李儉富+蔣文靜

內(nèi)容摘要：消費者權(quán)益保護對居民消費行為具有重要影響。本文運用面板計量模型對消費者權(quán)益保護的居民消費影響進行檢驗。結(jié)果表明：在全國層面上，消費者權(quán)益保護對城鎮(zhèn)居民消費具有促進作用；在省（市、自治區(qū)）層面上，消費者權(quán)益保護對城鎮(zhèn)居民消費的影響存在明顯的地區(qū)不均衡性。

關(guān)鍵詞：消費者權(quán)益保護 消費行為 面板數(shù)據(jù)

引言

在一個具有良好秩序的經(jīng)濟體中，消費者能以最低的價格獲得最好的產(chǎn)品和服務(wù)，而經(jīng)營者進行壟斷行為、不公平競爭行為會直接損害消費者利益。政府通常會采取恰當(dāng)?shù)恼弑Ｗo消費者。近年來，我國成立各級消費者權(quán)益保護組織和開展“3.15”宣傳活動。另一方面，從法律法規(guī)的角度進行規(guī)范，使消費者權(quán)益有了切實的法律保障。據(jù)統(tǒng)計，當(dāng)消費者權(quán)益受損失時，有22.3%的消費者能主動投訴維護自身權(quán)益。顯然消費者權(quán)益保護對居民消費行為具有重要影響，然而現(xiàn)階段鮮有文獻對消費者權(quán)益保護和居民消費行為的影響進行定量研究。在我國，城鎮(zhèn)居民具有比農(nóng)村居民更強保護意識和能力，研究權(quán)益保護對城鎮(zhèn)居民支出的具體影響，從而探究擴大居民消費的基本對策，這對促進我國經(jīng)濟增長具有重要的現(xiàn)實意義。

研究現(xiàn)狀

居民消費行為的研究一直都受到了國內(nèi)外各類學(xué)者的廣泛關(guān)注。凱恩斯的絕對收入理論認(rèn)為，實際個人可支配收入是個人消費支出的決定性因素。其后，相對收入假說、持久收入假說、理性預(yù)期生命周期假說、誤差修正機制假說等消費理論相繼提出。隨著更為猛烈的經(jīng)濟商業(yè)周期和不穩(wěn)定的宏觀環(huán)境的出現(xiàn)，學(xué)者們開始考慮到不確定性對消費的影響，形成了隨機游走假說、預(yù)防性儲蓄理論、流動性約束以及緩沖庫存儲蓄假說。近年來，國內(nèi)外學(xué)者開始嘗試從其他角度研究居民消費行為的影響因素。比如，Rucker、Galinsky和Dubois（2012）研究了權(quán)利感知對消費行為的影響。國內(nèi)學(xué)者主要從制度環(huán)境變化（張鵬和向家敏，2006）、金融市場波動（鄒紅和喻開志，2010）、房價變化（戴穎杰和周奎省，2012）等角度探討這些因素對消費行為的影響。研究表明，這些因素對消費行為的影響即有表現(xiàn)為促進消費的財富效應(yīng)，也有表現(xiàn)為抑制消費的擠出效應(yīng)。

就消費權(quán)益保護對居民消費行為的影響來說，Tsurumi（1977）對日本的實證研究發(fā)現(xiàn)消費者權(quán)益保護對居民消費行為有影響，但并沒有指出這種影響是促進還是抑制。更多的研究從定性的角度進行的探討。從定量角度進行研究還是較新的領(lǐng)域，為此，本文采用面板數(shù)據(jù)探索消費者權(quán)益保護如何影響消費者行為。

模型及其識別

本文考察1999-2009年全國31?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的城鎮(zhèn)消費者權(quán)益保護、可支配收入與居民消費的關(guān)系，建立以下面板計量模型：

Cit=ai+βi Yit+γi Rit+ uit （1）

其中，Cit表示i地區(qū)第t期的消費支出水平，用城鎮(zhèn)居民每人每年消費額來衡量；Yit表示i地區(qū)第t期城鎮(zhèn)居民人均可支配收入；Rit代表i地區(qū)第t期的消費者權(quán)益保護程度；uit為隨機誤差項。

