度快于農村居民。由此可見2000年后居民消費率的下降主要是由于城鎮居民的消費下降所引起的，而消費下降并不是由收入下降所導致的。主要是因為2000年前后正是我國經濟體制改革深化的重要階段，這一階段傳統的福利制度如教育、住房、醫療和社保體制的市場化改革也隨之逐步展開。根據預防性儲蓄理論，各項改革措施的實施導致居民對未來預期不確定性增加，因此開始降低當期消費，增加預防性儲蓄。已有的研究表明居民儲蓄意愿首位是由不確定所帶來的預防性儲蓄動機，目前為應對未來不確定的儲蓄動機已占到57．7％，其中為醫療（養老＋防?。┒M行的預防性儲蓄動機已占總儲蓄意愿的12．3％（甘犁、劉國恩，2010）。值得注意的是，由于城鎮居民經歷了比農村居民更為曲折的改革路徑，因此城鎮居民的預防性儲蓄動機要強于農村居民，其消費傾向也快速下降。在幾項重大體制改革之中，醫療體制改革對城鎮居民具有重要影響，接下來我們將基于微觀調查數據考察城居保這項重要的醫療體制改革對城鎮家庭消費的政策效果。
（二）城鎮居民基本醫療保險改革
為了適應市場經濟的發展，我國自1998年開始正式建立城鎮職工基本醫療保險，該保險制度只覆蓋了部分城鎮從業者，沒有將非正規就業的勞動者和無繳費能力的職工覆蓋，上述弱勢群體只能以自我保障和家庭保障為主。為了完善城鎮的醫療保障制度，填補城鎮醫療保障制度覆蓋的空白區，國家開始建立城鎮居民基本醫療保險（簡稱城居保）。城居保主要以沒有參加城鎮職工醫療保險的城鎮未成年人、老年人以及無工作的居民為參保對象，是由政府主導建立并引導個人、家庭和集體等多方籌集資金，以大病統籌為主的醫療保險制度。近幾年我國政府相繼出臺了一系列政策循序漸進地推動城鎮居民基本醫療保險制度的完善，逐步覆蓋我國全體的城鎮非從業居民，保障城鎮居民能夠平等地獲得基本醫療服務。2007年城居保在全國79個城市啟動試點，2008年進一步擴大了試點的范圍，2009年試點城市達到80％以上，2010年在全國范圍內推廣實施。由于城居保所要覆蓋的人群是經濟水平多樣化且分布分散的多個群體組合，因此在具體實施中，遵循自愿參加的原則，但為了減少逆向選擇的發生，有些試點城市也在嘗試以戶為單位自愿參保。根據CFPS項目的入戶調查數據，得到調查地區城居保的參保情況，結果見表1。2008年北京、上海和廣東三個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，而城鎮居民中新農合和其他醫療保險的參保比例大幅下降，可見沒有醫療保險人數比例的降低一定程度上歸因于城居保參保比例的提高。
二、研究方法和數據
（一）數據
本文使用數據全部來自北京大學“985”項目資助、北京大學中國社會科學調查中心執行的中國家庭追蹤調查（CFPS）的微觀調查數據，旨在通過跟蹤搜集個體、家庭、社區三個層次的高質量微觀數據，反映中國社會、經濟和健康的變遷情況，以分析社會民生方面的問題。該項目于2008年和2009年在北京、上海和廣東通過PPS抽樣方式進行了入戶調查，本文通過對這兩年樣本的整理，獲得了模型回歸所需要的845個家庭所有變量的面板數據。本文按照臧文斌等（2012）的方法區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有參保的家庭作為非城居保家庭。通過這樣的處理，我們把前一組作為實驗組，后一組作為控制組，來考察城居保政策對城鎮家庭消費的影響。從表2數據統計結果可以看出，2008年城居保家庭的人均收入和消費支出要低于非城居保家庭，其中人均醫療支出要高于非城居保家庭，而其他各項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，且城居保家庭戶主受教育年限要低于非城居保家庭。
（二）計量估計方法及變量設定
