消费需求论文范文
时间：2023-12-07 08:05:17
消费需求论文篇1
论文关键词：二元经济结构，收入差距，消费需求
我国目前所呈现出的消费需求相对不足的总体态势，根源在于长期存在的城乡二元结构矛盾所造成的居民消费能力的制约，即在二元经济结构下，我国农村居民的消费需求明显低于城市居民的消费需求。按照经济学的理论，在正常条件下，消费需求数量变化首要的受制因素是收入水平。我国居民总体消费水平之所以偏低，主要是由于二元经济结构导致居民收入差距过大以及由此而带来的整体收入水平低下造成的。
一、改革开放以来我国城乡居民收入差距
改革开放以来，我国城乡居民的收入水平都有了较大的提高，与此同时，城乡居民之间的收入差距水平在不断扩大（详见图1、图2）。
资料来源：《中国统计年鉴（2010年）》。
图1 全国城乡居民收入差距状况图(1978—2009年)
资料来源：《中国统计年鉴（2010年）》。
图2 全国城乡居民收入差距比【1】图(1978—2009年)
可见，改革开放初期我国城乡居民的收入差距就已经存在。随着时间的推移，城乡收入曲线都在迅速上升，但城镇居民收入曲线上升的速度明显快于农村居民收入曲线上升的速度。城乡居民之间的收入差距大致经历了一个缩小-扩大-缩小-扩大的演变过程，呈现出阶段性的态势。
改革开放初期的1978年到1984年，城乡差距逐步缩小。这时期，随着家庭联产承包责任制的推行和农产品收购价格几次调整提高，农业生产有了较快的恢复和发展，农民收入有了较快较大的增加，其增长速度高于城镇居民收入增长速度经济论文，城乡差距在逐步缩小。1978年改革开放初期城乡居民收入差距比高达2.57，即城镇居民人均可支配收入是农村居民人均纯收入的2.57倍。1978年以后，城乡居民收入差距逐步缩小，到1983年，城乡居民收入差距比为1.82，是1978-1984年期间最小的一年。
20世纪80年代中期以后，城乡收入差距扩大。这时期，我国改革的重点开始从农村转向城市，城市居民收入增长速度较快。而在农村，由于联产承包制提高劳动生产率的能量释放完毕，再加之因农业生产资料价格上升幅度大于农产品带来的农业贸易条件恶化、农业比较利益下降等因素的影响，农民收入增长缓慢。导致城镇居民收入增长速度很快越过农村居民收入增长速度，1985-1994年城乡居民收入差距趋于扩大，到1994年达到最高点，城乡居民收入差距比为2.86。
1995-1997年，城乡收入差距短期内缩小。缩小的原因主要是因为城镇中下岗职工增加，他们的收入减少所致。1985年城乡居民收入差距比为2.86，到1997年缩小到2.47。1995-1997年期间，虽然城乡居民收入差距有所缩小，但差距仍然偏大，且没有形成一个长期稳定缩小的趋势。
1998年至今，城乡收入差距继续扩大。1998年的自然灾害和1999年城镇职工的普遍加薪是城乡居民收入差距呈继续扩大趋势的主要原因，且在这一时期由于教育、医疗、保障等各种福利方面的差距显露出来，进一步拉大了城乡间的收入差距。自1998年以来除了个别年份略有起伏外，城乡居民收入差距的比例一路攀升，由1998年的2.51扩大到2001年的2.90，2007年更是上升到了3.33，为历年之最，2009年仍保持在3.33。
二、二元经济结构下城乡居民的消费差异比较
城乡收入差距的扩大，逐渐形成了不同的收入阶层，也因此形成了城乡两种不同的消费阶层和消费市场，从而造成城乡居民在消费水平、消费结构、人均消费性支出等方面均存在着很大的差异。
1、城乡居民消费水平比较
与城乡居民的收入差距相似，改革开放以来，我国城乡居民的消费水平差距也经过了缩小、扩大，短暂的缩小后进一步扩大的过程。图3表明，1978年，城乡消费水平比【2】是2.9，1983、1984、1985年缩小到2.2经济论文，1995年扩大到3.8，短暂的缩小后，1999年以来，我国城乡居民消费水平之比一直维持在3.6以上，2003年和2004年更是高达3.8。2009年，农村居民的消费水平为4021元，城镇居民的消费水平为15025元，1个城镇居民的消费水平相当于3.7个农民的消费水平。目前农村居民的消费水平相当于20世纪90年代初城市居民的水平，农村居民的消费水平比城市居民的消费水平大约落后15年左右。
资料来源：《中国统计年鉴（2010年）》。
图3 全国城乡居民消费水平差距比率图(1978—2009年)
2、城乡居民人均消费性支出比较
统计数据显示，改革开放以来，无论是城镇居民的人均消费性支出还是农村居民的人均消费性支出，都呈现出逐步增加的趋势。1990年农村居民的人均消费性支出为585元，2008年增加到3661元，2008年比1990年农村居民的人均消费性支出增加了3076元；1990年城镇居民的人均消费性支出为1279元，2008年增加到11243元，2008年比1990年城镇居民的人均消费性支出增加了9964元。与此同时，我国城乡居民之间的消费支出差距在扩大。1985年城镇消费支出是农村消费支出的2.3倍，是改革开放以来的最低点。此后，城乡之间的消费支出差距逐渐加大，到2008年城乡之间的支出比高达3.6，即目前我国1个城镇居民的消费支出相当于3.6个农民的消费支出。“三个农民抵一个市民”是当前农村低消费的真实写照。
3、城乡居民消费结构比较
城乡居民的消费结构差异较大。首先，城镇居民用于食品的支出比农村居民相对比例小，并随收入增加呈下降趋势，即恩格尔系数下降，表明城镇居民的消费已从以食品类消费为主的生存性消费加速向质量型消费过渡。其次，衣着、家庭设备用品等的支出，在城市基本趋于饱和，但因为农村居民收入增长缓慢，而未形成新的消费热点，当城镇居民消费向空调、摄像机、家用电脑等新一代高档耐用消费品转移的时候，农村居民的消费仍停留在以生存为主的消费水准上。再次，城镇居民用于交通通讯、文化、娱乐教育等的支出有增长趋势，城镇居民将来的消费热点将是住房、汽车、现代化的通讯设备及教育，但城市新消费热点产品在农村的消费量还相当少，农村居民耐用消费品的拥用量仅相当于城镇居民20世纪90年代初期的水平(见表1)。
表1 20世纪90年代以来我国城乡居民消费结构对比 单位：%
指标
1990年
1995年
2000年
2007年
2009年
农村
城镇
农村
城镇
农村
城镇
农村
城镇
农村
城镇
食品
58.80
54.25
58.62
50.09
49.13
39.44
43.08
36.29
41.0
36.5
衣着
7.77
13.36
6.85
13.55
5.75
10.01
6.00
10.42
5.8
10.5
居住
17.34
6.98
13.91
8.02
15.47
11.31
17.80
9.83
20.2
10.0
家庭设备用品及服务
5.29
10.14
5.23
7.44
4.52
7.49
4.63
6.02
5.1
6.4
医疗保健
3.25
2.01
3.24
3.11
5.24
6.36
6.52
6.99
7.2
7.0
交通通信
1.44
1.20
2.58
5.18
5.58
8.54
10.19
13.58
10.1
13.7
教育文化
娱乐服务
5.37
11.12
7.81
9.36
11.18
13.40
9.48
13.29
8.5
12.0
其他商品
及服务
0.74
0.94
1.76
3.25
3.14
3.44
2.30
3.58
2.1
消费需求论文篇2
（一）市场竞争的需要
在国内许多品牌家具产业中，同质化问题是比较严重的。虽然在不同的家具厂家设计生产，却时常出现相同风格、相同款式，有时甚至连色彩都相同。以前开发一个新产品，企业的新产品在市场上能经营好几年，而现在开发上市的新产品，只要有了市场销量，在很短的时间里，竞争对手就会相互模仿，同时采用价格战的手段进行竞争，于是“山寨家具”现象越演越烈。这就要求家具企业和设计者从自身的具体情况出发，研究消费者的需求，发现消费者的不同需要，以差异化的设计战略细分市场，使自己在市场竞争中处于有利的地位。
（二）设计的目的性需要
