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摘 要 国内外对于农民消费支出问题研究有很多，本文主要基于需求层次理论视角对这个问题进行了分析研究。许多学者认为影响农村居民消费支出的主要因素是收入，他们研究成果的理论借鉴为农民消费支出问题研究提供了有利的支撑。本文通过对辽宁地区农民收入调查结果，基于需求层次理论视角下对农民消费支出问题做一个探讨，把不同收入类型的农民对应不同的需求层次。
关键词 农民 消费支出 需求层次
马斯洛需求层次理论，也称作“基本需求层次理论”，由亚伯拉罕•马斯洛于1943年在《人类激励理论》论文中所提出，他把需求分成生理需求、安全需求、社交需求、尊重需求、和自我实现需求五类，依次由较低层次到较高层次排列。
本研究为了更全面的了解农村居民不同收入层次，对辽宁省部分农民的收入消费支出情况做了入户调查，并设计了入户调查问卷。在问卷设计中，在农户抽样上考虑尽可能覆盖全面不同收入的农户。本研究在辽宁省共调查300个农户，共发放调查问卷300份，有效问卷290份，问卷有效率为96.7%。通过对300户农户的调查中把家庭收入分为3万元以下、3-5万元、5-10万元、10万元以上四个部分，不同收入的农户对消费支出的理解不同，需求层次也表现出很大的不同。
生理需求是人类维持自身生存的最基本要求，包括对以下事物的需求：呼吸，水，食物等，生理需要是推动人们行动最首要的动力。安全需求是人类要求对以下事物的需求：人身安全，健康保障，资源所有性，财产所有性等。马斯洛认为，只有这些最基本的需要满足到维持生存所必需的程度后，其他的需要才能成为新的激励因素。现在社会中大多数农民在这两个层次的需求都得到满足，吃的饱穿得暖，生活和谐是人们最基础的生存条件。在调查过程中，不同收入的农民对这两个层次的需求差异表现不明显。社交需求包括友情、交情等，人人都希望得到相互的关系和照顾，在调查中发现家庭收入四个部分对这个层次需求程度不同，家庭收入10万元以上的农户社交活动相对频繁，而家庭收入3万元以下的农户相对社交活动较少，这些社交活动中涉及的消费支出包括休闲娱乐、人情往来等。总体而言，不同家庭收入农户在这三个层次的需求中表现出的消费支出差异不是很明显，因为现阶段农村居民的消费领域仍较为狭窄，这三个层次的消费需求都是生活最基本的消费支出方面，所以为了做进一步研究，我们要继续分析其它两个需求层次。
尊重需求包括有能力、有信心的个人尊重，也包括有地位，有自信，收到别人的尊重。在调查结果中显示。家庭收入越多的农户在尊重需求方面表现的越明显，收入10万元以上的农户在分配消费支出时帮助其他农户一起致富，或者购买私家车，修建更好的房屋，担任领导干部等，这类农户希望自己有稳定的社会地位，要求个人的能力和成就得到社会的承认。当然，收入相对较少的其它三类农户更多的消费支出表现在购买食品，家庭设备，储蓄等，其中家庭收入在5-10万元的农户倾向于追求更多的尊重，提高生活质量，达到更高层次的需求。
在四个部分不同家庭收入的农户中，表现差异最明显的就是自我实现的需求，这是最高层次的需要，它是指实现个人理想、抱负，发挥个人的能力到最大程度，达到自我实现境界的人，接受自己也接受他人，解决问题能力增强，自觉性提高，完成与自己的能力相称的一切事情的需要。例如收入多的农户会创办自己的企业，带动其它三个部分农户共同发展，各自追求更高层次的需求。马斯洛认为，一个国家多数人的需要层次结构，是同这个国家的经济发展水平、科技发展水平、文化和人民受教育的程度直接相关的，在农村居民中这个观点同样适用。
不同家庭收入的农村居民在消费支出过程中存在不同的层次需求，为了引导农村居民不断提高生活质量，追求更高的需求层次，我们应该通过以下几个方面来加强农村居民对层次需求的理解。
首先，通过政府公益性培训，引导农村居民更新消费观念，加深农村居民对需求层次的理解，让农村居民不但得到尊重需求，更要达到自我实现。
其次，企业研发适合农村市场的产品，增加农村居民的收入，让农村居民获得更多可以支配的现金收入，在消费支出过程中慢慢的从低层次的需求向高层次的需求迈进。
(一)财政民生支出对居民消费的影响机制财政民生支出，即财政支出用于民生领域的开支。虽然对于民生支出没有统一的界定，但是根据基本公共服务的界定，财政民生支出的内容主要包括:教育、医疗卫生、社会保障和就业、环境保护和生态建设、公共安全等方面的支出。从理论上说，财政民生支出对居民消费的影响机制可以描述为:政府财政民生支出和居民消费之间是互补关系，财政民生支出对居民消费具有“挤入效应”，即政府财政民生支出的增加会引起居民消费的同方向增加，财政民生支出对居民消费的提振作用体现在两个方面:首先，在增加收入方面，教育、医疗卫生等民生支出通过提高居民的人力资本水平，提高个人获得持久收入的能力，从而增加居民的消费能力。而社会保障支出类民生支出则可以通过收入再分配，增加居民的可支配收入水平，使其减少消费预算约束，增加当期消费;其次，在减少支出方面，政府民生支出可以增加教育、医疗卫生、社保等民生类公共服务的供给，减少居民未来大额刚性支出的预期，改善居民消费环境，从而提高居民的消费意愿。
(二)近年来湖南省财政民生支出情况由于财政支出的统计口径在06－07年前后的变化较大，因此选取了2007－2012年湖南省分项财政民生支出的数据。在湖南省五项财政民生支出中，占比最高的是教育支出，其次是社会保障和就业支出、医疗卫生支出、公共安全支出、环境保护支出。总体上来看，五项支出的比例比较稳定，近年来没有特别大的波动，民生投入增加比较明显的是医疗卫生支出，由2007年的4．36%显著提高到了2011年的7．29%。
(三)近十年来湖南省城乡居民消费情况1．居民消费水平逐步提高，但速度较慢2012年全省城乡居民人均消费支出分别为14609元和5870元，比1992年增加12503元和5144元。但湖南城乡居民人均收入和人均消费的年均增长都低于人均GDP年均增速。2．居民消费率和消费贡献率双双持续走低最终消费是由居民消费和政府消费组成1992年湖南居民消费占到最终消费的90%，2000年下降到78%，之后下降趋势不变，2012年居民消费占76．4%。居民消费占比逐年下降。同期政府消费占比逐年提高。湖南省的经济增长模式基本属于消费需求和投资需求双驱动型。2000年以前湖南经济发展主要依赖消费，平均消费率达到70%以上。2000年以后随着工业化进程加快，基础设施和扩大再生产的需求不断加大，投资在经济增长中的地位显现。2000－2012年湖南投资率连续13年攀升，从2000年29．5%的提高到2012年的56．4%，对经济增长的贡献率也从2000年23．1%上升到2012年62．7%;消费率则从2000年69．6%下降为2012年的45．9%，对经济增长的贡献率从2000年68．7%下降为2012年39．8%。
二、湖南省财政民生支出与城乡居民消费关系的实证分析