我們首先用雙差法（DID）來估計城居保對城鎮家庭消費的影響。居民是否參加城鎮居民基本醫療保險是自愿行為，而差分的方法可以較好地解決由于自我選擇所導致的內生性問題。雙差法可以消除所有不隨時間變化的選擇性偏差，在估計面板數據模型時較好地控制了家庭和年份的固定效應，模型中所有不隨時間變化的影響被家庭固定效應所控制，而所有家庭隨時間變化的影響由年份固定效應所控制。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在時間t消費支出①的對數值。Yeart是代表年份固定效應，如果2008年則取值為1，否則為零。Secut代表家庭固定效應，是用來區分控制組（非城居保家庭）和實驗組（城居保家庭）的變量，如果家庭中至少有一個人在調查期間參加了城居保則取值為1，否則為零。Yeart＊Secut是時間和保險政策變量的交叉項，其系數代表DID模型估計城居保政策對家庭消費的凈影響。Xit代表隨時間變動可能會影響消費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數④、家庭常住人數⑤、家庭參加公費醫療和城職保的人數。該模型中交叉項Yeart＊Secut的系數α3代表城居保改革對家庭消費的凈影響，理論上講由于家庭參加了醫療保險后醫療支出的不確定性減少，家庭的預防性儲蓄可能下降，因此α3可能會大于0。但該理論假設成立存在著兩個問題：首先，是因為城居保是自愿參加的，可能存在逆向選擇的問題，即那些身體健康狀況差的家庭選擇參加保險，為了消除這種選擇性偏差，我們借鑒白崇恩和李宏彬（2012）的方法通過加入年份和2007年健康狀況的交叉項，來控制不同初始健康狀況的家庭在消費上有不同的潛在時間趨勢。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增長率，同樣我們通過加入年份和收入的交叉項來允許消費的時間趨勢隨收入而變化。
三、實證結果
（一）城居保對家庭醫療消費支出的影響
城居保對家庭自付醫療支出影響的回歸結果見表3，模型（1）只估計了時間、城居保以及交叉項和對醫療消費支出的影響，隨后逐漸放寬模型假設，模型（2）中加入家庭人均收入對數、年份與家庭人均收入對數的交叉項，模型（3）加入年份與家庭初始健康狀況的交叉項，模型（4）加入戶主和家庭變量特征的控制變量?；貧w結果顯示，四個模型交叉項回歸系數都為正，但在10％以上的水平上均不顯著，說明城居保沒有增加參保家庭的自付醫療消費支出?？梢姵蔷颖Ｕ咴诓⑽疵黠@增加居民醫療負擔的同時提高了城鎮居民對醫療服務利用效率（Lin，2009）?？赡艿脑蚴浅蔷颖＝档土酸t療衛生服務的相對價格，改善了醫療衛生服務的可及性，提高了參保家庭的相關福利水平。模型（2）回歸結果顯示，家庭收入增加1％，醫療消費支出會相應增加17．8％，且在1％的水平上顯著。這說明醫療服務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，但增長的速度隨著收入增加而逐漸降低（黃楓，2012）。模型（3）的回歸結果顯示初始健康狀況差的家庭的醫療消費支出有著明顯的增加，可見參加城居保的家庭在一定程度上存在逆向選擇的問題。模型（4）回歸結果顯示，在戶主特征變量方面，隨著戶主年齡的增長，家庭醫療消費支出逐漸減少，但從年齡平方的回歸系數中可以看出，當戶主年齡達到約35歲以后，家庭醫療消費支出則隨著年齡增長開始增加。戶主已婚家庭在醫療消費上的開支要多于未婚家庭，可能原因是已婚家庭撫養小孩的可能性較大，醫療花費也會相應增加。戶主的教育年限對醫療服務支出有顯著正效應，戶主教育每增加一年，家庭醫療消費支出增加5．7％，可能是因為受教育越多的人自我保健意識越強，會增加對醫療服務的需求。在家庭特征變量方面，家庭常住人口越多，醫療消費支出也越多，即家庭成員每增加一個人，醫療消費支出增加3．4％，可能是因為家庭人口增多的同時也增加了對醫療服務的需求，而且家庭規模的擴大也增強了家庭的抗風險能力，使得家庭成員可以更多的利用衛生服務。參加公費醫療的人數每增加一個人，家庭醫療消費支出增加6．7％。值得注意的是公費保險人群醫療支出的增加要大于其他保險人群，反映出公費醫療具有一定的道德風險，而城鎮職工與城鎮居民保險人群的醫療消費支出增加較小，與所有人群的平均水平大體相當（趙紹陽，2010）。
（二）城居保對家庭非醫療消費支出的影響