设计的目的是满足消费者的需求，这就要求设计师在设计开始前了解消费者的需求，在设计中充分根据消费者的需求进行有目的性的设计。于是，就出现了一些特别的家具，如“午休家具”，在传统家具设计中并不存在这一类型，而随着大量上班族中午不能回家，又需要午休现象的增多，“午休家具”应运而生。
（三）设计人性化的需要
家具设计的人性化指在设计过程当中，需要对不同人群的个性化心理、生理需求和精神追求进行满足，同时还需要充分考虑上述消费者的行为习惯、人体的生理结构和人的思维方式，只有这样的设计才能真正体现人文关怀和对人的尊重。
（四）设计创新的需要
在家具产品市场上，存在大量雷同的产品，市场需要创新，但是基于传统产品的改良已经无法出现创新性的家具产品，设计者必须要对消费者进行调查和研究，寻找消费者的不同需求，实现对家具产品的市场细分，从而发现创新的设计元素，设计出全新的家具产品，必要时可将虚拟装配技术应用于家具设计中，缩短家具产品设计与制造的周期。
二、在家具产品设计中如何以消费者需求为导向
（一）在产品设计定位时必须以消费者需求为导向
在进行家具产品设计的市场定位时，就需要做市场细分，有针对性地对指定人群做设计，这样才能摆脱同质化的局面。如把家具产品用文化包装起来，注重它的文化内涵，从服务体验、健康的角度开发出富有人文关怀的家具产品，增加产品的附加值，让家具产品在同质化的今天脱颖而出。
（二）在每个设计细节中必须充分掌握消费者的需求
在家具设计过程中，每个参与设计或制造的人员都必须了解消费者的需求，遇到问题时首先考虑的不是简单处理问题，解决问题，而是考虑这样处理的结果是否满足消费者的需求。比如，在家具制造过程中，一些结构设计，受力并不存在问题，所以相关设计人员认为完成了任务，但是消费者会认为不牢固，存在受力问题。在解决这样的问题时，必须要通过结构或者外观打消消费者的疑虑，而不是固执地认为消费者不专业。
（三）在产品设计评价中始终以消费者需求为导向
在设计过程中，存在多次的设计评价，如概念设计草图的评价、产品设计方案的选择评价以及实物样机的评价等。在这些评价过程中，必须坚持以消费者的需求为导向，将消费者的需求放在重要的位置。比如有些家具企业在进行产品评价时，会随机选择一些消费者到企业的专卖店或者样板间进行体验，通过录像或者随机访谈的方式，让消费者进行评判，从而为设计者提供参考。
三、设计师在家具设计中必须考虑的因素
（一）环境因素
消费者的需求是多样化的，而且大部分的需求都是个人化的，没有考虑其他人的，或者说没有考虑整体的问题，这就导致设计者在满足消费者的一些毫无节制的浪费性需求的时候，常常会给整体带来巨大的破坏。比如，前几年，中国的消费者非常喜欢红木家具，这是因为红木家具能够给他们带来光耀门庭的满足感。正是这样的需求导向，使得很多企业的设计者将红木作为家具设计的重点，但并没有关注这样的需求本身存在的环境和资源方面的问题，所以在设计时需要设计者和企业要有一定的基本素质和社会责任感。
（二）社会因素
营造可持续发展的自然和社会环境，不仅是政府所关心的问题，也是普通设计师的设计准则和职业操守，家具设计师也不例外。在以消费者为导向的家具设计中，设计者必须要把握好导向，关注社会的发展。比如，当前社会上出现了一些奢侈浪费倾向，而这种倾向在家具设计中同样显露无余，充分体现了企业或者设计者本身的社会责任感不强。针对这种情况，企业设计者必须要站在较高的层面引导消费者的需求。总之，在家具设计中，必须将消费者需求放在首位，以消费者的需求为导向，设计才会有的放矢，最终将消费者的需求通过设计明确无误地体现出来。
消费需求论文篇3
[关键词] 需求定律 争议 时间性
一、问题提出
2001年以来中国经济学界对于需求曲线是否必定向右下角倾斜，是否存在吉芬商品，一直争论不休，争论范围不断扩大，呈愈演愈烈趋势。这在美国学术界也存在广泛争论。我们试图加入这一讨论中，从需求定律理论基础出发，探讨这一场争论的是非。
二、文献观点综述
从已有文献看，国内观点争论主要集中于两个方面。其一以汪丁丁、黄有光、王则柯等为代表采用举例方式，认为存在向上倾斜的需求曲线和吉芬商品。如社会上存在着像珠宝和钻石那样的商品，也会产生越贵越买的现象；在特定的成本分摊方式和激励机制下，如对文凭的需求，炫耀性消费的商品等都是吉芬商品。股票价格上升，其需求跟着上升。
其二是张五常和薛兆丰等坚持认为需求曲线必定向下，现实世界不存在吉芬商品。薛兆丰认为同一条需求曲线必须是同一件物品，不能有时代表这个物品，有时又代表另一个物品。股票、钻石性物品都不能证实需求曲线可能向上，文凭“越贵越买”的现象，其文凭的本质已经发生了变化。张五常也举例“如果大雨连天，雨伞的价格上升，而其需求量也增加了。雨伞的需求量上升，不是因为其价格上升，而是因为连天大雨”，并认为“既然价格高，需求量更大，卖者不会拿到市场出售，根本不存在吉芬商品”。
国内一些学者也参与讨论。刘正山认为争辩双方在处理逻辑与现实的关系问题上陷入泥潭，出现了偏差。刘正山得出结论:（1)其他条件不变，则“价格与需求量呈反向变动关系”的描述可以被认为是铁律;(2)如果考虑其他条件，则价格上涨时，需求发生变化，反映在图表上就是需求曲线的移动，雨伞的需求量上升的例子就是铁证，并批评张五常承认雨伞问题的存在，为什么就不承认吉芬商品？黄焕金反驳了刘正山的第二个结论，指出“需求扩大会使雨伞价格上涨，雨伞价格上涨则反而起到抑制对雨伞需求的作用，而不是相反。争论不休是没有区分正常需求与投机需求的性质与对价格的不同反应。实际上那怕投机需求也遵循需求定律，只不过这里的价格已经变成‘预期价格’，而不是现实价格。”
三、需求定律的理论基础探讨
理论解释行为，行为一定要受到理论的约束，我们必须关注理论解释行为的严谨性，讨论需求定律的理论基础。一般情况来看，商品或劳务本身存在多用途性。稀缺世界里，交易是经济活动中的一个基本行为，隐含着一个人对收入、时间和其它财产的不同用途所作的选择。只要某商品或劳务在用途明确下，给定相对价格，某人愿意为一单位某种商品放弃其他物品的数量取决于他的偏好和收入。实际中消费者决策时，其收入是经常变动的，其偏好也会因为时间等变化而经常发生变动。因此，理解需求定律，我们必须在商品或劳务用途既定情况下，注意到时间性是需求理论成立的一个重要限制因素。
1.偏好变化与时间有密切关系
时间因素的变化会对消费偏好产生影响，进而影响决策的结果，这为我们严格描述需求定律带来麻烦。需求定律包括了效用分析中三个定理（争取局限下的最高效用；替换定理:内凸定理），强调“一定时期”这一个时间性不变的假定。显然，定律通过这个极强的约束，消除了消费者偏好的变化影响因素，来说明其他条件不变时，需求量与价格水平成反比。这意味讨论定律时，我们界定好消费状态时假定消费物品的主观评价具有不变性。即不管是已消费的同种物品，还是未消费的同种物品，在完全没有消费之前，消费者对这些物品中的任一单位的评价都是完全一样的。需求定律显然以消费者偏好一致性或传递性的存在作为定律的前提条件。如果消费者对同种物品消费的主观评价发生变化，偏好的传递性当然就无法保证了。“不过想出一个恰当的反例相当困难。通常提到的很多例子涉及时间变化，从而在一致性检验中偏好发生改变。”
2.边际效用递减的心理规律是需求理论成立的重要理论基础
建立在消费者的消费心理定律基础上，需求定律强调了需求数量与偏好关系。当其它影响因素不变时，消费者对同一物品偏好随着消费对象的数量增加，消费者偏好边际效用呈递减趋势是对经济人消费特征的客观描述。人们对商品或劳务消费的评价强调了消费对象在满足人们需要时，具有可分性，不影响商品或劳务所提供功能的完整性。如果同一消费者在同一时刻对同一物品进行消费时出现了边际效用递增现象，显然是不符合经济人基本特征。因此，边际效用递减定律建立在消费者偏好一致性基础上。一旦抛却了时间性，消费者偏好状态发生改变，边际效用递减定律发生变化，就可能出现了边际效用递增现象。
3.收入是消费者确定选择集合的约束条件