(一)指标选取与数据来源1．指标选取(1)因变量(Y):Y1表示城镇居民人均消费;Y2表示农村居民人均消费(2)自变量(G)为人均财政民生支出。由于财政民生支出的项目较多，选取湖南省财政民生支出占比排在前三位的项目进行分析，包括:人均教育支出(G1);人均社会保障和就业支出(G2);人均医疗卫生支出(G3)(3)控制变量(I):I1表示城镇居民人均可支配收入;I2表示农村居民人均纯收入2．数据来源选用的变量:城乡居民人均消费支出数据、财政民生支出(含人均教育、人均社会保障和就业、人均医疗卫生支出)数据、城镇居民人均可支配收入及农村居民人均纯收入数据均来源于《湖南统计年鉴》(1992－2012年度)。
(二)模型构建与计量分析1．平稳性检验本文将所有变量取自然对数，然后本文采用ADF检验方法检验被分析序列的平稳性，即是否存在单位根及其个数。对滞后阶数的确定主要依据AIC、SC准则，由Eviews软件自动选择。ADF单位根检验的具体结果见表2，由表2可知，各序列的一阶差分均为单整，符合协整条件。2．协整检验对于同阶单整的时间序列，只有存在协整关系时，变量之间才会有稳定对应的函数关系。常用的协整检验方法有恩格尔———格兰杰两步法(AGE检验)和Johansen协整检验。采用Johansen协整检验。城市居民的人均消费(logy1)与人均财政民生支出(logg1、logg2、logg3)以及(3)控制变量(lo-gi1、logi2)之间的协整检验关系见表3，农村居民的人均消费(logy1)与人均财政民生支出(logg1、logg2、logg3)以及(3)控制变量(logi1、logi2)之间的协整检验关系见表4。由表3、表4可知，logy1、logy2分别与logg1、logg2、logg3以及logi1、logi2在5%显著水平上存在4个协整关系。3．回归结果运用OLS方法对城市居民的人均消费、农村居民的人均消费分别与人均财政民生支出与控制变量的关系，进行回归，得到表5、表6。
三、结论与建议
以上实证分析的结果表明，湖南省财政民生支出对居民的消费的影响效果在城镇和农村之间存在较大的差异。针对城镇地区:第一，财政社会保障和医疗投入对促进消费均有积极的效果，这表明，城镇地区财政对社会保障和医疗的投入，让居民省下了用于养老、就业、医疗等的开支，提高了居民的福利水平，让居民减少了后顾之忧，增加了消费;第二，财政教育投入没有提振城镇居民消费，对居民消费有一定的“挤出效应”。针对农村地区:第一，财政社会保障投入对居民消费提振有较为积极的效果，这表明，农村社会保障的投入，如社会福利、社会救助支出的增加，解决了农村居民的后顾之忧，节省了用于这些项目的开支，切实提高了居民的福利水平;第二，财政医疗卫生投入对居民消费的影响不显著，未能提振居民消费。原因可能是城镇居民对疾病认识程度更高，即便是小的发烧感冒也会去寻求医疗服务，减少健康损失，而在农村地区情况则完全不同，医疗支出费用占据了农民可支配收入的较大比例，农民内心抵触患病就医，无论如何都尽可能降低医疗费用支出，因此，即使政府加大对医疗卫生的投入，农民也不会认为他们省下了医疗的开支，从而增加消费;第三，与城镇一样，财政教育投入在农村依然没有提振城镇居民消费，对居民消费有一定的“挤出效应”。
商品买卖中，消费者往往属于弱势群体，近几年有关消费者维权的新闻越来越多，社会各界也开始关注这一问题。必须明确的是在经济法中，拥有绝对主体地位的人群是消费者，他们是受法律保护的群体。然而现实中商家却往往容易忽略这件事，造成对消费者权益的侵犯。在此情况下，从经济法入手寻找保护消费者权益的相关途径变得尤为重要。
一、经济法对消费者权益保护的现状
1.法律制度不够规范
我国的法律体系中有很多法律法规都对消费者权益保护略有涉及，但由于内容过于零散抽象，因此很难应用于实际情况中，只有唯一一部《消费者权益保护法》能够应对消费者可能遇到的权益问题，然而这显然无法满足逐年增加的消费者权益被侵犯案件，因此在消费者维权这条路上，最重要的是有法可依，能够完善法律法规，增加更多保护消费者权益的相关制度。
2.执法机构缺乏力度
关于消费者维权，首先要有法可依，其次就是执法必严。然而现实中相关执法部门却不能做到这点，甚至无视包庇违法犯罪行为。许多地方政府在面对规模庞大且极具专业性的违法活动时，不但不严厉打击，甚至会徇私舞弊;而个别政府机构为了自身利益徇私枉法将本该受到刑事处罚的案件仅以行政处罚敷衍了之;更有甚者，政府会利用权力之便，封锁本地市场，对本土产品继续地区保护，直接影响商品流通。
3.缺乏解决消费纠纷的救济机制
有人的地方就会有矛盾，市场交易中在所难免会出现消费纠纷。只有当该纠纷涉及较大金额的消费或者损失严重，消费者才会想到拿起法律的武器寻求解决办法。然而实际市场交易中，许多消费纠纷涉及的资金都比较小，摩擦也不太大，这时很多消费者习惯息事宁人，不通过法律的行为维护自己的权益。然而正是因为消费者的纵容导致商家越来越无所忌惮，假货伪劣产品越来越多，这既损害了消费者本身的权益，也助长了社会不良风气，危害社会公共利益。
4.消费者处于弱势地位
消费者在商品交易的过程中，始终以弱势群体的角色存在着。究其原因不外乎两点：第一是因为消费者在购买某件商品时，并没有对其进行全面的了解，导致的结果就是买回去以后发现并不适用。第二由于相关职能部门并没有严格把控市场，导致市场中出现很多假货伪劣产品，而消费者在完全不知情的情况下将其购买回家。二者都会造成消费者的权益受到损害。
二、经济法对消费者权益保护的强化措施
1.完善市场规制法
没有规矩不成方圆，要想更好的维护消费者合法权益，首先需要的是建立一个完善的竞争法规目标，对相关法规进行补充，完善立法目的、适应范围等方面的法律依据，补充不够完善的法律条例。其次建立一个完善的惩罚性赔偿制度。在惩罚惩戒时做到有法可依，且明确惩罚赔偿的性质，区分其与物质损害、精神损害之间的不同与不可替代性;同时将赔偿制度中消费者应获赔偿保护的范围扩大，赔偿资金标准提高。确保消费者在消费过程中只要遭受到故意损害其利益的行为或者商家有重大过失导致消费者权益受到损害时，都可以再法律范围内得到帮助。
2.建立行之有效的执法机构
建立一个健全公正的执法机构是维护消费者权益的第一步，需严格要求执法人员，保证执法人员刚正不阿，既具备专业的职业技能又有责任心与素养，只有执法人员纪律分明德才兼备，执法部门才能更加健全完善。其次要严厉惩治玩忽职守的官员，责问其上级领导，责任到人，加强执法力度，加重惩治强度。在整顿纪律，健全执法机构时，不仅要问责执法机构，还要对其他例如卫生行政、工商管理等关乎消费者权益的部门进行批评整顿，警醒各部门，确保各部门各司其职，互相配合以便更好的维护消费者的合法权益。
3.拓宽司法救济渠道
许多消费者在其权益遭受侵犯时，虽有心维权，但却没有合适的维权渠道，因此，拓宽维权渠道非常重要。首先，一些公益团体或个人可展开公益诉讼活动，当消费者的权益受到侵犯时可以寻求他们的帮助，他们则以人的身份为被害人进行诉讼。这样做能够有效的维护消费者，保障社会公共利益，维持经济秩序，防止违法行为再次发生。其次相关部门可以适当降低消费者维权诉讼费，实现小额诉讼。这样消费者既不用担心高昂的诉讼费又可以很好的维护权益，且这种小额诉讼的方式灵活性非常大，即可口头约定也可书写成文;审理程序也大大简化，可以在晚上或者周末直接进行判决。
4.改进消费者弱势地位