城居保對家庭非醫療消費支出的DID回歸結果見表4，在此不包括醫療消費支出，以避免參保家庭由于醫療支出增多所帶來總消費支出提高的偏差。模型回歸步驟同上。四個模型交叉項的回歸系數都顯著為正，模型（4）的回歸結果顯示參加城居保的家庭的非醫療消費額大約增加6．9％，可見城居保對非醫療類消費的正向作用比較穩健。這個估計結果要小于臧文斌等（2012）估計我國城居保對家庭消費的影響（13．0％），但是和美國20世紀80年代Medicaid條件放寬后家庭消費的增加相近（5．2％）。可能的原因是北京、上海、廣東屬于我國收入較高的地區，因此城居保對家庭消費的拉動效應要小于其他城市。就參保家庭而言，2008年參加保險家庭的人均非醫療消費大約是11147．06元，6．9％的增幅大約是769．1元，要高于各地的保費支出①。從表4可知2008年城鎮家庭平均的邊際消費傾向僅為0．211，所以城居保對居民消費的刺激作用也要高于政府直接的現金轉移支付。參保家庭非醫療消費增加的原因可能有兩個，一個是因為醫療保險減少了參保家庭的醫療開支，使得家庭可以把節約的開支用于家庭消費的其他方面；另一個也是因為參加保險減少了未來支出的不確定性，所以居民把減少的預防性儲蓄用于增加當期消費。模型（3）的回歸結果顯示初始健康狀況差的家庭非醫療消費會降低，可見潛在的醫療負擔會減少家庭消費，但負向效應較小，表明醫療保險減輕了醫療負擔，在一定程度上起到了消費保險的作用。模型（4）的回歸結果顯示，在戶主特征變量方面，戶主的教育年限對非醫療消費具有顯著的正效應，戶主教育每增加一年，家庭消費平均增加7．8％。這可能是因為教育水平較高的居民具有穩定的工作和良好的收入預期，所以這樣的家庭具有較強消費能力。在家庭特征變量方面，家庭常住人口對消費支出具有顯著的正效應，常住人口每增加一人，家庭消費增加2．9％，隨著家庭規模的增大，家庭消費支出水平也趨向增加。但如果家庭消費水平持續提高，家庭規模對消費支出的影響將逐漸下降，可能是由于消費支出較高的家庭自身生活質量較高，因此家庭規模變動所引起的消費支出變動較?。ê聳|陽，2011）。家庭中參加其他保險的人數越多，非醫療消費支出就會越高，參加公費醫療和城職保的人數每增加一人，家庭非醫療消費分別增加6．3％和5．2％。值得注意的是公費醫療保險對消費正效應要大于城職保，反映了參加醫療保險人群的預防性儲蓄動機要低于其他的社會群體，特別是享有公費醫療的人群更是如此。
（三）城居保對不同收入分組家庭各項消費支出的影響
為了進一步分析城居保對家庭消費的影響，接下來我們考察了該政策對不同收入的參保家庭分項消費支出的影響，回歸結果見表5。本文根據家庭年人均收入的分布把所有參保家庭（實驗組）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。從非醫療消費的回歸結果來看，低收入家庭參保后其非醫療消費支出比參保前增加11．9％，但中高收入家庭的非醫療消費在參保前后沒有顯著變化。城居保對低收入組家庭消費的影響和臧文斌估計結果（13．0％）接近，可見城居保對于北京、上海和廣東三個地區的低收入組家庭消費的拉動效應和其他城市大體相近，但參保對于三個地區的中高收入組家庭的消費幾乎沒有影響。從分項消費的回歸結果來看，對低收入家庭而言，參加城居保對日常生活及其他支出①的正向影響最大（系數為0．094），可見低收入家庭把減少的預防性儲蓄大部分用于增加家庭日常開支。其次，參加城居保對教育支出也有顯著的正效應（系數為0．072），說明由于醫療支出的不確性減弱，使得低收入家庭調整了人力資本投資的構成，相應增加了教育支出。最后，參加城居保對居住支出沒有顯著影響，因為居住支出屬于家庭的長期規劃，短期變化彈性較小。對于中高收入家庭而言，參加城居保對家庭的非醫療消費沒有顯著影響。在家庭醫療消費方面，參保對中低收入家庭醫療支出有顯著的正向影響（系數分別為0．095和0．038），可見因為醫療保險可以在一定程度上減輕家庭的醫療負擔，解決“看病貴”的問題，上述結果表明參加醫療保險釋放了中低收入階層的醫療需求，但對高收入家庭的醫療支出沒有明顯的影響。
（四）城居保對不同地區家庭各項消費支出的影響
