消費者權益保護對城鎮居民消費行為影響的實證研究

李儉富+蔣文靜

內容摘要：消費者權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益保護的居民消費影響進行檢驗。結果表明：在全國層面上，消費者權益保護對城鎮居民消費具有促進作用；在省（市、自治區）層面上，消費者權益保護對城鎮居民消費的影響存在明顯的地區不均衡性。

關鍵詞：消費者權益保護 消費行為 面板數據

引言

在一個具有良好秩序的經濟體中，消費者能以最低的價格獲得最好的產品和服務，而經營者進行壟斷行為、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的政策保護消費者。近年來，我國成立各級消費者權益保護組織和開展“3.15”宣傳活動。另一方面，從法律法規的角度進行規范，使消費者權益有了切實的法律保障。據統計，當消費者權益受損失時，有22.3%的消費者能主動投訴維護自身權益。顯然消費者權益保護對居民消費行為具有重要影響，然而現階段鮮有文獻對消費者權益保護和居民消費行為的影響進行定量研究。在我國，城鎮居民具有比農村居民更強保護意識和能力，研究權益保護對城鎮居民支出的具體影響，從而探究擴大居民消費的基本對策，這對促進我國經濟增長具有重要的現實意義。

研究現狀

居民消費行為的研究一直都受到了國內外各類學者的廣泛關注。凱恩斯的絕對收入理論認為，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。隨著更為猛烈的經濟商業周期和不穩定的宏觀環境的出現，學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，國內外學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）研究了權利感知對消費行為的影響。國內學者主要從制度環境變化（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為促進消費的財富效應，也有表現為抑制消費的擠出效應。

就消費權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現消費者權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域，為此，本文采用面板數據探索消費者權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省（市、自治區）的城鎮消費者權益保護、可支配收入與居民消費的關系，建立以下面板計量模型：

Cit=ai+βi Yit+γi Rit+ uit （1）

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

模型（1）中的系數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構變化，可以簡單的視為橫截面數據堆積的模型；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，但不存在結構上的變化；三是變系數模型。ai≠aj，βi≠βj，γi ≠γj，除了存在個體影響外， 還在橫截面上存在結構變化， 參數在不同橫截面上是不同的。

研究面板數據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。本文涉及的城鎮居民可支配收入、消費者權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：H01：ai≠aj，βi=βj，γi =γj；H02：ai=aj，βi=βj，γi =γj。

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

計算三種形式的殘差平方和。

計算F統計量和，其中S1、S2和S3分別為變系數模型、固定影響模型和不變參數模型的殘差平方和；N為截面個數，T為觀測期數，k為與解釋變量對應的待估計參數個數。

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

實證分析

（一）數據選擇

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

（二）整體影響分析

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

（三）各省市自治區影響分析

根據變系數模型、固定影響模型、殘差平方和以及截面個數、觀測期數和解釋變量個數，給定顯著性水平為0.05，計算結果表明和都大于對應臨界值。因此，在分析收入、權益保護對消費的影響時，本文采用變系數模型進行分析。從表2可見：

各地區收入的回歸系數都通過顯著性檢驗，而且邊際消費傾向介于0到1之間，與全國總體情況相同，符合經典消費理論，表明收入對消費增長有正向促進作用。這些結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，擴大消費的關鍵仍在于提高收入。

從地區層面看，除內蒙古、黑龍江、上海、湖南、廣東、西藏、甘肅、寧夏和新疆9個地區的權益保護系數沒有通過顯著性檢驗以外，其余22個地區權益保護的系數都通過顯著性檢驗，表明權益保護對消費具有顯著影響。在通過顯著性檢驗地區中，有20個地區參數估計值大于0，該結果與全國整體情形基本一致，但各地區之間相差懸殊。

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

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

結論

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

加強消費者權益保護立法和組織建設。一方面，隨著我國居民從生存型消費向發展型和享受型消費的轉變，在強調權益保護的同時，也需根據我國消費類型和結構變化調整立法。另一方面，成立專業化消費者權益保護機構，特別是在各行業協會建立民間消費者權益保護組織。

制訂消費者援助制度，縮小城鄉二元化消費。通過實施消費者援助，消費者保護權益機構可以通過法律途徑要求對侵權者處以民事處罰并賠償消費權益受損者的損失。從城鄉結構來看，農村居民比城鎮居民更弱勢，在面對實力雄厚的企業侵權時，農村居民通常選擇自認倒霉。依托消費者援助制度，加強對弱勢農村消費者權益的保護，不斷縮小城鄉二元化消費現象，促進農村居民消費，有利于進一步拓展農村的廣闊市場，也促進經濟發展和社會公平。