改变消费者处于市场交易中弱势的地位是一件非常庞大的任务，既需要政府的大力扶持还需要整个社会的监督以及经营者的自我监督。首先政府需要加强对监管范围内所有商家的活动的监督。以食品为例，要监督检查食品是否处于保质期内，进货渠道是否符合相关规定。确保食品的安全性。其次整个社会要形成一股监督市场的风气，对商家报价进行比较，坚决抵制商家直接恶意竞争的行为，使销售市场能够井然有序的运行。最后对于经营者来说，为了维护经营者的品牌质量，应该严格把控自身服务场所、价格以及质量等可能影响声誉的因素，避免因为损害消费者的权益而影响自身声誉。只有加强各方面的监督，才能从根本上杜绝损害消费者权益的行为。
论文关键词：非基本生活消费，ELES模型，贡献率，自适应预期模型
问题的提出[①]
消费是经济发展的动力，是拉动经济增长的三驾马车之一。2008年按支出法计算，河南省国民生产总值18473.14亿元，居全国第五位，最终消费支出为7759.33亿元项目管理论文，占国民生产总值的42.0%（最终消费率），低于全国最终消费率平均水平6.6个百分点，居全国第25位。2007年河南省政府消费支出2011.27亿元，占国民生产总值的13.4%（政府消费率），居民消费支出4820.00亿元，占国民生产总值的32.1%（居民消费
图1 河南省消费不足的逻辑推理
率），按照著名发展经济学家H.钱纳里等实证研究，政府消费率一般维持在11.9%—15.0%之间，河南省政府消费率符合H.钱纳里的标准结构（箭头 1），但是居民消费率却远低于标准结构中的居民消费率大于60%的水平论文服务。在居民消费支出中，河南省城镇居民消费支出为8837.46元项目管理论文，占城镇居民收入的66.793%，低于全国平均水平4.5个百分点，居全国倒数第5位。据初步统计2009年河南省城镇居民家庭恩格尔系数为34.2%，依据联合国粮农组织提出的恩格尔系数标准，河南省城镇居民生活水平自1996年已进入小康层次，消费方式已经开始由生存型向享受发展型转变，基生活消费已经基本稳定且弹性较低（箭头2），所以非基本生活消费低是才是问题的根源（如图1）。
一、基于非基本生活消费模型分析
1、非基本生活消费的概念及界定
生活消费按满足人们需要的顺序，可分为基本生活消费和非基本生活消费，基本生活消费是维持劳动力再生产所必须的、最低限度的消费。非基本生活消费则是基本生活消费的对称，是超出维持劳动力再生产所必需的消费。一般而言项目管理论文，人们只有在满足了基本生活消费的条件下，才有可能发展非基本生活消费。本文参考了《消费经济学大辞典》的合理词义解释部分，并对非基本生活消费做了一定的延伸和补充论文服务。非基本生活消费是指在满足人们维持和延续其生命的基本生活消费的前提下，用于满足自身发展和发挥其体力、智力以及为使生活舒适的物质消费、精神消费和劳务消费的总称。生活消费支出、基本消费支出、非基本生活消费支出分别用CE(consumption expenditures)、BLC(basic living consumption)、NBLC(non-basic living consumption)表示。
2、扩展线性支出系统（ELES）下非基本生活消费的模型构建
假定某一时期人们对各种商品(服务)的需求量取决于人们的收入，而且人们对各种商品的需求分为基本需求和超过基本需求之外的需求两部分，居民在基本需求得到满足之后才将剩余收入按照某种边际消费倾向安排各种非基本消费支出。非基本生活消费的ELES模型需求函数[②]：
参数是边际消费倾向，满足：0
对模型的进行变形：
令V=；a=；b=
对方程式进行回归可得a*和b*，进一步可求出：
3、非基本生活消费的计量分析
模型采用1993—2008按收入水平分组的河南省城镇居民消费支出的截面数据，为了修正和避免数据出现异方差，本文采用了加权最小二乘估计（WLS）法对方程参数进行回归估计项目管理论文，权重W=resid^(-2)。显著水平选取为0.05。t(d)是β*i的t观测值，R2为方程的可决系数论文服务。
通过EVIEWS软件进行WLS回归结果如下[③]：
2008年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=598.6320 R2=1.000000 D-W=2.276046 F=358360.2
2007年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=31.44564 R2=0.999890 D-W=2.310967 F=988.8286
2006年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=59.77045 R2=1.000000D-W=1.776125 F=3572.506
2005年河南省城镇居民消费ELES模型的回归估计参数
tβ=2019.675R2=1.000000 D-W=1.427389 F=4079087.
2004年河南省城镇居民消费ELES模型的回归估计参数
tβ=239.4272R2=1.000000D-W=1.674908 F=57325.39
2003年河南省城镇居民消费ELES模型的回归估计参数
tβ=128.6925R2=0.999795D-W=1.609279 F=16561.75
2002年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=180.7875R2=0.999991D-W=1.718861 F=32684.13
2001年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=175.2843R2=0.999999D-W=1.181300 F=30724.59
2000年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=30.37496R2=0.999990D-W=1.323353 F=922.6385
1999年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=445.2760 R2=1.000000 D-W=2.680368 F=198270.7
1998年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=133.6603R2=0.999997D-W=1.623019 F=17865.07
1997年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=341.95878R2=0.999954D-W=1.505179 F=1760.539
1996年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=99.82376R2=0.999999 D-W=1.794003 F=9964.783
1995年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=1196.196R2=1.000000D-W=1.504203 F=1430885.
