时间：2023-03-23 15:18:03
序论：在您撰写家庭消费论文时，参考他人的优秀作品可以开阔视野，小编为您整理的7篇范文，希望这些建议能够激发您的创作热情，引导您走向新的创作高度。
数据样本和分析变量
本文采用的数据主要来自两部分，第一部分来自1995年与2002年“中国家庭收入调查”(ChinaHouse-holdIncomeProject，CHIP)，第二部分来自国家统计局在2008年与2009年北京奥尔多投资咨询中心与国家统计局合作进行的“中国城镇居民经济状况与心态调查”项目。四年的数据前后跨度为14年，可以对我国城镇家庭的消费状况进行多期比较，四年的调查数据均提供有关住户收入、消费及住户特征的详细信息。“中国家庭收入项目调查”(CHIP)数据是中国社会科学院经济研究所收入分配课题组于1995年、2002年进行的全国调查中的中国农村和城市居民家庭收入分配调查得到的①。该调查项目收集了详细的中国城镇与农村的家庭与个人信息，包括家庭收入与支出、人口学特征以及工作与就业情况。1995年城镇家庭调查的省份包括北京、山西、辽宁、江苏、安徽、河南、湖北、广东、四川、云南、甘肃这11个省(市、自治区)的城镇，调查了6931户城镇家庭的21696位居民;2002年城镇家庭调查涵盖了1995年调查的全部地区，在此基础上增加了重庆，调查了6835个城镇家庭的20632户居民，这构成了本文1995年与2002年城镇家庭消费的分析样本。“中国城镇居民经济状况与心态调查”是由国家统计局在2009年7－8月与北京奥尔多中心合作完成的，该调查访问了北京、辽宁、河北、山西、山东、河南、江西、江苏、广东、海南、四川、甘肃这12个省级行政区的41个市(区、县)①的5056名城镇居民家庭的户主，详细调查了他们的家庭经济金融、住户特征与家庭收支状况。随后，该项目根据国家统计局2007年1月起执行的《城镇住户调查方案》中“城镇居民家庭消费支出调查”的消费项目，通过对所调查家庭住户的追踪访问，取得了5056个城镇家庭中的4008户家庭(11476位居民)2008年家庭各项消费的数据，并取得了5056个家庭(14295位居民)2009年的家庭各项消费的数据，这构成了本文2008年与2009年分析的样本。由于“中国家庭收入项目调查调查”与“中国城镇居民经济状况与心态调查”均是以家庭作为消费单位的进行数据收集的，以家庭为测度单位的缺陷是没有考虑家庭规模的差异，因此本文对消费不平等的测度均采用人均消费;同时，由于我国地区间价格水平差异很大，因而收入和消费额的实际购买力存在较大的地区差异，这通常会导致高估不平等水平，为了控制这种影响，实现各期城镇家庭消费状况的比较，我们以2009年中国各城镇物价水平为基础，采用Brandt等(2006)［8］根据国家统计局所公布的数据计算的全国各省的城镇消费价格指数，调整1995年、2002年与2008年的我国城镇家庭消费支出。
实证分析
(一)描述性统计分析一般来说，家庭消费主要取决于家庭的收入水平，这里我们给出了家庭人均收入②的各项描述性统计结果，可以对家庭人均收入与消费的不平等状况进行比较，1995年、2002年、2008年与2009四年调整后的城镇家庭人均收入与消费情况如下。从表1对我国城镇家庭人均消费与收入的统计分析来看，1995年、2002年、2008年与2009年四年我国城镇家庭人均收入与消费均呈现明显的递增趋势，并且各年的家庭收入均高于家庭消费;四个调查年份的城镇家庭人均收入与消费的偏度值与峰度值均大于0，表明城镇家庭人均收入与消费分布均呈现出明显拖尾的右偏分布形态。(二)不平等指数测度这里我们采用国内外学者研究不平等问题最为流行的集中测度法，计算出我国城镇家庭的基尼系数、泰尔指数、阿特金森指数，不平等指数计算结果见下表:以上表中基尼系数为例，1995年、2002年、2008年与2009年四个调查年份中，我国城镇家庭人均收入的基尼系数分别为0．