局限条件的变化会导致选择行为发生变化。收入与偏好状态有密切关系。收入的变化不可避免地会引起消费者消费状态的变化，对消费偏好产生一定的影响，从而影响消费者需求数量。需求定律是否成立关键在于把收入是作为变量还是常量看待。一般教科书定义需求是指一定时期消费者消费某种商品或劳务时，在该商品或劳务不同价格水平上愿意且能够支付的数量。实质上，“一定时期”的规定强调了消费者决策时间性，暗含了在一定时期人们的收入是既定不变的，从而也保证了消费状态的一致性。因此，我们可以认为定律在描述消费者面对同一商品或劳务在不同价格水平下根本上将收入确定为选择集合的约束条件，排除了收入变动对需求偏好的影响。
4.愿意支付价格是指真实的价格，区别于市场成交价格
价格是货币的表现形式，作为交易一方的需求本身就是指用持有货币交换商品。当货币作为效用的衡量工具，在其它条件不变下，消费者随着某一商品消费的边际效用的下降，愿意支付的货币会减少。我们放弃这一假设，其实质就是放弃了偏好的一致性。显然，需求定律也暗含了消费者对同一商品决策时，面临的收入约束和价格水平是指真实的收入和真实的价格。当然，交易的结果（需求量）还取决于所有者出售的权利和契约自由。只要在稀缺性的世界之中，我们就无法减少和消除竞争。实际的价格将通过更高和更低的消费者之间以及消费者与生产者之间的价格竞价过程产生，但需求定律并不描述这一竞价过程。
四、各派争议辨析
通过对需求定律的理论基础探讨，我们对双方争论问题有了如下认识：
薛兆峰关于同一条需求曲线必须是同一件物品观点。黄焕金区分投机需求与实际需求，实际上坚持了商品或劳务的既定用途这一个前提基础上，承认消费状态的一致性这一个假设前提。张五常进一步坚持了收入的约束性前提下，指出要区分愿意支付价格与市场成交价格含义的不同，定律是反映单独考察其他因素不变时，消费者愿意支付价格水平与需求量关系。
汪丁丁等认为吉芬商品或炫耀商品是需求定律的特例，实际放松了收入作为选择集合的限定约束，将影响消费者决策的需求数量的收入和价格因素联系在一起考察，没有严格区分单一价格因素对需求数量的影响。劣质商品价格变化所引起的实际收入变化，改变了消费者对吉芬商品消费属性的评价，从而偏好的一致性影响发生改变。炫耀商品一般被描述为价格越高，消费越多，价格越低，消费越少，其边际效用随消费量增加呈递增变化。显然，这里收入是影响炫耀商品的重要因素，且其选择是以对交易将来的结果所作的预期为基础，也明显背离了消费状态的一致性假定，不符合边际效用递减定律存在的基础。因此，劣质商品或炫耀商品并没有违背了需求定律。
再来看雨伞问题。汪丁丁等实际上也是没有注意到消费状态的时间性已经发生了改变以及不同价格之间的区别。需求定律并不描述竞价过程，吉芬物品能在逻辑上存在，是因为我们单从个人需求那方面看，却忽略了人与人之间的竞争。刘正山同志第二个结论实际上没有注意区分消费者愿意支付价格和市场交易价格的区别，则走得更远。
五、结论
我们认为需求定律本身是严谨的。两派对同一现象问题争无定论，实质是由各自是否坚持需求定律是有时间性限制，在既定用途上，以消费者偏好的一致性或传递性为前提条件，并且把收入作为消费者选择集合的约束条件。汪丁丁等将需求定律问题还原为价格最终决定需求，收入也是决定需求因素，实际上偏离了需求定律本身而讨论另一层面问题。
参考文献：
[1]马克・斯考森 肯那・泰勒 吴汉洪，苏晚囡译:经济学的困惑与悖论[M].华夏出版社，2001
[2]汪丁丁:社会博弈与中国教育的两极化[J].财经，2000年第29期
[3]汪丁丁 罗卫东:再论向上倾斜的需求曲线――叶航三人对谈录[EB].
[8]Angus Deaton and John Muellbauer, 龚志民译:经济学和消费者行为[M].中国人民大学出版社，2005年
消费需求论文篇4
论文关键词：边际消费倾向,消费需求,消费结构
一、引言
1978年，中国实行对外开放以来，经济发展取得了举世瞩目的成就。在经济增长的三个拉动因素中，投资因素与净出口因素的拉动作用不断加强，消费因素的拉动作用不断减弱。尤其在1994年人民币汇率改革以来，中国出口以年均19.3%的名义增长率迅速增长，比1978-1993年间平均水平高出大约3个百分点。
2009年，随着全球金融危机的蔓延，全球经济增长放缓，中国经济增长的外部需求受到巨大冲击，经济增长面临困境。在国内消费需求无法迅速启动的情况下，政府主要通过扩张的财政政策和货币政策，加大政府投资，刺激私人投资，以保证经济达到较高的增长率。虽然这些投资刺激政策可以在短期内企稳经济，但在长期来看，如果没有消费需求的支撑，经济的增长仍然是乏力的。只有消费需求的扩张才能在长期中保证经济的稳定增长。
国内消费需求不足，尤其是居民消费不足，已经得到理论界的普遍认可。理论界主要针对中国居民消费需求不足的原因，提出了有益的见解。，概括起来，理论界认为中国居民消费需求不足的原因主要有：
第一，中国居民收入增长不高，尤其农村居民收入增长相对缓慢，制约了消费需求的扩张；
第二，经济体制改革、就业压力增大等因素导致的居民预期收入不确定性增大，加上我国社会保障体系尚不健全，增加了居民的预防性储蓄动机，制约了消费的扩张；
第三，教育、医疗体制改革增加了居民的教育支出、医疗支出，房地产市场价格不断上涨，增加了居民的购房支出，随着改革的进一步推进，居民未来支出的不确定性增加，储蓄动机被进一步强化，制约了消费；
第四，我国消费金融不够发达，居民面对数额相对庞大的消费支出，难以通过金融工具实现消费水平在其一生的均等化，居民面对流动性约束，进一步制约了消费需求；
第五，我国居民收入分配的不平等加剧，根据凯恩斯绝对收入假说，居民的边际消费倾向随其收入的提高而递减，那么收入分配不平等的加剧必然导致全社会平均消费倾向下降，居民消费水平也同步下降；
另外，杭斌（2009）认为，消费习惯的存在进一步降低了居民的边际消费倾向，抑制了居民消费需求的扩张；周建、杨秀祯（2009）则认为中国农村居民的消费行为存在明显的攀附效应，该效应有可能成为启动农村消费市场的有利因素。
综合来看，目前还缺乏对中国居民消费倾向的全面考察，本文拟从城镇居民、农村居民两个角度，对中国居民消费倾向的特征做一考察，通过对我国居民边际消费倾向的深入研究，以揭示我国居民消费的特点，对启动消费需求提供有益的参考。
二、中国城乡居民边际消费倾向差异性的计量分析
1、理论模型
根据凯恩斯的绝对收入假说，当期收入由当期消费决定，其数学表达式为
，……(1)
其中：下标t代表时间，为服从经典假定的扰动项，代表当期消费，代表当期收入，c即边际消费倾向。
但这样的模型不能揭示边际消费倾向的变化特征，因此本文首先使用中国城镇居民、农村居民的相关数据估计模型(1)，对中国城镇与农村居民消费倾向是否相等这一假设做出检验。
进一步，本文使用Chow检验判断主要时点边际消费倾向是否发生了结构变化，再通过不同阶段的模型来寻找边际消费倾向的变化特征，结构变化的模型是：
,……(2)
,……(3)
通过模型(2)、(3)与(1)构造F统计量，来判断中国居民边际消费倾向是否发生了变化
本文所使用的数据均来自《新中国五十五年统计资料汇编》、历年《中国统计年鉴》，数据时间段为1978年—2008年，收入变量对城镇居民使用“城镇居民家庭人均可支配收入”，对农村居民使用“农村居民家庭人均纯收入”，消费变量对城镇居民使用“城镇居民家庭人均消费支出”，对农村居民使用“农村居民家庭人均消费支出”。所有变量均不变价进行计算以扣除价格因素。
2、计量分析
分别使用城镇居民数据、农村居民数据对模型(1)进行估计，并施加相应的约束条件，估计的结果为：
表1城镇居民、农村居民模型(1)估计结果
研究对象
截距项
边际消费倾向
R
城镇居民
145.50
0.93
0.966
农村居民
4.63
0.75
消费需求论文篇5
（首都经济贸易大学 经济学院，北京 100070）
摘要：本文通过分析我国的文化消费现状和趋势，梳理文化消费影响产业结构的作用机理。根据中国与美国的投入产出数据分析我国居民文化消费对文化产业的拉动以及文化消费对产业总产出的拉动，与美国对比分析我国目前文化消费结构以及产业结构的合理性，探索文化产业发展以及总产业结构优化调整的政策建议。
关键字：文化消费；产业结构；结构合理性
[DOI] 10.13939/j.cnki.zgsc.2015.30.