1994年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=3144.5403R2=0.999990D-W=2.396234 F=20891.89
1993年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=42.16312R2=0.999993D-W=2.142866 F=1777.729
1992年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数
tβ=202.8902R2=0.999990 D-W=1.223436 F=41164.42
汇总回归方程估计结果，通过Excel软件处理结果如下：
表1 1993-2008年河南省城镇居民基本消费和非基本消费支出情况单位：元
类别
年份
CE
a*
b*（β*i）
BLCi(BLC)
NBLC
2008
8837.46
1475.782
0.562177
3370.727
5466.733
2007
7826.72
1268.192
0.593939
3123.156
4703.564
2006
6685.18
1603.482
0.511453
3282.145
3403.035
2005
6038.02
1209.152
0.541007
2634.358
3403.662
2004
5294.19
1197.215
0.522404
2506.753
2787.437
2003
4941.60
955.1838
0.562634
2183.946
2757.654
2002
4504.68
1417.536
0.480717
2729.795
1774.885
2001
4110.17
676.3441
0.651922
1943.082
2167.088
2000
3830.71
814.1469
0.633153
2219.309
1611.401
1999
3497.53
745.6160
0.607170
1898.063
1599.467
1998
3415.65
882.5848
0.605248
2235.796
1179.854
1997
3378.02
590.5870
0.681768
1855.838
1522.182
1996
3009.35
596.1219
0.635379
1634.908
1374.442
1995
2673.95
622.2854
0.615177
1617.069
1056.881
1994
2155.15
359.2111
0.684511
1138.585
1016.565
1993
1609.26
393.4778
0.608181
1004.234
605.0264
1992
1342.58
260.5322
0.674353
800.0448
542.5352
数据来源：1994-2009年河南省统计年鉴
二、基本生活消费与非基本生活消费图示分析
1、量的图示分析
河南省城镇居民人均消费支出在1992年仅为1342.58元，在2008年达到8837.46元，基本生活消费自1992年的人均800.0448元变化到2008年的人均3370.727元，非基本生活消费也从1992年人均542.5352
图2城镇居民消费支出、基本生活消费与非基本生活消费比较
元增加至2008年的人均5466.733元。如图2所示，我们不难发现，基本生活消费的变化趋势比较缓慢，而非基本生活消费的上升趋势较明显。其中，2001年非基本生活消费在首次超过基本生活消费，虽然在2002年有所下降项目管理论文，但是在2003年非基本生活消费又超过基本生活消费，并逐渐扩大差距，截至2008年非基本生活消费已超出基本生活消费2096.006元。
2、增量投向与拉动分析
河南省城镇居民人均消费支出增量（CE）明显呈倒“U”型，从1993年的人均266.68元降低至1998年的37.63元，随后逐步上升，其中，近两年的人居民消费支出增量明显，2007年为人均1141.54元，2008年为人均1010.74元。基本生活消费增量（BLC）的波动不明显，在九十年代前期逐步降低，随后又逐步上升到1993年的水平项目管理论文，维持在人均200元左右，增量投向比和贡献率总体呈下降趋势，说明基本生活费已趋于稳定。与基本生活消费增量不同，非基本生活消费（NBLC）波动比较明显，总体呈逐步增加趋势，说明非基本生活消费受外界影响较大，也是拉动增量增长的主力论文服务。增量投向比与贡献率也能很好的说明这一点，非基本生活消费增量投向比从1993年的0.23433上升至2008年0.75506，期间虽然起伏较大，但是趋势比较明显，贡献率也从1993年的4.7的百分点扩大至2008年9.8个百分点。分析的结果（表2）表明非基本生活消费的拉动潜力比基本生活消费大。
表2 河南省城镇居民消费增量投向与贡献率比单位：元、%
年份项目
CE
BLC
NBLC
增量投向比
贡献率
BLC/CE
NBLC/CE
CR1
CR2
1993
266.68
204.1892
62.4912
0.765671
0.23433
0.152087
0.046545606
1994
545.89
134.351
411.5386
0.246114
0.753886
0.083486
0.255731578
1995
518.8
478.484
40.316
0.92229
0.07771
0.222019
0.018706819
1996
335.4
17.839
317.561
0.053187
0.946813
0.006671
0.118761009
1997
368.67
220.93
147.74
0.599262
0.400738
0.073415
0.049093658
1998
37.63
379.958
-342.328
10.09721
-9.09721
0.112479
-0.10133984
1999
81.88
-337.733
419.613
-4.12473
5.124731
-0.09888
0.122850116
2000
333.18
321.246
11.934
0.964182
0.035818
0.091849
0.003412122
2001
279.46
-276.227
555.687
-0.98843
1.988431
-0.07211
0.145061098
2002
394.51
786.713
-392.203
1.994152
-0.99415
0.191406
-0.09542257
2003
436.92
-545.849
982.769
-1.24931
2.249311
-0.12117
0.218166218
2004
352.59
322.807
29.783
0.915531
0.084469
0.065324
0.006026995
2005
743.83
127.605
616.225
0.171551
0.828449
0.024103
0.116396465
2006
647.16
647.787
-0.627
1.000969
-0.00097
0.107285
-0.00010384
2007
1141.54
-158.989
1300.529
-0.13928