模型（1）中的系數(shù)隨時間和個體的不同而改變， 因而反映模型中被忽略的時間因素和個體差異因素的影響。具體分為三種情況：

一是不變參數(shù)模型。ai=aj，βi=βj，γi =γj，截距和斜率相同，模型在橫截面上既無個體影響變化又無結(jié)構(gòu)變化，可以簡單的視為橫截面數(shù)據(jù)堆積的模型；二是固定影響模型。ai=aj，βi≠βj，γi ≠γj，斜率相同，截距不相同，模型在橫截面上個體影響不同，但不存在結(jié)構(gòu)上的變化；三是變系數(shù)模型。ai≠aj，βi≠βj，γi ≠γj，除了存在個體影響外， 還在橫截面上存在結(jié)構(gòu)變化， 參數(shù)在不同橫截面上是不同的。

研究面板數(shù)據(jù)的第一步是檢驗所研究的問題屬于上述三種模型中的哪一種，以確定面板計量模型的形式。本文涉及的城鎮(zhèn)居民可支配收入、消費者權(quán)益保護對居民消費行為的影響這種面板計量問題可用F檢驗進行模型選擇，即：

原假設(shè)：H01：ai≠aj，βi=βj，γi =γj；H02：ai=aj，βi=βj，γi =γj。

如果接受假設(shè)H02則為不變參數(shù)模型；如果拒絕假設(shè)H02則進一步檢驗假設(shè)H01，如果接受H01，則選擇固定影響模型，如果拒絕假設(shè)H01則選擇變參數(shù)模型。具體步驟如下：

計算三種形式的殘差平方和。

計算F統(tǒng)計量和，其中S1、S2和S3分別為變系數(shù)模型、固定影響模型和不變參數(shù)模型的殘差平方和；N為截面?zhèn)€數(shù)，T為觀測期數(shù)，k為與解釋變量對應(yīng)的待估計參數(shù)個數(shù)。

比較F統(tǒng)計量和臨界值。若F2小于臨界值， 則接受原假設(shè)H02，模型為不變參數(shù)模型，否則再利用統(tǒng)計量F1檢驗假設(shè)，若F1小于臨界值， 則接受原假設(shè)H01，模型為固定影響模型， 否則為變參數(shù)模型。

實證分析

（一）數(shù)據(jù)選擇

城鎮(zhèn)居民家庭人均全年消費支出和城鎮(zhèn)居民可支配收入原始數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》，消費者權(quán)益保護數(shù)據(jù)來自樊綱、王小魯和朱恒鵬的《中國市場化指數(shù)-各地區(qū)市場化相對進程2011年報告》。該報告認(rèn)為，權(quán)益保護可以通過各省市自治區(qū)消費者協(xié)會收到投訴案件數(shù)來反映（負向指標(biāo)），即消費者投訴發(fā)生的頻率越高說明消費權(quán)益受到較多的侵害，保護程度越弱；反之，權(quán)益保護程度越強。由于該報告只提供1999-2009年數(shù)據(jù)，考慮數(shù)據(jù)可得性，本文樣本選取1999-2009年的數(shù)據(jù)。

（二）整體影響分析

本文的橫截面?zhèn)€數(shù)大于時序個數(shù)，故采用界面加權(quán)估計方法。利用式（1）可以從整體上對31個地區(qū)權(quán)益保護與居民消費、工資收入之間的關(guān)系進行簡單分析，結(jié)果見表1。結(jié)果表明，城鎮(zhèn)居民收入和權(quán)益保護共同影響了消費。其中，收入系數(shù)為0.6420，對消費增長具有正向促進作用；權(quán)益保護系數(shù)的為40.9518，表明加強權(quán)益保護能夠促進消費增長。由于各地經(jīng)濟社會條件存在差異，還需要分析權(quán)益保護是否在各省均具有促進作用。endprint

（三）各省市自治區(qū)影響分析

根據(jù)變系數(shù)模型、固定影響模型、殘差平方和以及截面?zhèn)€數(shù)、觀測期數(shù)和解釋變量個數(shù)，給定顯著性水平為0.05，計算結(jié)果表明和都大于對應(yīng)臨界值。因此，在分析收入、權(quán)益保護對消費的影響時，本文采用變系數(shù)模型進行分析。從表2可見：

各地區(qū)收入的回歸系數(shù)都通過顯著性檢驗，而且邊際消費傾向介于0到1之間，與全國總體情況相同，符合經(jīng)典消費理論，表明收入對消費增長有正向促進作用。這些結(jié)果證實了收入是影響消費的最根本因素，不確定性因素對消費的影響是次要因素，因此，擴大消費的關(guān)鍵仍在于提高收入。