1引 言
根据2014年的文化蓝皮书[指《中国文化消费需求景气评价报告（2014）》和《中国文化产业供需协调增长测评报告（2014）》.]数据，我国2012年全国城乡文化消费需求达到11405.97亿元人民币，总量增长12.64%，继续保持高速增长；人均文化消费需求达到844.45元人民币，增长12.09%。对比来看，居民文化消费的总量增加比产出水平的增加要多很多，比居民收入的增加要少很多，比总消费的增加要略微低一些，与储蓄的增加相比前者显著低于后者。1991—2012年，全国人均文化消费以13.60%的年均速率增长，而将2004年与2012年的文化产值相比，中国文化产值经历了2.15%至3.48%的增长，居民文化消费率却由2.76%降低至2.20%。可见，文化产业与文化消费之间存在着不协调、不一致的问题，长此以往，必定会在两者之间激发出更多的矛盾，以至于使文化产业生产与文化消费需求脱离。
2文化消费结构合理性研究
2.1产业结构受消费影响的理论基础
通过列昂惕夫的投入产出模型，可以表示文化消费影响产业结构的效应，中间使用+最终使用=总产出，可表示为：
（i=1，2，…，n）①
其中，Xij代表i部门为j部门生产消耗提供的产品的数量； Yi代表i部门产品的最终使用量；Xi代表i部门的总产出数量。
（i，j=1，2，…n）②
为直接消耗系数，即j部门生产单位总产品对i部门产品的消耗量。将②式代入①式，得到：
（i，j=1，2，…n）③
矩阵形式为：
即AX+Y=X，X为社会总产品向量，Y为最终产品向量，A为直接消耗系数矩阵。即总产出-中间使用=最终使用
④
X为A的同阶单位矩阵，为投入产出矩阵，也称之为列昂惕夫逆矩阵，则有：
④式表示总产出与最终使用间的关系，通过其可知各部门总产品X的情况下，各部门的最终使用Y。由④式两边同乘以 可得：
⑤
⑤式的经济含义为当最终总产品每增加一个单位时对社会总产品的完全需求量，其投入产出模型为：，其中B起着乘数作用，直接消耗系数就被其放大为完全消耗系数，完全消耗系数即等于直接消耗系数与间接消耗系数之和。
综上所述，根据⑤式可实现文化消费对产业结构产生的乘数效应和溢出效应。
2.2文化消费结构的合理性
文化消费可以对产业结构产生多种影响，同时，产业结构的升级转变也会从供给的角度影响居民的文化消费。两者之间的这种相互关系意味着，文化消费的结构绝不是孤立于产业结构而存在的，必须是与产业结构有着良性互动，互相适应并推动彼此顺应时势的发展。在第三次工业革命的大背景下，在产业结构和消费结构不断升级的大环境下，文化消费若想实现结构的优化，不仅要根据居民需求调整自身内部的各项分类的占比，还要与产业相适应、相互协调，这便是实现文化消费结构的合理性的基本要求。基于这一视角，本文在讨论文化消费结构时将会分别讨论内、外两部分的合理性问题。在本部分利用投入产出方法分析了文化消费与产业关系问题，从而提出中国应需注意的问题和政策建议。
3 我国文化消费与产业结构的关系
利用前文介绍的理论基础，本部分经过数据处理分析，将居民文化消费额对产业总投入的需求关系进行阐述。本文选取的中国数据为投入产出表中的“文化、体育和娱乐业”以及“教育”两部门数据，来自中国投入产出学会网站2005年和2010年的投入产出表，美国的数据为48部门的投入产出表中的“教育”一个部门数据，对OECD投入产出数据库中美国2000年和2005年的数据进行分析。根据数据分析结果，美国自20世纪70年代起，在文化消费对总产出的拉动方面即处于稳态状态，可以作为中国未来发展方向的参考，所以选取美国作为比对国家。
2005年，中国居民对于教育的消费数量为3026.27万元人民币，占居民消费总额的4.25%；在文化、体育和娱乐业方面的消费数量为656.33万元人民币，占居民消费总额的0.92%。2010年，中国居民对于教育的消费数量为4987.85万元人民币，占居民消费总额的3.45%；在文化、体育和娱乐业方面的消费数量为1077.72万元人民币，占居民消费总额的0.74%。可以看出在这个时间段的前后，居民在文化方面的消费绝对值增加了，但是在消费的比例上却是下降了，这说明，虽然在文化消费上居民的需求在增加，但是相比于其他部门的增加速度还是比较缓慢，这其中也不乏由于文化的新的表现形式未被计算于统计数据的情况存在。
针对中国的文化消费对总产出的投入需求分析，利用投入产出模型中的X=B*Y，将B*Y中的各部门的值求和，比上居民文化消费的占比，就可以衡量文化消费部门的产品消费每增加一个单位，需要的产业总投入。经过计算，可以得出我国的文化消费部门的产品消费每增加一个单位，需要的产业总投入都在2个单位左右，但对比于2005年的2.24，2010年时的1.91体现出了文化产业的发展是趋于健康完善的。相比于美国的1.7~1.8稳定的浮动范围，中国居民的文化消费及文化产业可以看出还处于尚不稳定的阶段。在消费发展的推动下，产业也在进行着优化和调整，以适应居民越来越多样化的文化消费需求；在产业结构方面，未来会在结构调整方面更加趋于合理化，以适应消费需求的结构变化。
4主要结论及对策建议
基于投入产出模型的研究可得出以下几点结论。第一，中国居民的文化产业体系正在日益完善，产品的供给能力也在增强，不过仍然存在供给与需求不相适应的情况。第二，文化消费需求在不断增大，种类也在更加趋于多元化，居民消费结构随着第三次工业革命的发展而更加合理。第三，对于同样的产出，中国对产业的需求多于美国，中国的产业结构还需要进一步优化调整，更要加强产品和服务的供给能力。
针对中国文化产业结构发展并不完善且没有与文化消费相适应的情况，提出以下几条建议：第一，应将文化产业的发展适时地贴近文化消费的需求，以需求指引产业发展；第二，注重文化产业的发展监管，促进更多适应居民需要的新兴形式的出现；第三，重视并且利用文化消费对产业结构的作用和影响，来支持产业和消费的结构升级；第四，针对区域之间的文化产业发展差距，制定相关的鼓励性政策并推动实施，以实现区域间的和谐发展。
参考文献：
[1]钟契夫、陈锡康.投入产出分析[M].北京：国财经经济出版社，1987.
[2]刘慧.消费结构升级：经济史呈现的一般规律及中国的轨迹[J]经济问题探索，2013.6，9-14.
