家庭消费论文范文

家庭消费论文范文第1篇

关键词：家庭消费；伦理教育；可持续性消费

随着社会经济的发展、科技的进步，人们的生活水平不断提高。作为人们主要消费场所的家庭也会在全球化浪潮中接受丰富的、先进的生活方式和消费理念，同时，也必将面临着许多道德选择的难题，这些难题的解决与否将关系到个人、家庭、社会的生存与可持续发展。家庭自身应该承担起责任，树立健康消费观念、制定合理的消费策略、规范家庭成员的消费行为，使我们每个家庭在物欲横流、各种非理性的个性化理念与价值观充斥的纷繁复杂的社会环境中，真正做到理性消费，真正获得高质量的生活。

一、加强家庭消费伦理教育的必要性与紧迫性

加强消费教育，培养健康文明的消费观念和消费行为，既是长远大事，也是当务之急。日本学者小林实早就提出：“产业的发展，需要培养贤明的消费者。今后在政策观点上要重视充实消费者教育，开展培育有良心的消费者运动”，“日本产业之所以能够从经营指导思想重视产品质量，是由于日本的消费者，特别是战后提高了教育水平的日本妇女具有识别商品的眼力”。[1]很多国家，特别是美、日等国，半个世纪以来，已建立了比较完整的消费教育体系，纳入各级学校教育之中，取得了显著的效果。中国近一二十年来，国民消费教育，已成为近几年全社会尤其是学术界讨论的热门话题。有些省市虽然搞了一些消费教育，但从全国来说，还没有建立比较完整的消费教育体系，还没有转变为政府行为，把它纳入基础教育、素质教育之中，列入学校计划之中。而对以家庭为基本单位筹划消费教育还未予以充分重视。著名学者卢嘉瑞认为：“所谓消费教育，是指有组织、有计划地向全体国民传授消费知识和技能，培养科学文明的消费观念和维权意识，提高消费者自身素质的一种社会教育活动”[2]。按照卢嘉瑞教授的理论，家庭消费教育的目标是，培育“六有”的消费者：有消费经济学常识；有科学的正确的消费观念；有科学的消费知识、技能和方法；有文明的消费习惯和消费方式；有个人和群体的消费行为有利于经济社会可持续发展的责任感；有能动的、强烈的维护消费者权益的意识。家庭消费教育是国民消费教育的重头戏。实施国民消费教育要考虑以家庭为基本单位，培育家庭形成一种文明、健康消费观念和行为，才能取得比较理想的效果。

二、家庭消费伦理教育的内容

家庭消费教育的内容很广，覆盖面比较宽。但从总的来说，属于文化方面的教育，包括物质文化、精神文化、生态文化方面的教育，具体包括消费观和消费道德教育、商品知识和消费知识以及消费政策和法律、法规知识等方面；同时根据不同的家庭成员对象，确定主要内容和侧重点。

1.消费价值观和消费道德教育。价值观、消费观和消费道德，是家庭消费教育的极重要的内容。张梦霞教授曾在她的专著《女性价值观与购买行为》中，运用实证研究方法，有力地证明了：价值观的重要作用之一在于，它构建了人的信仰和态度，并指导着人们的行为。价值观指导着个体行动和态度，是个体态度和行为的导向仪，并直接指挥着个体决策系统。由于消费者的购买行为是一种直接反映人的需求、欲望、物质和精神利益追求的特殊而具体行为，消费者对其购买行为的价值感知和判断会受到价值观这种思维定式的影响[3]。比如，以中国传统的儒家文化价值观、道家文化价值观与佛家文化价值观为例，研究证明，消费者的儒家文化价值观特征越显著，越倾向于选择象征性消费模式（也称炫耀性消费）；道家价值观越显著，就越倾向于选择绿色消费模式；而佛家价值观越显著就越倾向于选择实用性消费方式。由此可见，通过各种渠道培养家庭成员正确的、适度、科学的消费观念是家庭消费教育的核心。

2.商品知识与消费知识方面的教育。在当代，商品和劳务丰富多彩，特别是有些商品科技含量高。加之伪劣假冒，充斥市场，如果不具备丰富的现代商品知识和消费知识，就难以在商品的海洋中，选择自己最需要、效用最大化商品，更难以抉择其于社会的道德立场，甚至可能上当受骗。为此，家庭消费教育还必须适应时代的需要进行现代商品和劳务知识以及如何正确制定家庭消费方针的教育。让每个家庭在进行消费决策之前了解：商品和劳务是否对家庭成员身心健康有影响，对凡是有害于家庭成员健康的消费产品一概排斥，比如烟酒、黄色庸俗消费项目等；商品与劳务是否符合绿色消费原则，是否会对环境造成污染，对社会资源造成浪费，对一切会破坏生态的消费品予以排斥。

3.消费政策和消费法规的教育。市场经济是消费者的经济，也是法制经济，如果不懂消费政策、法律、法规，就会影响自己的消费行为，甚至会影响消费质量的提高，造成一些非法的消费行为。有些甚至在消费的过程中，明知道自己的权益受到侵害，也无法切实运用法律手段维护自己的权益，比如，有些服务性行业，误导消费者进行一些不良甚至非法消费，消费者常常是不知如何应对。在现实生活中，许多家庭人员的非法消费行为是与他们法律知识的匮乏分不开的。因此，在开展家庭消费教育时，适当地向广大家庭宣传国家现时期的消费政策，以及消费法律与消费法规是十分必要的。

4.根据不同的家庭以及不同的家庭成员选择不同的教育内容。家庭消费心理和行为受收入差别、文化程度、传统习俗诸多因素影响和制约，因此，各个家庭不仅存在共性，而且也会存在各自的特性。家庭消费教育应该特别注意家庭的共性和特性，以及不同家庭成员的生活经历和心理特点，制定教育内容，选择教育方式。

三、家庭消费伦理教育的领域和渠道

如何把家庭消费教育的上述内容传授给不同年龄阶段、不同性别的家庭成员，需要采取一定的方法和途径。在这一方面，一些发达国家有比较成功的经验可以供我们借鉴。这些经验主要有：政府高度重视，如美国：用行政法规强化消费教育，如日本：将消费教育纳入学校教育之中，开设消费教育的专门课程。日本是最初提出学校消费者教育重要性的国家，其次还有美国、马来西亚等国家。同其他国家相比，中国的消费教育研究和消费教育工作只能说是刚刚起步，差距还比较大。但我们可以从这些发达的国家吸取有益的经验，拓展家庭消费教育的领域，多渠道的开展家庭消费教育。

1.家庭自觉开展消费伦理教育。家庭是人们活动的主要场所，家长是子女的启蒙老师，再加上家庭中的一种特殊的亲情关系，更利于家庭消费教育收到成效。家庭的消费决策者除了自身应有科学合理消费的观念与行为之外，更负有对家庭成员进行随时的消费教育的义务。这就要求，作为家庭消费决策的家长，首先要做到率先垂范，杜绝一切不良的消费观念和消费习惯。如奉行“今朝有酒今朝醉”的及时行乐主义、“树活一张皮，人活一口气”的盲目攀比心理，以及黄赌毒等一些不法消费行为，做到节俭与合理消费相结合。其次，对家庭其他成员、特别是年轻一代进行及时的健康消费教育，采取措施纠正存在的不良消费倾向。同时对子女进行劳动教育，节俭教育，以及金钱观教育。引导家庭成员合理消费，形成一种良好的家风，既有利于家庭成员健康人格的塑造，对社会的风气也会起到一定的净化作用。

2.学校有计划地对青少年开展消费伦理教育。根据零点调查集团的一项定量研究结果表明，在家庭消费的许多领域，孩子对于家庭消费项目的购买决策具有重要的影响力。这家调查公司的研究人员还根据近年对城市少年儿童状况的若干调查结果，对当前青少年个人的消费能力的持续增长与少年儿童对家庭消费影响力比重相对偏高提出警告：随着三人之家群体已构成中国城市家庭的稳定形态，对独生子女的家庭约束机制尚不成熟，经济社会生活节奏加快导致的中青年群体的家长群体可用于家庭活动时间的减少，少年儿童对家庭消费决策的高影响力会形成新形式的非理性化消费[4]。这批对家庭消费决策具有高影响力的青少年们绝大多数的时间都在学校度过，因此，把家庭消费教育延伸到学校，显得异常迫切。相当数量的学生的消费行为已经处于一种不良状态，盲目消费、过度消费甚至进行一些有害消费。从当前青少年违法犯罪现状来看，因比吃比穿、讲享受、讲排场而发生的侵财案件，占到了80%以上。由此可见对学生进行正确的消费伦理教育，培养学生勤劳节俭、艰苦奋斗的精神和品质，已是刻不容缓的任务。学校教育是提高消费者素质的最有效的途径，它能有计划、有组织的进行教育。学校教育应该成为中国宣传消费观念、培养消费道德的主体。学校不仅应该提供基本的消费知识和消费技能的教育，更重要的是，向处于不同年龄阶段的学生宣传正确的消费观念，包括节俭消费、健康消费理念、绿色消费理念以及理财知识等。

3.社会消费教育。社会消费教育是指运用各种社会力量开展家庭消费知识的教育。可以采取以下几个方式进行：以各级消协组成全国性消费教育网络，在维护消费者权益、向消费者提供消费信息和咨询服务的同时，向人们倡导一种正确积极的消费理念。其次，大众传媒是进行消费道德教育最持久、最经常也是最有效的形式，利用各种传媒如电视台、电台、书籍、报刊及各种文艺形式经常性的开展家庭消费教育，或通过一些典型人物的报道，或通过一些理财专家的讲座形式，向社会受众传达科学合理的消费文化。

参考文献：

[1][日]小林实.东亚产业圈[M].上海：上海人民出版社,1994:239.

[2]卢嘉瑞,田学斌.论国民消费教育[J].消费经济,1999,（5）.

家庭消费论文范文第2篇

1)研究方法本文采用环境压力等式IPAT[9]的随机形式———STIRPAT模型[10]进行CO2排放影响因素的评估。由于STIRPAT模型考虑了影响环境的人口、经济和能源技术3个主要影响因素，在环境问题的研究上被广泛应用。STIRPAT的原始模型为。为了深入研究我国家庭结构以及居民消费对碳排放的影响，本文在借鉴相关文献研究的基础上[3,7]，将家庭结构变量和居民消费变量引入STIRPAT模型中，重新对模型进行改造，在不考虑其他控制变量的情况下。其中，i和t分别表示省份和时间，被解释变量I为CO2排放总量。核心解释变量中，家庭户总数和家庭户规模分别用H和HS表示，居民消费水平用Y表示，能源强度用T表示；控制解释变量中，产业结构用IS表示、能源消费结构用ES表示、外商直接投资用外资依存度FDI表示。2)CO2排放量估算方法本文参照政府间气候变化专门委员会IPCC(2006)的推荐方法对CO2排放量进行测算。由于化石燃料燃烧所产生的CO2占到了碳排放总量的95%以上，而煤炭、石油、天然气是中国广泛使用的一次能源，本文将考虑这三种化石能源所对应的CO2排放量。为精确起见，本文进一步将化石能源细分为煤炭、焦炭、汽油、煤油、柴油、燃料油和天然气7种能源。CO2排放量的具体估算公式为。式(5)中，i为能源种类，C为CO2排放总量，Ei为消耗的第i种能源的实物量，CFi是发热值，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排放系数。3)数据说明CO2排放计算公式中，各类能源消费的原始数据来源于《中国能源统计年鉴》。取值来源于2008年《中国能源统计年鉴》附录四，CCi和COFi的取值分别来源于IPCC(2006)和《中国温室气体清单研究》。模型中影响因素所涉及的数据中，家庭户规模用各地区每户平均人口数表示；居民消费用人均居民消费额表示；能源强度用能源消费量与地区GDP之比表示；产业结构用第二产业产出占地区GDP的比重表示；能源消费结构用一次能源消费中天然气消费量在总能源消费量中的比重来表示；外资依存度用各地区实际利用外商直接投资额与GDP的比重来表示。各变量相关数据来源于历年《中国统计年鉴》、《中国能源统计年鉴》以及各地区统计年鉴。本文研究对象为1997-2011年中国内地30个省市区的面板数据(不包括)。文中所涉及到的各地区GDP、人均居民消费额、实际利用外商直接投资额均按照1995年的价格水平进行了调整。

2回归结果分析

为了确认模型的有效性，本文采用Hausman检验进行验证。运用Eviews6.0软件对模型进行固定效应和随机效应的拟合，再根据检验结果选择相应的估计方法。表1报告了被解释变量为CO2排放总量自然对数的回归结果。根据检验结果，模型I~IV的Hausman检验结果分别通过了1%的显著性水平，表明应当选择固定效应模型。调整的R2统计量显示，方程的拟合优度较好，说明变量之间的联合解释能力较强。模型I~IV中，模型I只包含了基准模型的四个变量，即家庭户总数、家庭户规模、居民消费和能源强度变量的回归结果。为了检验模型I的稳健性，借鉴前人的研究，模型II~IV在模型I的基础上依次添加了产业结构、能源消费结构和外资依存度。根据表1回归结果，家庭户总数的估计系数在各模型中差别不大，都在1%的水平显著为正。家庭户总数的增加意味着需要更多的基础设施建设和住宅单元，导致钢铁、水泥等工业产品的消费需求上升，从而促进CO2排放总量的上升。从弹性系数来看，家庭户总数的变动对我国CO2排放的影响很大。家庭户规模变量与CO2排放总量显著负相关，说明大的家庭规模有利于CO2排放量的减少。一般来说，家庭规模具有规模经济性，较大的家庭规模有利于能源利用效率的提高。由于家庭户是消费的基本单位，有些能源消费是每户家庭(无论规模大小)必不可少的，如住房、制冷、取暖、家用电器等，这种能源消费受家庭户人口数的变化影响不大，大家庭的人均能源消费要少于小家庭的人均能源消费，因而有利于CO2排放量的减少。居民消费对CO2排放总量的影响十分明显，且估计系数都在1%的水平显著为正。随着我国经济的迅速发展，居民的生活水平大幅提高，消费观念也发生了重大转变。家用电器、住宅以及私人汽车等高能耗商品日益成为人们消费的热点。消费产品的高碳化倾向，导致能源消耗总量和CO2排放总量急剧增加。回归结果显示，居民消费是影响我国CO2排放的最重要因素。

能源强度估计系数与CO2排放总量显著正相关。这主要由于我国当前的经济发展依赖于大量的能源消耗，仍然处于粗放式发展阶段，以煤炭为主的能源消费结构以及能源利用率不高，技术水平落后，对CO2排放产生了直接的促进作用。产业结构对CO2排放的影响显著为正，说明第二产业比重的提高对CO2排放产生了推动作用。第二产业的能源消耗往往要比第一产业和第三产业高很多，尤其是重工业，往往都是高耗能产业。当前我国正处于工业化进程的快速发展阶段，第二产业比重过高造成能源的大量消耗，引起CO2排放量的上升等一系列环境污染问题。能源消费结构与CO2排放总量存在负相关关系，即加大天然气在能源消费结构中的比重有利于CO2排放总量的降低。与煤炭相比，天然气作为一种清洁高效的能源，热量值和燃烧效率高，CO2排放量小，是实现我国能源低碳化发展的重要力量。在我国当前能源技术水平条件下，通过提高天然气等清洁能源在能源消费中的比重对于转变能源消费结构和实现可持续发展具有重要意义。外资依存度估计系数为正，表明外商直接投资对中国环境的影响是负面的。由于我国当前的环境规制力度不够，外商直接投资更多地进入了碳关联度较高的产业，同时通过加工贸易将高碳产品返销回国内，导致了能源消费需求的增加和CO2排放总量的上升[12]。

3结论

家庭消费论文范文第3篇

（一）20世纪90年代以来城乡居民消费的变化趋势

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）。

五、简短的结论和建议

家庭消费论文范文第4篇

家庭教育消费支出是指家庭为满足其家庭成员的教育需求付出劳动或支出货币以换取教育服务的全部代价。家庭教育支出应包括教育、文化、娱乐服务等方面。近年来，随着中国经济的发展，我国城镇居民收入水平得到显著提高，人均教育消费支出不断增长。

学者们对家庭教育消费支出的研究由来已久，Benson(1961)认为家庭教育支出收入弹性随收入水平的不同而存在差异。LoraineWest（1994）对广东省的研究发现，尽管家庭教育支出与家庭收入正相关，但不同收入水平的家庭教育支出占家庭收入的比例却具有累退性质。丁小浩和薜海平（2005）实证研究表明：在校生的教育层级越高，家庭教育负担程度越高。曾满超和丁延庆（2005）研究了中国义务教育资源及其不均衡状况，主要是对生均教育收入和支出的地区差异进行描述性统计分析，通过研究发现，虽然不同地区之间资源利用模式相近,但地区之间的生均支出水平差异很大,特别是农村与城市之间、沿海省份与其它地区之间的支出差异非常明显。栾俪云（2001）从经济、社会及文化教育方面分析了城镇居民家庭教育投资的趋势。丁小浩（2005）考察了居民消费结构各组成部分的互相挤占或者替代问题。杨春华（2006）从父母的学历和职业两个维度，探讨了社会阶层与教育间的关系。

虽然有关城镇居民教育消费研究的资料很多，但总体而言，西方学者主要是对家庭教育支出行为影响因素的分析较多；而国内学者主要是就我国家庭教育消费现状进行研究。从目前的研究成果来看，尚没有成熟的理论和主流的观点，理论的研究滞后于市场的发展需求，简单的沿用消费经济理论论述教育消费问题，缺乏对教育这个特殊消费产品的深入研究，难以有效引导教育消费，无法满足教育消费者和教育市场迅速发展的需要。本文试图通过对居民家庭教育支出行为做较为深入的比较分析，为教育消费问题提供一些有益的借鉴和参考，文章首先考察了我国城镇居民家庭教育支出变化情况，其次探讨了影响我国城镇居民家庭教育消费支出变化的因素，最后得出本文的结论。

