家庭消费论文范文

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第1篇

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

第2篇

（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

第3篇

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。