消费需求论文篇6
关键词：减税；流动性约束；货币需求；李嘉图等价
中图分类号：F831.7 文献标识码：A 文章编号：1000-176X(2010)09-0040437
一、引言
减税是否能够扩张总需求?根据标准的教科书式的凯恩斯主义分析，给定货币供给保持不变，减税将通过扩大居民支出而扩张总需求。这正是一些学者在金融危机期间支持减税政策的依据。例如，袁志刚和汤玉刚认为，为保持经济平稳增长，在减税的同时控制财政规模、调整财政支出结构应是更为合理的政策选择。平新乔指出，减税救企业比增加国家投入的效果会更加明显，企业负担减轻了，马上就可以生存下来。减税在很多国外学者心目中也是应对本次金融危机的“首选”政策(Taylor；Alesina和Zingales)。这一政策主张也得到近来一些新的研究的支持。Romer和Romer的实证研究显示，减税有利于经济增长，税收每减少1美元，GDP将提高3美元。Mounfford和Uhlig则表明，刺激经济的最好财政政策是赤字财政的减税，通过政府支出来进行财政扩张是不可取的，因为它的长期成本可能超过短期收益。
然而，Mankiw和Summers 指出，该结论对货币需求函数的形式非常敏感。当消费支出比GDP中其他部分产生更多的货币需求，从而消费更适合作为货币需求函数中的规模变量时，减税对总需求的影响就是不明确的。特别地，如果货币需求对利率的弹性足够低，减税会起到紧缩总需求的作用。既然理论并不能为减税是否具有扩张作用提供明确的答案，那么相应的实证研究就非常必要。然而，国内在该领域的研究颇为少见，人们的一个先验结论似乎是减税能够扩张总需求。
本文的检验则表明，消费支出适合作为货币需求中的规模变量。至少，这个结论意味着减税的扩张效应小于人们普遍认为的程度。减税能否扩张总需求取决于Is曲线和LM曲线中的参数。使用中国宏观数据校准这些参数，本文的简单计算表明，减税并不能扩张总需求。本文的结论对于当前的政策操作具有直接意义：减税即使有助于经济复苏，那么这种影响也是通过供给面作用实现，而非通过扩张总需求实现。
当然，上述结论的得出还需要一个条件，即李嘉图等价定理不成立。Barro提出的李嘉图等价定理直接否定了税收的跨期调整对宏观经济的影响。因此，本文进而使用一个简单的动态一般均衡模型论证了为什么减税可能影响当期总需求。
二、模型
1.Is-LM模型的变形：消费作为货币需求中的规模变量
Hicks创立的Is－LM模型在很长时间都是宏观经济学的标准分析工具。Poo1e、sargent和wallace、Bemanke和Blinder等人的很多研究，都是Is-LM模型的扩展和应用；而Mankiw、B1anchard等中级宏观经济学教材，乃至Romer等高级宏观经济学教材，也花费一定篇幅介绍该模型。
考虑下面R0mer给出的Is-LM模型的变形形式：
方程(4)表明，dY/dT
模型的作用机制可以通过图1更清楚地显示出来。同传统分析一样，减税引起Is曲线的扩张性变化。但与此同时，与传统分析不同的是，减税还通过扩张货币需求而使得LM曲线发生紧缩性移动。因为Is、LM曲线移动方向相反，因此减税对产出的净效应并不明确。如果货币需求对消费变动的反应强烈，或货币需求的利率弹性很小，则如图1所示，减税可能导致产出下降。
2.校准和计算
考虑到产品需求可以表示为：度的该比率。1978-2008年，该比率的平均值为0.99；而在后文实证研究的样本期内(1996-2008年)，该比率的平均值为1.19。本文在计算中将使用φ=1。
货币需求的数量弹性和利率半弹性的估计也相对较多，表1列出了近年来部分研究的结果以及本文在第三部分的估计。根据这些结果，本文在计算中将使用εr=3，εc=1。
投资需求的利率弹性则难以在现有文献中获得。因此本文利用TSLS方法估计以下方程：
logI=β0-B0p
(8)
其中，p为实际利率，β1。衡量了投资需求的利率半弹性。由于实际利率在短期受货币政策影响，因此本文使用货币M、价格水平P以及产出Y作为工具变量。估计的样本期为1996年第1季度―2008年第4季度。投资指标为固定资产投资完成额，利用CPI减缩。实际利率通过名义利率减通货膨胀率得到，其中名义利率使用7天内银行同业拆借利率，通货膨胀率由CPI计算得出。计算中使用的数据详见本文第三部分的描述。对方程(8)的估计给出B1=14.868。因此，本文在计算中将取e，=15。
给定上述参数的取值，容易发现，方程(7)必然满足。事实上，货币需求的利率半弹性取相关文献给出的最大值5也能保证方程(7)成立。因此，即使考虑到各参数取值存在的不确定性，表达式(7)似乎也能够满足。这样，如果消费支出是货币需求函数中正确的规模变量，那么减税就可能是紧缩性的。
上述结论在一定程度上依赖于Is-LM模型的静态结构。在一个动态一般均衡框架中，结论可能会有所不同。特别是，Barro提出的李嘉图等价定理表明，税收的跨期转移并不影响消费者的跨期选择，从而不影响当前消费。李嘉图等价定理的逻辑非常直截：如果消费者能够进行跨期最优化，那么其当期消费不是仅仅取决于当期收入，而是取决于全部未来收入的现值，或者用Friedman的话说，取决于永久收入。给定政府支出外生决定且政府的现值预算约束必须满足，当期的暂时}生减税意味着未来税收现值的等量增加，从而对消费者的永久收入没有任何影响。这样，消费者决策不受暂时性减税的影响，从而IS和LM曲线都不发生移动。因此，如果像前面模型假设的那样，当期税收变动影响当期消费，那么一定是存在某种摩擦使得李嘉图等价定理不再成立。
总之，减税可能紧缩总需求，而这个结论依赖于两个关键假设：(1)货币需求函数中的规模变量是消费而非产出；(2)李嘉图等价定理不成立。本文在下面的第三、第四部分分别对这两点进行
更详细的检验或讨论。
三、货币需求函数的规模变量：基于中国数据的检验
1.检验方法
关于货币需求函数的实证研究有众多文献。不管是较早的局部调整模型，还是近来的协整模型，这些研究中的绝大部分都把实际GDP作为规模变量。然而，这个做法并没有强有力的理论支持。耐人寻味的是，根据现有的货币理论模型推导出的货币需求函数，似乎更应该和消费而不是产出联系在一起。例如，根据那些通过施加CIA(cash in advance)约束而引入货币的模型，或者直接把货币引入效用函数的模型，我们可以推导出形如方程(2)的货币需求函数。
不过，20世纪70年代之后货币需求的不稳定促使经济学家探索各种方向来改进对货币需求函数的估计，其中部分研究试图考察将不同规模变量引入货币需求函数的效果。Goldfeld以及Enzler、Johnson和Paulus等使用加权GNP变量。他们的逻辑是，总支出中的不同组成部分产生的货币需求并不相同。Cramer和Spindt等认为，使用GNP作为经济中总交易量的衡量存在很大偏差，其包含的内容要远远小于交易总额。因此，他们转而建立更为全面的交易计量。而Goldfeld、Radecki和WenningerDl]、Mankiw和Summers则按照资产类型或者部门分解总量数据。Goldfeld的结论是：“在1974年以前，GNP是三个交易变量中最不适合的，而消费和个人收入则差不多。”
本文将直接检验消费是否适合作为货币需求函数中的规模变量。这也将本文同国内其他关于货币需求的实证研究区分开来。出于研究目的，并考虑到在GDP和消费之间存在线性相关关系，本文将基于Mankiw和Summers的方法，估计如下形式的方程：
其中，参数λ是消费的权重。λ=0表明货币需求由GDP中非消费部分产生，而λ=1则为另一个极端，即总消费成为规模变量，货币需求来自于消费支出。如果λ介于0―1之间，则说明GDP的各组成部分都产生货币需求，越大的λ说明消费产生的货币需求越多。
2.数据
本文使用1996年第1季度-即根据公布的CPI的月度同比指数和环比指数计算出月度定基指数(以2000年12月为基期)，再转化为季度指数。②利率指标使用选择为银行同业拆借利率(7天)。对于利率，应该进入考察视野的至少包括三种类型：中央银行基准利率、法定存贷款利率以及市场化利率。按照标准的货币传导机制理论，货币政策是通过作用于基准利率，进而影响经济中的其他短期、长期利率，最终对私人部门支出产生影响，因而基准利率无疑应该进入模型。但是，中国的利率操控有其特殊性，即银行存款、贷款利率等绝大部分利率仍然受中央银行的管制。中央银行在确定法定利率结构时，首先确定1年期存款利率，然后以此为基础推定活期和其他更长期限的定期存贷款利率。在这个意义上，1年期存款利率又发挥了基准利率的作用。本文选择银行间7天内同业拆借加权平均利率作为利率指标，理由主要来自于对图2的观察。