從地區(qū)層面看，除內(nèi)蒙古、黑龍江、上海、湖南、廣東、西藏、甘肅、寧夏和新疆9個地區(qū)的權(quán)益保護系數(shù)沒有通過顯著性檢驗以外，其余22個地區(qū)權(quán)益保護的系數(shù)都通過顯著性檢驗，表明權(quán)益保護對消費具有顯著影響。在通過顯著性檢驗地區(qū)中，有20個地區(qū)參數(shù)估計值大于0，該結(jié)果與全國整體情形基本一致，但各地區(qū)之間相差懸殊。

通過了顯著性檢驗且估計值為正值的地區(qū)的可支配收入?yún)?shù)估計值都在0.27到0.75之間，表明消費能力越弱的地區(qū)，促進消費可以通過提高收入也可以通過加強權(quán)益保護來實現(xiàn)。反之，對消費能力越強的地區(qū)，促進消費的途徑則是提高收入。

參數(shù)估計值有正有負、有顯著和不顯著。表明權(quán)益保護對各地區(qū)居民消費的影響差異很大，既有能產(chǎn)生影響的，又有不能產(chǎn)生影響的；既有能產(chǎn)生正向促進作用，又有負面作用。

結(jié)論

消費者權(quán)益保護對城鎮(zhèn)居民消費具有重要影響。本文實證檢驗發(fā)現(xiàn)，整體而言權(quán)益保護對消費具有正向促進作用，但存在地區(qū)不均衡。而且權(quán)益保護對消費的影響不全是促進作用，個別地區(qū)有顯著抑制作用，而一部分地區(qū)消費則不受權(quán)益保護影響。此外，影響消費的根本因素是收入，以權(quán)益保護為代表的不確定性因素只是影響消費的次要因素。在收入短期內(nèi)無法大幅提高的情況下，從權(quán)益保護的角度出臺政策是促進消費的重要途徑。由本文上述結(jié)果，可給出以下政策建議：

加強消費者權(quán)益保護立法和組織建設(shè)。一方面，隨著我國居民從生存型消費向發(fā)展型和享受型消費的轉(zhuǎn)變，在強調(diào)權(quán)益保護的同時，也需根據(jù)我國消費類型和結(jié)構(gòu)變化調(diào)整立法。另一方面，成立專業(yè)化消費者權(quán)益保護機構(gòu)，特別是在各行業(yè)協(xié)會建立民間消費者權(quán)益保護組織。

制訂消費者援助制度，縮小城鄉(xiāng)二元化消費。通過實施消費者援助，消費者保護權(quán)益機構(gòu)可以通過法律途徑要求對侵權(quán)者處以民事處罰并賠償消費權(quán)益受損者的損失。從城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)來看，農(nóng)村居民比城鎮(zhèn)居民更弱勢，在面對實力雄厚的企業(yè)侵權(quán)時，農(nóng)村居民通常選擇自認(rèn)倒霉。依托消費者援助制度，加強對弱勢農(nóng)村消費者權(quán)益的保護，不斷縮小城鄉(xiāng)二元化消費現(xiàn)象，促進農(nóng)村居民消費，有利于進一步拓展農(nóng)村的廣闊市場，也促進經(jīng)濟發(fā)展和社會公平。

參考文獻：

1.張鵬，向家敏.制度變遷對我國農(nóng)村居民消費行為影響的實證研究[J].經(jīng)濟與管理研究，2006（4）

2.鄒紅，喻開志.股市收益率波動與我國城鎮(zhèn)居民消費行為分析[J].消費經(jīng)濟，2010，26

3.戴穎杰，周奎省.房價變動對居民消費行為影響的實證分析[J].宏觀經(jīng)濟研究，2012，28

4.Rucker D D，Galinsky A D， Dubois D. Power and consumer behavior： How power shapes who and what consumers value [J]. Journal of Consumer Psychology， 2012， 22（3）

5.Tsurumi H. A Bayesian test of a parameter shift and an application [J]. Journal of Econometrics， 1977， 6（3）endprint

（三）各省市自治區(qū)影響分析

根據(jù)變系數(shù)模型、固定影響模型、殘差平方和以及截面?zhèn)€數(shù)、觀測期數(shù)和解釋變量個數(shù)，給定顯著性水平為0.05，計算結(jié)果表明和都大于對應(yīng)臨界值。因此，在分析收入、權(quán)益保護對消費的影響時，本文采用變系數(shù)模型進行分析。從表2可見：

各地區(qū)收入的回歸系數(shù)都通過顯著性檢驗，而且邊際消費傾向介于0到1之間，與全國總體情況相同，符合經(jīng)典消費理論，表明收入對消費增長有正向促進作用。這些結(jié)果證實了收入是影響消費的最根本因素，不確定性因素對消費的影響是次要因素，因此，擴大消費的關(guān)鍵仍在于提高收入。

