消费者权益保护对城镇居民消费行为影响的实证研究

内容摘要：消费者权益保护对居民消费行为具有重要影响。本文运用面板计量模型对消费者权益保护的居民消费影响进行检验。结果表明：在全国层面上，消费者权益保护对城镇居民消费具有促进作用；在省（市、自治区）层面上，消费者权益保护对城镇居民消费的影响存在明显的地区不均衡性。

关键词：消费者权益保护 消费行为 面板数据

引言

在一个具有良好秩序的经济体中，消费者能以最低的价格获得最好的产品和服务，而经营者进行垄断行为、不公平竞争行为会直接损害消费者利益。政府通常会采取恰当的政策保护消费者。近年来，我国成立各级消费者权益保护组织和开展“3.15”宣传活动。另一方面，从法律法规的角度进行规范，使消费者权益有了切实的法律保障。据统计，当消费者权益受损失时，有22.3%的消费者能主动投诉维护自身权益。显然消费者权益保护对居民消费行为具有重要影响，然而现阶段鲜有文献对消费者权益保护和居民消费行为的影响进行定量研究。在我国，城镇居民具有比农村居民更强保护意识和能力，研究权益保护对城镇居民支出的具体影响，从而探究扩大居民消费的基本对策，这对促进我国经济增长具有重要的现实意义。

研究现状

居民消费行为的研究一直都受到了国内外各类学者的广泛关注。凯恩斯的绝对收入理论认为，实际个人可支配收入是个人消费支出的决定性因素。其后，相对收入假说、持久收入假说、理性预期生命周期假说、误差修正机制假说等消费理论相继提出。随着更为猛烈的经济商业周期和不稳定的宏观环境的出现，学者们开始考虑到不确定性对消费的影响，形成了随机游走假说、预防性储蓄理论、流动性约束以及缓冲库存储蓄假说。近年来，国内外学者开始尝试从其他角度研究居民消费行为的影响因素。比如，Rucker、Galinsky和Dubois（2012）研究了权利感知对消费行为的影响。国内学者主要从制度环境变化（张鹏和向家敏，2006）、金融市场波动（邹红和喻开志，2010）、房价变化（戴颖杰和周奎省，2012）等角度探讨这些因素对消费行为的影响。研究表明，这些因素对消费行为的影响即有表现为促进消费的财富效应，也有表现为抑制消费的挤出效应。

就消费权益保护对居民消费行为的影响来说，Tsurumi（1977）对日本的实证研究发现消费者权益保护对居民消费行为有影响，但并没有指出这种影响是促进还是抑制。更多的研究从定性的角度进行的探讨。从定量角度进行研究还是较新的领域，为此，本文采用面板数据探索消费者权益保护如何影响消费者行为。

模型及其识别

本文考察1999-2009年全国31省（市、自治区）的城镇消费者权益保护、可支配收入与居民消费的关系，建立以下面板计量模型：

Cit=ai+βi Yit+γi Rit+ uit （1）

其中，Cit表示i地区第t期的消费支出水平，用城镇居民每人每年消费额来衡量；Yit表示i地区第t期城镇居民人均可支配收入；Rit代表i地区第t期的消费者权益保护程度；uit为随机误差项。

模型（1）中的系数随时间和个体的不同而改变， 因而反映模型中被忽略的时间因素和个体差异因素的影响。具体分为三种情况：

一是不变参数模型。ai=aj，βi=βj，γi =γj，截距和斜率相同，模型在横截面上既无个体影响变化又无结构变化，可以简单的视为横截面数据堆积的模型；二是固定影响模型。ai=aj，βi≠βj，γi ≠γj，斜率相同，截距不相同，模型在横截面上个体影响不同，但不存在结构上的变化；三是变系数模型。ai≠aj，βi≠βj，γi ≠γj，除了存在个体影响外， 还在横截面上存在结构变化， 参数在不同横截面上是不同的。

研究面板数据的第一步是检验所研究的问题属于上述三种模型中的哪一种，以确定面板计量模型的形式。本文涉及的城镇居民可支配收入、消费者权益保护对居民消费行为的影响这种面板计量问题可用F检验进行模型选择，即：

原假设：H01：ai≠aj，βi=βj，γi =γj；H02：ai=aj，βi=βj，γi =γj。

如果接受假设H02则为不变参数模型；如果拒绝假设H02则进一步检验假设H01，如果接受H01，则选择固定影响模型，如果拒绝假设H01则选择变参数模型。具体步骤如下：