图2显示出三种利率变动具有强相关性。事实上，简单的相关性检验表明，在样本期内，银行间7天内同业拆借加权平均利率同1年期法定存款利率、20天以内中央银行对金融机构贷款利率各自的相关系数分别高达0.98和0.99。张屹山、张代强在讨论中国的利率反应函数时，也做出了类似选择。由于公布数据为月度数据，本文按交易量进行加权平均得到相应的季度指标。
图2中，IR表示银行间7天内同业拆借加权平均利率，DR表示1年期法定存款利率，LR表示20天以内中央银行对金融机构贷款利率。部分数据由本文通过计算调整得到，计算方法说明见正文。
产出指标使用实际GDP的季度数据，后者的计算方法为：首先根据名义GDP的季度累积数据计算出名义GDP的季度数据，再利用CPI折算得到实际GDP。消费指标通过对社会消费品零售总额进行价格减缩得到，使用的价格指数为上面提到的(定基)CPI。
以上涉及的数据全部来自于中经网统计数据库。在检验中，所有序列均经过季节调整。
3.实证结果
由于使用的是时间序列数据，因而本文首先对数据进行单位根检验，检验方法为ADF和PP两种。检验结果表明，银行同业拆借利率为I(0)序列，其他变量均为I(1)序列。为了修正序列相关，本文使用TSLS方法估计方程(7)，估计中使用的工具变量为所有自变量的一阶滞后。
表2给出了估计结果。表2的第2、第3栏是分别使用消费和非消费支出作为规模变量的估计。单独观察这两个模型并不能得出多少有用的信息：两个模型中规模变量系数的估计值在统计上都是显著的，甚至其数值大小也接近。表2的第1栏则是对原始方程(7)的估计。容易发现，货币需求中消费的权重达到0.8，这个系数在5％的显著性水平上显著。
λ=0.8本身并不能说明更多问题。不过，对入的Wald检验却清楚地显示，我们可以在5％的显著性水平上拒绝λ=0的假设(F统计量的p值为0.0277)，但是不能拒绝λ=1的假设(F统计量的p值为O・5873)。因此，相对于非消费支出而言，消费支出显然更适合作为货币需求函数中规模变量。
四、货币模型中的流动性约束与李嘉图等价
在Barro提出李嘉图等价定理后，很多研究讨论了各种该定理不成立的情形，如扭曲性税收、遗产动机、金融市场不完全、社会保障制度等等。本文在这一部分将把流动性约束引入一个两期货币模型，从而证明：(1)减税会增加当期消费，从而增加产品支出；(2)减税同时会增加货币需求。这样，就印证了前面第2部分的讨论，并相当于把分析扩展到动态情形。之所以考虑流动性约束，除了便于分析外，更主要在于国内很多学者已经通过实证研究表明，中国的总消费行为确实体现出流动性约束特征。
考虑一个两期的货币模型，其中货币以进入效用函数的方式进入模型。假设经济中的代表性消费者具有如下形式的效用函数：
其中，MR=M/P表示实际货币余额，0
消费者的现值预算约束可以表示为：
这样，消费取决于当期可支配收入，从而减税会刺激消费增加。再结合由方程(2)给出的货币需求，消费增加又带来货币需求的增加。我们就证明在流动性约束的作用下，减税确实可以影响当期消费并影响货币需求。
上面的模型还可以进一步扩展到无限期的动态一般均衡框架中，但这种扩展已经超出本文的考察范围，在此不再赘述。
五、结论
本文试图考察减税对总需求的短期影响。尽管传统分析认为减税会扩张总需求，但Mankiw和summers指出，如果消费更适合作为货币需求函数中的规模变量，减税对总需求的影响就是不明确的。本文利用中国数据的检验则表明，消费支出确实适合作为中国货币需求中的规模变量。通过对相关参数的校准和计算，本文进一步发现，减税很可能并不能扩张总需求。为了保证结论的稳健性，本文进而考查李嘉图等价定理是否在中国成立。Barro提出的李嘉图等价定理直接否定了税收的跨期调整对宏观经济的影响。而本文将流动性约束引入一个两期货币模型，论述了为什么减税可能影响当期总需求。
本文的结论对于当前的政策操作具有直接意义：(1)降低所得税并非“扩大内需”的有效措施。减税不能扩张总需求，或者至少，减税的扩张效应要小于人们普遍认为的程度。(2)减税如果有助于经济复苏，那么这种影响也是通过供给面作用实现。这意味着就刺激产出而言，对企业减税可能比对消费者减税的效果更好一些。当然，这还有待于进一步更仔细的论证。
消费需求论文篇7
关于人口年龄结构对消费需求的影响，国外许多学者对其进行过研究，国内学者相对较晚，近几年才开始关注这一领域。本文将从理论和实证两个方面综述该领域的文献。1．人口年龄结构与消费需求关系的理论研究现有研究表明，首先，人口年龄结构可以通过微观机制影响居民消费的需求。Modigliani和Brumberg(1954)提出的生命周期假说(Life－cycleHypothesis，简称LCH)③是最早研究人口年龄结构与消费需求关系的理论模型。该假说指出，代表性个人将根据不同年龄阶段的消费需求分配收入，以期获得最大效用。他们认为，当一个国家的劳动人口比例上升时，该国的储蓄率会相应上升，因而，消费率会下降。家庭储蓄需求模型(HouseholdSavingDemandModel，简称HSDM)则从储蓄与孩子之间存在相互替代关系的角度分析了人口年龄结构对居民消费需求的影响(Neher，1971)④。此外，Becker(1981)也曾提出小孩的质量和数量之间可能存在一种替代关系，即当家庭小孩数量减少时，父母倾向于增加小孩的人力资本投资以此提高孩子的“质量”，因此家庭消费会受到一定影响⑤。其次，人口年龄结构也可以通过宏观机制影响居民消费需求(HockandWeil，2012)⑥。2．人口年龄结构与消费需求关系的实证研究国外很多学者都曾利用中国数据实证考察过人口年龄结构对居民消费率的影响。比如，利用中国1953－2000年时间序列数据，Modigliani和Cao(2004)实证发现，抚养系数、消费率和经济增长率之间存在显著的协整关系⑦。利用动态面板GMM方法，Horioka和Wan(2006)对中国1995－2004年家庭面板数据进行了研究，实证发现抚养系数对消费率没有显著影响。此外，国内学者也对此做过一些类似的实证研究。比如，付波航等(2013)利用1989－2010年中国省级面板数据，实证研究发现少儿抚养比下降和人口老龄化趋势都是居民消费需求不足的重要原因⑧。不难发现，几乎所有理论研究都证实了人口年龄结构会影响居民消费率，但实证研究却没有给出一致结论，而且几乎没有学者考察市场化因素。本文认为人口年龄结构不仅影响中国居民消费需求，而且该影响还可能随着市场经济的不断完善而发生变化。一方面，随着市场化改革，原来由国有企业和政府所承担的社会负担有所减少，导致家庭抚养小孩及养老的成本大幅增加，所以家庭倾向于减少当前消费;另一方面，社会保障体系又会在市场化进程中不断完善，这在一定程度上将会减少小孩的抚养成本以及养老费用。那在现实经济中，这两股相反的力量到底孰大孰小呢?为了回答这一问题，本文将利用1998－2010年中国省级面板数据，实证分析人口年龄结构变动对居民消费需求的影响，以及该影响是否随着市场化不断深入而发生变化。本文可能的贡献包括以下三个方面:第一，本文拟构建一个理论模型用以分析人口年龄结构与居民消费需求之间的关系，为随后的实证模型提供了理论保障;第二，本文加入人口年龄结构与市场化程度变量的交乘项，用以考察人口年龄结构对消费率影响的变化趋势;第三，本文使用中国省级面板数据，并利用一步系统GMM估计方法修正模型的内生性以及自相关等问题，使回归结果更加准确。
二、人口年龄结构与消费需求的理论模型