城居保對三個地區城鎮家庭各分項消費開支的DID回歸結果見表6。在非醫療消費方面，北京家庭參保后非醫療消費支出增加最多，其次是上海和廣東，非醫療消費分別比參保前增加11．4％、9．7％和8．1％。從分項消費支出的估計結果來看：在教育支出方面，廣東家庭參保后該項消費增加最多，比參保前增加11．2％，其次是上海和北京?？紤]三個地區不同的家庭結構，我們可以發現廣東家庭在校子女的人數最多，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消費增加最多，比參保前增加10．1％，其次是上海和廣東，說明參保后的北京家庭把減少的預防性儲蓄主要用于日常生活消費和提高自身生活質量。由于日常生活支出是家庭非醫療消費的主要支出，因此參保對于日常生活支出的影響和非醫療消費的影響是一致的。在家庭醫療消費方面，廣東家庭參保后該項支出增加最明顯，比參保前增加了9．6％，其次是上海和北京。2008年的調查數據顯示，三個地區中北京家庭的健康狀況最好，其次是廣東和上海。從過去半年的患病情況可以看出，北京近半年來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。其他控制變量對消費支出的影響基本上是符合理論假說的。例如，戶主變量特征方面，戶主的受教育水平對家庭的教育支出有正向影響，其中北京地區的正向效應最明顯，然后是上海和廣東。分地區數據顯示，北京擁有大學本科及以上學歷的人數達到了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，家庭收入的增加對非醫療消費有正向效應，其中上海地區的正效應最大，廣東居中，然后是北京。這可能跟各地的收入水平有關。2008年的調查數據顯示上海家庭的人均年收入最高，約2．1萬元；廣東居中，約1．4萬元；北京最低，約1．3萬元（北京大學中國社會科學調查中心，2010）。
五、簡短的結論和建議
本文作者：劉穎奇鄢軍工作單位：江蘇大學京江學院
鎮江市家庭能源平均消費趨勢
家庭能源消費是建設小康社會的一個重要指標。隨著城市化進程加快、住房條件的改善和私人汽車普及等高檔消費品的增加，不僅帶動了能源消費量的增長，也改變了居民生活能源消費的結構。家庭能源消費（DomesticEnergyConsumption，DEC），又稱用能源消費或生活能源消費，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（姚建平，2009）。以鎮江市2005年為例：全市居民生活能源消費量為814.5萬t標準煤（不含工業用，僅僅是居民使用情況），比1990年增長1.2倍，人均生活用能由1990年的343.3kg標準煤上升到2005年的537.4kg標準煤。同時，能源消費結構也由以煤為主逐步演變為以電、油、氣為主。1990年到2008年，鎮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。從發展趨勢上來看：人們生活方式變得方便、快捷、干凈；能源所需增長太快，而這一切，鎮江市城鎮化率僅僅是百分之五十七，而全國城鎮化率僅僅是百分之五十。城鎮化率在發展過程中肯定要提高，能源短缺對經濟發展的制約十分突出。世界上主要發達國家的總能源消費分配比例是，居民用能與工業用能、交通用能已形成明顯的三足鼎立之勢。我國目前民用能源已經成為僅次于工業用能的第二大能源消耗部門（占10.3l％）。通過對生活消費的分析，發現人們在日常生活消費中能源的消費在不斷增加。例如，工業對能源需求的比重較大，同時在工業生產出人們日常生活所需的工業產品并融入社會后，最終用于人們的日常消耗。因此，家庭能源消費需要進行合理化的改善，通過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。
鎮江家庭能源合理化的對策
（一）倡導自愿節約能源意識,逐步形成合理化的生活行為能源的節約利用以及家庭能源的選擇，離不開城鎮居民的個人消費心理。加強對自身消費心理的引導，不可或缺。減少能源消耗，更多的在于居民自身意識的不斷提高，如自行車作為近程代步工具即節約了能源又對居民身體素質的提高有很大幫助，又如太陽能熱水器的使用。而個人的心理活動，受到社會環境、教育等多種因素的影響。建立良好的生活習慣，形成自我節約的意識，更能減少對能源的浪費。（二）對家庭能源消費分布進行相應引導，減少不合理的能源消費在能源的使用環節上或多或少的存在能量流失的情況，我國對節能技術的普遍推廣與應用還有很大的提高空間：從高能耗的產品向低能耗產品的轉換。新能源產業的發展壯大，需要政府不斷地扶持和引導：如分時電價的實施、太陽能熱水器、太陽能照明、無縫公交等。（三）加大對節能技術的開發，使更多的節能創意融入日常生活科技進步的作用在于優化人們的生活。因此，提高對可再生能源的使用，不僅僅在于對大型能源產業的結構優化，還需要對家庭基礎設施的能源消耗進行調整和改善，逐步減少對不可再生能源的使用。在國外不斷興起的創意設計理念，都是以保護環境、節約能源為主。在家庭住宅的設計中，一方面注重對原有廢棄材料的循環利用，另一方面也注重對環保材料的使用，城市生活垃圾沼氣化處理等對鎮江居民節能有著很好的借鑒作用。如節能燈的使用，變頻空調的使用，碳纖維自行車的使用，LED照明燈的使用等等。