计算三种形式的残差平方和。

计算F统计量和，其中S1、S2和S3分别为变系数模型、固定影响模型和不变参数模型的残差平方和；N为截面个数，T为观测期数，k为与解释变量对应的待估计参数个数。

比较F统计量和临界值。若F2小于临界值， 则接受原假设H02，模型为不变参数模型，否则再利用统计量F1检验假设，若F1小于临界值， 则接受原假设H01，模型为固定影响模型， 否则为变参数模型。

实证分析

（一）数据选择

城镇居民家庭人均全年消费支出和城镇居民可支配收入原始数据来自《中国统计年鉴》，消费者权益保护数据来自樊纲、王小鲁和朱恒鹏的《中国市场化指数-各地区市场化相对进程2011年报告》。该报告认为，权益保护可以通过各省市自治区消费者协会收到投诉案件数来反映（负向指标），即消费者投诉发生的频率越高说明消费权益受到较多的侵害，保护程度越弱；反之，权益保护程度越强。由于该报告只提供1999-2009年数据，考虑数据可得性，本文样本选取1999-2009年的数据。

（二）整体影响分析

本文的横截面个数大于时序个数，故采用界面加权估计方法。利用式（1）可以从整体上对31个地区权益保护与居民消费、工资收入之间的关系进行简单分析，结果见表1。结果表明，城镇居民收入和权益保护共同影响了消费。其中，收入系数为0.6420，对消费增长具有正向促进作用；权益保护系数的为40.9518，表明加强权益保护能够促进消费增长。由于各地经济社会条件存在差异，还需要分析权益保护是否在各省均具有促进作用。

（三）各省市自治区影响分析

根据变系数模型、固定影响模型、残差平方和以及截面个数、观测期数和解释变量个数，给定显著性水平为0.05，计算结果表明和都大于对应临界值。因此，在分析收入、权益保护对消费的影响时，本文采用变系数模型进行分析。从表2可见：

各地区收入的回归系数都通过显著性检验，而且边际消费倾向介于0到1之间，与全国总体情况相同，符合经典消费理论，表明收入对消费增长有正向促进作用。这些结果证实了收入是影响消费的最根本因素，不确定性因素对消费的影响是次要因素，因此，扩大消费的关键仍在于提高收入。

从地区层面看，除内蒙古、黑龙江、上海、湖南、广东、、甘肃、宁夏和新疆9个地区的权益保护系数没有通过显著性检验以外，其余22个地区权益保护的系数都通过显著性检验，表明权益保护对消费具有显著影响。在通过显著性检验地区中，有20个地区参数估计值大于0，该结果与全国整体情形基本一致，但各地区之间相差悬殊。

通过了显著性检验且估计值为正值的地区的可支配收入参数估计值都在0.27到0.75之间，表明消费能力越弱的地区，促进消费可以通过提高收入也可以通过加强权益保护来实现。反之，对消费能力越强的地区，促进消费的途径则是提高收入。

参数估计值有正有负、有显著和不显著。表明权益保护对各地区居民消费的影响差异很大，既有能产生影响的，又有不能产生影响的；既有能产生正向促进作用，又有负面作用。

结论

消费者权益保护对城镇居民消费具有重要影响。本文实证检验发现，整体而言权益保护对消费具有正向促进作用，但存在地区不均衡。而且权益保护对消费的影响不全是促进作用，个别地区有显著抑制作用，而一部分地区消费则不受权益保护影响。此外，影响消费的根本因素是收入，以权益保护为代表的不确定性因素只是影响消费的次要因素。在收入短期内无法大幅提高的情况下，从权益保护的角度出台政策是促进消费的重要途径。由本文上述结果，可给出以下政策建议：

加强消费者权益保护立法和组织建设。一方面，随着我国居民从生存型消费向发展型和享受型消费的转变，在强调权益保护的同时，也需根据我国消费类型和结构变化调整立法。另一方面，成立专业化消费者权益保护机构，特别是在各行业协会建立民间消费者权益保护组织。

制订消费者援助制度，缩小城乡二元化消费。通过实施消费者援助，消费者保护权益机构可以通过法律途径要求对侵权者处以民事处罚并赔偿消费权益受损者的损失。从城乡结构来看，农村居民比城镇居民更弱势，在面对实力雄厚的企业侵权时，农村居民通常选择自认倒霉。依托消费者援助制度，加强对弱势农村消费者权益的保护，不断缩小城乡二元化消费现象，促进农村居民消费，有利于进一步拓展农村的广阔市场，也促进经济发展和社会公平。

参考文献：

1.张鹏，向家敏.制度变迁对我国农村居民消费行为影响的实证研究[J].经济与管理研究，2006（4）

2.邹红，喻开志.股市收益率波动与我国城镇居民消费行为分析[J].消费经济，2010，26

3.戴颖杰，周奎省.房价变动对居民消费行为影响的实证分析[J].宏观经济研究，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）