(一)模型的基本假定1．假定人口增长服从新老更替规律，人口增长率用n表示。2．假定代表性个人可生存三期，具体而言，在t期，有Lt(1+n)个小孩处于其生命的第1期，Lt个年轻人处于其生命的第2期，Lt/(1+n)个老年人处于其生命的第3期。3．假定代表性个人在年轻时提供1单位劳动，并将其收入所得用于以下五个方面的支出:消费支出、储蓄、抚养小孩的支出、缴纳社会保障基金以及赡养老人的支出。该代表性个人小孩时期的消费来自上一期年轻人的抚养支出，当他变为老年人后，其消费主要来自上期储蓄和利息、养老金以及年轻人的赡养费用。4．假定代表性个人的效用函数为相对风险规避系数不变的形式。
(二)模型的目标函数和约束条件基于上述假定，代表性个人一生的效用总和可表示如下。其中，θ为任意两时点的消费之间的替代弹性的倒数，ρ为效用贴现率，大于－1是为了保证第2期消费的权数为正。根据上述假定，可以写出代表性个人的预算约束条件。在t期，代表性个人年轻时的预算约束线可表示如下。其中，wt为代表性个人t期的劳动收入，st为t期的储蓄额。b表示t期年轻人抚养小孩的支出占收入的比例(0＜b＜1)，在此，b可视为少儿抚养系数。a表示收入中投入到社会保障基金的比例(0＜a＜1)。d表示代表性个人的赡养费用占收入的比例(0＜d＜1)，在此，d可以视为老年抚养系数。(6)式表明，代表性个人老年时期与年轻时期的消费比例由多个因素决定，主要包括收入中投入到社会保障的份额、人口增长率、年轻人抚养费用和赡养费用占收入的比例及贴现因子共同决定的。(6)式在理论上可以说明人口年龄结构的变化确实会对代表性个人的消费需求产生影响。首先，分析少儿抚养系数b如何影响代表性个人一生的消费总需求。假定其他系数均保持不变，当少儿抚养系数b下降时，根据(3)式，c1t－1将降低;根据(4)式，c3t+1将保持不变;根据(6)式，c2t将降低。因此，代表性个人的三期消费总和(c1t－1+c2t+c3t+1)将降低。其次，分析老年抚养系数d如何影响代表性个人一生的消费总需求。假定其他系数均保持不变，当老年抚养系数d下降时，根据(3)式，c1t－1将保持不变;根据(4)式，c3t+1将下降;根据(6)式，c2t将降低。因此代表性个人的三期消费总和(c1t－1+c2t+c3t+1)将降低。不难看出，人口年龄结构确实在理论上会影响居民的消费需求，但在实际经济生活中，人口年龄结构变动是否影响居民的消费需求———特别是在市场经济不断完善的过程中，这些影响是否会发生变化———还需要我们利用宏观经济数据进行实证研究。
三、模型设定和数据描述
(一)模型设定基于上述理论模型，本文构建实证模型，具体形式如下。其中，下标i代表地区维度，t代表时间维度，ui为不可观测的地区异质性，λt为时间效应，εit表示模型的随机误差项。Cit为被解释变量，表示各省(市/区)的居民消费率，本文用各省(市/区)的居民消费总支出占按支出法计算的地区GDP的比值表示。D为人口年龄结构变量。根据以往文献(李文星等，2008)⑨，本文也选取少儿抚养系数(YD)和老年抚养系数(OD)作为人口年龄结构变量的指标，其定义详见表1。MAR为市场化程度变量。经过改革开放三十多年的发展，中国整体的市场化程度越来越高，但是每个省(市/区)的市场化程度则层次不齐。东部沿海地区市场经济最为发达，中部次之，西部则最落后。本文正是利用每个省(市/区)市场化程度不同这一特征来考察市场化进程中人口年龄结构对消费率的影响是否发生了变化。具体而言，本文将构造人口年龄结构变量与市场化程度变量的交乘项，并考察其符号和显著性。从以往的实证研究来看，大部分学者选用各地区非国有部门从业人数占该地区总从业人数的比重衡量，但这一指标比较片面，无法准确衡量市场化进程。本文将参考樊纲等编著的《中国市场化指数———各地区市场化相对进程2011年报告》。这一报告主要从五个方面出发对市场化程度进行测量，然后将它们综合成一个市场化程度指数。某地区的该指数数值越大说明该地区市场化经济越发达，其市场化程度也就越高。由于该报告中没有2010年的数据，本文将用2009年的指数近似代替，因为就某一地区而言，市场化程度在短时间内不可能有太大变化。X为模型的解释变量。其中，Y表示实际收入水平，用经过价格调整后的人均GDP进行衡量。但Modigliani和Cao(2004)指出，实际收入的增长率也可能影响居民消费率，所以我们在模型中还加入人均实际GDP的增长率(y)。R表示实际利率，通过名义利率减去通货膨胀率计算得到，用以考察消费者的跨期消费行为。Ct－1为滞后一期的居民消费率。当人们面对收入波动时，他们倾向于平滑消费，所以当期消费可能与上期消费存在一定关系，这种消费习惯的连续性通常被称为消费的“棘轮效应”。GINI表示城乡收入差距，本文用城市和农村家庭人均收入的比值近似衡量。INF表示通货膨胀率，用以考察价格波动变化对居民消费需求的影响。EDU衡量教育程度，用以考察教育水平对居民消费需求的影响。表1报告了上述所有回归变量的统计性描述。将上述所有变量带入(7)式，可得到如下回归模型。
(二)数据描述本文将选取1998－2010年中国省级面板数据进行随后的回归分析，由于数据不全，故将其省去，所以样本数据仅包含30个省(市/区)。选择这一样本区间主要有以下三个方面的原因。第一，自1998年起，中国居民消费率开始迅速持续下降，而在1988年之前，消费率的变化幅度不是很大。第二，樊纲等人的研究报告只估算了1997－2009年间中国各地区的市场化程度指数。第三，在1990年以前，各省市的抚养系数缺失严重，而且抚养系数尤其是少儿抚养系数在1998年之前变化幅度不是很大。关于数据来源，抚养系数来自《中国人口统计年鉴》(1999－2011年)，其他宏观经济变量则主要来自《新中国六十年统计资料汇编》、《中国统计年鉴》(1999－2011年)以及中经网统计数据库。
四、实证分析结果
(一)人口年龄结构、市场化程度与居民消费需求考虑到本文的数据特征，我们将使用动态面板GMM方法进行回归模型。该方法可以有效地控制内生性以及解决遗漏变量等问题(李文星等，2008)。由于GMM两步估计法得到的标准差可能存在向下偏倚，而且估计量的近似渐进分布存在有偏等问题，所以本文将使用一步GMM估计方法进行回归分析。更进一步，本文将使用一步系统GMM估计方法，因为相对于一步差分GMM估计方法，前者利用了更多的信息，因而估计结果更加有效。回归结果详见表2。值得注意的是，该有效性存在一个前提假设，即一步系统GMM估计方法下新增的工具变量是联合有效的。根据表2的结果，所有模型中的Sargan统计量的P值都至少大于0．96，说明我们无法拒绝新增工具变量联合有效的原假设，因此本文的数据适合使用一步系统GMM估计方法。在表2中，模型(1)没有包含市场化程度变量以及它与抚养系数的交乘项。根据回归结果，少儿抚养系数对居民消费需求有显著的负向影响，老年抚养系数虽然为负，但不是很显著。为进一步考察这些负向影响是否会随着市场化的不断深入而发生改变，我们在模型中加入市场化程度变量和人口年龄结构变量的交乘项，回归结果详见模型(2)。下面，本文以模型(2)为研究对象分析讨论各变量回归系数的含义。1．少儿抚养系数(YD)。根据模型(2)的回归结果，少儿抚养系数的回归系数依然显著为负，即少儿抚养系数下降1个百分点将导致居民消费率增加0．27个百分点。这一结论不仅与本文的理论推导相反，而且与传统的LCH不一致。但就中国的实际情况而言，这二者呈负相关关系是完全有可能的。随着经济社会的不断发展，人们逐渐意识到教育对子女的重要性，父母大多希望自己的小孩通过知识积累考上大学并获得一份稳定的工作。随着计划生育政策的继续实施，每个家庭的小孩数量有所减少，因此父母开始重视小孩的“质量”。加之高校扩招导致学历严重贬值，小孩也需要获得更高的学历才能找到较好的工作，这也无形中加大了小孩人力资本的投入。在这一背景下，父母倾向于减少家庭其他方面的开支，而进一步增加子女的教育支出，如果这部分增加的教育支出超过了因孩子数量减少及其他方面支出减少而增加的储蓄，则少儿抚养系数的下降就会增加居民的消费需求。因此，本文的回归结果基本上符合当前的国情。值得注意的是，在1998－2010年期间，中国少儿抚养系数实际上是呈下降趋势，即从1998年的38%下降至2010年的22．3%。这一现象说明少儿抚养系数的变动可能不是居民消费不足的真正原因。2．老年抚养系数(OD)。在模型(2)中，老年抚养系数的回归系数依然为负，但显著得到改善，具体而言，老年抚养系数上升1个百分点会导致居民消费率减少1．