二、我国城镇居民家庭教育消费支出现状

（一）城镇居民人均家庭教育消费持续较快增长

改革开放30多年来，我国经济有了长足的发展，国民生产总值从1978年至今处于持续较快增长的状态。经济的持续增长，使得我国城镇居民的收入迅猛增长，1981年一2006年的26年间，按照现行价格计算，城镇居民收入平均每年以12.7%的速度递增。根据国家统计局公布的数据统计，2007年是中国经济自1995年以来增长最快的一年，国内生产总值比2006年增长13.0%，城镇居民可支配收入是13786元扣除价格因素，实际增长12.2%。2005年城镇居民人均可支配收入是10493元，实际增长9.6%，扣除价格因素，比2000年实际增长58.3%，“十五”时期是改革开放以来历次五年计划增长速度最快的，比“九五”平均增长速度快3.9个百分点。根据中国人民银行公布的统计数据，到2008年底，我国城乡居民人民币储蓄存款余额达217885亿元，比2000年末增加了153553亿元。这意味着人们有可能将更多的余钱用于必须的生活用品之外的其他消费，使得我国的教育消费快速增长具备了可能的前提条件。2007年城镇居民人均年收入13785.79元，较2000年增长了119.5%人均消费性支出9997.47元，较2000年增长99.8%；教育文化娱乐服务1329.16元，较2000年增长111.7%。从上图我们可以看到城镇居民人均消费性支出与教育文化娱乐服务支出均随人均可支配收入增长而增长，教育文化娱乐服务增长幅度有下降的趋势，就其总体趋势而言，人均消费性支出和教育文化娱乐服务增长幅度小于人均可支配收入的增长幅度。

（二）我国城镇居民人均家庭教育消费各项变化显著

2000年以来，我国城镇居民人均消费性支出增长平稳，但教育消费各项增长变化幅度较大。2000-2005年，我国城镇居民人均全年消费性支出由4998元上升至7942.88元，其中，2005年人均全年家庭教育消费性支出由627.82元升至1097.46，相对于2000年，增幅达到74.8%，在全年消费支出比例由2000年12.6%升至2005年14.6%。从中可知，2000-2005年我人均家庭教育消费变化中，教育文化娱乐用品波动幅度最大，2002年上涨75.93%，2004年出现了一定幅度的负增长。

（三）不同投资主体对教育经费的支出变化显著

2000年，我国教育经费总额为3849.08亿元，其中国家教育财政性教育经费2562.6亿元，学费和杂费594.8亿元。2007年我国教育经费总额为12148.07亿元，较2000年上涨115.61％，其中国家财政性教育经费上涨123.12％；学费和杂费上涨128.69％。从可知，2000-2007年，虽然国家财政性教育经费在我国教育经费投入中占主要位置，但是大部分时间属于个人教育支出的学杂费及社会团体和公民个人办学经费的增长率远高于国家财政性教育支出。同时，用于非正规教育方面的其它教育经费有较明显增加，但其变化率低于教育经费整体支出和国家财政性教育支出的增长率。造成这种情况的主要原因在于在较长一段时间内我国国家教育经费支出总量偏低，但是随着我国经济的快速发展，国家财政性教育支出以较快的速度增长。

（三）教育消费的地区差异显著

我国疆域辽阔，受经济、文化、环境差异的影响，地区间存在显著差异，这些差异导致我国不同地区人均家庭教育消费支出有着显著差异。就教育的服务方面，将全国划分为五大区并从中提出平均发展水平的城市，以2005年不同地区教育经费支出为例，海南为389305.1万元，新疆为1331540万元，云南为1750841万元，湖南为2724014万元，北京4492628万元。就人均家庭教育消费支出状况面，不同地区存在显著差异。2005年，我国城镇居民人均全年消费性支出为8938.63元，家庭教育消费支出为1129.46元，占全年消费性支出的12.6%。不同地区间，人均全年消费性支出最高的地区为西南地区比全国平均水平高674.23元，最低为东北地区比全国平均水平低1314.81元。家庭教育消费支出最高的是东部地区，为1039.99元，最低的是南部地区，为652.03元。家庭教育消费占全年消费性支出比例最高的为东部地区，最低的为西南地区，二者相差3.3个百分点。可见，我国城镇居民人均家庭教育消费支出地区差异显著，而造成这些差异的原因包括各地区不同的经济发展水平，以及观念的差异和当地的教育发展水平等因素。

三、我国城镇居民家庭教育支出变化的影响因素

（一）收入与价格因素影响我国城镇居民家庭教育消费支出

1、收入因素。近年来，随着我国经济的发展，我国城镇居民平均收入有显著的提高。收入增加，家庭消费随之增加，消费与收入同方向变动，二者存在正相关。城镇居民家庭教育消费支出比例随收入的增加而降低，且收入水平越低，家庭教育支出的负担越高。当教育支出一定时，人均收入的差异可以导致家庭教育消费比例变动。在消费一定的情况下，低收入家庭的教育消费支出比例占总消费支出比例比高收入家庭大。

2、价格因素。我国城镇居民的家庭教育消费支出的变化由收入和相关商品的价格共同作用。在收入一定的情况下，商品价格变化影响家庭教育支出变化，同时，家庭教育支出占家庭消费支出的比例也有所变化。家庭教育用品及服务价格的上涨，在收入不变的情况下，家庭教育支出同比增加；收入与家庭教育用品及相关服务价格同比增长，则家庭教育支出绝对数量增加，在家庭消费结构中所占比例不变；收入的增长率大于家庭教育用品及相关服务的增长率，则家庭教育支出绝对数量增加，所占家庭消费的比例减小。中显示，家庭教育支出价格弹性在0至2.2之间，收入与家庭教育消费支出价格弹性明显高于家庭教育消费支出价格弹性，2002-2007年收入与家庭教育消费支出的平均价格弹性为7.54，居民消费价格与家庭教育消费的平均价格弹性为1.2667，表明家庭教育消费支出对人均收入比对消费价格反应更为剧烈。

（二）受教育人所在教育层次影响着我国城镇居民家庭教育消费支出

学生所处教育层次，对我国城镇居民家庭教育消费支出有着重要影响。学生所处的教育层次由幼儿园、小学、初级中学、高级中学到高等教育依次递增，家庭教育消费随着教育层次的升高而相应增加。

不同教育层级教育支出应包括的内容有：幼儿园阶段的家庭教育消费支出主要体现在入园费用、日常生活用品、学前教育图书及学生择校费等，这一阶段的家庭教育支出相对较小，所占家庭消费结构的比例较低。小学阶段家庭教育支出主要体现在：入学费用（择校费），日常生活，学习期间的书费及素质教育的相关费用（参加各种技能、才艺学习）等。中学阶段的家庭教育消费支出主要体现在入学费用（包括择校费），学、各项杂费、书费及与素质教育相关的费用，这其中还包括学生参加的各种辅导班、家教及各种非学校教育的所有消费。

我国城镇居民全年人均消费性支出为6510.94元，普通高等学校为4861.89元，普通中学为451.38元，职业中学为882.11元，普通小学139.82元，学前教育为89.74元。其中，高等教育学杂费支出占全年消费性支出的74.6%，高等教育阶段家庭教育消费支出明显高于其它教育层级。同一地区不同层级的家庭教育消费支出对我国城镇居民家庭教育消费有着重要影响。

（三）消费结构的变化影响我国城镇居民家庭教育消费支出

近年来，随着中国经济的发展，人民收入水平的提高，我国城镇居民家庭消费结构有着显著的变化。如所示。1990年，我国城镇居民家庭消费主要为食品、衣着、文教娱乐及家庭设备及服务等，而2005年，我国城镇居民家庭消费主要为食品，文教娱乐、交通通信及衣着。同时，食品和衣着在我国城镇居民家庭消费中比例明显下降，文教娱乐和交通通信比例上长迅速。家庭教育支出与食品、衣着及家庭设备支出成反方向变动，与交通通信和医疗保健成同方向变动，且交通通信与医疗保健的增长速度超过家庭教育支出增长幅度。这种情况下，交通通信和医疗保健对家庭教育支出存在“挤出效应”。所以，消费结构的变化影响我国城镇居民家庭教育消费支出。另外，我国城镇居民家庭教育支出的影响因素还包括家庭所在社会阶层、所处文化环境及亚文化圈、家庭消费观念等。

家庭消费论文范文第5篇

关键词：城镇家庭资产；家庭消费；消费行为：分位数回归模型

中图分类号：F830

文献标识码：A

文章编号：1000-176X（2017）05-0115-08

一、问题的提出

自Modigliani提出生命周期理论之后，关于财富对消费的影响更激发了学者们的研究兴趣。Elliott分析了家庭金融财富、非金融财富与消费支出之间的关系。发现非金融财富对消费支出的影响不显著。Davis和Palumbo采用美国宏观数据进行研究，认为居民总资产若增加1美元，其总消费会随之增加3-5美分，但金融资产和非金融资产对消费的影响各不相同。Dynan和Maki使用1983-1989年美国家庭微观调查数据进行研究，发现持有股票的家庭其消费支出会跟随股票价格变化而同方向变化。但不持有股票的家庭其消费不受股价影响。Case等分别从美国国家层面和州层面对金融资产、住房资产与消费支出之间的关系进行了研究，认为住房资产对家庭的消费性支出具有显著影响。且影响大于金融资产。Bostic等将美国的两个微观调查数据库进行匹配，研究了金融资产与住房资产的消费效应，结果表明住房资产对消费的弹性系数为0.044-0.065，而金融资产的消费弹性系数为0.007-0.023，住房资产对消费的影响更大一些，且家庭的耐用品消费与非耐用品消费行为存在差异。Bonis和Silvestrini利用1997-2008年间11个OECD国家的宏观数据进行研究，发现居民金融资产的边际消费倾向比住房资产的边际消费倾向大。Sousa对1980-2007年欧元区的情况进行了研究，认为金融资产对消费的影响较大且显著，而住房资产对消费的影响效应接近于零且不显著。Peltonen等使用14个新兴国家的数据对家庭财富与消费关系进行研究，发现亚洲国家的房产财富效应正在不断增加，在股市资本化程度高的国家金融资产财富效应较强，而收入水平或者金融发展水平较低的国家房产财富效应更显著。

骆祚炎采用城镇居民1985-2005年的宏观年度数据，分析了我国居民金融资产与住房资产对消费的影响，认为住房资产对消费的影响大于金融资产对消费的影响，但二者的影响效应都较为微弱。魏锋基于误差修正模型，分析和对比了我国股票市场以及住房市场的财富效应，发现房地产市场具有扩张的财富效应，而股票市场具有收缩的财富效应。邹红和黄慧丽使用我国城镇家庭1999-2009年季度数据。分析了居民资产对消费的影响，结果显示我国房地产市场对居民消费影响显著，其财富效应远远大于股票市场的财富效应。田青对我国2001-2009年的居民金融资产与实物资产进行了估算，并分析了二者对消费的影响，认为家庭资产会对消费产生积极的促进作用，其中实物资产对消费的影响作用较强，居民储蓄和股票资产对当期消费会产生挤出效应。而其他类型金融资产对消费的影响不显著。乐长根和辜宏强运用2003-2010年季度数据，使用误差修正模型分别对居民股票资产、储蓄资产、住房资产与消费变动之间的关系进行检验，发现股市存在微弱的负财富效应，住房市场的正财富效应相对显著，储蓄资产从短期来看具有负财富效应，在长期则有正财富效应。谢垩采用我国健康与养老追踪调查数据，首次在微观层面上探究了家庭资产对消费的影响，认为对于拥有自有住房者而言，房产的消费弹性明显大于金融资产的消费弹性。张大永和曹红使用我国家庭金融微观调查数据，分析了家庭住房资产、金融资产及其他实物资产对消费的影响。研究结果表明，拥有自有住房与否、住房的价值和金融资产规模等因素都对家庭消费产生显著影响，且住房资产对消费的影响大于金融资产。进一步分析认为，无风险金融资产对非耐用品消费产生较大影响，而风险金融资产对耐用品消费影响更大。陈训波和周伟使用2008年的我国家庭动态跟踪调查数据，分析了我国城镇不同类型家庭财富对消费的影响，认为家庭各类资产对居民消费的影响显著，且金融资产的边际消费倾向高于房产。家庭人口数量和户主特征等因素也对城镇居民消费产生显著影响。李涛和陈斌开基于微观家庭数据，区分和比较了家庭生产性固定资产和非生产性住房资产对居民消费的影响，考察了家庭资产对居民消费的“资产效应”和“财富效应”。研究发现，家庭住房资产主要呈现出消费品属性，只存在微弱的“资产效应”而不存在“财富效应”。相反，家庭生产性固定资产具有明显的“资产效应”和“财富效”。张屹山等分析了我国居民收入与金融资产结构，结果发现，无论城镇还是农村家庭，财产性收入对消费的促进作用都不显著，原因是我国居民财产性收入在总收入中的占比较低。李波利用我国家庭金融调查数据，从理论和实证角度论证了金融风险资产对消费支出的财富效应与风险效应，认为两者存在替代关系，随着家庭金融资产的持有权重提高，资产财富的边际消费倾向增加，资产风险的预防性储蓄倾向也随之增加。

上述研究的结果表明，不同国家、不同家庭的财富对消费的影响各不相同，尤其在我国，利用微观数据进行这一领域的研究近几年才展开，研究的内容还有待进一步深入。本文拟利用我国家庭金融调查数据（China Household FinanceSurvey，CHFS），研究我国城镇家庭金融资产、住房资产以及非住房实物资产对家庭消费的影响，特别地，本文将采用分位数回归模型，重点研究不同收入水平家庭的消费影响因素。并将家庭金融资产细分为无风险资产、风险资产和社保账户资产，分别研究不同类别的金融资产与家庭消费之间的关系，回答家庭特征变量对家庭消费的影响程度。

二、样本选择、变量定义及描述性统计

（一）样本选择

本文使用的数据来源于CHFS 2011年的全国基线调查数据。CHFS是西南财经大学我国家庭金融调查与研究中心进行的一项全国性的全面系统的入户追踪调查，涵盖了全国25个省（市、区）、80个县、320个社区共8 438户家庭，个人信息的样本量为29463人，具有广泛的地域代表性及大样本性质。CHFS针对性较强，拥有居民家庭各项金融资产的详细信息，全面客观地反应了当前我国家庭金融的基本状况。通过与国家统计局公布的可比数据进行对比，CHFS调查数据与国家统计局公布的数据基本一致，说明CHFS调查数据的高质量与可信度。

在数据处理过程中。首先将存在缺失值和异常值的家庭剔除，然后根据以下原则对样本进行筛选：（1）户主年龄限制在20-65岁，这部分家庭是当前社会主要消费群体，且数据缺失较少。（2）部分低收入家庭的收入仅来源于政府补贴，不具备代表性，因此，将收人最低5%的家庭剔除。最终获得有效样本2888个。

（二）变量定义

结合CHFS的数据，本文给出变量定义如表1所示。

（三）描述性统计分析

由我国城镇家庭关键指标的描述性统计结果可知，从金融资产上看，我国城镇家庭金融资产均值为86030.00元，其中风险金融资产为28926.20元，无风险金融资产为57103.80元，即大多数家庭持有的无风险资产远高于风险资产。此外，家庭拥有的社保账户资金不容忽视，达到23220.60元；从实物资产上看，城镇家庭拥有的住房资产价值达632283.00元，远高于其他实物资产的价值；①此外，样本中的家庭规模基本符合我国大多数城镇家庭为三口之家的状况；约有16%的家庭户主具有大学本科及以上学历；户主中68%为男性，89%已婚。

（二）有房家庭消费支出的分位数模型估计及影响结果分析

根据模型（3）估计家庭资产对有房家庭支出的回归结果如表2所示。由表2可知：

第一，家庭金融资产显著影响家庭消费，并随收入水平的提高影响程度逐步下降。金融资产的消费弹性在1%显著水平下显著为正，说明有房家庭消费明显与家庭金融资产有关，从数量上看，收入水平越低的家庭对财富越敏感，收入水平越高的家庭，财富对家庭消费的影响越小。

第二，住房资产显著影响家庭消费，且住房资产对消费的弹性大于金融资产对消费的弹性，随着收入水平的提高住房资产对家庭消费影响程度逐步下降。住房资产对于消费支出的弹性在1%显著水平下显著为正，说明不论高收入还是低收入家庭的消费支出都与其所拥有的住房资产显著正相关，越是低收入家庭，住房资产对消费的影响越强烈。与金融资产相比，无论哪一类收人群体，其家庭消费都受住房资产的影响更大。我国城镇有房家庭的住房资产均值为632283.00元，远高于金融资产均值86030.00元的水平，因此，笔者认为，住房资产的保障作用对消费的影响明显大于金融资产对消费的促进作用。

第三，家庭可支配收入是影响家庭消费的关键因素，家庭的收入消费弹性随收入增加而减小。所有变量中，消费的收入弹性最大，且都在1%显著水平下为正。随着收入的增加，家庭消费的收入弹性渐次变小，这正如凯恩斯消费理论所述，边际消费倾向随着收入的增加而减少。

第四，非住房类实物资产对家庭消费的影响高于预期，且随着家庭收入的增加，对家庭消费的影响随之增加。非住房类实物资产大致包括汽车、相机、空调或奢侈品等众多耐用品以及字画等艺术品，这类资产对家庭消费的影响比我们预期的要大，仅次于收入对消费的影响，并且随着家庭收入的增加，对家庭消费的影响随之增加。

第五，中等收入家庭的消费支出受家庭规模的影响大于低收入和高收入家庭。家庭规模对家庭消费的影响在五个分位点上均显著为正，其中在Q50分位点的系数最大为0.071，总体呈现倒u型状态。消费支出与家庭成员人数正相关毋庸置疑。对于中等收入家庭来说，家庭人员增加相的消费支出必然增加。但对于高收入家庭来说，家庭成员增加多出的开支对家庭总体消费的影响不大，换言之，’增加一个人的开支占家庭总消费中的比重相对较小：对于低收入家庭来说，也许多一个孩子的投资仅限于多了基本的生存性消费，占总体家庭消费的比重也不大。因此，表现出家庭规模对家庭消费的影响随着收入水平的提高呈现倒u型状态。