2798、0．3132、0．3404和0．3239;人均消费的基尼系数分别为0．3079、0．3114、0．3619和0．3520;除了2002年人均收入与消费不平等程度基本相等外，1995年、2008年和2009年三个调查年份人均消费的各项不平等指数均高于人均收入，表明我国城镇家庭的消费不平等问题较收入不平等相比更为严重;其次，2002年城镇家庭消费的基尼系数与1995年相比增加了约0．0334，而2009年消费基尼系数与2002年相比又增加了约0．0388，表明我国城镇家庭消费不平等呈现扩大的趋势，泰尔指数与阿特金森指数也反映出同样的规律。(三)方法设计1．适应性核密度估计。非参数核密度估计方法是在不清楚数据基本分布的条件下来估计未知的密度函数，这种方法对数据分布不附加任何假定，直接从数据本身发现数据分布的特征。核密度估计方法最早由Rosenblatt(1955)提出，给定样本中核密度估计性能的好坏，主要取决于核函数与带宽的选择是否适当。常见的核函数有Boxcar核、Epanechikov核、Tricube核和Gaussian核等。在核密度估计中带宽的选择非常重要，常见的带宽选择方法主要有插入带宽(Plug-inband-width)法和交叉验证(Cross-Validation)法。其中，插入带宽法主要基于核密度估计精度的测量—均方误差分析中得来的;交叉验证法由Rudemo(1982)和Bowman(1984)提出，该方法直接由数据“自动”选择带宽，这两种方法都是由直方图(histogram)法的分析角度解释与演化的，而理想中的带宽选择应该与样本数据点的分散集中程度联系起来。核密度方法的一个推广是适应性核(Adaptivekernel)，它对于每个点x使用不同的带宽h(x)，我们还可以对每个数据点使用不同的带宽h(xi)，这使得核密度估计更加灵活，更加适用于长尾(long-tailed)密度函数的估计。随着样本数据而变化的带宽在估计时更加灵活，能够减小样本观测值较少区域所估计的方差，并且可以减小样本观测值较多区域所估计的偏差(bias)。适应性核密度估计法对低密度区域的观测值采用一个更宽的核来适应样本数据的稀疏性(sparseness)，即带宽的宽度与观测值的密度成反方向变化。适应性核密度估计的表达式为:f^(x)=1∑ni=1ωi∑ni=1ωihiKx－xih()i其中hi=h×λi(1)上式中，xi为数据点，ωi为数据点xi的权重，K为核函数，hi为带宽。λi为局部带宽因子(localband-widthfactors)，其表达式为:λi=λ(xi)=(G/f～(xi))12(2)上式中的G为全部i个试点密度估计f～(x)的几何平均数，试点密度估计(pilotdensityestimate)是一个标准固定带宽为h的核密度估计。适应性核密度方法的具体推导过程可参考Pagan等(1999)［9］等。根据表1中描述性统计分析，我国城镇家庭人均收入与消费的偏度大于0，且偏度值较大，由此可以看出，我国城镇家庭消费数据的特点是长尾且右偏的，若采用插入带宽(plug-inband-width)法或交叉验证(Cross-Vali-dation)法进行带宽选择，选择出的固定带宽无法随样本观测值的稀疏程度进行调整，所得出的核密度估计结果会出现较大误差。在核函数选择方面，经过验证比较，我们选择了Gaussian核;在带宽选择方面，我们采用可变带宽的适应性核密度法，得出的结果能够较好拟合我国城镇家庭消费不平等的情况。2．相对分布法。相对分布法最早由Handcock等(1998)［10］引入不平等问题研究中，用来比较两组样本观测值的分布情况，两组人口分布称为参照组和对比组，通过对两组样本观测值分布的对比来研究分布位置和形状的变化，简单地说，相对分布得到的是落入参照组每个分位点上的对比组人口的比例。