從地區(qū)層面看，除內(nèi)蒙古、黑龍江、上海、湖南、廣東、西藏、甘肅、寧夏和新疆9個地區(qū)的權(quán)益保護系數(shù)沒有通過顯著性檢驗以外，其余22個地區(qū)權(quán)益保護的系數(shù)都通過顯著性檢驗，表明權(quán)益保護對消費具有顯著影響。在通過顯著性檢驗地區(qū)中，有20個地區(qū)參數(shù)估計值大于0，該結(jié)果與全國整體情形基本一致，但各地區(qū)之間相差懸殊。

通過了顯著性檢驗且估計值為正值的地區(qū)的可支配收入?yún)?shù)估計值都在0.27到0.75之間，表明消費能力越弱的地區(qū)，促進消費可以通過提高收入也可以通過加強權(quán)益保護來實現(xiàn)。反之，對消費能力越強的地區(qū)，促進消費的途徑則是提高收入。

參數(shù)估計值有正有負、有顯著和不顯著。表明權(quán)益保護對各地區(qū)居民消費的影響差異很大，既有能產(chǎn)生影響的，又有不能產(chǎn)生影響的；既有能產(chǎn)生正向促進作用，又有負面作用。

結(jié)論

消費者權(quán)益保護對城鎮(zhèn)居民消費具有重要影響。本文實證檢驗發(fā)現(xiàn)，整體而言權(quán)益保護對消費具有正向促進作用，但存在地區(qū)不均衡。而且權(quán)益保護對消費的影響不全是促進作用，個別地區(qū)有顯著抑制作用，而一部分地區(qū)消費則不受權(quán)益保護影響。此外，影響消費的根本因素是收入，以權(quán)益保護為代表的不確定性因素只是影響消費的次要因素。在收入短期內(nèi)無法大幅提高的情況下，從權(quán)益保護的角度出臺政策是促進消費的重要途徑。由本文上述結(jié)果，可給出以下政策建議：

加強消費者權(quán)益保護立法和組織建設(shè)。一方面，隨著我國居民從生存型消費向發(fā)展型和享受型消費的轉(zhuǎn)變，在強調(diào)權(quán)益保護的同時，也需根據(jù)我國消費類型和結(jié)構(gòu)變化調(diào)整立法。另一方面，成立專業(yè)化消費者權(quán)益保護機構(gòu)，特別是在各行業(yè)協(xié)會建立民間消費者權(quán)益保護組織。

制訂消費者援助制度，縮小城鄉(xiāng)二元化消費。通過實施消費者援助，消費者保護權(quán)益機構(gòu)可以通過法律途徑要求對侵權(quán)者處以民事處罰并賠償消費權(quán)益受損者的損失。從城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)來看，農(nóng)村居民比城鎮(zhèn)居民更弱勢，在面對實力雄厚的企業(yè)侵權(quán)時，農(nóng)村居民通常選擇自認(rèn)倒霉。依托消費者援助制度，加強對弱勢農(nóng)村消費者權(quán)益的保護，不斷縮小城鄉(xiāng)二元化消費現(xiàn)象，促進農(nóng)村居民消費，有利于進一步拓展農(nóng)村的廣闊市場，也促進經(jīng)濟發(fā)展和社會公平。

參考文獻：

1.張鵬，向家敏.制度變遷對我國農(nóng)村居民消費行為影響的實證研究[J].經(jīng)濟與管理研究，2006（4）

2.鄒紅，喻開志.股市收益率波動與我國城鎮(zhèn)居民消費行為分析[J].消費經(jīng)濟，2010，26

3.戴穎杰，周奎省.房價變動對居民消費行為影響的實證分析[J].宏觀經(jīng)濟研究，2012，28

4.Rucker D D，Galinsky A D， Dubois D. Power and consumer behavior： How power shapes who and what consumers value [J]. Journal of Consumer Psychology， 2012， 22（3）

5.Tsurumi H. A Bayesian test of a parameter shift and an application [J]. Journal of Econometrics， 1977， 6（3）endprint

（三）各省市自治區(qū)影響分析

根據(jù)變系數(shù)模型、固定影響模型、殘差平方和以及截面?zhèn)€數(shù)、觀測期數(shù)和解釋變量個數(shù)，給定顯著性水平為0.05，計算結(jié)果表明和都大于對應(yīng)臨界值。因此，在分析收入、權(quán)益保護對消費的影響時，本文采用變系數(shù)模型進行分析。從表2可見：