第六，户主学历对最高收入家庭的影响不显著，对其他收入水平家庭的影响差别不大。估计结果显示，户主学历高的家庭其消费支出也高，这是由于学历高一般伴随着收入水平高。相应地消费水平也高。但对于特别高收入的家庭来说，其收入水平或者由于创业、机遇和继承等原因，其学历水平已不是主要因素。

第七，中低收入的男性户主家庭消费低于女性户主家庭，高收入家庭的户主性别对家庭消费影响不显著。这是我们根据模型估计结果得出的一个有趣的结论。户主性别对家庭消费的影响在Q10、Q30和Q50分位点均显著为负，在Q70、Q90分位点上则不显著，即男性户主低收入家庭的消费比女性户主低收入家庭的消费少16.6%，次低收入和中等收入男性户主家庭相对女性户主家庭少消费7.4%和3.9%。

在我国传统中，家庭户主通常为男性，户主为女性的家庭更多为离异和未婚家庭。在高收入家庭，户主性别不影响家庭消费容易理解，但在中低收入家庭中，笔者认为产生前述现象可能有两个主要原因：一是女性户主如果离异，她很可能需要进入下一段婚姻，在这期间就需要保持一定的“面子”消费，并且不需要为下一段婚姻积累资金。而如果是离异的男性户主，他为了下一段婚姻则更可能需要积累资金，节俭消费。二是女性户主如果再婚。通常她就是家庭住房的拥有者，而她又处于中低收入家庭，很可能意味着她的家庭住房是靠相对有钱的娘家资助的，在有外来经济资助情况下，家庭消费支出可以更高。

第八，正常婚姻状态对中低收入家庭的消费具有促进作用，对高收入家庭影响不显著。估计结果显示。户主婚姻状态对家庭消费的影响在Q10、Q30和Q50分位点上分别为0.108、0.212和0.136（在Q70和Q90分位点上不显著），也就是说，婚姻状态正常家庭的消费水平要高于离异、未婚家庭，而高收入家庭则不受户主婚姻状态的影响。婚姻状态正常的中低收入家庭一般来说收入来自于夫妻双方，高于离异或未婚家庭，从数据上看，消费增加在10%-20%左右。

（三）无房家庭消费支出的分位数模型估计及影响结果分析

根据模型（3）估计家庭资产对无房家庭支出的回归结果如表3所示。

由表3可知：

第一，家庭金融资产显著影响家庭消费，高收入无房家庭对金融资产相对更敏感。由估计结果可知，消费支出的金融资产弹性都显著为正，说明无房家庭消费同样与家庭金融资产有关。样本数据显示，有房家庭的平均收入和平均金融资产比无房家庭分别高出23%和50%，也即我国的无房家庭通常是收入相对较低的家庭。无房家庭中的高收入家庭最有可能购房。这类家庭必须攒钱购房，所以对财富最敏感。

第二，家庭可支配收入是无房家庭消费的最重要影响变量。与其他变量相比，无房家庭的消费收入弹性最大，且明显高于有房家庭的消费收入弹性，但无房家庭的消费与收入之间没有呈现明显的由收入引起的变化，甚至高收入家庭的弹性相对较大。这也是因为无房家庭大部分属于相对低收入家庭，没有足够的资金用于购房和消费，对收入敏感。

第三，非住房类实物资产对无房家庭消费的影响较大。非住房类实物资产对无房家庭消费的影仅次于收入对消费的影响，但影响程度并未随着家庭收入的变化成规律性变化。

总体来看，无房家庭与有房家庭的消费支出都受收入、实物资产和金融资产的影响，但影响强度却不同。有房家庭的消费支出与我们对现实的认知更吻合，而无房家庭中不同收入水平家庭的各个变量系数没有呈现规律变动。从模型对各变量不同分位点上的系数斜率相等检验结果可以看出，不同分位点上的系数（D1除外）都不能拒绝斜率相等的假设，也即各分位点上的系数斜率可以认为没有显著差别。虽然无房家庭的收入有高低之分，但由于普遍收入较低、金融资产较少、又都没有住房资产，因此，无房家庭普遍需要节俭开支、压缩消费、攒钱买房，总体上他们处于同一消费水平，属于同一种消费群体。

（四）无风险金融资产和风险金融资产对有房家庭消费支出的影响分析模型（4）的分位数回归结果如表4所示。

对表2和表4相同变量的系数变化进行比较可以发现，将广义金融资产划分为无风险金融资产、风险金融资产和社保账户余额后，估计的系数基本不变。趋势则完全没有改变，说明模型是非常稳健的。这里，我们仅分析家庭无风险金融资产、风险金融资产和社保账户余额对家庭消费的影响。

第一，无风险金融资产对家庭消费影响最大，且其弹性系数随收入的增加而减少。随着家庭收入水平的提高，无风险金融资产对家庭消费的影响程度渐次减小。从描述性统计分析即可以看出，我国城镇家庭无风险资产大致是风险资产的两倍，且低收入家庭无风险资产配置的比重更高，而高收入家庭风险资产的配置比重更高，①上述结论正是消费理论和我国家庭金融资产配置状况决定的，低收入家庭无风险金融资产对消费的保障作用更明显。

第二，风险金融资产对家庭消费性支出的影响微弱，收入越高，家庭消费的风险金融资产弹性越大。在家庭金融资产配置结构中，高收入家庭更倾向于配置风险金融资产，其数量更多、比重更高、种类也更丰富。本文的估计结果与实际情况完全相符。最低收入10%的家庭消费对风险金融资产不敏感，最可能的情况是这部分家庭没有或仅有极少的风险性金融资产。随着收入的增加，家庭消费的风险金融资产弹性渐次增大，在最高收入的10%家庭中，其风险金融资产对家庭消费的影响最高，弹性为1.6%。

第三，社保账户余额对消费的影响随家庭收入的增加而减弱。对于低收入家庭来说这是一笔不可忽视的财富，即使目前不能直接使用，但仍是可以预期的个人财富，对稳定当前消费具有重要作用。而对于高收入家庭来说，其家庭收入支付当前消费绰绰有余，社保账户余额不会对当前消费有任何影响。

四、结论及讨论

第一，无论是有房家庭还是无房家庭，家庭财富都是影响家庭消费的重要因素。有房家庭中的低收入者对财富更敏感；无房家庭中的高收入者对财富更敏感。我国家庭拥有无风险金融资产的比重两倍于风险金融资产，因此，无风险金融资产对家庭消费的影响更大。

第二，对有房家庭而言，无风险金融资产配置的比重随家庭收入的提高而递减，风险金融资产配置的比重随家庭收入的提高而递增。低收入家庭的资产结构中无风险金融资产比重最高，风险金融资产比重最低，风险金融资产的变动对家庭消费没有影响。高收入家庭正好相反，无风险金融资产对其家庭消费没有影响。

第三，社保账户资产在家庭财富中占有较大比重，大约占广义家庭金融资产的20%以上，占低收入家庭金融资产的比重更高达25%。虽然这是一笔不能当期使用的资产，但却是中低收入家庭良好的预期保障，因此，做好社会保障工作对提高我国城镇家庭消费支出具有重要意义。

第四，对有房家庭而言，不论高收入还是低收入家庭的消费支出都与其所拥有的住房资产显著正相关，且越是低收入家庭，住房资产对消费的影响越强烈。与金融资产相比，无论哪一类收人群体，其家庭消费都受其拥有的住房资产的影响更大。是否拥有住房、是否需要为购房积累资金，这些选择都会影响家庭消费支出。

第五，汽车、相机、空调或奢侈品等非住房实物资产通常具有消耗性，家庭拥有这类资产越多，基于该类资产的支出越多，但这些资产正是消费结构升级的趋势和方向。因此，政府还需不断在政策上向中低收入阶层倾斜，提高其收入水平和消费能力，进而促进全民生活水平和生活质量提高，最终提高社会总需求。

家庭消费论文范文第6篇

关键词：家庭消费模式 节约型家庭消费模式 运行条件

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）

4.[美]曼瑟尔・奥尔森.集体行动的逻辑.上海人民出版社，1995

家庭消费论文范文第7篇

内容摘要：本文从教育消费对经济发展的促进作用出发，研究了居民教育消费中的教育消费比率的问题，解释了居民教育消费比率的含义，介绍了理论及经验模型、国外教育消费比率的状况，并分析了影响居民教育消费比率高低的几个重要因素。本文旨在更好地引导我国居民教育消费。

关键词：人力资本 教育消费比率 影响因素

教育在社会生活的各个领域中的地位越来越重要，这已成为世界各国的共识。居民教育消费是教育消费中的一个重要的问题。虽然国外学者直接提到教育消费这个概念的比较少，但许多国家的学者从不同的角度，对居民教育消费问题进行了有益的探索，取得了一些有价值的成果。其中对居民教育支出比率的研究即是一例。

研究居民教育消费比率的意义

教育与一国经济发展也是紧密相联的，美国、英国、法国、德国、日本等发达国家的历史证明，发展教育能大大地促进经济增长。居民教育消费比率是居民消费结构的重要内容。教育消费比率的高低反映了居民对教育的重视程度。我们可以从各国居民消费基本情况来了解教育消费比率。

居民教育消费比率（ER）的涵义

国外学者对居民教育消费比率的理解也不完全一致，有的国家把它看成是家庭所有支出的百分比。如东欧一些国家在统计中，计算教育消费的比例时是以占家庭总支出的百分比来计算。美国学者Sandrd J. Huston 研究了美国家庭教育支出的比率问题，他提出的居民教育消费比率（ER）是指每年家庭非必需品消费中，居民享受教育及其服务所占的比例。所谓必需品和非必需品，Sandra J. Huston 认为，必需品包括：住所、器具、衣物、食品。非必需品包括：健康和个人护理、酒和烟、人身保险、交通、娱乐和教育支出。从两者的统计口径来看，存在着一定的差异，因此，在同一个国家相同的统计数据中，前者的比率要小，而后者的比率要大。

居民教育消费模型

为了更好地衡量居民教育消费，国外的学者提出了居民教育消费的理论模型和经验模型，用来对居民教育消费进行定量分析。这种理论模型对于分析我国的居民教育消费也具有一定的参考价值。

理论模型

该理论模型的方程式是从经济学有关消费者需要理论推导而来的，特别是该模型对恩格尔系数（函数）作了适当的修改。因此我们可以形象地称之为教育恩格尔系数，即居民教育消费在总消费支出中的比例。用公式表示如下：

ER= f（I，HC）

公式中，ER代表家庭消费中用于教育消费部分占非必需品消费的比例，I表示家庭收入，HC表示反映家庭特性的一系列变量，这些变量包括：家长的年龄、家庭的规模大小、受教育的层次、地域、性别、民族或种族、家庭子女状况等等。

从该理论模型可以看出，居民教育消费比率的高低，与家庭的收入及家庭的特征是一种函数关系。

经验模型

该模型认为，因变量是以比例的形式存在，在确定居民教育支出的比率时则可选择自然对数模型的形式来进行研究。因变量表示百分比几率的自然对数，经验模型的方程是根据普通最小二乘法（OLS）的回归。其方程式如下：

ln[ER/(1-ER)]=β0+β1I+β2iHC 这里i=1，......,n

因为ER的值是有一定的极限的，ER最大为1，最小为0，那么，因变量的极限值也相应为在0和1之间变动。公式中，I代表家庭收入，HC表示家庭特性变量。

经验模型为我们提供了一种分析居民教育消费有效的方式，我们可根据不同的变量和假设，来了解哪些是影响居民教育消费的主要因素，哪些是次要的因素，从而更好地揭示居民教育消费的规律。

比较各国教育消费的比率是一件困难的工作，因为各个国家使用的统计方法和手段的不同，会导致统计数据有较大的差异。但我们可以从根据权威机构已公布的统计数据看出，保加利亚等11个国家中，爱沙尼亚和波兰的家庭教育消费比率逐年提高。其它几个国家教育消费比率有的有所提高，有的没有变化，有的教育消费比率有起伏。教育消费比率最高的是塞浦路斯，1999年曾达到3.4%，最低的是斯罗伐克，1999年家庭教育消费比率才0.4%。

从东欧国家的居民消费结构来看，居民教育消费水平还比较低。以上几个国家的教育消费比率，在各国家庭消费支出统计项目中，所占比例最小。从居民的消费结构看，占比重最大的项目是食品和非酒精饮料类支出，一般占总支出的20%~43%，其次是住房、水、电和其它燃料，一般占家庭消费支出的10%~20%。以居民教育消费比率逐年增长的国家爱沙尼亚为例：

爱沙尼亚的居民消费结构变化有以下几个明显的特点：基本生活用品和耐用消费品比例下降，如食品和非酒精饮料、住房、水电、燃料、服装鞋类等；保健、交通、通讯和教育消费有明显的增加趋势。但尽管如此，教育消费的比重依然较小。

根据美国BLS提供的消费支出的统计数据，计算美国近几年的居民消费，教育消费占总消费支出的比例为1.6~1.7%之间。这与东欧的一些国家的比例差别不是很大。从支出的总量来看，各国收入水平不一样，因此，在教育消费的绝对量上是存在着一定的差异的。

影响居民教育消费比率的因素可从宏观和微观的角度来进行分析。从宏观因素来看，主要有一个国家的经济发展水平、教育体制等因素。一个国家的经济发展水平越高，居民对提高个人素质的需要越迫切，因此越重视对教育的投入。经济发展水平越低的国家，教育资源严重不足，居民家庭用于教育的支出较少。一个国家的教育体制也是影响居民教育消费比率高低的重要因素。二战以来，许多国家用于私立学校的居民教育消费增加较快，其别是私立高等院校的增加，对扩大居民教育消费支出起到了较大的推动作用。根据联合国教科文组织的统计，在许多发展中国家，大多数学生是在私立院校学习，菲律宾86%的学生是在私立院校中学习，韩国的私立院校学生占75%。韩国的私立学校集中体现在高中和高等教育方面。1993年，韩国的私立大学有102所，占大学总数的80%以上。韩国自70年代以来，政府通过发展私立教育，增加家庭对子女教育的投入来筹集教育经费，发展韩国的教育。私立大学的增加，对提高居民教育消费支出水平起到了很大的影响，这也是韩国的居民教育消费比率较高的一个重要原因。 韩国的居民教育消费比率从70年代以来，大部分年份都在7%以上。

统计表明，韩国居民教育消费支出在家庭总支出中的比例自上世纪70年代以来呈递增的趋势，其中韩国的农村家庭的教育消费比例比城镇家庭的支出比例要大。如果从韩国居民教育消费占消费支出的比例来算，韩国的教育消费支出比率将更高。在许多国家，由于教育成本上升和普遍实现成本分担原则，很多国家提高了高等教育学杂费的标准，学杂费成为许多发达国家高等教育经费的重要来源，高等教育学杂费增长是居民教育消费比率提高的一个重要因素。

从微观因素来看，影响居民教育消费比率的因素主要有：家庭收入、住户的年龄、家庭规模大小、受教育层次等。

家庭收入的影响。家庭收入对居民教育消费支出影响较大，根据有关研究资料显示，家庭收入与居民教育消费呈正比例关系，即家庭收入水平越高，居民用于教育消费的支出越多。由于居民教育消费比率是一种比例关系，因而，家庭收入的增加，对消费比率的影响有几种可能，一是家庭收入水平提高，教育消费比率提高。这要保持绝对支出的增加的同时，教育消费支出的增长速度超过其它消费项目支出的速度。二是家庭收入水平的提高，教育消费比率不变。家庭收入水平提高，教育消费支出增加，但在消费支出中的比例没有变。三是家庭收入水平提高，教育消费比率下降。在这种情况下，家庭收入水平虽然提高了，但教育消费支出的增加速度较低或没有增长，因而，教育消费比率下降。1995年美国学者Sandra J Huston根据美国的消费统计资料进行实证研究后，得出家庭收入与教育消费比率没有很明显的相关性。但中国学者在研究家庭教育支出的负担率（家庭教育支出与家庭收入的比例）时发现家庭教育支出负担率平均与家庭人均收入呈反向变化关系。

住户的年龄。住户的年龄是影响家庭教育消费支出的另一个重要因素。根据人力资本理论，人在年轻时投入到教育的收益最大，以后随着年龄的增长，教育消费比率与年龄呈反比例关系。美国学者Sandra J. Huston的研究表明年龄对家庭教育支出比率影响最大。假定其它的因素不变，相对年轻的家庭教育比率最高，随后开始下降，直到40岁左右，教育比率开始上升，一直到67岁，再开始下降。这种家庭教育比率演变规律，很好地说明了一个人在年轻时，倾向于人力资本的投资，随后教育比率开始下降，到40岁左右时，父母把更多的钱投资于子女的教育方面。家长的受教育水平是仅次于年龄的对教育比率影响较大的变量。

家庭规模的大小。家庭规模主要是指家庭人口数量的多少。当家庭人口规模扩大时家庭教育消费比率也将增加。国外对居民教育消费支出的研究结论显示，有子女和无子女的家庭相比，有子女的家庭的教育消费支出比率比无子女的家庭教育消费支出比率要高。

受教育的层次。家庭成员接受教育的不同层次，影响家庭教育消费的支出比率。教育层次不同，家庭相应支付的教育费用也不一样。美国劳工部公布的2000年消费支出数据表明，居民受教育程度越高，其教育支出的数额越大。大学以下的居民人均教育消费支出为427美元，大学层次以上的居民人均教育消费支出为1226美元。显然，教育程度越高，教育消费支出的数额越大，在收入一定的情况下，教育程度越高，居民教育消费支出的比率也会越高。人力资本投资理论考察了教育成本和教育收益的问题，指出一个人之所以投资教育是因为未来个人教育收益的增长速度要高于个人教育成本的增长速度。因此许多家庭愿意对家庭成员进行教育投资。