1.139276
-0.02378
0.194539115
2008
1010.74
247.571
763.169
0.24494
0.75506
0.031632
0.097508152
注：CR1、CR2代表基本生活消费、非基本生活消费对城镇居民生活消费的贡献率。CR1=g*BLC/CE项目管理论文，CR2= g*NBLC/CE，其中g=(CEt-CEt-1)/ CEt-1
三、预期收入与非基本生活消费的模型分析
1、预期收入与非基本生活消费的模型构建
建立预期收入与非基本生活消费模型需要对预期收入的形成机制做出某种假定，本文主要采用自适应预期模型，假定消费主体对收入的预期是通过一种简单的学习过程而形成的，其机理是，消费主体会根据自己过去在作预期收入时所犯的错误的程度，来修正他们以后每一时期的预期收入，用数学式表示就是：
Yt*=Yt-1*+λ(Yt—Yt-1*)，其中Y*为预期收入，λ为适应系数，0≤ λ≤1项目管理论文，模型的推导过程为：
NBLCt=??+??Yt*+??t………………………………（1）
将变形后的收入自适应过程代入（1）式：NBLCt=??+??[λYt*+(1—λ) Yt-1*]………………………(2)
将(1)—(2)×(1-λ)，整理得：NBLCt=λ??+λ??Yt+(1—λ) NBLCt-1+[??t—(1—λ) ??t-1] ………………（3）
令a=λ??，b0=λ??，b1=(1—λ)，ut=[??t—(1—λ) ??t-1] ………………………………（4）
模型可以变形为：NBLCt=a+ b0Yt+ b1 NBLCt-1+ut t………………………………（5）
对（4）式一阶自回归模型进行回归，可以得到a、 b0、 b1的估计值，代入（4）式可求出模型估计值。
2、预期收入与非基本生活消费的实证分析
1）通过eviews软件分析得出以下回归结果[④]：
表3 自适应预期模型回归结果
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
-405.7075
128.1870
-3.164967
0.0075
Y
0.607486
0.090002
6.749687
0.0000
NBLC(-1)
-0.538431
0.253073
-2.127573
0.0531
R-squared
0.978529
Mean dependent var
2276.867
Adjusted R-squared
0.975226
S.D. dependent var
1383.685
S.E. of regression
217.7894
Akaike info criterion
13.77229
Sum squared resid
616618.6
Schwarz criterion
13.91715
Log likelihood
-107.1784
F-statistic
296.2347
Durbin-Watson stat
1.973887
Prob(F-statistic)
0.000000
2）模型检验
德宾h检验：
通过excel软件计算，Var（b1*）= 0.221790948，回归结果中D-W=1.973887
= 0.059412
因此接受原假设??=0，说明该回归模型不存在一阶自相关。
统计推断检验：
由表3数据可得可决系数R2=0.978529修正的可决系数为0.975226，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好论文服务。由回归的结果可以看出t(b0*)=6.749687项目管理论文，t(b1*)=-2.127573，prob(b0*)=0.00000
3）预期收入与非基本生活消费的方程
NBLC=-263.7151+0.39487Y*
从式中我们知道，预期收入对非基本消费有显著影响，当预期可支配收入每增加1元，就有0.39487元用于非基本生活消费。
四、政策建议
河南省城镇居民消费水平已达到富裕层次，通过基本消费与非基本消费支出的趋势描述以及各自的增量投向与拉动分析，可知基本生活消费支出已经趋于稳定，非基本生活消费是扩大消费居民消费的关键，从回归的结果看，预期收入对非基本生活消费有显著影响，所以增加和稳定城镇居民预期收入是提高城镇居民消费的着力点。
参考文献
[1]黄心田，易法海.湖北省城镇居民食物消费结构趋势分析[J] 统计与决策，1999（02）
[2]黄雅丽，吴彤.利用扩展线性支出系统对广东省城镇居民消费结构进行分析[J].消费经济，1999（04）
论文关键词：安徽省，国内旅游，非基本旅游消费，优化
旅游消费结构是指旅游者在旅游过程中所消费的各种类型的旅游商品（包括物质、精神、服务商品）及相关旅游消费资料的比例关系【1】。一般而言，旅游者的消费水平越低，基本性需求消费支出占总消费支出的比重就越高；反之，旅游者的消费水平越高，非基本性消费支出所占的比重就越高。非基本旅游消费支出的高低是反映旅游消费结构是否合理的显性指标，国际通行指标显示，其最低警戒线为30%，旅游发达国家已高达60%以上，其基本旅游消费支出则控制在30-40%【2】。我国则恰好相反，由于我国旅游业发展水平低，旅游者用于基本旅游消费的支出长期占总花费的70%左右，而非基本旅游费用支出仅占消费总额的30%左右，与旅游发达国家的水平相距甚远。
一、安徽省国内旅游消费结构现状
表-1安徽省国内旅游人均花费构成
年代
平均每人花费总和
交通费
住宿费
餐饮费
购物费
其他
2000
505.60
53.42
120.52
98.17
90.98
142.51
2001
521.15
46.79
120.96
96.72
95.03
161.65
2002
572.98
57.32
141.66
97.82
104.12
172.06
2003
553.98
47.12
138.87
107.76
90.33
169.9
2004
656.30
57.10
149.30
124.30
126.50
199.1
2005
661.50
56.63
141.09
123.58
128.91
211.29
2006
646.26
46.75
135.77
121.75
126.56
215.43
2007
713.81
57.21
126.33
143.54
157.42
229.31
2008
730.59
56.23
130.75
149.22
论文关键词：ELES，城镇居民，消费结构
一、引言
消费、投资和净出口在GDP分析中常被誉为拉动经济增长的3个主要因素，这其中，消费对与经济增长则具有持久的推动力。近些年来，我国居民收入与消费水平不断提高，居民消费结构转换和消费需求扩张已经成为我国经济高速增长的主要动力。进入21世纪，居民消费结构变化对于国民经济发展的影响不断增大，消费结构问题一直是消费经济研究的重要内容，是一定时期人民群众消费状况的重要标志。