因此，该方法可以界定和识别两组人口之间围绕家庭消费分布所发生的变化。令Y0代表参照组家庭消费的连续变量，F0是Y0的累计分布函数(CDF)，f0是Y0的概率密度函数(PDF);类似的，对比组的家庭消费、累计分布函数和概率密度函数分布用Y、F和f来表示。Y对Y0的相对分布被定义为随机变量R，表示为R=F0(Y)，该变量时通过Y在Y0的分位排序上取值得到的。相对分布密度g(r)定义为，在参照组分布第r分位数上估计的对比组与参照组家庭密度函数的比率，计算公式为^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的分位数函数，f^和f^0通过在P分位数上根据参照组家庭消费yr的核密度估计得到的，这里我们采用局部多边形模型的插入法平滑估计参数^g(r)，由于样本的分散性，我们在核密度估计中采用适应性带宽进行样本加权，权重通过样本设计与每个居民相联系;当两个分布之间没有变化时，g(r)是［0，1］间的均匀分布;当g(r)的值大于(小于)1时，表明参照组在第r个分位数上，对比组家庭的比重高于(低于)参照组家庭的相对比重;更一般地说，对比组家庭比参照组家庭在基准分布的第r个分位数上有更高的概率对应的消费水平。(四)适应性核密度估计分析我们应用R软件模拟出四个调查年度城镇家庭人均收入与人均消费的适应性核密度估计图，如下图所示:由1995年、2002年、2008年和2009年我国城镇家庭人均收入与消费的适应性核密度估计图可以看出，随着时间推移，我国城镇家庭人均收入与消费密度函数形式发生了明显变化，总体来看，我国城镇家庭收入与消费有以下共同特征:随着时间推移，家庭收入与消费的整体分布逐渐向右侧平移，该趋势反映出城镇家庭人均收入与消费水平均呈不断增加的趋势;家庭人均收入与消费均呈右偏分布，随着时间变化，分布右侧尾部不断延长且厚度逐渐增加，表明高收入与高消费水平的城镇家庭比例均有所提高;随着时间变化，家庭人均收入与消费分布的左侧尾部厚度有一定下降，表明低收入与低消费水平的城镇家庭比重呈逐渐下降的趋势;家庭人均收入与消费分布曲线逐渐变得平坦，表明我国城镇家庭收入差距与消费差距不断扩大，城镇家庭之间消费不平等程度加剧。(五)相对分布法分析为了对我国城镇家庭消费的分布进行完整的对比，下面我们应用R软件拟合城镇家庭消费的相对分布的累计分布曲线(CDF)和概率密度曲线(PDF)。图2是以1995年家庭人均消费为参照组，以2002年为对比组的我国城镇家庭人均消费的相对分布的CDF和PDF曲线;图3是以2002年家庭人均消费为参照组，以2009年为对比组的我国城镇家庭人均消费的相对分布的CDF和PDF曲线。假如两个分布相同，相对分布的CDF是45度线，相对分布的PDF将全部在［0，1］区间变化。对于分布的CDF与PDF曲线，下横轴代表参照组百分比，上横轴代表家庭人均消费额，纵轴代表对比组百分比。从图2的CDF曲线可以看出，以2009年价格水平为基准，2002年与1995年家庭消费对比的相对分布CDF曲线在45度线下方，说明2002年与1995年相比，我国城镇家庭消费不平等程度加剧;从图2的PDF曲线可以看出，当分布曲线在参照组百分比在［0，0．7］的区间，即对应图1中1995年消费核密度高于2002年的区间时，相对密度在［0．6，1］区间内呈现波动变化;当分布曲线在参照组百分比在［0．