总之，影响教育消费支出比率的因素是多方面，我们可以利用各国或各地的教育消费支出比率资料，来分析一国或地区对教育消费的重视程度，制定正确的教育发展政策，更好地满足居民教育消费需要，提高居民教育消费水平。

家庭消费论文范文第8篇

[关键词]家庭债务；消费习惯形成；旅游消费

[中图分类号]F59

[文献标识码]A

[文章编号]1002-5006（2016）12-0018-10

Doi： 10.3969/j.issn.1002-5006.2016.12.009

近年来，随着我国经济的不断发展，人们的收入和消费水平逐步提高，消费观念也在发生转变。杨春花指出由于生产力的巨大发展，物质财富丰富以及文化全球化等原因，我国居民的消费观念从重节俭转变为重发展；从量入为出转变为即时消费又到超前消费[1]。消费观念的转变带动了我国居民家庭资产结构的变化，其中，最为显著的变化即为家庭债务的持续攀升。家庭债务主要来源于居民向金融部门和非金融部门的借款，并用于提前消费，如购房、购车及短期的信用消费等。在我国，旅游产业在经济的发展中具有举足轻重的地位，并已成为一些地区的支柱性产业，旅游经济的快速发展将直接关系到各地区乃至整个国家的经济发展。旅游消费是刺激旅游经济发展的重要动力，也是我国拉动内需的重要手段，那么，当前我国家庭债务的持续变化对旅游消费会生产何种影响？从发展旅游经济的角度看，我国家庭债务的合理区间是多少？对以上两个问题的回答不仅有利于我们进一步认识家庭债务变化与旅游消费的关系，而且可以从家庭资产结构角度为发展旅游经济提出更具价值的参考。通常而言，家庭债务的上升降低了家庭可预期的收入，当生活必需品消费变化不大时，对旅游等奢侈品的消费就会相应减少，现有研究大多认为家庭收入与旅游消费之间呈线性协整关系[2]，那么，家庭债务与旅游消费也应存在长期稳定关系，但是，一方面，居民消费具有习惯形成的特点，消费习惯一旦形成就难以很快改变，因而消费支出不仅受到现期收入的影响，也受到自己曾经实现的消费水平以及周围人消费水平的影响[3]；另一方面，居民可能会负债消费旅游产品，家庭债务与旅游消费表现为同时上升。因此，家庭债务上升的同时，旅游消费的下降并无必然。这说明如果家庭债务与旅游消费存在长期稳定关系，那这种稳定关系也是非线性的，即非线性协整关系。事实上，实证模型中的变量之间往往为非线性关系，由于阈值效应的存在，变量在不同机制中的调节是不同的，传统线性模型无法反映这种经济特征，而且线性模型因忽视了经济行为的内生变化可能产生的非线性，很可能会产生有误的结论[4]。鉴于此，本文首先构建了具有消费习惯形成的旅游消费模型用于探讨我国家庭债务对旅游消费的影响，然后在该模型基础上引入阈值协整分析，从定量角度发现我国家庭债务、消费习惯形成和旅游消费之间的阈值协整关系。

1 具有消费习惯形成的旅游消费模型

旅游消费属于消费里的奢侈品消费，目前并没有专门针对旅游消费的理论模型，现有研究多是借用比较成熟的消费理论研究旅游消费，如使用凯恩斯的绝对收入假说探讨了我国城乡居民国内旅游消费与收入的实证关系[5-6]。与以上分析不同，本文参考龙志和等提出的消费理论模型[7]，通过对其修正以构建一个旅游消费模型，旨在分析家庭债务及消费习惯形成与旅游消费的内在关系。

在生命周期-持久收入假说中，消费者的效用函数依赖于当期和今后的总消费，消费者追求效用最大化，但会受到收入和资产的约束，假设所有家庭同质，则最大化问题为：

[V=maxEti=0∞1（1+ρ）iU（Ct+i）] （1）

其中，[E]为时间期望，[ρ]为时间偏好，且[0

[At+i=0∞1（1+r）iEtYt+iWt] （2）

约束条件中的[At]为家庭初始资产，[r]为实际利率，[Yt]为家庭在[t]期的收入，[Wt]表示家庭期初资产与未来收入之和。在式（1）中，将消费者的相对消费设置为当前消费[Ct]与习惯水平[Zt]，并作出严格假设，只有在当前消费超过习惯水平时，效用函数[U]才起作用，效用函数的具体形式为：

[UCt，Zt=（Ct-Zt）γiγi]

在管制条件和消费投资策略给定情况下，Constantinides证明了存在唯一的最优消费[8]，即：

[Ct*=Zt+hWt-Ztr+a-b] （3）

其中，[h]为无风险资产回报率，[a]和[b]均为刻画习惯水平的参数。本文在式（3）基础上，将最优消费分为两个部分，必需品消费[CIt]和奢侈品消费[CEt]，且[Ct=φtCIt+（1-φt）CEt]，[0

[Zt=λtCIt-1+（1-λt）CRt]

[0

[CEt=α1CIt+α2CIt-1+α3CRt+α4Wt] （4）

其中，[α1=-φt1-φt]，[α2=r+a-b-h（1-φt）（r+a-b）λt]，[α3=r+a-b-h（1-φt）（r+a-b）（1-λt）]，[α4=h1-φt]，由式（4）可知，本文构建的旅游消费模型反映了旅游消费受当前和以前必需品消费、高消费者旅游消费的示范效应以及未来财富预期的影响，由于预期值不可得，在估计时往往采取前一期的财产代替，当家庭债务上升时，未来财富的预期也会相应的下降，因此，旅游消费模型也能够体现出家庭债务变化对旅游消费的影响，本文在实证中将使用家庭债务替代财产进行估计。

2 阈值协整模型、变量及数据说明

2.1 阈值协整模型

在式（4）及前文分析的基础上，本文将建立阈值协整模型检验我国家庭债务[（HD）]对旅游消费[（CE）]的阈值协整关系，同时将家庭可支配收入[（HDI）]作为控制变量引入模型，基础回归模型如下：

[CEt=α0+α1CIt+α2CIt-1+α3CRt+α4HDt+α5HDIt+（β0+β1CIt+β2CIt-1+β3CRt+β4HDt+β5HDIt）F（BDXt-d，η，?）+εt] （5）

在式（5）中设置非线性平滑机制转移函数[F（BDXt-d，η，?）]以反映家庭债务变化对旅游消费的非线性关系，其中，机制转移函数[F∈[0，1]]，[BDX]为阈值变量，可以根据研究需要选择不同变量作为阈值变量，[d]为发生转移的位置参数，[η]为体现转移速度的平滑参数，[?]为阈值变量的阈值，[ε]为误差项。当非线性平滑机制转移函数[F（BDXt-d，η，?）=0]时，我国家庭债务等变量对旅游消费的影响由[α1]，[α2]，[α3]，[α4]和[α5]刻画，这时为第一效应机制，当[F（BDXt-d，η，?）=1]时，平滑机制转移函数转变为第二效应机制，此时我国家庭债务等变量对旅游消费的影响由[α1+β1]，[α2+β2]，[α3+β3]，[α4+β4]和[α5+β5]刻画。而当[F（BDXt-d，η，?）∈（0，1）]时，我国家庭债务等变量对旅游消费的影响在两个机制之间平滑，具体值由[F（BDXt-d，η，?）]决定。同时，式（5）为基础的旅游消费回归模型，鉴于我国城乡经济发展的差异，为了体现城乡居民在旅游消费中的不同特点，本文将对城乡居民的旅游消费分别进行回归分析，在回归之前对回归模型中的变量选择进行更为具体的甄别。

2.2 变量及数据说明

由于数据的可得性及研究需要，本文处理的是2007―2013年的季度时间序列数据，其中，家庭债务的季度数据来源于中国人民银行网站，2007―2012年城镇居民旅游消费和农村居民旅游消费的季度数据来自各年《中国旅游年鉴》，2013年旅游消费的季度数据由《旅游抽样调查资料（2014）》提供，其余数据均来自国家统计局网站。为了剔除季节性影响，对所有数据使用X11季节调整方法进行处理，同时对所有数据进行对数处理以消除可能存在的异方差性。

家庭除向金融机构借款外，还会向非金融机构借款，这部分借款数据难以取得，但家庭通过金融机构获得的消费信贷总体可以反映家庭债务的变化趋势，因此，使用家庭消费信贷季度增加额代表家庭债务[（HD）]。在统计数据中较难识别必需品消费[（CI）]，考虑到必需品消费相比奢侈品消费更具稳定性，本文使用Hodrick-Prescott滤波技术，分别对城镇居民和农村居民的人均消费支出进行滤波，平滑数据后可剔除消费支出中的波动部分，经过平滑的消费支出即为城镇居民必需品消费[（UCI）]和农村居民必需品消费[（RCI）]。旅游消费[（CE）]分别使用城镇居民旅游消费额[（UCE）]和农村居民旅游消费额[（RCE）]表示，但2008年和2009年的《中国旅游年鉴》仅提供了农村居民季度人均旅游消费额和季度出游率，本文首先使用农村总人口计算出季度出游总人数，再根据季度人均消费额计算出各季度农村居民用于旅游消费的总额。对于高消费者旅游消费的示范效应[（CR）]，在统计数据中，城镇居民旅游消费没有有效的参照群体，本文仅在对农村居民旅游消费回归中使用示范效应，并以城镇居民旅游消费额[（UCE）]作为农村居民旅游消费的示范效应[（RCR）]。家庭可支配收入[（HDI）]分别使用城镇家庭人均可支配收入[（UHDI）]和农村家庭人均纯收入[（RHDI）]表示。

3 实证检验与结果分析

3.1 模型的初步检验

在做出一系列严格检验后才可以使用阈值协整模型进行回归[9]。这些检验包括变量的平稳性检验、格兰杰因果关系检验、确定非线性平滑机制转移函数位置参数、阈值协整关系检验以及确定非线性平滑机制转移函数形式等。

3.1.1 变量平稳性检验

本文采用ADF（Augmented Dickey Fuller Test）方法对平稳性进行验证，这是建立阈值协整模型的前提。单位根检验结果见表1，城镇居民的相关变量在水平序列仅有必需品消费是平稳的，其余变量在水平序列均为非平稳，对所有变量进行一阶差分，发现所有变量在5%显著性水平下平稳，即均为I（1）序列。农村居民的相关变量在水平序列均为非平稳，而一阶差分平稳，同样为I（1）序列。检验结果说明本文选取的变量之间有可能存在阈值协整关系。

3.1.2 格兰杰因果关系检验

格兰杰因果关系主要为了说明一个变量的变化是否为其他变量变化的原因。如果两个一阶单整的非平稳变量存在线性协整关系，则可直接用原变量做格兰杰因果检验，否则须用一阶差分变量做格兰杰因果检验。因为本文未做线性协整关系的分析，严谨起见，对所有变量进行一阶差分做格兰杰因果检验，见表2。

由表2可知，家庭债务在5%的显著性水平下是城镇居民旅游消费的格兰杰原因，城镇居民的必需品消费及可支配收入在10%的显著性水平下也是城镇居民旅游消费的格兰杰原因，反之则不是。这说明家庭债务、城镇居民必需品消费及可支配收入的变化会引起城镇居民旅游消费的变化。再看农村居民相关变量的检验，家庭债务与农村居民旅游消费虽为同阶单整，但两者不存在格兰杰因果关系，这可能是因为，家庭债务的数据使用季度消费信贷增加额表示，无论是购房、购车还是信用消费均以城镇家庭为主，特别是购房贷款的前提是房屋具有产权，农村房屋往往建在农业集体用地上，不具有产权，较难获得金融机构贷款。同时，农村人均纯收入不是农村居民旅游消费的格兰杰原因，说明农民收入的增加不会刺激旅游消费，这与依绍华和聂新伟的结论不一致[10]，但是可以作出较为合理的解释，本文使用的农村居民旅游消费数据是由出游率和人均旅游消费共同构成，刁宗广实证发现农村居民出游率与农民居民人均纯收入相关性不高、影响不大[11]。在农村居民收入相对较低的情况下，收入的增加并不能刺激农村居民的出游率，进而不构成农村居民旅游消费的格兰杰原因。为此，在对农村居民旅游消费的回归中，本文将剔除家庭债务变量和农村人均纯收入变量。进一步，在5%的显著性水平下，农村居民的必需品消费是农村居民旅游消费的格兰杰原因，这与城镇居民的旅游消费特点是一致的，即只有先满足生存的需要才可能进一步考虑对奢侈品的消费。城镇居民的旅游消费也是农村居民旅游消费的格兰杰原因，说明城镇居民的旅游消费对农村居民旅游起到了示范效应的作用。至此，可以基本确定回归模型中所需要的解释变量，城镇居民旅游消费的解释变量为家庭债务、必需品消费、滞后一期必需品消费和可支配收入，农村居民旅游消费的解释变量为必需品消费、滞后一期必需品消费和城镇居民旅游消费。

3.1.3 确定非线性平滑机制转移函数位置参数

根据前文检验结果，在城镇居民消费模型中分别使用家庭债务[（HD）]和必需品消费[（UCI）]为阈值变量，在农村居民消费模型中分别使用必需品消费[（RCI）]和城镇居民旅游消费的示范效应[（RCR）]为阈值变量。在机制转移函数[F（BDXt-d，η，?）]形式确定前，需对其转移位置进行确认，即阈值变量的滞后阶数。将机制转移函数进行泰勒三阶展开式代入回归模型，选取不同阶数进行最小二乘估计，估计结果中[F]统计量和[Adjust R2]最大或者[AIC]值最小对应的阶数即为确定阶数[12]。将机制转移函数[F（BDXt-d，η，?）]分为指数型和逻辑型两种类型[4]，对不同类型转移函数在原点的泰勒三阶展开式均可近似的表示为：

[F（BDXt-d，η，?）=?1BDX1t-d+?2BDX2t-d+ ?3BDX3t-d] （6）

将泰勒三阶展开式代入模型，由于本文时间序列数据较短，分别将[d]值定为1、2和3进行回归，见表3，在城镇居民旅游消费的阈值协整模型中，阈值变量的滞后阶数均确定为2，农村居民旅游消费阈值变量的滞后阶数均确定为1。

3.1.4 阈值协整关系检验与确定非线性平滑机制转移函数形式

本文的阈值协整关系检验主要依赖Hansen方法，利用[Sup-LM]统计量的非对称性检验模型，P值由基于残差的自助法（Bootstrap）获得 [13]。首先是对城镇居民旅游消费变量间阈值协整的检验，使用R语言软件程序，当[?1=?2=?3=0]时，[LM]统计量为30.119，在10%的显著性水平下，统计量的右尾临界值为29.122，而在显著性水平为5%时，该统计量的右尾临界值为34.427，同样1%显著性水平下的右尾临界值为40.687，因此，在显著性水平为10%时可以拒绝原假设，变量之间存在阈值协整关系。同样方法用于农村居民旅游消费变量间的阈值协整检验，当[?1=?2=?3=0]时，[LM]统计量为54.635，大于在10%的显著性水平下右尾临界值48.622，但小于显著性水平为5%的右尾临界值58.079，同样小于1%显著性水平下的右尾临界值85.926，因此，在10%的显著性水平下可以拒绝原假设，变量之间存在阈值协整关系。对于确定机制转移函数形式的方法，参考杜焱的思路，如果检验参数得到[?3≠0]或[?1≠0|?3=0]，[F（BDXt-d，η，?）]为逻辑函数形式，如果检验参数为[?2≠0|?1=0，?3=0]则[F（BDXt-d，η，?）]为指数函数形式[14]。表4提供了检验结果，城镇居民旅游消费模型中机制转移函数均适用逻辑函数形式，农村居民旅游消费模型中，阈值变量为[RCI]时，适用逻辑函数形式，阈值变量为[RCR]时两种函数形式均适用，为了便于比较，机制转移函数均使用逻辑函数形式。

3.2 回归结果分析

本文最终建立的是4个多元非线性回归模型，分别是城镇居民旅游消费模型1（用于反映家庭债务对城镇居民旅游消费的阈值效应）、城镇居民旅游消费模型2（反映城镇居民必需品消费对城镇居民旅游消费的阈值效应）、农村居民旅游消费模型1（反映农村居民必需品消费对农村居民旅游消费的阈值效应）和农村居民旅游消费模型2（反映了城镇居民旅游消费对农村居民旅游消费示范效应的阈值）。其中，城镇居民旅游消费模型2和农村居民旅游消费模型1体现了消费习惯形成的影响因素，农村居民旅游消费模型2用于观察示范效应的作用。对于4个模型的回归，本文首先以阈值变量的实际值确定阈值可能区间，然后使用MATLAB软件在既定步长下逐一搜索，在每个搜索值下对模型进行非线性最小二乘估计，以残差平方和最小为无偏一致性估计，得到以下结果：

城镇居民旅游消费模型1（家庭债务为阈值）：

[UCEt=-44.697-0.0728HDt+248.054UCIt- 248.901UCIt-1+6.348HDIt+（2.851+0.104HDt-68.878UCIt+74.457UCIt-1-5.574HDIt）{1+exp[10.063（HDt-2-8.155）]}-1]

城镇居民旅游消费模型2（必需品消费为阈值）：

[UCEt=-429.297+1.629HDt+51.925UCIt+1.261UCIt-1+36.296HDIt+（-620.882-3.199HDt+84.183UCIt-15.664UCIt-1-64.361HDIt）{1+exp[-0.544（UCIt-2-8.095）]}-1]

农村居民旅游消费模型1（必需品消费为阈值）：

[RCEt=26.968-90.479RCIt+0.0102RCRt+ 88.054RCIt-1+（-12.298+40.886RCIt+ 0.795RCRt-40.149RCIt-1） {1+exp[-30.104（RCIt-1-7.315）]}-1]

农村居民旅游消费模型2（示范效应为阈值）：

[RCEt=-11.789+58.654RCIt+0.6185RCRt-57.072RCIt-1+（38.423-146.309RCIt-0.734RCRt+142.463RCIt-1）{1+exp[74.506（RCRt-1-7.421）]}-1]