參考文獻：

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

2.鄒紅，喻開志.股市收益率波動與我國城鎮居民消費行為分析[J].消費經濟，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）各省市自治區影響分析

根據變系數模型、固定影響模型、殘差平方和以及截面個數、觀測期數和解釋變量個數，給定顯著性水平為0.05，計算結果表明和都大于對應臨界值。因此，在分析收入、權益保護對消費的影響時，本文采用變系數模型進行分析。從表2可見：

各地區收入的回歸系數都通過顯著性檢驗，而且邊際消費傾向介于0到1之間，與全國總體情況相同，符合經典消費理論，表明收入對消費增長有正向促進作用。這些結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，擴大消費的關鍵仍在于提高收入。

從地區層面看，除內蒙古、黑龍江、上海、湖南、廣東、西藏、甘肅、寧夏和新疆9個地區的權益保護系數沒有通過顯著性檢驗以外，其余22個地區權益保護的系數都通過顯著性檢驗，表明權益保護對消費具有顯著影響。在通過顯著性檢驗地區中，有20個地區參數估計值大于0，該結果與全國整體情形基本一致，但各地區之間相差懸殊。

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

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

結論

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

加強消費者權益保護立法和組織建設。一方面，隨著我國居民從生存型消費向發展型和享受型消費的轉變，在強調權益保護的同時，也需根據我國消費類型和結構變化調整立法。另一方面，成立專業化消費者權益保護機構，特別是在各行業協會建立民間消費者權益保護組織。

制訂消費者援助制度，縮小城鄉二元化消費。通過實施消費者援助，消費者保護權益機構可以通過法律途徑要求對侵權者處以民事處罰并賠償消費權益受損者的損失。從城鄉結構來看，農村居民比城鎮居民更弱勢，在面對實力雄厚的企業侵權時，農村居民通常選擇自認倒霉。依托消費者援助制度，加強對弱勢農村消費者權益的保護，不斷縮小城鄉二元化消費現象，促進農村居民消費，有利于進一步拓展農村的廣闊市場，也促進經濟發展和社會公平。

參考文獻：

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

2.鄒紅，喻開志.股市收益率波動與我國城鎮居民消費行為分析[J].消費經濟，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）各省市自治區影響分析

根據變系數模型、固定影響模型、殘差平方和以及截面個數、觀測期數和解釋變量個數，給定顯著性水平為0.05，計算結果表明和都大于對應臨界值。因此，在分析收入、權益保護對消費的影響時，本文采用變系數模型進行分析。從表2可見：

各地區收入的回歸系數都通過顯著性檢驗，而且邊際消費傾向介于0到1之間，與全國總體情況相同，符合經典消費理論，表明收入對消費增長有正向促進作用。這些結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，擴大消費的關鍵仍在于提高收入。

從地區層面看，除內蒙古、黑龍江、上海、湖南、廣東、西藏、甘肅、寧夏和新疆9個地區的權益保護系數沒有通過顯著性檢驗以外，其余22個地區權益保護的系數都通過顯著性檢驗，表明權益保護對消費具有顯著影響。在通過顯著性檢驗地區中，有20個地區參數估計值大于0，該結果與全國整體情形基本一致，但各地區之間相差懸殊。

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

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

結論

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

加強消費者權益保護立法和組織建設。一方面，隨著我國居民從生存型消費向發展型和享受型消費的轉變，在強調權益保護的同時，也需根據我國消費類型和結構變化調整立法。另一方面，成立專業化消費者權益保護機構，特別是在各行業協會建立民間消費者權益保護組織。

制訂消費者援助制度，縮小城鄉二元化消費。通過實施消費者援助，消費者保護權益機構可以通過法律途徑要求對侵權者處以民事處罰并賠償消費權益受損者的損失。從城鄉結構來看，農村居民比城鎮居民更弱勢，在面對實力雄厚的企業侵權時，農村居民通常選擇自認倒霉。依托消費者援助制度，加強對弱勢農村消費者權益的保護，不斷縮小城鄉二元化消費現象，促進農村居民消費，有利于進一步拓展農村的廣闊市場，也促進經濟發展和社會公平。

參考文獻：

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

2.鄒紅，喻開志.股市收益率波動與我國城鎮居民消費行為分析[J].消費經濟，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