關鍵詞：家庭消費；倫理教育；可持續性消費
隨著社會經濟的發展、科技的進步，人們的生活水平不斷提高。作為人們主要消費場所的家庭也會在全球化浪潮中接受豐富的、先進的生活方式和消費理念，同時，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系到個人、家庭、社會的生存與可持續發展。家庭自身應該承擔起責任，樹立健康消費觀念、制定合理的消費策略、規范家庭成員的消費行為，使我們每個家庭在物欲橫流、各種非理性的個性化理念與價值觀充斥的紛繁復雜的社會環境中，真正做到理性消費，真正獲得高質量的生活。
一、加強家庭消費倫理教育的必要性與緊迫性
加強消費教育，培養健康文明的消費觀念和消費行為，既是長遠大事，也是當務之急。日本學者小林實早就提出：“產業的發展，需要培養賢明的消費者。今后在政策觀點上要重視充實消費者教育，開展培育有良心的消費者運動”，“日本產業之所以能夠從經營指導思想重視產品質量，是由于日本的消費者，特別是戰后提高了教育水平的日本婦女具有識別商品的眼力”。[1]很多國家，特別是美、日等國，半個世紀以來，已建立了比較完整的消費教育體系，納入各級學校教育之中，取得了顯著的效果。中國近一二十年來，國民消費教育，已成為近幾年全社會尤其是學術界討論的熱門話題。有些省市雖然搞了一些消費教育，但從全國來說，還沒有建立比較完整的消費教育體系，還沒有轉變為政府行為，把它納入基礎教育、素質教育之中，列入學校計劃之中。而對以家庭為基本單位籌劃消費教育還未予以充分重視。著名學者盧嘉瑞認為：“所謂消費教育，是指有組織、有計劃地向全體國民傳授消費知識和技能，培養科學文明的消費觀念和維權意識，提高消費者自身素質的一種社會教育活動”[2]。按照盧嘉瑞教授的理論，家庭消費教育的目標是，培育“六有”的消費者：有消費經濟學常識；有科學的正確的消費觀念；有科學的消費知識、技能和方法；有文明的消費習慣和消費方式；有個人和群體的消費行為有利于經濟社會可持續發展的責任感；有能動的、強烈的維護消費者權益的意識。家庭消費教育是國民消費教育的重頭戲。實施國民消費教育要考慮以家庭為基本單位，培育家庭形成一種文明、健康消費觀念和行為，才能取得比較理想的效果。
二、家庭消費倫理教育的內容
家庭消費教育的內容很廣，覆蓋面比較寬。但從總的來說，屬于文化方面的教育，包括物質文化、精神文化、生態文化方面的教育，具體包括消費觀和消費道德教育、商品知識和消費知識以及消費政策和法律、法規知識等方面；同時根據不同的家庭成員對象，確定主要內容和側重點。
1.消費價值觀和消費道德教育。價值觀、消費觀和消費道德，是家庭消費教育的極重要的內容。張夢霞教授曾在她的專著《女性價值觀與購買行為》中，運用實證研究方法，有力地證明了：價值觀的重要作用之一在于，它構建了人的信仰和態度，并指導著人們的行為。價值觀指導著個體行動和態度，是個體態度和行為的導向儀，并直接指揮著個體決策系統。由于消費者的購買行為是一種直接反映人的需求、欲望、物質和精神利益追求的特殊而具體行為，消費者對其購買行為的價值感知和判斷會受到價值觀這種思維定式的影響[3]。比如，以中國傳統的儒家文化價值觀、道家文化價值觀與佛家文化價值觀為例，研究證明，消費者的儒家文化價值觀特征越顯著，越傾向于選擇象征性消費模式（也稱炫耀性消費）；道家價值觀越顯著，就越傾向于選擇綠色消費模式；而佛家價值觀越顯著就越傾向于選擇實用性消費方式。由此可見，通過各種渠道培養家庭成員正確的、適度、科學的消費觀念是家庭消費教育的核心。