各地區(qū)收入的回歸系數(shù)都通過顯著性檢驗，而且邊際消費傾向介于0到1之間，與全國總體情況相同，符合經(jīng)典消費理論，表明收入對消費增長有正向促進作用。這些結(jié)果證實了收入是影響消費的最根本因素，不確定性因素對消費的影響是次要因素，因此，擴大消費的關(guān)鍵仍在于提高收入。

從地區(qū)層面看，除內(nèi)蒙古、黑龍江、上海、湖南、廣東、西藏、甘肅、寧夏和新疆9個地區(qū)的權(quán)益保護系數(shù)沒有通過顯著性檢驗以外，其余22個地區(qū)權(quán)益保護的系數(shù)都通過顯著性檢驗，表明權(quán)益保護對消費具有顯著影響。在通過顯著性檢驗地區(qū)中，有20個地區(qū)參數(shù)估計值大于0，該結(jié)果與全國整體情形基本一致，但各地區(qū)之間相差懸殊。

通過了顯著性檢驗且估計值為正值的地區(qū)的可支配收入?yún)?shù)估計值都在0.27到0.75之間，表明消費能力越弱的地區(qū)，促進消費可以通過提高收入也可以通過加強權(quán)益保護來實現(xiàn)。反之，對消費能力越強的地區(qū)，促進消費的途徑則是提高收入。

參數(shù)估計值有正有負、有顯著和不顯著。表明權(quán)益保護對各地區(qū)居民消費的影響差異很大，既有能產(chǎn)生影響的，又有不能產(chǎn)生影響的；既有能產(chǎn)生正向促進作用，又有負面作用。

結(jié)論

消費者權(quán)益保護對城鎮(zhèn)居民消費具有重要影響。本文實證檢驗發(fā)現(xiàn)，整體而言權(quán)益保護對消費具有正向促進作用，但存在地區(qū)不均衡。而且權(quán)益保護對消費的影響不全是促進作用，個別地區(qū)有顯著抑制作用，而一部分地區(qū)消費則不受權(quán)益保護影響。此外，影響消費的根本因素是收入，以權(quán)益保護為代表的不確定性因素只是影響消費的次要因素。在收入短期內(nèi)無法大幅提高的情況下，從權(quán)益保護的角度出臺政策是促進消費的重要途徑。由本文上述結(jié)果，可給出以下政策建議：

加強消費者權(quán)益保護立法和組織建設(shè)。一方面，隨著我國居民從生存型消費向發(fā)展型和享受型消費的轉(zhuǎn)變，在強調(diào)權(quán)益保護的同時，也需根據(jù)我國消費類型和結(jié)構(gòu)變化調(diào)整立法。另一方面，成立專業(yè)化消費者權(quán)益保護機構(gòu)，特別是在各行業(yè)協(xié)會建立民間消費者權(quán)益保護組織。

制訂消費者援助制度，縮小城鄉(xiāng)二元化消費。通過實施消費者援助，消費者保護權(quán)益機構(gòu)可以通過法律途徑要求對侵權(quán)者處以民事處罰并賠償消費權(quán)益受損者的損失。從城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)來看，農(nóng)村居民比城鎮(zhèn)居民更弱勢，在面對實力雄厚的企業(yè)侵權(quán)時，農(nóng)村居民通常選擇自認(rèn)倒霉。依托消費者援助制度，加強對弱勢農(nóng)村消費者權(quán)益的保護，不斷縮小城鄉(xiāng)二元化消費現(xiàn)象，促進農(nóng)村居民消費，有利于進一步拓展農(nóng)村的廣闊市場，也促進經(jīng)濟發(fā)展和社會公平。

參考文獻：

1.張鵬，向家敏.制度變遷對我國農(nóng)村居民消費行為影響的實證研究[J].經(jīng)濟與管理研究，2006（4）

2.鄒紅，喻開志.股市收益率波動與我國城鎮(zhèn)居民消費行為分析[J].消費經(jīng)濟，2010，26

3.戴穎杰，周奎省.房價變動對居民消費行為影響的實證分析[J].宏觀經(jīng)濟研究，2012，28

4.Rucker D D，Galinsky A D， Dubois D. Power and consumer behavior： How power shapes who and what consumers value [J]. Journal of Consumer Psychology， 2012， 22（3）

5.Tsurumi H. A Bayesian test of a parameter shift and an application [J]. Journal of Econometrics， 1977， 6（3）endprint