国内对于消费结构的研究一直热度不减。如尹世杰（1983）在其主编的《社会主义消费经济学》中系统研究了消费结构问题,是我国进行消费结构理论研究的开端。丁声俊、叶方恬（1990）在《中国消费结构和食物结构》一书着重研究了食物消费结构问题，并分析比较了国内外消费结构的一般趋势。林白鹏（1993）在其所著《中国消费结构与产业结构关联研究》一书中将消费结构和产业结构两个领域联系起来研究。孙凤等（2000）通过面板数据分析了中国城镇居民收入差距对消费结构的影响。尹世杰（2001）在《中国消费结构合理化研究》一书中重点研究了实物、住房、劳务、文化教育、信息和旅游等不同消费支出项目支出结构合理化的途径，并指出“要实现消费结构合理化，必须实现产业结构合理化；要实现产业结构合理化，又必须根据消费结构的变化，不断调整产业结构”。赵卫亚（2003）建立了中国城镇居民的变系数面板数据模型，在此基础上分析了不同收入层次的城镇居民家庭消费结构的差异。周建军等（2003）运用扩展线性支出系统模型和趋势分析方法对我国1992-2001年城镇居民消费结构进行了研究。综合分析现有的研究成果可以清楚地看到，改革开放以来中国消费经济有了重大突破。首先是表现在经济增长方式实现了转型，国民经济转型方向总体上是从“外需依赖型”转向“内需扩大型”，从“投资拉动”转向“消费拉动”，从“生产经济”转向“消费经济”。其次表现在消费结构的转型上。城镇居民消费逐渐由重实物消费转为物质消费和服务消费并重；农村居民消费也由温饱型逐渐向小康型转变，由生存性消费逐步转为发展性消费。就实际情况而言，我国城镇居民收入高、消费量大、商品化程度高，其消费对农村居民有一定的示范作用，在消费结构的研究中占有重要地位。因此，城镇居民的消费行为往往成为我国居民消费行为研究的重点。
二、ELES模型简介
ELES模型是由经济学家Liuch（1973）在英国计量经济学家R.stone于1954年提出的线性支出系统（LES）基础上修改而成的。扩展线性支出系统（ELES）模型较以前的线性支出系统（LES）模型相比较，其在研究消费结构的变动特征和静态分析方面则显示出了相对较多的优越性，弥补了LES模型的一些缺陷。该系统假定某一时期内人们对各种商品或服务的需求量取决于人们的收入和各种商品的价格，而且人们对各种商品的需求分为基本需求和超过基本需求之外的需求两部分，并且认为基本需求与收入水平无关，居民在基本需求得到满足之后才将剩余收入按照某种边际消费倾向安排各种非基本消费支出。ELES把消费者对各类商品或服务的消费支出看作收入和价格的函数。其经济含义为：在某个时期，价格和收入一定的条件下，消费者首先满足一个基本需求，基本需求与收入水平无关。扣除基本需求支出后的收入则按一定比例在各类商品或服务之间分配。
ELES模型基本表达式为:
(i =1,2,…,n) （1）
其中, 表示消费者对第i类商品或服务的消费支出；为第i类商品或服务的价格；为消费者对第i类商品或服务的基本需求量；为模型参数,表示边际消费倾向；y为消费者人均可支配收入；为消费者对第i类商品或服务的基本需求支出。
将上式进行变形整理:
令=+y （2）
其中=- （3）
对(2)式应用普通最小二乘法（LS）,得到和的估计值
对(3)式两边求和,即=(1-)经济论文，整理后=/(1-) （4）
将（4）代入（3）式中，得到=+/(1-)。
三、实证分析
为构建城镇居民消费结构的ELES模型，基于数据的可得性、可用性和权威性等原则，笔者收集了2009年按照不同收入分组的我国城镇居民家庭可支配收入数据和消费支出数据(见表1)杂志铺。
表格中将“可支配收入”记为“Y”，将“消费支出总计”记为“V”。根据目前通行的统计口径，把城镇居民家庭消费支出分为8项：食品、衣着、居住、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通和通信、教育文化娱乐服务、杂项商品和服务。分别按顺序用V1、V2、V3、V4、V5、V6、V7、V8代表以上列举的8个项目。下面利用这些可得数据进行计量分析。
表1我国城镇居民2009年消费支出情况（单位：元）
项目
最低收入户
低收入户
中等偏下户
中等收入户
中等偏上户
高收入户
最高收入户
Y
5253.23
8162.07
11243.55
15399.92
21017.95
28386.47
46826.05
V1
2293.82
3009.48
3640.22
4410.49
5367.01
6360.33
8135.04
V2
458.48
684.18
962.45
1263.8
1601.19
1986.16
2782.3
V3
578.93
735.23
880.76
1131.03
1493.31
1775.08
2863.28
V4
226.04
366.43
521.47
701.08
977.07
1325.54
2114.2
V5
362.6
504.09
632.03
834.48
1072.01
1322.4
1745.91
V6
394.8
582.28
861.44
1285.03
2047.83
3181.88
5858.67
V7
457.22
665.96
953.75
1290.09
1807.73
2461.1
4116.41
V8
128.67
195.43
286.68
393.73
598.21
851.39
1388.59
V
4900.56
6743.09
8738.79
11309.73
14964.37
【关键词】体育消费体育人口曲靖教师人群
消费是人类社会、经济活动的重要行为和过程。而当今的消费已经不是局限在为需要而消费了，已经发展成为一种时尚，或者说成为一种流行的社会活动。而体育消费作为体育经济系统和推动体育产业发展的重要因素，是群众体育发展的重要标志。[1]
体育消费是指人们用于体育活动及相关方面的消费（体育消费主要包括用于购买体育服装以及运动器材，购买体育期刊、书报等实物型支出，用于观看各种体育比赛、表演、展览等所进行的观赏型的消费以及用于参加各种各样的体育活动、健身训练、体育健康医疗等参与型消费）。
体育消费是现代生活消费的一部分，是指人们在体育活动方面的个人劳务消费支出。一定的体育消费支出，是人们参与体育消费活动的前提，也是体育运动得以存在和发展的基础和保证，还是体育市场和体育产业得以发展壮大的社会基础。[2]
1研究对象与方法
1.1研究对象
曲靖市城区部分学校的在职教师体育人口为研究对象
1.2研究方法
1.2.1文献资料法
根据本论文研究的需要，进行资料收集，查阅有关体育消费的硕士论文和期刊论文。
1.2.2问卷调查法
对曲靖市城区教师人群中的体育人口发放问卷48份，收回46份，回收率96﹪。
1.2.3数理统计法
运用excel对有效问卷的数据进行输入、统计、分析。
2结果与分析
2.4影响曲靖市城区教师人群体育人口体育消费的原因分析
1.余暇时间：在46位教师体育人口中认为余暇时间非常少和比较少的教师，占总人数的43.5﹪，接近半数。余暇时间是否充分，直接影响教师参与体育活动的频率，体育活动时间少将导致参加体育消费方面的时间减少，对各种体育消费的需求量也就下降。
论文关键词：居民可支配收入，居民消费倾向，最终消费率，GDP
一研究背景
居民收入差距扩大是市场化改革的必然产物，目前此问题不仅受到理论界的关注，而且已成为政府决心致力解决以实现改善民生目标的重要问题。与此同时，另外一个同等重要、同等严重的问题也开始逐渐受到关注，那就是近几年最终分配后我国居民实际可支配收入占GDP的比重出现急剧下降。居民可支配收入占GDP的比重是衡量GDP含金量、居民幸福指数、经济可持续发展前景的关键指标。本文依据详尽的数据分析指出中国居民可支配收入占GDP比重偏低且呈现不断下降趋势及其症结所在，并提出提高居民可支配收入占GDP比重的政策建议。