2.商品知識與消費知識方面的教育。在當代，商品和勞務豐富多彩，特別是有些商品科技含量高。加之偽劣假冒，充斥市場，如果不具備豐富的現代商品知識和消費知識，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的道德立場，甚至可能上當受騙。為此，家庭消費教育還必須適應時代的需要進行現代商品和勞務知識以及如何正確制定家庭消費方針的教育。讓每個家庭在進行消費決策之前了解：商品和勞務是否對家庭成員身心健康有影響，對凡是有害于家庭成員健康的消費產品一概排斥，比如煙酒、黃色庸俗消費項目等；商品與勞務是否符合綠色消費原則，是否會對環境造成污染，對社會資源造成浪費，對一切會破壞生態的消費品予以排斥。
3.消費政策和消費法規的教育。市場經濟是消費者的經濟，也是法制經濟，如果不懂消費政策、法律、法規，就會影響自己的消費行為，甚至會影響消費質量的提高，造成一些非法的消費行為。有些甚至在消費的過程中，明知道自己的權益受到侵害，也無法切實運用法律手段維護自己的權益，比如，有些服務性行業，誤導消費者進行一些不良甚至非法消費，消費者常常是不知如何應對。在現實生活中，許多家庭人員的非法消費行為是與他們法律知識的匱乏分不開的。因此，在開展家庭消費教育時，適當地向廣大家庭宣傳國家現時期的消費政策，以及消費法律與消費法規是十分必要的。
4.根據不同的家庭以及不同的家庭成員選擇不同的教育內容。家庭消費心理和行為受收入差別、文化程度、傳統習俗諸多因素影響和制約，因此，各個家庭不僅存在共性，而且也會存在各自的特性。家庭消費教育應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歷和心理特點，制定教育內容，選擇教育方式。
三、家庭消費倫理教育的領域和渠道
如何把家庭消費教育的上述內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，一些發達國家有比較成功的經驗可以供我們借鑒。這些經驗主要有：政府高度重視，如美國：用行政法規強化消費教育，如日本：將消費教育納入學校教育之中，開設消費教育的專門課程。日本是最初提出學校消費者教育重要性的國家，其次還有美國、馬來西亞等國家。同其他國家相比，中國的消費教育研究和消費教育工作只能說是剛剛起步，差距還比較大。但我們可以從這些發達的國家吸取有益的經驗，拓展家庭消費教育的領域，多渠道的開展家庭消費教育。
1.家庭自覺開展消費倫理教育。家庭是人們活動的主要場所，家長是子女的啟蒙老師，再加上家庭中的一種特殊的親情關系，更利于家庭消費教育收到成效。家庭的消費決策者除了自身應有科學合理消費的觀念與行為之外，更負有對家庭成員進行隨時的消費教育的義務。這就要求，作為家庭消費決策的家長，首先要做到率先垂范，杜絕一切不良的消費觀念和消費習慣。如奉行“今朝有酒今朝醉”的及時行樂主義、“樹活一張皮，人活一口氣”的盲目攀比心理，以及黃賭毒等一些不法消費行為，做到節儉與合理消費相結合。其次，對家庭其他成員、特別是年輕一代進行及時的健康消費教育，采取措施糾正存在的不良消費傾向。同時對子女進行勞動教育，節儉教育，以及金錢觀教育。引導家庭成員合理消費，形成一種良好的家風，既有利于家庭成員健康人格的塑造，對社會的風氣也會起到一定的凈化作用。
2.學校有計劃地對青少年開展消費倫理教育。根據零點調查集團的一項定量研究結果表明，在家庭消費的許多領域，孩子對于家庭消費項目的購買決策具有重要的影響力。這家調查公司的研究人員還根據近年對城市少年兒童狀況的若干調查結果，對當前青少年個人的消費能力的持續增長與少年兒童對家庭消費影響力比重相對偏高提出警告：隨著三人之家群體已構成中國城市家庭的穩定形態，對獨生子女的家庭約束機制尚不成熟，經濟社會生活節奏加快導致的中青年群體的家長群體可用于家庭活動時間的減少，少年兒童對家庭消費決策的高影響力會形成新形式的非理性化消費[4]。這批對家庭消費決策具有高影響力的青少年們絕大多數的時間都在學校度過，因此，把家庭消費教育延伸到學校，顯得異常迫切。相當數量的學生的消費行為已經處于一種不良狀態，盲目消費、過度消費甚至進行一些有害消費。從當前青少年違法犯罪現狀來看，因比吃比穿、講享受、講排場而發生的侵財案件，占到了80%以上。由此可見對學生進行正確的消費倫理教育，培養學生勤勞節儉、艱苦奮斗的精神和品質，已是刻不容緩的任務。學校教育是提高消費者素質的最有效的途徑，它能有計劃、有組織的進行教育。學校教育應該成為中國宣傳消費觀念、培養消費道德的主體。學校不僅應該提供基本的消費知識和消費技能的教育，更重要的是，向處于不同年齡階段的學生宣傳正確的消費觀念，包括節儉消費、健康消費理念、綠色消費理念以及理財知識等。