图1为我国城乡居民旅游消费拟合值与实际值的比较，可以发现以上4个模型对城乡居民旅游消费真实值的拟合程度较高，4个模型均较好地预测了我国城乡居民旅游消费的走势，但是对于部分季度波动较大的实际值，拟合值并没有精准地捕获，这与解释变量的选择有较大关系，如果能够控制住在某个季度引起实际值较大波动的变量，那么拟合值将会较准确地捕获实际值的波动，如在图1b中，农村居民在2010年第3和第4季度旅游消费波动较大，拟合值对此进行了反映，说明对必需品的消费习惯及城镇居民旅游消费的示范效应在该阶段是农村居民旅游消费波动的主要原因。

根据4个模型可以得出不同阈值变量下机制转移函数值，见图2。城镇居民旅游消费模型有两个阈值变量，分别是家庭债务和城镇居民必需品消费。首先，当家庭债务为阈值变量时，机制转移函数值在2009年第4季度之前接近于1，之后快速转移至0值附近，从2010年第3季度开始到2013年第1季度，机制转移函数值呈波动型的快速升降，并始终处于0与1之间，之后接近0值。这说明在2009年第4季度之前，我国家庭债务对城镇居民旅游消费的影响服从第二机制，家庭债务越少越接近最大影响值0.0312，即家庭债务每上升一个百分点，城镇居民旅游消费就上升0.0312个百分点，这意味家庭债务较少时，负债行为可以推动旅游消费。这与许桂华的结论较为一致，其通过在LC-PIH模型中引入家庭债务变量进行实证分析，发现家庭债务对消费存在促进效应[15]。臧旭恒和李燕桥认为这是消费信贷对内需拉动的结果[16]。但是当家庭债务超过阈值8.155时，家庭债务的非线性效应机制发生转移，会以10.063的转移速度向第一机制转移，在2009年第4季度到2010年第2季度及2013年服从第一机制，该时期也是家庭债务最大时期，家庭债务对城镇居民旅游消费的影响最小值为-0.0728，意味着家庭债务超过阈值之后，城镇居民对未来收入的预期下降，对旅游消费开始起抑制作用，家庭债务越多抑制作用越大。这样不断变化的影响是已有研究没有发现的，主要是因为已有研究多用线性协整技术分析，无法阐释两者之间的非线性关系。从2010年第3季度到2012年第4季度服从混合机制，说明该阶段家庭债务在阈值附近波动，家庭债务对城镇居民的旅游消费在推动与抑制中交替进行。其次，当城镇必需品消费为阈值变量时，机制转移函数值呈现出极为平滑的上升趋势，这一方面是因为机制转移函数的转移速度较低，仅为-0.544，另一方面说明城镇居民的必需品消费在不同时期显示出高度的稳定性。进一步，机制转移函数值从0.455持续上升至0.542，并始终服从混合机制，随着机制转移函数值的上升，家庭债务对城镇居民旅游消费的影响也在不断下降，从0.173下降至-0.137，这是因为城镇居民必需品消费的增加，占用了可用于旅游消费的可支配收入，家庭债务或用于必需品的消费，或抑制奢侈品的消费。以上两个转移过程说明家庭债务对我国城镇居民旅游消费的影响是不断变动的，消费习惯对这种影响也发挥了作用，阈值效应有效地反映了不同阶段的变化。此外，可以发现城镇居民前期的必需品消费对旅游消费为负影响，并随着家庭债务的上升而增加，这是因为本文假设仅对必需品有消费习惯，而消费习惯的存在让城镇居民产生未来必需品消费的预期，家庭债务的增加会放大这种预期。同时，可支配收入对城镇居民旅游消费的影响总体为正，并随着家庭债务和必需品消费的增加而下降。

农村居民必需品消费与城镇居民旅游消费的示范效应是农村居民旅游消费模型的两个阈值变量。首先，当农村居民必需品消费为阈值变量时，机制转移函数值在2009年第1季度前接近0值，第一机制在模型中发挥作用，2011年第1季度之后，机制转移函数值为1，此时第二机制在模型中发挥作用，2009年第2季度到2010年第4季度服从混合机制。由农村居民旅游消费模型1可知，在2009年第1季度前，农村居民必需品消费对旅游消费是显著的负向作用，超过7.315的阈值之后，农村居民必需品消费对旅游消费的作用开始发生转移，转移速度为-30.104，并于2011年第1季度实现第二机制，但仍为负向作用，整个过程说明随着农村居民必需品消费的增加，必需品消费对旅游消费的负向作用不断下降，超过阈值之后，下降速度加快。对此的解释是，我国农村居民必需品消费增加的同时收入也呈现较快的增加，必需品消费占农村居民收入的比重逐年下降，农村居民家庭恩格尔系数也从1999年的52.6%下降至2012年的39.3%，说明农村居民收入中的较大部分可用来进行旅游消费。其次，当城镇居民旅游消费为阈值变量时，反映了示范效应对农村居民旅游消费的影响，机制转移函数值在2009年第1季度之前为1，第2和第3季度开始向0值转移，转移速度为74.506，第4季度之后为0，说明2009年第1季度之前城镇居民旅游消费对农村居民旅游消费的示范效应服从第二机制，第4季度之后服从第一机制，两者之间由混合机制决定。由农村居民旅游消费模型2可知，城镇居民旅游消费在第二机制下对农村居民旅游消费仅有较微弱的影响，随着城镇居民旅游消费的增加，超过阈值7.421之后，示范效应开始显现，从2009年第4季度开始，示范效应始终为0.6185，说明城镇居民旅游消费每增加一个百分点，农村居民旅游消费受其影响增加0.6185个百分点，示范效应明显。这与余凤龙等结论较为一致，城镇居民旅游消费对农村居民旅游消费的示范效应开始并不显著，但随着城乡旅游交流日益密切，其示范效应会逐步凸显[17]。

4 结论

由于消费习惯形成等原因，我国家庭债务与旅游消费呈现出非线性协整关系，本文使用非线性平滑机制转移函数构建了家庭债务与旅游消费的阈值协整模型，探讨了家庭债务等变量对城乡居民旅游消费的阈值效应，得到以下主要结论：（1）家庭债务的变化是城镇居民旅游消费变化的原因，当家庭债务较低时，可以促进城镇居民旅游消费，但是随着家庭债务的不断上升，超过阈值时，促进作用转变为抑制作用。城镇居民必需品消费的增加不断增强家庭债务对旅游消费的抑制作用，城镇居民对必需品的消费习惯负向影响旅游消费，可支配收入对城镇居民旅游消费的影响总体为正。（2）家庭债务目前还没有影响农村居民的旅游消费，但农村居民的必需品消费和城镇居民旅游消费所起的示范效应对农村居民旅游消费有影响。其中，农村居民必需品消费对旅游消费的负向作用不断下降，超过阈值之后，下降速度加快。示范效应在2009年之前对农村居民旅游消费的影响有限，但随着城镇居民旅游消费的增加，从2009年第4季度开始，示范效应开始凸显。

刺激旅游消费是发展旅游经济的重要途径，随着家庭资产结构的变化，家庭债务的上升对旅游消费的影响也应引起足够的重视，本文研究指出家庭债务在一定区间内可以推动城镇居民旅游消费，这是因为：一方面，家庭负债购买大件物品，如房产、汽车等，挤出的可支配收入增加了旅游消费；另一方面，金融体系的发展，使得城镇家庭越来越接受负债旅游消费的方式。但是，当城镇家庭债务上升到一定程度后，还款压力以及预期可支配收入的下降，使得推动作用向抑制作用转变，但这种转变要依赖于消费者所具有的消费习惯。尽管目前家庭债务对农村居民旅游消费还不具有影响，但是，随着农村金融体系和社保体系的完善以及农村宅基地流转改革等，形成农村新的消费观念，家庭债务对农村居民旅游消费的影响就会凸显。我们也注意到，家庭债务的不断上升固然与居民消费观念的转变有关，居民开始越来越多地接受提前消费和超前消费，而我国长期的宽松货币政策又促使家庭的负债消费成为可能。以金融机构发放的消费性贷款为例，在2000年，我国家庭消费信贷余额不足5000亿元，仅为4235亿元，但到2013年接近14万亿，是2000年信贷规模的30倍，与此同时，家庭消费信贷余额占国内生产总值的比重也在持续上升，由2000的4.32%上升至2013年的22.93%。因此，从家庭债务角度看，引导消费者的消费观念与调整金融机构的消费信贷政策同样重要。本文的结论为合理控制家庭债务、推动旅游消费提供了有价值的参考。

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家庭消费论文范文第9篇

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）

家庭消费论文范文第10篇

关键词：城镇居民；文化消费 ；差异性

Abstract：Investigation on cultural consumption behavior of city is weak in the government of culture development planning and domestic academic circles. The Government's focus mainly on the culture of the main body to create and manage and the study of the cultural industry chain of consumer culture is relatively less， cultural planning on downstream marketing channels habitual omitted. In this paper， starting from an empirical study to investigate material， trying to analyze Urban Culture Consumption in Taiyuan from the perspective of social statistics. The results show that ： As a result of age， income as well as education level different population groups obviously have different consumer behavior and consumer culture and there are differences between different groups of phenomena in actual consumer behavior and cultural philosophy.

Key words： urban residents；cultural consumption； different

中图分类号：C912 文献标识码：A

文章编号：1674-4144（2015）-06-73（7）

文化消费是人们用于文化、娱乐产品和服务等相关方面的支出和消费活动。随着信息时代的来临、社会的进步和人民生活质量的提高，大众消费也逐渐由物质消费向文化消费倾斜，文化消费在社会消费结构中的比重日益增大，成为促进社会文明、构建和谐社会的重要组成部分。“作为社会区分方式”的文化消费，是社会分层研究的经典议题。不同的阶级成员往往具有不同的文化消费能力和倾向，他们在具体的文化消费行为中体现着其自身特有的文化品位（Bourdieu 1977）。

本文通过对太原城镇居民发放400份调研问卷进行抽样调查，同时根据本研究设计中的“三角化”测量之目标，运用质性研究方法，透过对不同群体的焦点小组访问和对社会中介者及正规组织负责人的深入访问，得到细致的、情境化的和深入的信息。通过交叉列联表的频数分析，来确定变量及其类别之间的差异显著性关系，户内研究对象的选择采用“Kish选择法”进行。

1 三大理论争辩

从社会学角度对文化消费行为进行研究的文献最为丰富，也许与文化消费基础理论发源于社会学家的研究有关。研究者在社会学领域对文化消费所进行的研究，也主要集中在对文化产品消费行为与社会阶层、社会地位关系的研究。其中，主要存在“吻合论”（homology argument）、“无关论”（individualization argument）和“杂食-纯食”论（omnivore-univore argument）等三大论辩（Chan and Goldthorpe 2007）。“吻合论”认为，社会分层与文化分层是相吻合的，不同阶层具有其独特的文化消费，进而表现出不同的文化品位。“无关论”则认为，文化品味、文化消费以及生活方式与阶层并无关联。“杂食-纯食”论提出，就中上层阶级而言，他们对其他文化采取包容开放的态度，像热衷高雅文化那样偏好大众文化，甚至低俗文化，其喜好十分宽广与多元（这与无关论相似）。与此同时，他们仍然在文化上具有一定取向性，即虽然他们的文化品位与消费趋于多元，但是在众多的喜好中始终存在最重要和占主导地位、并与其阶级立场一致的偏好（具有吻合论的倾向）。因此，“杂食-纯食”论更像是走了一条位于吻合论与无关论之间的“中间道路”。

1.1 吻合论

从福塞尔到布迪厄、甘斯等，他们在对文化消费及生活方式的论述中，我们可以清楚地看到，品味（taste）绝不仅仅是经济实力和审美趣味的简单再现，品味本身有一定的阶级根源（Bourdieu 1984；Gans1999）。同一阶层的生活方式或多或少地类似，在差别制造的过程中，必然会出现或者产生与社会阶层有关的不同的生活方式抑或品味。因此，生活方式和品味是由不同阶层的社会地位按等级的排列所决定。在布迪厄看来，凝聚并体现在文化消费中的品味无疑是重要的阶级符号（Bourdieu 1984）。布迪厄指出，不同阶级的成员总是在各自阶级惯习的约束下，带着自己特有的阶级秉性，进入不同品味的场域，并通过选择不同的生活方式来表明自己的阶级身份，表明自己与其他阶级之间的关系和社会距离（刘欣2003）。既然品味是与客观阶级位置存在共变性，布迪厄将品味与相对应的阶级联系起来，把品味分成三种类型：“合法”品味（统治阶级的品味）、中层阶级品味和“符合基本需求的品味”（工人阶级的品味）（Bourdieu 1984）。不同社会阶层对应于不同品味的主张在此得到充分体现，也即表明了阶级与品味是吻合的。

1.2 无关论

盛行于二十世纪九十年代初的”阶级死亡论”指出，西方社会不再是以阶级为基础的社会，消费文化并不是阶级地位的反映（Clark and Lipset 1991；Pakulski and Waters 1996），这为“无关论”提供了理论基础。“无关论”指出，在经济飞速发展的当今社会，虽然不同的阶级成员拥有不同的生活方式，但是该关联在现实生活中正在日趋弱化（Halle1992；Katz-Gerro2002），文化品位和消费以及生活方式的差异不再以社会分层为基础，而更多地表现为个体的自我实现（self-realization）（Chan and Goldthorpe 2007a）。

已有的研究主要从“新中产”视角、“新认同”视角和“福利国家与不平等”视角对无关论进行系统阐释（Katz-Gerro2002）。“新中产”视角认为，后工业社会中的人们不再为物质生活而日夜奔波，资本主义的社会化大生产使得民众的闲暇和消费在日常生活中越来越凸显，作为亚文化的阶层认同，基于经济地位的阶级差异便失去了传统的支持，个体的生活方式变得平等、多样而富有个性。“新认同”视角强调社会复杂度不断增强，认同变得碎片化和不稳定（Kellner 1992），阶级对文化的影响不仅在不断弱化，而且远比布迪厄所言要复杂（Erickson 1996），包括年龄、性别、种族、宗教等都和阶级变量一样影响生活方式（Chan and Goldthorpe 2007a）。“福利国家与不平等”视角指出，福利体系使得个人在获得基本保障的基础上拥有更多自由，人们有足够的能力按照自己的个性选择文化消费方式，而阶级的影响效应被消解。总之，由于受到后现代主义的影响，个体的选择范围变得更加宽泛，人们所生活的社会已失去了结构性，个人可以独立于其所处的位置而自由地选择生活方式（鲍曼2006）。

1.3 杂食-纯食论

“杂食-纯食”论的核心观点认为，处于社会上层的精英们的文化消费和品味是杂食性的.他们并非仅仅偏好属于上层阶级的高雅文化，同时也广泛地接纳大众文化、流行文化等各种形式的文化。但是，在其广泛的文化消费和品味中，始终存在一个占主导地位的文化偏好。当其受到挑战和威胁时，精英们则会抛弃其他文化偏好来捍卫这种主体文化的统治地位（Chan and Goldthorpe 2007a）。如前所述，该理论属于“吻合论”和“无关论”之外的第三条道路，它是目前西方学界有关阶层与文化品味关系理论中最为流行的理论。

2 数据、变量和分析策略

由于本次调查的目的在于了解太原市城镇居民对文化产品的消费状况，因此调查对象为全市范围内的常住居民，以市区居民为主。调查对象为16-65岁的常住人口。2013年上半年，向太原地区城镇居民发放问卷400份，回收有效问卷300份，有效回收率75%。根据以往的经验，对于多省市或全国性的研究，样本数可能在1000-3000比较合适；进行大中城市、省市一级的地区性研究，样本数量在500-1000份之间比较合适；对于中小城市样本数量在200-300份之间为宜。从回收的问卷来看，调查样本与人口机构基本一致，有很好的代表性。为获得更详细的资料，就有关问题与部分调查对象面谈，了解他们的真实想法。由于笔者对该地区比较熟悉，这样能使调查活动更加简便易行，并且在获得客观数据的同时，又获得感观体验，有利于理论上的深化。本次调查地点多选择人群密集、人流量较大的地点，如商务写字楼、商场、居民区、学校等。同时有一部分问卷来自亲朋好友。

本研究运用SPSS19.0统计软件包和EXCELL软件对样本进行了统计分析，具体方法如下：①描述性统计分析：对调查数据的总体情况作统计性描述，主要包括数据的频数分析、数据的集中趋势（离散程度）分析以及一些基本的统计图形。本研究对城镇居民的人口学特征和文化消费现状进行了描述性统计分析，把握了样本的分布形态和基本特征。②对应分析：从编制两变量的交叉列联表入手，通过交叉列联表的频数分析来确定变量及其类别之间的关系。对应分析利用分值距离表示变量类别的差异，通常这里的距离是经过加权处理的，在加权过程中，利用卡方（Chi一Square）检验统计量检验其差异的显著性。如果利用卡方检验观测值（χ?）计算得到的概率p值小于显著性水平 （0.05），则表示拒绝零假设，认为行变量和列变量之间存着显著的统计差异，反之则具有相关关系（没有明显的差异性）。

3 实证分析结果

由于受多种因素的影响，不同的居民群体拥有不同的消费行为和消费文化。根据不同年龄、收入和教育程度作为显著性研究的考量因素，探索不同消费者群体之间存在的差异性。

3.1 不同年龄群体文化消费行为的差异性研究

3.1.1 不同年龄群体文化消费水平的差异性研究

年龄将人们自动地划分成几个层次，本文的问卷设计中将年龄设置为五个阶段。第一个阶段是16-20岁，即无工作能力的未成年阶段，此阶段的人群基本没有收入，且身体与精神尚未成熟，易受外界影响；第二个阶段是21-30岁，即求学或工作早期阶段，此阶段的人群若非在高校求学，就是初入社会开始了自己职业生涯的早期阶段，收入一般较低；第三个阶段是31-40岁和第四个阶段41-50岁，即工作盛年阶段；此阶段的人群工作已趋稳定，是人生职业生涯的黄金阶段，收入较高且有自己的主见；最后一个阶段是51岁以上，此阶段的人群大多为退休或失去职业的人群，收入回落，消费谨慎。