7，1］的区间，即对应图1中1995年消费核密度低于2002年的区间时，相对密度大于1，这表明与1995年相比，2002年我国人均消费小于6000元的城镇家庭比重降低，而人均消费大于6000元的城镇家庭比重呈现上升趋势;从图2中相对密度的趋势来看，消费水平越低的家庭，其所占比重下降越快，这是反应随着社会经济的发展，我国城镇家庭普遍的生活水平得到提高，其中有一个例外是人均消费额大于2000元且小于3200元的城镇家庭比重下降最快，下降幅度超过了人均消费低于2000元的家庭，主要原因可能在于1995年以后，我国工资制度逐渐由原来的固定工资制调整为效益工资制，这一时期城镇居民的失业与下岗的人数开始增加，对于人均消费额大于2000元且小于3200元的这部分城镇家庭群体，其中的一部分由于受到失业的影响，消费水平降低到2000元以下，而另一部分家庭收入水平得到提高，逐步过渡到下一个消费水平区间;参照组百分比在0.75左右时，所对应的家庭人均消费额为10000元左右，从相对密度变化可以看出，人均消费额高于10000元的城镇家庭人口比重迅速增加，高消费群体的消费水平增加的速度高于中低消费群体。从图3的CDF曲线可以看出，2009年与2002年家庭消费对比的相对分布CDF曲线在45度线下方，与图2的CDF曲线相比，图3的CDF曲线与45度线之间的面积明显增大，说明2009年与2002年相比，我国城镇家庭消费不平等程度进一步加剧，且该阶段家庭消费不平等的增长比上一个阶段明显加快;从图3的PDF曲线可以看出，累计约73%的分布曲线大约在［0．1，1］区间内变化，且呈现出平稳的递增趋势，后面约27%的分布曲线部分大于1，呈现出明显的递增趋势;以2009年价格水平为基准，结合上横坐标所对应的人均消费额可以看出，人均消费额小于7000元的城镇家庭比重有所降低，且消费额越低，家庭比重下降越大，且总体下降趋势较为平稳;人均消费大于7000元的家庭比重有所提高，且家庭人均消费额越大，家庭比重的增加速度就越快，尤其是人均消费大于10000元的家庭比重上升尤为显著;通过对1995～2002年与2009～2002年两个时期PDF纵坐标对比组百分比值的比较，可以看出，前一阶段与后一阶段相比，高消费水平家庭群体比重增幅十分显著，进一步拉开与中低消费水平家庭的差距。这种现象产生可能解释为:随着我国经济改革的逐步推进，我国城镇家庭人均收入差距日益增大，收入差距过大会使国民财富中的绝大部分集中于少数高收入者手中，收入水平高的家庭在住房、交通、医疗保健等各项消费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获得较高的消费信贷，从而导致我国城镇家庭消费差距呈现进一步扩大趋势。
1.家庭财产保险产品设计同需求
脱节从家庭财产保险的产品设计上来讲，家财险的产品种类可谓繁多，产品种类从传统型到综合型，种类较为齐全。然而，在家财险产品较为丰富的情况下，家财险却发展较为缓慢，究其原因，主要是产品种类的设计不能有效的同需求相匹配。一直以来我国保险主要依靠集体销售的模式，后来依靠银行按揭式半推半销模式，而在这些产品的开发中，并没有考虑消费者的需求。
2.家庭财产保险营销力度较弱
家庭财产保险较弱的营销力度主要体现在以下两个方面。第一，保险公司对销售渠道的依赖。早期的保险公司主要从事单位集体投保的保险业务，后来，随着银行保险业务的开展，保险公司开始同银行开展合作，除此之外，保险公司在其他渠道建设方面一直处于停滞状态，加之银行对保险业务的非专业性，不仅使得保险企业因手续费产生了额外的负担，而且业务拓展进展也较为缓慢。另一方面，由于过低的业务提成率，家财险在发展的过程中缺乏必要的激励性，许多业务员不愿意将有限的精力投资于家财险的推销中去。
3.公众对于家庭财产保险的参保意识较为淡薄
由于我国民众长期受计划经济时代思维的影响，加之我国特殊的消费文化观念，使得人民群众的风险侥幸心理较为根深蒂固。在灾害发生之后，他们往往寄希望于国家和单位的支持与帮助。另一方面，由于家庭财产保险较低的业务提成率，使得许多保险公司不愿意花大力气去做该产品的营销推广工作，致使人民群众对家庭财产保险缺乏足够的认识，从而无法刺激他们的需求。
二、有效推动我国家庭财产保险发展的有效策略
1.推动家庭财产保险产品多元化