3.社會消費教育。社會消費教育是指運用各種社會力量開展家庭消費知識的教育。可以采取以下幾個方式進行：以各級消協組成全國性消費教育網絡，在維護消費者權益、向消費者提供消費信息和咨詢服務的同時，向人們倡導一種正確積極的消費理念。其次，大眾傳媒是進行消費道德教育最持久、最經常也是最有效的形式，利用各種傳媒如電視臺、電臺、書籍、報刊及各種文藝形式經常性的開展家庭消費教育，或通過一些典型人物的報道，或通過一些理財專家的講座形式，向社會受眾傳達科學合理的消費文化。
參考文獻：
[1][日]小林實.東亞產業圈[M].上海：上海人民出版社,1994:239.
[2]盧嘉瑞,田學斌.論國民消費教育[J].消費經濟,1999,（5）.
1)研究方法本文采用環境壓力等式IPAT[9]的隨機形式———STIRPAT模型[10]進行CO2排放影響因素的評估。由于STIRPAT模型考慮了影響環境的人口、經濟和能源技術3個主要影響因素，在環境問題的研究上被廣泛應用。STIRPAT的原始模型為。為了深入研究我國家庭結構以及居民消費對碳排放的影響，本文在借鑒相關文獻研究的基礎上[3,7]，將家庭結構變量和居民消費變量引入STIRPAT模型中，重新對模型進行改造，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，家庭戶總數和家庭戶規模分別用H和HS表示，居民消費水平用Y表示，能源強度用T表示；控制解釋變量中，產業結構用IS表示、能源消費結構用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委員會IPCC(2006)的推薦方法對CO2排放量進行測算。由于化石燃料燃燒所產生的CO2占到了碳排放總量的95%以上，而煤炭、石油、天然氣是中國廣泛使用的一次能源，本文將考慮這三種化石能源所對應的CO2排放量。為精確起見，本文進一步將化石能源細分為煤炭、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種能源的實物量，CFi是發熱值，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。3)數據說明CO2排放計算公式中，各類能源消費的原始數據來源于《中國能源統計年鑒》。取值來源于2008年《中國能源統計年鑒》附錄四，CCi和COFi的取值分別來源于IPCC(2006)和《中國溫室氣體清單研究》。模型中影響因素所涉及的數據中，家庭戶規模用各地區每戶平均人口數表示；居民消費用人均居民消費額表示；能源強度用能源消費量與地區GDP之比表示；產業結構用第二產業產出占地區GDP的比重表示；能源消費結構用一次能源消費中天然氣消費量在總能源消費量中的比重來表示；外資依存度用各地區實際利用外商直接投資額與GDP的比重來表示。各變量相關數據來源于歷年《中國統計年鑒》、《中國能源統計年鑒》以及各地區統計年鑒。本文研究對象為1997-2011年中國內地30個省市區的面板數據(不包括)。文中所涉及到的各地區GDP、人均居民消費額、實際利用外商直接投資額均按照1995年的價格水平進行了調整。
2回歸結果分析
為了確認模型的有效性，本文采用Hausman檢驗進行驗證。運用Eviews6.0軟件對模型進行固定效應和隨機效應的擬合，再根據檢驗結果選擇相應的估計方法。表1報告了被解釋變量為CO2排放總量自然對數的回歸結果。根據檢驗結果，模型I~IV的Hausman檢驗結果分別通過了1%的顯著性水平，表明應當選擇固定效應模型。調整的R2統計量顯示，方程的擬合優度較好，說明變量之間的聯合解釋能力較強。模型I~IV中，模型I只包含了基準模型的四個變量，即家庭戶總數、家庭戶規模、居民消費和能源強度變量的回歸結果。為了檢驗模型I的穩健性，借鑒前人的研究，模型II~IV在模型I的基礎上依次添加了產業結構、能源消費結構和外資依存度。根據表1回歸結果，家庭戶總數的估計系數在各模型中差別不大，都在1%的水平顯著為正。