二居民可支配收入的定义及计算方法
1 居民可支配收入
居民可支配收入可定义为居民最终消费支出和其他非义务性支出以及储蓄的总和,即居民家庭可以用来自由支配的收入。城镇居民与农村居民取得收入的途径不同。城镇居民主要依靠工资薪金，农村居民主要依靠农产品的生产和销售，因此它们具有不同的统计途式。
城镇居民可支配收入是指城镇居民在支付个人所得税、财产税及其他经常性转移支出后所余下的实际收入。农村居民可支配收入指标的统计可操作性差，一般选取农民纯收入作为考察农民生活水平的指标。农民纯收入是指农村居民家庭全年总收入中，扣除从事生产和非生产经营费用支出、缴纳税款和上交承包集体任务金额以后剩余的，可直接用于进行生产性、非生产性建设投资、生活消费和积蓄的那一部分收入。
2 居民消费倾向
居民消费倾向指城镇居民可支配收入（农村居民纯收入）每增加一个单位而引起的居民消费所增加的数量。理论和实证研究显示，居民消费倾向是一个具有明显国别特色的指标，即不同国家之间居民消费倾向的差别很大，同一国家的居民消费倾向相对比较稳定。这主要是因为影响居民消费倾向的各种因素在不同的国家情况不同，且都属于在短时间内不会发生剧烈变化的指标。储蓄文化、社会保障制度、收入增长速度、收入差距情况、房地产价格都是影响居民消费倾向的重要因素。
1995年到2008年以来，我国居民的消费倾向在一定阶段内保持相对的稳定。如农村居民的消费倾向在2000年到2004年间基本保持在74%左右，2005年到2008年间保持在78%左右，我国城镇居民的消费倾向则以每年1% 的速度缓慢下降，由此可见，居民消费倾向具有相对稳定性和规律性。
表1：中国城市及农村居民消费倾向
年份
农民人均纯收入
农村居民消费支出
农村居民消费倾向[2]
城镇居民可支配收入
城镇居民消费支出
城镇居民消费倾向[3]
1995
1577.7
1310.4
83.05%
4283
3537.6
82.60%
1996
1926.1
1572.1
81.62%
4838.9
3919.5
81.00%
1997
2090.1
1617.2
77.37%
5160.3
4185.6
81.11%
1998
2162
1590.3
73.56%
5425.1
4331.6
79.84%
1999
2210.3
1577.4
71.37%
5854
4615.9
78.85%
2000
2253.4
1670.1
74.12%
6280
4998
79.59%
2001
2366.4
1741.1
73.58%
6859.6
5309
77.40%
2002
2475.6
1834.3
74.10%
7702.8
6029.9
78.28%
2003
2622.2
1943.3
74.11%
8472.2
6510.9
76.85%
2004
2936.4
2184.7
74.40%
9421.6
7182.1
76.23%
2005
3254.9
2555.4
78.51%
10493
7942.9
75.70%
2006
3587
2829
78.87%
11759.5
8696.6
73.95%
2007
4140.4
3223.9
77.86%
13785.8
9997.5
72.52%
2008
4760.6
3660.7
76.90%
15780.8
关键词：基本医疗保险；医疗消费支出；非医疗支出
一、 引言
由于基本医疗保险制度是对抗个体健康风险的重要制度安排，因此理论上基本医疗保险的实施可以对扩大居民消费起到积极作用。中国自1998年实施了城镇职工基本医疗保险（城职保），2003年和2007年又分别实施了新型农村合作医疗保险（新农合）和城镇居民基本医疗保险（城居保），从制度上实现了基本医疗保险的全覆盖。基本医疗保险作为中国社会保障制度的重要组成部分，不仅是提高全民健康水平的重要举措，而且政策制定者也希望基本医疗保险的推广和普及能成为打开国内居民消费的“金钥匙”。那么，中国基本医疗保险的实际效果究竟如何？是否对居民消费起到了积极作用？对此问题的研究，不仅能为进一步完善医疗保险制度提供指导，进而能为制定扩大内需的政策措施提供重要参考。
二、 文献综述
国外许多文献集中讨论了基本医疗保险的实施对家庭消费水平的影响。其中比较有代表性的有：Chou（2003）使用1995年台湾国民健康保险（NHI）的自然实验数据，通过DID方法研究了社会医疗保险对家庭储蓄和消费行为的影响。结果表明，政府提供的社会医疗保险能显著降低储蓄、提高消费；与劳工保险相比，国民健康保险使家庭储蓄平均降低8.6%～13.7%，而家庭消费支出则平均上升2.9%～3.6%。Wagstaff（2005）通过对比1992年和1997年的越南家庭面板数据，发现越南健康保险项目（VHI）能使居民家庭非医疗消费增加，且非食品消费受到的影响比食品消费更大。
而目前关于中国医疗保险与居民消费（特别是非医疗消费）关系的实证研究则并不多见。相关研究较少的一个重要原因是中国基本医疗保险的实施时间不长，同时包含家庭消费和医疗保险信息的微观数据较难获得。在仅有的几篇文献中，马双等（2010）研究了新型农村合作医疗保险对农村居民家庭食物消费的影响，发现参保家庭比未参保家庭有更多的营养物质摄入量，参与新农合使农民食品消费支出增加约81元。臧文斌等（2012）使用中国城镇居民入户调查数据探讨了城镇居民基本医疗消费保险对居民消费的影响，发现城职保提高了参保家庭的非医疗消费支出，低收入群体和中等收入群体提高的幅度分别为20.2%和12.6%。马双和甘犁（2010）研究了城镇职工医疗保险对居民食物消费的影响，发现城职保能增加11%的居民消费。
现有的研究受数据可获得性的限制，或者仅仅关注居民食物消费，而未将居民家庭全部消费支出作为分析对象；或者只关注某一种社会医疗保险，而未将城居保和城职保两种基本医疗保险综合考虑，未从整体上考察城镇医疗保险对居民消费的影响。因此，目前国内对医疗保险与居民消费关系的研究还很不充分。鉴于此，本文采用奥尔多2009年的调查数据，在收集到较为丰富的居民消费支出和医疗保险信息的基础上，拟对医疗保险与城镇家庭消费的问题进行进一步的研究。
三、 数据与模型
1. 关于数据。本文所采用的数据来自北京奥尔多投资咨询中心 委托国家统计局开展的较大规模的入户调查，抽样和数据处理方法与国家统计局其他调查大致相同。该调查自2005年开始，每年1至2次，通过更新数据建立了《中国投资者行为调查问卷》数据库。调查问卷设置了受访者的个人特征、家庭财务情况和投资选择等方面的35个～50个具体问题，包含详细的家庭资产、负债、收入、消费以及其他家庭特征信息。李涛（2006）、陈彦斌等（2009）以及梁运文等（2010）利用该数据库进行了有关居民投资行为、居民财产分布等方面问题的研究，结果表明数据质量较为可靠。
虽然该数据库最初建立的目的是为了研究中国居民的投资行为，偏向于宏观研究，但由于调查数据中不仅包含丰富的家庭收入和消费等信息，而且有家庭是否参与医疗保险、是否有成员患有大病以及医疗支出等信息（自2009年开始有医疗保险相关信息），因此本文尝试利用该数据库进行医疗保险和居民消费关系的微观研究。