关注与需求的匹配家庭财产保险在我国实现发展的首要问题是解决需求的匹配问题，也就是明确消费者的核心需要和基本需求以及如何有效的满足这些需求。现阶段，多数家财险主要针对对象多为各种自然灾害。然而，随着我国国民经济的发展，以及人民生活水平的提高，人们住房条件极大改善，传统形式下，针对自然灾害的家庭财产保险产品已经无法满足现阶段人们的需求，因此，保险公司应当与时俱进，跟上时展的需求，尽快改变家财险保险的范围。另一方面，绝大多数家财险是将地震排除在外的，而地震恰恰是我国民众参保关注的重点，因此保险公司不应固守在过去的条条框框里，应当根据时间、地点、地区的特殊性，制定灵活多变的家财险政策，以期同需求相匹配。
2.将家庭财产保险同国家政策
相结合上文讲，为了满足与需求相匹配的要求，保险公司需要根据地区，时间等因素的不同，开发不同的家财险产品品种，如此以来就会不断放大保险的标的范围，而使得风险责任不断放大。特别是将地震加入保险的范围，更会无限地扩大风险的责任，这会造成企业的巨大负担，因此，保险公司在风险无法有效承受的情况下，应当同国家的需求和政策相结合起来。一方面，国家为了更好的应对地震风险，应当将地震风险归类为政策保险，给投保地震的消费者一定的保费支持，同时给保险公司地震险一定的补贴，另外可以通过构建地震险保险基金，为地震灾害增加牢固的保险支持。另一方面，有效将家庭财产保险同地震风险家庭财产保险相结合。当国家对地震险销售给予补助时，保险公司会获得足量的激励，会在该领域投入大量的销售精力，同时，保险公司可以借地震险的激励，将家庭财产保险结合销售出去。
3.构建重灾保险基金及再保险的债券化组合正因为重灾的巨大破坏性
使得重灾赔偿工作成为了各国政府关注的重点。随着重灾事件的不断发生，尽快出台有效的灾害管理办法刻不容缓。正如前文所讲，作者认为可以将地震险作为政策险，将国家，企业，个人家庭的力量集中起来，共同抵御灾害带来的创伤。但仅仅依靠上述方法还远远不够，还需要构建巨灾基金制度，把适当业务进行再保险，并在资本市场发行巨灾债券，使风险更好的在国际上分散。因为虽然直接保险与国家拨款每年预计可以集聚的资金很可观，但我们应该使风险在更大范围、更彻底的分散。建立巨灾保险基金与巨灾再保险、产品债券化相结合，这样不仅可以使风险更好分散，而且不至于把太多的分保费分给再保险公司。充分发挥我国家财险的作用。
三、结语
（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
本文作者：刘颖奇鄢军工作单位：江苏大学京江学院
镇江市家庭能源平均消费趋势
家庭能源消费是建设小康社会的一个重要指标。随着城市化进程加快、住房条件的改善和私人汽车普及等高档消费品的增加，不仅带动了能源消费量的增长，也改变了居民生活能源消费的结构。家庭能源消费（DomesticEnergyConsumption，DEC），又称用能源消费或生活能源消费，主要包括房屋采暖、家用电器、照明、炊事热水等方面的能源消费（姚建平，2009）。以镇江市2005年为例：全市居民生活能源消费量为814.5万t标准煤（不含工业用，仅仅是居民使用情况），比1990年增长1.2倍，人均生活用能由1990年的343.3kg标准煤上升到2005年的537.4kg标准煤。同时，能源消费结构也由以煤为主逐步演变为以电、油、气为主。1990年到2008年，镇江市居民人均生活用电量由87.9kw•H上升到586.7kw•H，提高了5.8倍；人均生活用天然气由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。从发展趋势上来看：人们生活方式变得方便、快捷、干净；能源所需增长太快，而这一切，镇江市城镇化率仅仅是百分之五十七，而全国城镇化率仅仅是百分之五十。城镇化率在发展过程中肯定要提高，能源短缺对经济发展的制约十分突出。世界上主要发达国家的总能源消费分配比例是，居民用能与工业用能、交通用能已形成明显的三足鼎立之势。我国目前民用能源已经成为仅次于工业用能的第二大能源消耗部门（占10.3l％）。通过对生活消费的分析，发现人们在日常生活消费中能源的消费在不断增加。例如，工业对能源需求的比重较大，同时在工业生产出人们日常生活所需的工业产品并融入社会后，最终用于人们的日常消耗。因此，家庭能源消费需要进行合理化的改善，通过尽可能地减少能源的不必要消耗，缓解能源供给不足的状况。