家庭戶總數的增加意味著需要更多的基礎設施建設和住宅單元，導致鋼鐵、水泥等工業產品的消費需求上升，從而促進CO2排放總量的上升。從彈性系數來看，家庭戶總數的變動對我國CO2排放的影響很大。家庭戶規模變量與CO2排放總量顯著負相關，說明大的家庭規模有利于CO2排放量的減少。一般來說，家庭規模具有規模經濟性，較大的家庭規模有利于能源利用效率的提高。由于家庭戶是消費的基本單位，有些能源消費是每戶家庭(無論規模大小)必不可少的，如住房、制冷、取暖、家用電器等，這種能源消費受家庭戶人口數的變化影響不大，大家庭的人均能源消費要少于小家庭的人均能源消費，因而有利于CO2排放量的減少。居民消費對CO2排放總量的影響十分明顯，且估計系數都在1%的水平顯著為正。隨著我國經濟的迅速發展，居民的生活水平大幅提高，消費觀念也發生了重大轉變。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的熱點。消費產品的高碳化傾向，導致能源消耗總量和CO2排放總量急劇增加?；貧w結果顯示，居民消費是影響我國CO2排放的最重要因素。
能源強度估計系數與CO2排放總量顯著正相關。這主要由于我國當前的經濟發展依賴于大量的能源消耗，仍然處于粗放式發展階段，以煤炭為主的能源消費結構以及能源利用率不高，技術水平落后，對CO2排放產生了直接的促進作用。產業結構對CO2排放的影響顯著為正，說明第二產業比重的提高對CO2排放產生了推動作用。第二產業的能源消耗往往要比第一產業和第三產業高很多，尤其是重工業，往往都是高耗能產業。當前我國正處于工業化進程的快速發展階段，第二產業比重過高造成能源的大量消耗，引起CO2排放量的上升等一系列環境污染問題。能源消費結構與CO2排放總量存在負相關關系，即加大天然氣在能源消費結構中的比重有利于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，是實現我國能源低碳化發展的重要力量。在我國當前能源技術水平條件下，通過提高天然氣等清潔能源在能源消費中的比重對于轉變能源消費結構和實現可持續發展具有重要意義。外資依存度估計系數為正，表明外商直接投資對中國環境的影響是負面的。由于我國當前的環境規制力度不夠，外商直接投資更多地進入了碳關聯度較高的產業，同時通過加工貿易將高碳產品返銷回國內，導致了能源消費需求的增加和CO2排放總量的上升[12]。
3結論
同時，貨幣型基金以其靈活，增值穩健，保值的特點吸引了投資者的目光。諸先生夫婦可以適當購入一些。
二、購買短期國債。
目前，我國國債市場有了很多變化，中短期國債品種漸漸增多，比如最近推出的兩年期國債。如果考慮以儲蓄為主的話，不如購入部分國債，一方面利率比定期高，一方面可以免除利息稅。
中國銀行上海市分行個人理財中心
林持操
專家建議三：家庭保險建議
諸先生這樣的“月光”家庭，在當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，其實不乏隱憂。諸先生和妻子已有所察覺，但在家庭理財上發生分歧，其實通過一套合理的保險計劃，這些問題都可以解決。
以諸先生家庭的資產負債狀況及現階段需求來看，建議投資些既有保障功能，兼具儲蓄增值功能的險種。例如，諸先生可投保?？敌码p福還本保險10萬元；?？岛亲o一生終身住院補貼保險10萬元，附加意外傷害保險20萬元，意外傷害醫療保險3000元，以及住院費用報銷保險2份。妻子投保海康呵護一生終身住院補貼保險10萬元，附加意外傷害保險10萬元，意外傷害醫療保險3000元，及住院費用報銷保險2份。
其保障及投資利益如下：
一.醫療、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險發生，最高40萬元的保障，可使其盡到對家庭，妻兒的責任；10萬元保證續保的終身住院補貼賬戶，及每次3000元的意外門急診報銷，另加除社保報銷外，自負住院費用85%的報銷等多重醫療保障，可保證他不會因意外或疾病，造成收入中斷，醫藥費支出而影響家庭的正常生活品質；諸妻子有最高20萬元的保障，同時也享有和諸先生同樣的醫療保障。意外疾病多重保障，令諸先生家庭把可能遇到的風險規避到最小，把可能造成的損失降低到最少。
二.強制儲蓄，投資增值功能