本文采用的是奥尔多2009年调查的A卷调查数据，在12个省的41个市（区、县）进行，调查地范围覆盖东部、中部和西部各省市。与目前实证研究使用较多的CHNS数据相比，奥尔多调查数据包含了更为丰富的家庭消费支出信息，因此在家庭总消费支出、非医疗消费支出等关键变量上有准确的数据，而不必如现有文献一样使用耐用消费品存量数据替代消费支出的流量数据。同时，奥尔多2009年调查收集到的样本量也比较大，经过数据整理，本文最终获取的有效样本为4 694个家庭。
2. 计量模型。研究医疗保险对家庭消费的影响，必须解决两种由自我选择所导致的内生性问题。一是，医疗保险和家庭消费都与家庭的风险厌恶程度相关。家庭的风险厌恶程度越高，越倾向于选择参加医疗保险；同时，家庭的风险厌恶程度越高，预防性储蓄越高而当期消费越少。二是，医疗保险和家庭消费都受到家庭成员身体健康状况的影响。身体健康情况较差的家庭更可能参与医疗保险；同时，身体健康情况较差的家庭会有更多的医疗消费支出和相对较少的非医疗消费支出。
为了解决这两种自我选择问题，本文在计量模型中引入家庭风险厌恶程度和家庭成员健康状况作为控制变量。这样就可以在给定相同的家庭风险厌恶程度和家庭成员健康状况的条件下，研究家庭参与医疗保险对其消费支出的影响，从而很好地解决了上述自我选择问题。同时，本文在计量模型中引入家庭收入、家庭规模、平均年龄、平均受教育程度、女性比例等家庭特征变量作为控制变量。通过将各类控制变量逐步加入，本文得到三组计量模型来分别研究基本医疗保险对家庭总消费支出、医疗消费支出以及非医疗消费支出的影响。
其中EXP、MEDEXP和NONMEDEXP分别为家庭总消费支出、家庭医疗消费支出和家庭非医疗消费支出。HI为家庭是否有基本医疗保险，是本文的核心解释变量。SAH为家庭成员平均健康状况，问卷中调查了每个家庭成员对自己身体健康状况的评价，数值从1到5分别对应“非常好”、“较好”、“一般”、“较差”和“非常差”，本文取每个家庭该项指标的平均值作为SAH。RAV为家庭平均风险厌恶程度，调查数据中包含每个家庭成员的风险厌恶程度信息，数值从1到5分别对应“很喜欢冒险”、“喜欢冒险”、“一般”、“不喜欢冒险”、“很不喜欢冒险”，与SAH一样，本文取每个家庭该项指标的平均值作为RAV。Xi为控制变量，包含一系列家庭特征变量，主要有：（1）INC，即家庭总收入，在回归中取对数。（2）SCA，即家庭规模（家庭人数）。（3）AGE，家庭成员平均年龄。（4）EDU，家庭成员平均受教育程度。（5）FEM，家庭成员中女性占比。（6）PTY，家庭成员中是否有党员，是二值变量（1代表是，0代表否）。（7）MIN，家庭成员中是否有少数民族，是二值变量（1代表是，0代表否）。
四、 实证结果
1. 医疗保险对家庭总消费支出的影响。本文对回归结果进行了异方差检验，发现模型存在异方差问题。为了解决这个问题，本文使用了异方差―稳健估计，以使回归结果更具有可靠性。
表1报告了家庭总消费支出的估计结果。第一列只估计了参与医疗保险对家庭总消费支出的影响，第二列和第三列分别加入了家庭成员健康状况、风险厌恶程度和其他家庭特征变量。三个回归模型都表明，参与基本医疗保险可以显著增加家庭总消费支出。具体来说，与没有基本医疗保险的家庭相比，参与基本医疗保险的家庭的总消费支出会高出6%，并且在5%的水平上显著。这个结果与Gruber和Yelowitz（1999）对美国20世纪80年代中后期医疗保险制度的研究结果非常接近，他们发现放宽Medicaid 条件会使美国家庭消费上升5.2%。
2. 医疗保险对家庭医疗消费支出的影响。表2报告了家庭医疗消费支出的估计结果。虽然在前两个模型中，是否参与医保的系数显著为正，但加入其他家庭特征的控制变量之后，该项系数变得不再显著（即使在10%的水平上也没有统计显著性）。这表明，是否参与基本医疗保险对家庭医疗消费支出并无显著影响。虽然现有的研究曾认为医疗保险的普及会使家庭医疗消费支出增加，但是本文的回归结果却并不支持这一观点。事实上，苏春红等（2013）利用2009年CHNS微观调查数据进行的实证研究发现，城镇居民基本医疗保险、城镇职工基本医疗保险并未对居民患病就诊行为产生显著的影响。因此，参与基本医疗保险并不能使城镇家庭的医疗消费支出呈现显著增加。
3. 医疗保险对家庭非医疗消费支出的影响。表3报告了家庭非医疗消费支出的估计结果。医疗保险对家庭非医疗消费支出的影响是本文的关注重点。从表3中可以看出，参与基本医疗保险对提高家庭非医疗消费支出有显著的促进作用：从模型（3.1）到模型（3.4），是否参与医保的系数始终显著为正；在控制家庭成员健康状况、家庭风险厌恶程度和其他家庭特征系列变量之后，参与基本医疗保险会使家庭非医疗消费支出增加6%，并且在5%的水平上显著。这说明，社会医疗保险的普及能够降低预防性储蓄，在一定程度上对居民消费起到保障作用。
五、 结论与政策建议
本文首次采用奥尔多2009年的调查数据，在收集到较为丰富的居民消费支出和医疗保险信息的基础上，分析了医疗保险对城镇家庭消费支出、医疗支出和非医疗消费支出的影响。计量回归结果表明：基本医疗保险对中国城镇家庭医疗消费的影响并不显著，但对非医疗消费和总消费的促进作用却十分显著。社会医疗保险的推广降低了居民的预防性储蓄动机，有利于增加居民的即期消费。同时，基本医疗保险对中等收入家庭非医疗消费支出的影响较为明显，但对低收入和高收入家庭的影响并不显著。
目前，中国政府医疗支出不足，基本医疗保险保障水平较低。就各地制度规定上看，不仅医疗费用报销有规定的支付范围，而且在支付范围内的报销额度还要受到报销起付线和最高支付额的限制。有学者研究了经济发展程度相对较高的广东省的医疗保障水平，结果发现职工医保的住院实际补偿比均值分别仅为62%和56.3%，居民医保的住院实际补偿比均值更是只有9.4%和30.8%（李亚青，2012）。因此，尽管参与了医疗保险，居民看病所需医疗的大部分还是要由自己承担。同时，不同参保群体所受到的保障水平也呈现巨大的差异。在现行的三大基本医疗保险中，全国职工医保的保障水平远高于居民医保和新农合，2010年其人均筹资额约为后两者的9倍和11倍。
因此，在已经实现较高覆盖率的情况下，政府应当着力提高基本医疗保险的保障水平，降低居民的医疗负担，才能更好地发挥基本医疗保险保障国民健康，特别是提振国内消费需求的作用。而为实现此目标，政府一方面应当优化财政支出结构，适当增加医疗卫生投入；另一方面要加强社会统筹，整合和对接各医疗保险制度，促进医疗服务的均等化。
参考文献：
1. 陈彦斌，霍震，陈军.灾难风险与中国城镇居民财产分布.经济研究，2009，（11）：144-158.
2. 李涛.社会互动与投资选择.经济研究，2006，（8）：45-57.
3. 李亚青.社会医疗保险的真实保障水平研究――兼论“保障水平幻觉”.人口与经济，2012，（5）：65-71.
4. 梁运文，霍震，刘凯.中国城乡居民财产分布的实证研究.经济研究，2010，（10）：33-47.
5. 马双，甘犁.城镇职工医疗保险与居民食物消费.工作论文，2010.
6. 马双，臧文斌，甘犁.新型农村合作医疗保险对农村居民食物消费的影响分析.经济学（季刊），2010，（10）：249-270.
7. 苏春红，李齐云，王大海.基本医疗保险对医疗消费的影响――基于CHNS微观调查数据.经济与管理研究，2013，（10）：23-31.
基金项目：中国人民大学科学研究基金项目（中央高校基本科研业务费专项资金资助）（项目号：14XNH204）。