从户主年龄和家庭消费水平进行相关分析得出，年龄与文化消费水平的相关系数为0.159，sig=0.037

按年龄层分项汇总结果如下：

结论：方差齐性检验表明相伴系数Sig.=0.103，大于显著性水平0.05，可以认为各年龄组总体方差是相等的，满足了方差检验的前提条件。从表中可以看出，户主在41-50岁之间，其家庭文化消费水平的均值和标准差最大，分别为5431.67元和4612.90元；而51岁以上的居民，其家庭文化消费水平的均值和标准差为所有年龄组中最小的，分别为2066.67元和1674.32元。41-50岁年龄段的居民家庭文化消费水平，比51岁以上年龄段高出了3365元，且其标准差大于后者近3000元。说明该年龄层内家庭文化消费水平有较大变化。从ANOVA结果表中可以得到，方差检验的F值为2.439，sig为0.049，小于显著性水平0.05，说明各年龄段之间的家庭文化消费水平至少有一组和其他组的消费水平有明显的区别。多重比较检验的结果表明，文化消费水平从高到低分别为41-50岁，31-40岁，16-20岁及以下，21-30岁和51岁及以上。

3.1.2 不同年龄群体文化消费结构的差异性研究

通过对年龄和文化产品消费比例作相关分析得出，户主的年龄与其家庭文化消费结构在0.01显著水平上的Peason相关系数为-0.253，Sig=0.001，具有强相关，而且是负向相关。可以得出推论，户主的年龄越大，其家庭文化产品消费比例越低，文化消费结构越合理。

对年龄进行分段，对不同年龄段上的文化产品消费比例进行单因素方差分析，除了21-30岁年龄层在文化产品消费比例上比16-20岁及以下年龄层高一点之外，随着户主年龄的增大，家庭文化产品消费比例在逐渐下降，文化消费结构趋于合理。除了51岁以上年龄层的文化产品消费比例的方差明显小于其他年龄层，其它年龄层的方差近似相等。方差齐性检验表明，相伴系数Sig.为0.422，大于显著性水平0.05，此处可以认为各组总体方差相等。从ANOVA结果表中可以得到，组间方差检验的F值为2.788，相伴概率为0.028，小于显著性水平0.05，组间有显著差异，说明5个年龄层之间至少存在一组在文化产品消费比例上与其他组存在显著差异。多重比较和验后结果表明，51岁以上的居民家庭文化产品消费比例最小（为0.0767），家庭文化消费结构最为合理，户主年龄在21-30岁的家庭文化产品消费所占的比例最大，为0.3659。51岁以上年龄层和41-50岁之间存在显著差异，而41-50岁之间和31-40，21-30，16-20岁之间存在显著差异，其中16-20，21-30岁，31-40岁之间差异不明显。21-30岁年龄层的城镇居民的家庭文化消费结构在0.05的显著水平，高于51岁及以上和41-50岁年龄层居民。

3.1.3 不同年龄群体文化消费满意度的差异性研究

定义新变量“总体满意度”（总体满意度=对种类的评价+对质量的评价+对价格的评价+对环境的评价），满意度的赋值方法是：很满意=l，较满意=2，一般=3，不满意=4，很不满意=5，即得分越高，满意度越低。

从下表可以看出，随着户主年龄的减小，文化消费满意度的均值不断上升，4-8分数段减小（4-8分说明选择的“很满意”和“较满意”的选项），所占的比例也逐渐说明居民总体对文化消费的满意程度是不断下降的。21-30岁、31-40岁年龄段的人文化消费满意度较低，是因为这个阶段的人处于事业的积累期，家庭和事业压力普遍较大，而21-30岁的总体满意度的标准差小于31-40岁，可能是由于35岁以后的人们社会地位和收入水平分化并趋于稳定所致，而16-20岁以下年龄段的人满意度是最低的。

户主的年龄对其家庭文化消费满意度形成显著的影响，是因为我国现阶段的成年人人生经历不同，他们对生活的感悟也不同。年龄较大的人普遍经历过建国以来物质极度匿乏的年代，而随着我国改革开放以来经济的巨大发展，人们生活实现了从贫困到温饱，从温饱到小康的跨越，使得年龄较大的人对文化生活的满意度普遍较高。而本次调查中，年龄较小的人出生于80年代以后，加之当前中国社会转型的特殊时期和拜金主义价值观的影响，他们对生活的要求较高，因而年龄较小的人很难对自己的文化生活有较高的满意度。

3.2 不同职业群体文化消费行为的差异性研究

3.2.1 不同职业群体文化消费水平的差异性研究

可以看出，党政机关企事业负责人家庭的文化消费水平最高，达7922.8元，标准差仅排在服务业之后，为5221.6；而工人家庭的文化消费水平在所有职业中最低，为2203.1元，标准差也最小，为1384.8元。在所调查的不同职业的群体中，工人家庭的文化消费水平差异最小，消费较为均匀。而从事服务行业的家庭，其文化消费差异性最大，达7294.5元之多。方差齐性检验表明Sig.为0.00，小于显著性水平0.05，可以认为各职业组方差不齐。从ANOVA结果表中可以得到，F值为2.948，Sig.为0.004，小于显著性水平0.05，说明各种职业家庭的文化消费水平有明显的区别。其中户主为党政机关企事业单位负责人的，和工人家庭相差高达5719.7元。个体户与农民家庭文化消费水平相当，办事员和专业技术人员相当，服务业，其它职业和离退休居民的家庭文化消费水平相当。家庭文化消费水平由低到高，依次是工人、个体、农民、办事员、专业技术人员、服务业、离退休和党政机关企事业单位负责人。

3.2.2 不同职业群体文化消费结构的差异性研究

可以看出，户主职业为办事员的家庭，其文化产品消费比例最高，达0.5144，而农民家庭的文化产品消费比例最低，为0.1797，之间相差多达0.33，说明从事这两种职业的居民之间文化消费结构的差异性很大。文化产品消费比例标准差最大的职业是离退休人员，最小的则为工人，可以说明离退休人员的家庭文化消费结构最为不同，而工人这一阶层内部的家庭文化消费结构最相近。方差齐性检验表明相伴系数Sig.为0.017，小于显著性水平0.05，此处各组总体方差不齐。从ANOVA结果表中可以得到组间方差检验的F值为2.184，相伴概率为0.031，小于显著性水平0.05，组间有显著差异，说明在各种职业中，至少存在一种职业在文化消费结构上和其他职业有显著差异性。多重比较后结果表明，办事员家庭比其它职业的文化消费比例都高，其中和农民家庭的文化消费比例在0.05显著水平上存在差异。文化产品消费比例由低到高的职业依次是：农民、其它职业、个体、工人、专业技术人员、离退休、服务业、党政机关企事业负责人和办事员。

3.3 不同教育程度群体文化消费行为的差异性研究

3.3.1 不同教育程度群体文化消费水平的差异性研究

众所周知，教育对促进社会发展和人类自身发展有着重要作用。教育促进人的发展体现在方方面面，对人们文化的消费行为影响更是不可忽视，现代家庭在消费生活中不仅需要物质产品，更需要精神产品，这些都离不开教育对人本身所起的作用。本文将教育程度划分为初中及以下、高中（中专）、本科（大专）以及硕士及以上四个差等，分析不同教育程度的消费人群所拥有的不同消费文化。

可以直观的发现，除了文化程度在初中及以下之外，初中以上文化程度的家庭文化消费均不断升高。初中及以下文化程度的家庭文化消费水平均值（3214.3元）高于高中、中专程度（3046.2元），可能是由于前者的样本太少而致，因为高中、中专文化程度居民家庭文化消费水平的标准差比初中及以下文化程度的高出1000多元。由此我们可以知道，随着户主文化程度的提高，家庭文化消费水平均值和标准差也随着升高。也即户主文化程度越高，家庭文化消费水平越高（初中及以下文化程度除外），而且各个不同文化程度居民的家庭文化消费水平差异性也越大。方差齐性检验Sig.为 0.048

3.3.2 不同教育程度群体文化消费结构的差异性研究

户主文化程度为大专、本科这一层次的，其家庭文化产品消费比例最大，达到0.3679，其方差也最大，为0.29979。这说明当地户主为高中这一文化层次的居民，家庭文化产品消费比例差异最大，异质性也大。户主文化程度在初中及以下层次的家庭，文化产品消费比例最低，为 0.1184，较大专、本科文化层次的低0.25，其标准差也最小为 0.11132，说明文化程度初中及以下的居民，不仅他们的文化产品消费比例最小，而且他们的文化消费结构具有较高的同质性。方差齐性检验表明，相伴系数Sig.为0.000，小于显著性水平0.05，此处各组总体方差不齐。从ANOVA表中可以得到，组间方差检验的F值为3.665，相伴概率为0.014，小于显著性水平0.05，户主文化程度各异的居民家庭中，文化消费的结构有显著差异。

多重比较检验结果表明，初中及以下文化程度的家庭文化产品消费比例最低，并在0.05显著水平上与大专、本科和硕士及以上存在显著性差异。高中、中专文化程度的家庭，文化产品消费比例低于专科、本科文化程度的家庭，且在0.05显著水平上存在显著性差异。文化产品消费比例由低到高，依次为：初中及以下，高中、中专，硕士及以上和专科、本科。硕士及以上在文化产品消费比例上低于高中技校中专，但是这种差异性没有统计上的意义，因此我们可以试探性的得出：随着户主文化程度的提高，该地居民家庭文化产品消费比例也随之增大，文化消费结构相对不合理。

3.3.3 不同教育程度群体文化消费满意度的差异性研究

从下表3.5可以看出，户主文化程度为专科、本科的，有83.6%的家庭文化消费满意度得分在9-12分，文化程度硕士及以上的家庭有89.2%的得分率，说明他们总体文化消费满意度居中，这两个群体中13-20分得分率远远低于另外两个群体。这两个群体总体满意度较为相似。

不同文化程度的人的总体满意度具有差异，但基本可以认为随着户主文化程度的升高，他们对家庭文化生活的满意度在降低。可以看到，初中文化程度的人总体满意度均值最低，标准差最大，也就是说，户主为初中文化程度时，其家庭的文化消费满意度最高，但群体内部差异性很大。户主是硕士及以上文化程度的，其文化消费满意度的标准差最小，也即他们对自己文化消费的评价同质性较强。初中文化程度者总体满意度均值最高，说明其对文化消费最不满意，他们具有一定的知识，但又没有过上较好生活的资本。初中及以下和高中、中专的人满意度在4-8和13-20分的得分率较其他两个群体高，说明他们之中对家庭文化消费满意和不满意的比例都较高，群体总体满意度异质性较强，这两个群体总体满意度结构较为相似。

4 结 论

本文分析了影响文化消费的最主要因素：年龄、收入、教育程度，它们对不同人群消费文化形成差异性的影响。实际上，影响消费文化的因素还有很多，包括当地的经济发展水平、生活方式、传统文化观念等等，这些都可以对一个地区的消费文化产生重大影响。也正如理论部分所述，目前西方有关社会分层与文化消费最流行的理论是“杂食-纯食”论。一方面该理论强调，拥有“杂食”品味的人对其他文化持宽容、开放的态度，他们的文化消费更多的是考虑自我实现问题，而不是炫耀社会地位及扩大“社会距离”；另一方面，尽管杂食者对待其他文化可能比以往的文化精英更加包容，文化品味广泛，但在众多的品味中必然有一个占主导地位、他们始终坚持的品味。

本文不足主要有：其一，由于调查经费限制，本次问卷调查在抽样上较为简单，依靠社区、居委会工作人员及亲朋好友进行城镇居民的随机抽样调查，调查范围不够充分广泛，对于高收入群体（3000元以上）的调查过少，导致分析时遇到困难。其二，本文在分析各个不同群体的文化消费差异时，只是考虑了年龄、收入、教育程度三个主要因素，而对影响消费文化的其他因素，如当地的经济发展水平、生活方式、传统文化观念等等，都未进行研究，这些，均有待于我们在今后的工作中不断地发掘。

参考文献：

[1] Bourdieu P. Distinction：A Social Critique of the Judgment of Taste[M] .Cambridge： Harvard University Press，2000.

[2] Chan T W， Goldthorpe J H. Social stratification and cultural consumption： music in England [J].European Sociological Review，2007，23（1）：1-19.

[3] Clark T N， Lipset S M. Are Social Classes Dying？ [J].International Sociology， 1991，6（4）：397-410.

[4] 罗钢，王中忱.消费文化读本「M.北京：中国社会科学出版社，2003.

家庭消费论文范文第11篇

一、研究对象与方法

1.研究对象

对2007年冀南地区的邯郸、邢台两地市11个城镇居民为研究对象。

2.研究方法

(1)文献资料法。查阅有关国家及冀南地区制定的全民健身工作文献及其他相关研究成果。借阅本地区统计部门的2007年国民经济数据资料。

(2)问卷调查法。本次发放问卷1500份回收问卷1380份，在回收问卷中，无效问卷45份，有效问卷1335份，问卷有效率89%。

(3)数理统计法。将有效问卷的所得数据采用SPSS10.0软件进行统计处理。

二、结果与分析

1.冀南地区城镇人口体育消费的基本情况

(1)健身消费情况对比。冀南地区健身消费市场仍是一块尚待开发的处女地，无论哪一个年龄层次的家庭健身消费额都没有超过家庭平均收入的5%。从体育消费结构由多到少来看，依次为“体育服装消费”、“体育器材消费”、“参与型体育消费”、“观赏型体育消费”和“体育图书消费”，物质性体育消费在冀南地区城镇人口体育消费结构中占绝对地位，非物质性体育消费比例很小。说明市场具有强大的潜力，同时也表明在政策上应加大拉动健身消费的力度。

(2)家庭健身消费项目的比较。通过统计数据得出在家庭健身消费项目中，冀南地区城镇家庭运动服装消费有30.9%的家庭没有购买运动服装，消费额在100元以下的占17.4%，介于100元～200元之间的占15.7%，200元以上的占35.9%，平均消费金额为397.5元。在体育器材消费方面，有57.6%冀南地区城镇家庭没有购买体育器材，16.7%的家庭体育器材消费在50元以下，10.3%的家庭介于50元～100元之间，15.2%的家庭购置了100元以上的体育器材，总体体育器材平均消费为104.68元。体育报刊图书消费方面，总体平均消费为36.36元。但值得注意的是体育的销售趋势良好。旅游虽然投入大，但受到了大多数家庭青睐，说明健身项目一旦能吸引群众参与，经济承受能力并不是家庭健身消费的重要障碍。

(3)家庭健身内容。家庭健身内容较广泛，一些有良好群众基础的项目，如篮球、足球、慢跑、游泳依然受到欢迎，但有些新兴项目如体育舞蹈、健身操等大有赶超之势。

(4)参加健身活动的主要原因。激发家庭健身的首要因素是“为了健康”，其次是“消遣娱乐”，“调整情绪”等也占据一定的比例，说明人们在物质生活得到保障的前提下，有充分理由去参与健身。

2.冀南地区城镇人口不同人群的消费结构状况

(1)不同年龄人群体育消费结构的情况。体育消费支出水平最高的是26岁～35岁年龄段的人；支出比例最低的是60岁以上的人群。不同年龄人群体育消费结构有所不同，表现为随着年

龄的增长,实物型体育消费支出呈现先升后降的趋势，而在体育消费总支出中的比例却相反，表现为先降后升；非实物型体育消费支出和比重都表现为先升后降，拐点均在26岁～35岁年龄段，其中参与型体育消费非常明显，而观赏型体育消费差距不大。

(2)不同文化程度人群体育消费结构情况。不同文化程度的消费结构总的来讲，表现为随着文化程度的提高，各类体育消费支出都逐渐增加，而且相差比较大，但在体育消费总支出的比重却表现为，在实物型体育消费中，消费支出最高的是研究生文化程度的人群，最低的为几乎文盲的人；而在占总支出的比重，正好相反；非实物型体育消费中，研究生文化程度人群在消费支出上高居榜首，在消费支出比重上却并非都是第一。

(3)不同职业人群体育消费结构情况。脑力劳动者的消费结构比体力劳动者的结构略好些,但学生情况比较特殊,不符合此规律。其中实物型体育消费支出,脑力劳动者高于体育劳动者,支出比例与之相反。参与型体育消费中,管理人员该项支出为49.15元,占总支出的18.2%,而学生该项支出比重最低。科教文工作者的观赏型体育消费不论支出金额还是占总支出的比重都名列第一。

(4)不同收入水平人群体育消费结构情况。不同收入水平人群体育消费结构总趋势是，随着收入的增加，实物型体育消费支出表现为先降后升，占总支出的比例呈先升后降的趋势，非实物型体育消费支出及其比重呈逐渐增加的趋势，但中间略有起伏。

三、结论与建议

1.结论

(1)家庭健身消费在本地区城镇居民家庭可支配收入中所占比例极小。市场潜力巨大,一旦拉动,将对冀南地区经济发展做出贡献。

(2)人们参加健身活动打多去免费场所，由于经济条件差，收费的健身场所价格、服务、健身项目都影响了人们的消费欲望。

(3)激发家庭健身的因素较为集中,主要是为了健康和消遣娱乐。

(4)本地区城镇家庭在健身消费中，出门旅游有望成为消费的龙头，从而取代人们对体育服装、用品的单一趋向。

2.建议

(1)要重视对家庭的研究，了解当代中国家庭的发展变化，各级行政部门应尽可能举办一些内容丰富、趣味性强的以家庭为单位的家庭健身消费活动，以促进家庭健身活动的发展。

(2)大力发展社区体育，体育场馆进入社区是拉动健身消费的重要手段。

(3)加强培训体育场馆工作人员，改变人们对场馆服务跟不上的观念。

(4)媒体应积极宣传家庭体育，推动家庭健康手段，使人们全面了解家庭体育的功能，引导家庭成员积极参与家庭健身活动，从而拉动健身消费。

参考文献:

家庭消费论文范文第12篇

【关键词】 受教育程度 消费结构 CFPS ELES

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】

[1] Gary S.Becker. An Economic Analysis of The Family. [J] Princeton University Press， 2003

家庭消费论文范文第13篇

关键词：消费；农民工；影响因素

消费，是指“为了满足生产和生活的需求而消耗物质财富”。对农民工而言，我们可以将其理解为消费是农民工为了提高生活水平和生产技能而消耗的物质财富。从而在分析农民工消费的影响因素时，我们可以从两个大的方面进行考虑，一是，农民工的可支配财富，即可供农民工消耗的“物质财富”的数量；二是，农民工的消费选择，即农民工怎样使用这些物质财富，或者说，他们怎样排列其需求满足的顺序。

一、农民工的收入

消费的前提是消费者有可供支配的财富。一般而言，消费者可供支配的财富取决于其收入状况。根据2008年1月的《2007中国农民工（蓝领）报告》显示，2007年国内农民工月收入达到1200元左右,根据全国40个城市30897个有效样本的统计，64.2％的农民工月工资在800～1500元之间，其中有37％的农民工月工资在800～1200元之间，27％的农民工月工资在1200～1500元之间。而“前三季度，全国城镇单位在岗职工平均工资16675元”，即月平均收入为1851.7元。也就是说，全国城镇单位在岗职工月平均收入比农民工收入高650元或者50%左右。农民工的收入状况决定了他们的可支配财富较少，消费选择受 限。

二、农民工的消费构成

农民工的消费构成，反映现实中农民工满足自己需求的情况，是影响其消费的各种因素综合作用的结果。钱雪飞认为，农民工的基本消费构成应该包括房租、水电气费、伙食费、各类管理费、交通费、文化学习费、娱乐费及其他费用八项。严慧在其硕士论文中将农民工的消费分为食品和住房、家庭消费、文化娱乐及通信费用四个方面。严慧所说的家庭消费，包括补贴家用、养育子女和人情往来方面的支出。从钱雪飞和严慧的观点来看，钱雪飞考察的是农民工在工作地的消费，而严慧同时考察了农民工的家庭消费。当然，严慧可能也是出于农民工和下岗职工的比较才考察这一项目。那么问题是，家庭消费属不属于农民工消费中应该考察的内容？如果从农民工打工的动机或目的来看，满足家庭消费肯定是一项重要的内容，但是就消费的定义，或者说与满足农民工自身的需求和提高农民工自身的技能来看，农民工的家庭消费更适合作为影响农民工消费的一个因素进行考察，而不是作为农民工消费的一个构成部分进行考察。同时，在钱雪飞的研究中他将房租和水电气费分开进行考察，将伙食费单列；而在严慧的研究中只列食品和住房一项，其中包括了钱雪飞所考察的三项内容。我们则倾向于将房租和水电气费进行合并，作为住房消费进行考察，而伙食费或者说是食品开支，我们则认为以单独进行考察为宜。另外，严慧所考察的人情往来方面的支出，如果单就农民工而言，我们则认为应归入家庭消费，作为影响农民工消费的外部因素进行考察。

因此，我们认为农民工的消费构成应包括住房消费、食品服装消费、医疗消费、通信交通消费、学习培训消费、娱乐消费等几个方面。其中，前四项属于农民工的基本生活消费，第五项学习培训消费属于生产性消费，最后一项属于闲暇消费。

三、影响农民工消费的因素

通过上面的考察，我们认为可以从三个层面考察影响农民工消费的因素。第一个层面是影响农民工收入的因素，这大致决定了农民工最大可能消费的财富的数量。第二个层面是农民工家庭的影响，即农民工的收入除去家庭开支以后，剩下的财富才是自己可以消费的，或者说在自己的收入中要拿出多少供家庭消费，是决定农民工消费多少的一个重要因素。第三个层面是农民工怎样使用剩下的财富，哪些因素影响农民工自己的消费安排。

1.影响农民工收入的因素

多数研究认为，农民工的收入受到户籍制度、自身素质、工作种类、用工环境等因素的限制。城乡二元体制，限制了农民工进入一些收入较高的行业就业。农民工综合素质不高、缺乏职业培训，导致他们不能适应大部分高收入行业的要求。从农民工从事的工作种类来看，研究普遍得出农民工所从事的工作有工作强度大、工作时间长、工资报酬低等特征。另外，农民工就业的非正规性和有些企业明目张胆拖欠农民工的工资等状况，还会造成他们收入的不稳定。这一方面会影响到农民工的直接收入，同时也会让他们在进行消费支出时更加谨慎和保守。

2.影响农民工家庭消费的因素

农民工的收入不可能全部用于自身消费。因为他们“不得不把收入的大部分积攒下来寄（带）回家乡，用于家庭的消费”。据王曼的研究，储蓄基于农民工的打工收入的模型为：“储蓄=22.1394+0.606×收入”，并且在王曼的调查中有68.5%的农民工储蓄的目的就是积攒钱财，寄回家盖房子、结婚、供养孩子上学。据国家统计局公布的数据，2007年“全年城镇居民人均可支配收入13786元，农村居民人均纯收入4140元”。这也说明，即便是在农民工将大部分收入用于家庭消费，农村家庭可用于消费的资金也远少于城市居民。因此，我们认为农民工的家庭状况特别是有无房屋修建计划、是否要结婚或有无将要结婚的子女、有否正在接受教育的儿女（特别是有否正在或将要接受高等教育的子女）、有无老人需要赡养等情况，是影响农民工消费的重要因素。

3.影响农民工消费的个体因素

一般认为影响个体消费的因素有性别、年龄、文化程度、婚姻状况、打工年限、生活的非家庭化、城镇居民的示范效应发挥不了作用等是影响农民工消费的重要因素。其中，打工年限很可能是通过影响农民工的收入而间接影响他们的消费选择，而性别、文化程度等因素对农民工的消费可能既有直接的影响，也有间接通过收入的影响对他们的消费选择产生的作用。另外，农民工的工作时间（闲暇时间）、工作地点（与市场的距离）等因素，也必定会对农民工的消费选择起到一定作用。

四、讨论和建议

制约农民工及其家庭消费水平的核心因素是农民工的收入水平、农民工家庭的住房开支和教育开支，另外，医疗开支也是一个必须考虑的问题。因此，我们认为，政府和社会可以通过以下措施来促进农民工的消费水平。首先，应该加强对农民工的培训，切实提高农民工的工作技能，帮助农民工进入更高收入行业就业。其次，加强劳动立法和执法力度，特别是加大劳动执法力量，依法保护农民工的劳动安全和足额取得合法收入的权利。再次，打破户籍区隔，促进农民工居住地向城市转移，这样，一方面可以集中农民工的住房开支，提高农民工及其家庭住房水平，另一方面也可以解决留守儿童和留守老人等问题。最后，在住房、教育和医疗等领域对移居城市的农民工家庭给予政策优惠，帮助农民工适应城市生活。

作者单位：潘洪涛 西南大学

陆　林 重庆科技学院经济系

参考文献：

家庭消费论文范文第14篇

1广东农村家庭教育支出现状

改革开放以来，伴随经济的飞速发展，广东农村家庭的收入和生活水平都有了显著提高，居民消费结构也发生了很大的变化，恩格尔系数大幅下降。2009年广东农村居民的恩格尔系数为48.3%，比1980年的降低了20个百分点[4]。这表明人们的收入除了用于必须的日常支出外，还有较多份额用于其他方面的支出和投资。珠三角地区金融业发达，投资渠道多元。广东居民的投资对象从简单银行储蓄扩大到基金、股票、债券等，投资领域也扩展到房地产、教育和医疗保险等领域。自1994年广东省政府提出“科教兴粤”战略以来，广东的教育事业取得令人瞩目的成就，但与经济发展的要求相比，还存在较大差距。

1.1农村家庭教育支出总额增速减缓

广东省农村家庭教育支出总额的绝对数量虽有提高，但相对数量不高，且增长速度放缓，甚至出现负增长（表1和图1）。在1995—2009年期间广东省农村居民家庭人均教育支出额均维持在每年300元左右，2009年的支出额为296.7元，远远低于同期发达省市人均教育支出额800元左右的水平，甚至还未达到全国的平均水平。广东省农村家庭教育支出的增长速度偏低，其支出形成的投资力度与经济发展水平极不相称。

1.2家庭教育支出占总支出的比例呈下降趋势

从图2中可以看出，广东省农村居民自2000年以来的教育文化等支出占总支出的比例总体呈现下降趋势，特别是2004以来下降更为迅速，至2009年教育等支出占比仅为5.9%，大致回落到1991年的相对水平。从整体上看，广东比江苏、浙江等发达省市的教育支出占总支出的比例都要低。2000—2009年江苏、浙江农村的教育支出占总支出的比例年均值分别为12.9%、11.5%，同期广东的这一指标值仅为8.8%。显然，在居民家庭收入水平得到提高的同时，原本不高的广东农村教育支出占比反而下降，这一现象应当引起警惕，因为它将影响广东居民的生活质量和区域经济发展的结构转型。

2文献综述及其评论

2.1教育投资促进经济增长的理论分析

长期以来，学术界一直致力于从理论和实证两个层面解析教育投资对经济增长的影响。目前的理论研究主要是在内生经济增长框架内，通过刻画人力资本形成过程以深入剖析教育投资对经济增长的促进作用。关于教育与经济增长的实证研究则集中于教育对经济增长的促进作用表现出的差异性，如刘晔等[5]利用1996—2006年中国30个省份的面板数据，分析中国中东西不同地区的教育支出对经济增长贡献率的差异性，而郭庆旺等[6]通过构建包含基础教育和高等教育的两阶段人力资本积累模型，揭示不同公共教育政策对地区经济增长存在显著性的差异促进作用。城市偏向的教育经费投入政策是城乡教育水平、城乡收入差距扩大的重要决定因素[7]，这就需要大力发展农村教育事业[8]。基于中国省际数据的实证研究结果表明，尽管学者们选取的样本、研究方法及研究区域存在差异，但都得出相似的结论，即教育支出形成的教育投资与经济发展相互联系、相互促进，教育发展滞后将对经济发展构成瓶颈制约。因此，各地需要加大教育投资，注重教育与经济的相互促进和协调发展。

2.2家庭教育支出与家庭收入相关关系的实证研究

在认可教育投资促进经济发展的前提下，学者们广泛关注的重点自然就落在居民家庭教育投资总量的增加上，而家庭教育投资支出与收入密切相关。多数学者从居民收入或消费结构视角分析研究教育支出与家庭收入的关系。杨明等[1]基于广东居民消费结构变化的实证分析表明，居民对教育的需求随着可支配收入的增加相应增长，即家庭人均收入越高，家庭教育支出也越大。而罗楚亮等[9]从教育收益率的角度分析，提出教育收益率随着收入等级的提高而下降，教育支出更有利于低收入群体的收入增长。由此可见，学者对教育支出与家庭收入的相关关系的研究结果不一，有待理论研究的进一步论证。

2.3家庭教育支出占总支出的比重研究

关于教育投资比例的研究则聚焦于家庭教育支出占总支出的比重增加上。当前研究多从居民教育支出的增长率远高于收入增长率、政府教育投入不足、教育收费的快速增长等视角给出了教育支出占比增加的解析。如杨汝岱等[2]认为高等教育改革造成家庭教育支出大幅上升，也改变了家庭对于未来教育支出的预期，导致居民消费的各个组成部分中，食品、衣着等基本消费所占比例逐年下降，而教育支出比例逐年上升。任兆璋等[3]运用动态消费模型对广州市1993—2000年城镇居民教育消费支出的时间序列数据进行分析，预测2001—2010年广州市城镇居民的娱乐文化教育支出比例均在12%以上，且呈递增趋势。显然，按居民可支配收入的增长趋势预测的教育支出占比的增长趋势与现实严重不符，亦难以解析当前教育投资支出占比出现下降的趋势。总之，学者们对于教育投资问题的研究主要集中于教育投资支出的增加原因及其趋势判断、城镇居民与农村居民教育支出的差异性、以及区域间支出差异的实证分析等领域，而近年来少有学者关注农村居民家庭教育支出占总支出的比例问题。事实上，以往的研究中，无论是政策研究还是实证研究，重心都放在家庭教育投资绝对量的增加上，而很少有文献提及教育支出的占比下降问题，其深层原因更是难以得到关注。尽管有些研究涉及到农村家庭教育支出与家庭收入、政府教育支出的关系问题，但从时间上看还需进一步跟进，应分析最近几年出现的新情况与新问题。为此，笔者拟对1980—2009年广东农村家庭教育支出的相关变量数据进行计量分析，并纳入通货膨胀和居民的居住支出等因素，解析农村家庭教育支出占比下降成因，以此对近年来广东农村家庭教育支出额减少及政府教育支出等公共政策作更深入的反省。

3农村居民教育支出影响因素的理论分析

农村家庭教育支出受到多方面因素的影响。目前学者们主要关注到的因素有：政府教育支出、家庭收入、教育成本分担制度、教育需求等，而较少关注到通货膨胀、家庭居住支出的挤占以及地区文化环境等因素。而由于地区文化环境等因素难以计量，笔者主要分析家庭人均纯收入、通货膨胀、家庭居住支出和政府教育支出对农村家庭教育支出的影响。

3.1农村家庭人均纯收入对教育支出的影响

家庭人均消费支出是人均纯收入的函数。随着广东省农村家庭人均纯收入的提高，虽然物价指数也在增长，但名义收入增长带来的收入效应明显，家庭消费支出受收入效应的影响也相应提高；同时，与经济发展相适应的居民消费结构得到优化，居住、医疗、教育等支出呈现增长态势。然而，家庭支出的各个方面并不同步增长，有快有慢。2004—2008年广东农村家庭人均纯收入的平均增长率达9.6%，2009年广东农村居民人均纯收入6906.9元，实际增长了10.7%[4]。而同期教育支出增长却十分缓慢，因而教育支出占总支出的比例出现下降现象。从农村的恩格尔系数可以看出，农村居民用于家庭必需消费支出的比例还比较大。农村居民在收入的绝对数量相对有限的情况下，教育消费支出对家庭的必需消费支出有较大挤占影响，另外教育消费支出具有一定的刚性，因而虽然家庭教育支出与家庭收入正相关，但不同收入水平的家庭教育支出占总支出的比例具有累退性质，即家庭收入水平越高，家庭总消费支出额越高，家庭教育支出占总支出的比例却越低。

3.2通货膨胀对教育支出的影响

家庭教育投资建立在家庭教育支出上，而教育支出是居民消费支出的一部分。通货膨胀影响居民的消费倾向，居民对经济增长态势的判断影响其消费支出结构，并且对通货膨胀的预期会加速通货膨胀。为避免通货膨胀时的货币贬值，居民很容易受通货膨胀预期影响而加大当期的消费支出。在既定收入的前提下，通货膨胀上升，教育成本也随之上升，由于未来的不确定性大，教育支出产生的收益要在较长时间内才能见效，是未来收益的贴现值。因此，在一定的时段内，教育支出的比例会随着通货膨胀的上升而减小。相反，在通货紧缩时，居民储蓄倾向上升、平均消费倾向下降，选择减少即期消费。由于教育支出的远期收益大，且教育支出发展方向趋于多元化，家庭在通货紧缩时一般会加大对教育的投资，教育支出占比也相应上升。

3.3家庭居住支出对教育支出的挤占

随着住房分配制度的改革和经济发展，尤其是自2004年以来，中国的房地产市场异常繁荣，房价上涨过快，致使居民的居住支出上升较快。2006年新农村建设战略实施，在政府的诱导下，农民将大部分收入投资于住房。这改变了农民的消费结构，在很大程度上挤占了居民的教育支出。广东农村居民居住支出占总支出的比例上升较快。广东农村居民人均住房消费支出占比在2008年达到20%，即使2009年的居住消费支出比2008年的下降了约1.9%，居住支出占比仍达18.8%，比2000年的14.3%提高了将近5个百分点[4]，在农村居民收入增长有限的情形下，如果住房支出的增长速度大大快于收入增速，住房支出势必挤占居民的其他支出，尤其挤占具有长期投资性质的教育支出。2000—2009年广东农村家庭居住支出与教育支出分别占总支出的比例存在此消彼长的关系[4]。

3.4政府教育支出对居民教育支出的双向影响

从全社会来看，教育投资收益具有正外部性。为促进教育的发展，提高全民素质，政府推出一系列强有力的措施，如九年义务教育的学杂费全免、对教育乱收费现象进行大力整治等，推动农村教育发展。另一方面，政府还直接加大对教育的投资支出，从总量上提高教育的支出水平。政府教育支出极大地减轻了家庭的教育支出负担，对家庭教育支出产生明显的收入效应。这是因为政府教育支出有效降低了家庭相关支出成本，相当于增加了农村居民的收入，而居民会把增加收入的一部分用作教育支出，因而家庭教育支出增加。然而，从总体上看，近年来政府教育支出的快速增长对家庭教育支出产生的收入效应可能弱于替代效应。由于政府教育投资存在总量不足、结构失衡、效率低下、管理不到位等现象[10]，政府教育支出增长的替代效应明显，对家庭教育支出的收入效应弱化，加上通货膨胀和房价上涨等因素的共同作用，居民将更多的收入投资于其他领域，以致家庭教育支出占比伴随政府教育支出的增加而下降。