镇江家庭能源合理化的对策
（一）倡导自愿节约能源意识,逐步形成合理化的生活行为能源的节约利用以及家庭能源的选择，离不开城镇居民的个人消费心理。加强对自身消费心理的引导，不可或缺。减少能源消耗，更多的在于居民自身意识的不断提高，如自行车作为近程代步工具即节约了能源又对居民身体素质的提高有很大帮助，又如太阳能热水器的使用。而个人的心理活动，受到社会环境、教育等多种因素的影响。建立良好的生活习惯，形成自我节约的意识，更能减少对能源的浪费。（二）对家庭能源消费分布进行相应引导，减少不合理的能源消费在能源的使用环节上或多或少的存在能量流失的情况，我国对节能技术的普遍推广与应用还有很大的提高空间：从高能耗的产品向低能耗产品的转换。新能源产业的发展壮大，需要政府不断地扶持和引导：如分时电价的实施、太阳能热水器、太阳能照明、无缝公交等。（三）加大对节能技术的开发，使更多的节能创意融入日常生活科技进步的作用在于优化人们的生活。因此，提高对可再生能源的使用，不仅仅在于对大型能源产业的结构优化，还需要对家庭基础设施的能源消耗进行调整和改善，逐步减少对不可再生能源的使用。在国外不断兴起的创意设计理念，都是以保护环境、节约能源为主。在家庭住宅的设计中，一方面注重对原有废弃材料的循环利用，另一方面也注重对环保材料的使用，城市生活垃圾沼气化处理等对镇江居民节能有着很好的借鉴作用。如节能灯的使用，变频空调的使用，碳纤维自行车的使用，LED照明灯的使用等等。
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）.
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
同时，货币型基金以其灵活，增值稳健，保值的特点吸引了投资者的目光。诸先生夫妇可以适当购入一些。
二、购买短期国债。
目前，我国国债市场有了很多变化，中短期国债品种渐渐增多，比如最近推出的两年期国债。如果考虑以储蓄为主的话，不如购入部分国债，一方面利率比定期高，一方面可以免除利息税。
中国银行上海市分行个人理财中心
林持操
专家建议三：家庭保险建议
诸先生这样的“月光”家庭，在当前年轻家庭中颇具代表性。乍看上去，两人世界非常惬意，令人艳羡，其实不乏隐忧。诸先生和妻子已有所察觉，但在家庭理财上发生分歧，其实通过一套合理的保险计划，这些问题都可以解决。
以诸先生家庭的资产负债状况及现阶段需求来看，建议投资些既有保障功能，兼具储蓄增值功能的险种。例如，诸先生可投保海康新双福还本保险10万元；海康呵护一生终身住院补贴保险10万元，附加意外伤害保险20万元，意外伤害医疗保险3000元，以及住院费用报销保险2份。妻子投保海康呵护一生终身住院补贴保险10万元，附加意外伤害保险10万元，意外伤害医疗保险3000元，及住院费用报销保险2份。
其保障及投资利益如下：
一.医疗、保障功能
诸先生作为家庭的重要支柱，即使有不同程度的风险发生，最高40万元的保障，可使其尽到对家庭，妻儿的责任；10万元保证续保的终身住院补贴账户，及每次3000元的意外门急诊报销，另加除社保报销外，自负住院费用85%的报销等多重医疗保障，可保证他不会因意外或疾病，造成收入中断，医药费支出而影响家庭的正常生活品质；诸妻子有最高20万元的保障，同时也享有和诸先生同样的医疗保障。意外疾病多重保障，令诸先生家庭把可能遇到的风险规避到最小，把可能造成的损失降低到最少。
二.强制储蓄，投资增值功能