4广东农村家庭教育支出的计量分析

广东农村家庭教育支出受到人均纯收入、政府教育支出、家庭居住支出、通货膨胀和广东人讲实际的文化等因素影响。

4.1家庭教育消费支出模型

已有的实证研究表明，居民的教育支出和家庭人均收入水平呈现正相关关系，家庭教育支出额随居民收入水平提高而提高，且教育支出额的增长速度随收入水平的增加而递减，即收入水平越高，教育支出额的增长幅度越小[11]。笔者以广东农村居民家庭相关数据做计量研究，得出不同的结论：收入水平达到一定量时，教育支出额反而随收入的提高而下降。以农村家庭教育支出水平为因变量(y)，农村家庭人均纯收入为自变量(x)进行分析（其中x>0），有二次函数模型(1)通过检验。y=0.17x-1.827×10-5x2-80………………………(1)t(11.4)(-8.1)(-3.5)其中y表示家庭教育支出，x表示家庭人均纯收入。t统计量通过显著性检验，且方程拟合优度达到93.3%。对模型(1)两边求倒数，得教育支出水平对收入水平的边际倾向，dy/dx=-3.7×10-5x+0.17，令dy/dx=0，得x=4679.8，也就是说家庭人均纯收入约等于4680元时，广东省农村居民家庭教育支出水平达到最高。x<4680元时，dy/dx>0，家庭教育支出水平随收入的提高而提高；相反，当收入超过4680元时，dy/dx<0，家庭教育支出水平随着收入提高而下降。这是因为居民收入水平提高到一定水平时，可以有更多的可支配收入用于其他方面的支出，如增加旅游支出等。广东农村家庭的人均纯收入在2005年已经达到4690元，此时的教育支出达到最大值；2005年以后居住支出、医疗保健支出等都有大幅度的提高，教育支出有所减少。由d2y/dx2<0可知，居民教育支出额的增长速度随收入水平的提高而递减。农村低收入家庭的教育支出占总支出的比例高于高收入家庭，教育投资的支出弹性有差异，这与广东省农村不同收入水平家庭的教育支出现状相吻合。

4.2模型修正

模型(1)主要考虑家庭人均纯收入水平对教育支出的影响，忽略了政府教育支出对家庭教育支出的作用。从世界范围来看，中国政府教育支出水平与世界平均水平还有较大差距，但改革开放三十几年来政府不断加大对教育的投资力度，特别是2000年以后政府教育支出以年均20%左右的速度增长，2007年的同比增速甚至达到47%[4]。政府的教育支出可能影响家庭的教育支出。引入政府教育支出变量，对模型(1)进行修正，得到模型(2)：y=0.122x1-0.657x2-37.58………………………(2)t(17.39)(-10.83)(-2.56)其中，y表示家庭教育支出，x1表示家庭人均纯收入，x2表示人均政府教育支出，t检验均通过，方程拟合度达96%，模型有较强的解释力。从方程(2)的系数可以看出，x1系数为正，即政府投资支出不变时，家庭教育支出随人均纯收入的增加而增加，家庭人均纯收入每增加1个单位，家庭教育支出将增加12%。同理，x2系数为负，即家庭人均纯收入不变时，家庭教育支出随政府支出的增加而减少，政府教育支出每增加1个单位，家庭教育支出将减少66%左右。2000年以前，由于家庭人均纯收入不高，但增长较快，此时政府教育支出能极大地减轻家庭的教育负担，政府教育支出对家庭教育支出产生的收入效应突出。2000年以后，政府教育支出增长很快，由于政府教育支出结构和体制不够完善，其对家庭教育支出的替代效应明显，收入效应相对不显著，加之其他因素的综合作用，因而家庭教育支出增长较慢，且家庭教育支出占比下降。

4.3教育支出占总支出比例的计量模型

广东省农村家庭教育支出不仅总量增长缓慢，而且教育消费支出占比在近年来表现出明显的下降趋势。大多学者采用最为成熟的AIDS模型研究居民消费行为，该模型是1980年由Deaton和Muellbauer引入价格因素创建的理想需求系统模型[12]，其线性形式为：wi=i+βiln(y/p)+∑γijlnpj，其中wi代表某消费支出占总支出的比例，p是价格指数，y是总的消费支出，pj是某消费品价格。由于教育消费支出的价格不易量化，故不考虑价格因素，而以Working-Leser模型分析教育支出占总支出的比例问题[13-14]。多数学者用此模型描述商品的消费份额关于总消费支出对数的函数关系，即线性恩格尔曲线函数。Working(1943)[13]和Leser(1941)[14]的经验研究表明：商品支出份额和总消费支出对数之间的线性函数形式对许多经济和时间区间数据都拟合得比较好，实证文献将Working-Leser模型设定为如下形式，即w=+βlny，其中w表示农村家庭教育支出占总消费支出的比例，y表示农村家庭总消费支出。现将这一模型改进，得到半对数线性模型：w=3.026lny-0.009c-5.272……………………(3)t(11.8)(-7.7)(-4.1)其中，w表示农村家庭教育支出占总消费支出的比例，y表示农村家庭教育支出，c表示政府人均教育支出，模型拟合度为89.5%，t检验具有统计上的显著性，δ<0.001。模型(3)中家庭教育支出对数lny的系数表明，家庭教育支出占总支出的比例与家庭教育支出额呈正相关关系。显而易见，家庭教育支出增多，其在总支出所占比例就增大；家庭教育支出减少，其在总支出中所占比例就随之下降。结合模型(1)和(2)的分析，近年来广东省农村家庭教育支出总量增长缓慢，甚至出现负增长。这即是说，广东农村家庭的教育支出额减少，教育支出占总支出的比例也就下降。模型(3)中政府人均教育支出的c系数显示，政府教育支出与家庭教育支出占总支出的比例呈负相关关系。这与模型(2)的分析结论一致。近年来政府教育支出对家庭教育支出的替代效应明显，这是当前政府教育支出体制和家庭消费支出结构变化共同作用的结果。家庭居住支出对教育支出的挤占已在前面作描述性统计分析。由于CPI的数据变化频繁，如采用年度数据计量，将带来极大的误差，因此，笔者不对通货膨胀影响广东农村居民教育支出进行计量分析。另外，家庭教育支出占总支出的比例还受其他诸多因素的影响，如家庭教育投资的机会成本、社会文化环境（尤其是广东人讲实际、求实惠）等，由于难以定量研究这些变量的影响，因此，得出的研究结论只能是众多归因的部分解释。

5研究结论及其政策含义

笔者展开的探索性研究得出：当广东农村家庭人均纯收入提高到4680元后，教育支出增长缓慢且教育消费支出占总支出的比例下降；家庭教育支出占总支出的比例随通货膨胀的上升而下降，且受通胀预期的影响；农村家庭居住支出增长迅速，对家庭教育支出产生挤出效应；近年来，政府教育支出对家庭教育支出的替代效应明显，收入效应相对弱化。广东农村家庭教育支出现状堪忧。为了顺利推进广东文化强省战略，促进广东经济结构的转型优化，早日实现广东新农村与和谐广东的建设目标，广东必须千方百计加大农村家庭的教育支出。

5.1妥善引导农民的消费观念，优化农村家庭的消费支出结构

社会各界需要进一步加强对农民的教育与培训工作，引导农民树立理性的消费观念、兼顾消费支出的短期与长期效用；在新农村建设过程中，尽快完善教科文卫消费的配套设施，引导农民加强教育文化支出的意愿；合理诱导农民的住房消费观念，让农民知晓住房不是奢侈品，避免住房建设中的攀比现象；在有条件的地方政府可以考虑推出农村地区的保障性住房，并进一步健全农村的社会保障制度[15]，使农民愿意分配更多的可支配收入用于教育支出。

5.2切实增加农民的实际收入，适当控制通货膨胀的上升速度

加大对农业产业化的扶持力度，完善农业产业化的利益联结机制；加强农村转移劳动力的培训工作，切实改善农民工的生活待遇；出台优惠政策以鼓励农民创业，继续加大政府对欠发达农村地区的转移支付力度[16]；政府应多管齐下，应以壮士断腕的决心打击投机，控制通货膨胀的速度，提高农村居民的真实收入，延缓家庭教育支出随收入增加而下降的拐点出现。

5.3完善政府的教育支出机制，发挥政府教育支出的乘数效应

政府需加大对农村教科文卫领域的投入力度，进一步优化政府教育支出的决策机制；改善政府的教育支出结构，政府的教育支出应向农村尤其是偏远的贫困地区倾斜，提高教育质量，应提供最有效的教育资源配置方式[17]，将重点投在改善师资水平和办学硬件设施上，显现政府教育支出的收入效应。

家庭消费论文范文第15篇

关键词：消费误区 消费文化 家庭消费

构建社会主义和谐社会是我国经济社会发展的重大战略，社会主义和谐社会是一个稳定有序、充满活力、人和自然和谐相处的社会。家庭是社会的基本单位，构建和谐社会离不开和谐家庭的营造，家庭的和谐是一个总体概念，这些目标的实现在一定程度上与人们的消费行为之间存在着密切的关系。消费是人的生存与发展的基本条件，是满足人的需要的必要手段，只有人的需要得到了必要的满足，人们才能感觉到幸福美满，社会也才能保持安定和谐。近年来，我国经济社会的快速发展，使人们收入水平不断提高，消费生活逐渐丰富多彩，涌现出很多积极健康的消费文化，促进了我国和谐社会的建设。但是，同时也出现了一些不健康、不文明的消费方式，影响到家庭和睦和社会和谐。

一、家庭消费的误区

（一）满足虚荣的炫耀性消费有所抬头

炫耀型消费是把高消费当作实现社会优越感和满足虚荣心理的手段。改革开放以来，由于人们生活水平的提高和收入的增加，一些人为了显露自己的优越感和满足虚荣心理，以炫耀性的消费来显示自己的财富和虚荣。在城镇突出表现追求奢侈品消费，比如出于炫耀心理，一些家庭省吃俭用买名贵服装和家电，有的还贷款买豪车。在农村突出反映在建房热、人情风等，我国农村有建房置产，传之儿女的传统，几乎所有家庭都竭尽全力把房子建得豪华，以满足炫耀的心理。

（二）盲目超前的攀比消费不断蔓延

攀比型消费是指一些人脱离自己的消费承受能力，去盲目效仿一部分已走上高消费层次的人的消费行为。这种攀比行为主要表现在着装的名牌化，住房现代化，交通轿车化等。令人担忧的是这股攀比之风已使一些家长在不知不觉中步入了对子女教育的歧途。据调查显示，现在很多小学生喜欢比谁家有钱、有车、比富观念很重，贪图舒适与虚荣取代了崇尚艰苦和节俭。家长给钱、给物给享受，孩于比吃比穿比派头。社会上“大款”们畸型消费和攀比现象通过他们的子女影响到学校，这些“校园大款”们又带动了其他学生的模仿和攀比，进而又有无数学生、家长参加到这个行列中来，形成一个令人忧虑的“攀比怪圈”。

（三）不健康的陋俗性消费有所发展

陋俗消费即愚昧消费，它是指那些已经过时的、不合理的社会消费习俗、消费方式。随着生活水平的改善，一些一度绝迹的封建迷信活动和陈规陋习又重新抬头。这些方面包括：（1）迷信消费。随着人们生活水平的提高，人们把注意力转向精神的慰藉，于是不健康的迷信消费大有蔓延之势。（2）灰色消费，用于不当人情往来的消费。孩子过生日、上学、工作要请客送礼，乔迁新居、进职提升、婚姻大事要消费一下，人们的攀比心理十分严重。

（四）违法害己的恶习性消费有所蔓延

恶习性消费主是要指国家法律所不允许从事的诸如，吸毒等消费活动。恶习性消费主要表现在：（1）黄色消费。用于低级趣味的色情消费如服务、黄色书刊、黄色影碟，以达到感官刺激，自我堕落甚至毒害了下一代。（2）黑色消费。随着生活水平和家庭收入的提高，一些人乐于通过寻求精神刺激，导致了一些地方成风，对社会风气造成了很坏的影响。同时吸毒现象也日益严重，有些暴发户富裕后，不知如何进行扩大再生产，在金钱的支配下开始寻求刺激，吸食，危害人体健康，毒化社会风气，扰乱社会治安。

二、家庭消费误区产生的原因

（一）现实价值导向出现了偏差

由于媒体的渲染和市场经济的负面影响，我们在家庭消费上的价值导向出现了一定的偏差。这些偏差主要表现在以下方面：第一、把消费水平片面地等同于社会进步。在这种片面观念的支配下，往往将消费水平的高低看作是评价改革成果的标准，从而将高消费看作是社会主义优越性的体现。第二，不切实际的渲染奢靡的生活方式。过度宣染明星富豪的奢靡生活方式，而不是关注他们艰苦的创业和奋斗历程，辩证地看待他们的优越条件和高档消费，而是在现实中不适当地模仿，使消费行为愈来愈脱离中国国情和绝大多数人民群众所能承受的能力。第三、全盘否定崇尚节俭的传统美德。不少人将勤俭节约等传统美德看作是阻碍中国经济发展和社会进步的因素，当作是思想解放的对立物，而把艰苦朴素的美德说成是寒酸，必然使陈腐的生活方式死灰复燃。

（二）市场经济的负面影响

市场经济在促进商品的极大丰富、满足广大人民群众物质文化需求的同时，也对消费观念带来了一些不容忽视的负面影响。在利益的驱动下， “唯利是图”、“一切向钱看”等意识和思想影响着整个社会的价值趋向。为了牟取暴利，一些不良商家不惜以色情暴力充斥文化产品，致使庸俗的消费文化畸形发展，堕落消费泛滥成灾。另一方面，外来不良文化的影响也不容忽视。随着改革开放的深入推进，西方的价值观、道德观和生活方式，也随之渗透到各个消费群体，导致一部分人尤其是青少年价值趋向扭曲，从而出现享乐主义、拜金主义和极端个人主义的泛滥，这些也对消费文化有着不可忽视的影响。

（三）经济体制不够健全

我国正处于社会转型期，某些方面改革的滞后，是我国消费行为扭曲的重要深层原因。首先，收入分配制度还不甚合理。由于收入分配改革不到位导致收入与劳动脱节甚至背离的现象，那些不劳而获通过非法手段获取暴利的高收入者往往会出现挥霍性消费。其次，国家税收制度还不完善。当前不仅对高收入者没有及时和准确地进行税收调节，而且对一些高档消费品和消费项目也缺少配套的税收改革，这样就造成了暴利行业的群体肆无忌惮的进行奢侈性消费和攀比性消费。

（四）消费者的心理因素不容忽视

消费者的消费行为都是其心理的外在表现，因此消费心理因素对消费行为具有重要的影响。消费者的心理因素主要包括：第一、社会价值补偿心理。 人总是倾向于追求某种社会优越感，而每个人又总是具有自身的局限，于是往往会用其它方面的优越感予以补偿，以求得自身心理的平衡，对于收入高而低位地的群体，社会价值上的失衡很容易导致他们用对金钱和奢侈品的占有和挥霍来补偿。第二、矫枉过正心理。在打拼阶段下，一些人过多的体验到生活工作的艰辛，经济状况一旦好转，便过度消费以弥补过去的苦难。第三、攀比心理。 随着人们收入的增加和消费欲望的膨胀，在同一阶层的消费群体中因收入和低位相近，极易产生盲目攀比现象，致使整个社会的消费膨胀。

三、家庭消费文化误区的对策

（一）消除家庭消费中存在的“思想误区”

家庭消费中存在着一定的思想误区，即认为家庭消费是家庭的私事，社会无需干预。诚然，家庭对于消费什么、怎样消费具有无可争辩的决策权。但这并不意味着社会对此就可以放任自流，不闻不问。就整个社会的系统发展而言，消费虽然是生产的直接目的，但同时也受到整个社会经济、政治、文化的制约。消费行为既受到社会各因素的影响，又反过来又影响社会经济文化发展的总体社会行为。任何家庭消费都是在一定的社会环境中进行的，为了保证社会生产的有序进行和健康发展，社会必须对家庭消费予以引导，使家庭消费逐步趋向合理化。

（二）坚持正确的舆论导向、帮助人们树立正确的消费观

现代传媒对广大消费者有着不容忽视的影响力。传媒对消费群体的生活态度、价值观念、行为习惯有着一种导向作用。媒体应该大力弘扬传统美德倡导节约理念。当然节约也有一定的度，这就是不能因强调节约而抑制正常消费的需求，影响经济的健康发展。媒体应采用鲜活生动的形式告诉消费者，如何根据自己的实际和特点进行消费，如何改善消费结构，如何度过闲暇时间，大力宣传提倡健康、科学、合理的消费方式，进一步提高家庭生活的质量。应大力倡导消费观念与生态文明建设相结合，可将传统文化中“量入为出”、“勤俭持家”的观念，作为我们与自然和谐相处的准则，着眼于生态文明，合理地使用和珍惜一切自然资源。

（三）运用各种手段对某些畸型消费行为进行干预

引导和调节消费是市场经济条件下政府的一种重要经济职能。由于改革的之后，收入分配过分向某些暴利和垄断行业倾斜，导致社会上炫耀性消费和挥霍性消费的蔓延，因此要增强政府税收调节分配的职能。对家庭正当合理消费予以政策支持，对烟酒等不良消费增加税收的比重，对奢侈品等高档消费征收高额消费税，对色情和等恶习消费要用法律手段加以取缔和打击，只有这样才能遏制畸形消费，帮助人们树立合理的消费模式。政府通过采取适当措施对消费行为进行干预和引导，使家庭消费的水平和结构与经济发展水平相适应，方能有效促进家庭消费行为的科学化、合理化和文明化。

（四）广泛持续地开展全民消费教育

广泛开展全民消费教育有利于解决家庭消费中的不良倾向，有利于提高居民的消费能力和消费质量。开展全民消费教育，第一要重视消费观教育，应引导人们转变那种爱慕虚荣的炫耀性消费观念，调适盲目攀比过于超前的奢侈型消费观念，克服那些属于陋习的愚昧型消费观念，杜绝自伤和违法性质的恶习型消费。其次是开展消费规范教育，让广大消费者熟悉国家的消费法律和政策，了解社会的消费道德规范，培养科学合理健康的消费习惯。最后，还应加强对生产经营者的消费教育，让他们切实掌握和遵守国家的经济法律法规政策，做到合法生产和经营，为广大消费者提供优质的产品和服务。

（作者单位：河南信阳市委党校）

参考文献：

[1]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）

[2]刘茂松. 论市场经济条件下的现代家庭消费行为[J]. 湖南商学院学报（双月刊）， 2002（l）

[3]尹世杰. 略论消费文化[J]. 财贸经济， 1995（3）