26个百分点。就目前中国而言，社会保障体系尚未完善，“家庭养老”现象在大部分地区依然存在，老年人的生活及医疗等多方面的需求仍然主要依靠子女来满足。不过，随着医疗等费用的增加以及子女数量的减少，“家庭养老”的风险变得越来越大。因此，家庭倾向于将部分收入储存起来，所以当前消费会减少。由于在样本区间内，老年抚养系数是不断增加的，从1998年的9．9%增加至2010的11．9%，所以它是导致居民增加储蓄减少当期消费的重要原因之一。3．市场化程度(MAR)。首先，根据模型(2)，市场化程度的回归系数显著为正，说明市场化程度的提高会促进居民的消费需求。市场化程度越高在一定程度上意味着社会保障体系越完善，因此人们愿意而且敢于消费。在高度发达的市场经济国家，人们不仅很少储蓄，而且经常超前消费，因此消费率非常高。可以预见，随着社会主义市场经济的不断完善，人们的消费欲望会逐渐增强，因而消费需求会随之增加。其次，市场化程度与少儿抚养系数的交乘项显著为正，说明少儿抚养系数对消费率的负向影响会随着市场化进程而不断减少。LCH认为少儿抚养系数与消费率呈正相关关系，这主要是因为LCH是基于发达市场经济国家的数据得出的结论，而本文使用的数据则来自市场经济不发达的中国。随着中国社会主义市场经济的不断完善，市场化程度必将提高，因此少儿抚养系数对消费率的负向影响会逐渐减少，最终由负变为正，换句话说，当市场经济发展到一定程度后，本文的实证结论将与LCH达成一致。最后，市场化程度变量与老年抚养系数的交乘项也显著为正，这说明老年抚养系数对消费率的负向影响也会随着市场化进程而不断减少，即当市场经济发展到一定程度后，该负向影响最终会变为正向影响，从而与LCH达成一致。值得注意的是，在样本区间内，老年抚养系数从1998年的9．9%上升到2010年的11．9%，因而老年抚养系数上升导致居民消费率下降2．17个百分点⑩。而在该样本区间内，中国居民消费率的实际下降为13．3个百分点，即老年抚养系数的上升可解释居民消费率下降幅度的16.3%。因此，本文认为老年人口比例的上升可能是现阶段中国居民消费不足的重要原因之一。4．其他控制变量。本文发现，滞后一期的消费率、实际收入增长率、收入差距以及市场化程度对居民消费率有显著影响，但其他控制变量，如居民实际收入的对数、实际利率、通货膨胀率以及受教育程度等都对居民消费需求没有显著影响。
(二)分地区讨论中国各经济区域市场经济发展程度不尽相同，那么人口年龄结构变动对居民消费率的影响是否存在地区性差异呢?为了回答这一问题，本文将样本分成东、中、西三个子样本重新回归模型。回归结果详见表2中的模型(3)－(5)。首先，就东部而言，少儿抚养系数对居民消费需求有显著的正向影响。东部沿海地区市场化程度较高，与其相配套的社会福利保障体系也更为完善，这些省份的居民不需要过度储蓄以防未来之需。不过，东部地区的老年抚养系数对居民消费需求依然有显著的负向影响。正如前面分析的那样，老年抚养系数对消费率的负向影响将长期存在，即使是东部沿海地区也不例外。其次，就中西部而言，少儿和老年抚养系数都显著为负。中西部的市场化程度相对较低，各种配套的社会福利体系还需进一步完善，在这种情况下，抚养小孩及老人的成本还主要由家庭内部承担。因此，当家庭中小孩或老人的数量增加时，家庭倾向于减少当期消费以备不时之需。再次，市场化程度的回归系数在三个地区都显著为正，不过中部样本的该系数最大，西部次之，而东部最小。东部地区市场经济已较为发达，市场化程度上升空间较小，因而其对消费率的影响也较小。而西部地区市场经济才刚刚起步，上升空间虽然很大，但由于缺乏与之相配套的基础设施，市场经济发展相对缓慢，因而市场化程度对居民消费需求的影响也较小。中部作为促进中国经济增长的重要一环，其市场化已达到一定程度，与之相配套的各种社会福利保障也在逐步完善，因而市场化程度对消费率的影响最大。最后，在模型(3)－(5)中，市场化程度与抚养系数的交乘项基本上都显著为正。就中西部而言，随着市场化的不断深入，人口年龄结构对居民消费率的负向影响将逐渐减小，最终由负变为正。就东部而言，少儿抚养系数对居民消费需求的促进影响会随着市场化程度的不断完善而不断加强。
五、结论及政策建议
(一)相关结论本文使用1998－2010年中国省级面板数据，实证考察了人口年龄结构变动对居民消费需求的影响。实证结果发现，少儿抚养系数对居民消费需求有显著负向影响，虽然这一结论与传统的LCH不一致，但却与现阶段中国的实际情况很吻合。在加入市场化程度与人口年龄结构变量的交乘项后，由于该交乘项的系数显著为正，说明随着市场化改革的不断深入，少儿抚养系数对消费需求的负向影响会逐渐减少，最终会转变为正向影响。随后的分地区讨论进一步证实了该结论。老年抚养系数对居民消费需求的影响也显著为负，由于老年抚养系数与市场化程度变量的交乘项显著为正，说明老年抚养系数对消费率的负向影响也会随着市场化进程而不断减少，最终与LCH达成一致。值得注意的是，在样本区间内，老年抚养系数的增加可以解释居民消费率实际下降幅度的16.3%。因此，老年人口比例的上升可能是现阶段中国居民消费不足的重要原因之一。
(二)政策建议改革开放特别是进入21世纪以来，中国人口年龄结构发生了巨大的变化。一方面，由于计划生育政策还未完全放开，加之小孩抚养成本上涨幅度较大，少儿抚养系数正逐年降低，截至2012年底，少儿抚养系数已降至22.2%。另一方面，老龄化趋势逐渐凸显。据《中国老龄事业发展报告(2013)》统计，截止到2012年底，中国老年人口数量已达1．94亿，占全国总人口的14．3%。这两方面的变化表明中国正逐渐进入老龄化社会。因此，中国政府应该将经济增长和社会保障体制改革结合起来，促进消费增长，并对经济增长形成新的拉动。基于此，本文提出如下政策建议:第一，市场化程度的不断提高不仅可以直接促进居民消费的需求，而且还会间接改变人口年龄结构对居民消费率的影响。因此，继续深化市场化改革是解决内需不足，促进消费的有效途径之一。具体而言，各级政府应继续深化市场化改革，不断完善各种社会保障体系，真正做到“学有所教、病有所医、老有所养”，使人们敢于并且愿意消费，从而刺激社会消费需求，解决内需不足等问题。第二，过高的抚养成本使得每个家庭需要拿出较大部分收入用于小孩的教育医疗等方面，虽然整体消费率有所上升，但高额的抚养成本挤占了家庭其他方面的消费需求。虽然中国目前大部分地区已实行了九年义务教育，但是大学及以上阶段的学费仍然较高。因此，政府相关部门也应该规范高等教育阶段学校的收费行为，建立起公平合理的收费制度，把教育成本控制在广大家庭特别是农民家庭能够承受的范围之内。第三，随着医疗条件的提高以及社会保障体系的不断完善，中国老年抚养系数将继续上升。为降低家庭养老的风险，各级政府应不断完善医疗保险体系，继续扩大新型社会养老保险的覆盖范围，切实减轻家庭养老负担。此外，政府还应该逐步消除城乡医疗服务的差别以及养老保险制度中的不公平现象，在此基础上进一步完善新型农村合作医疗制度。
消费需求论文篇8
Abstract： The supply and demand of cultural products in Shaanxi Province is imbalanced. Based on the analysis of the current consumption of cultural products， the price elasticity of consumer demand of the cultural products is analyzed by SPSS software and ELES model. It is concluded that： the cultural industry in Shaanxi province has a surplus of production capacity， the self price elasticity of cultural product consumption is not sensitive， improve the income level can promote cultural consumption and Shaanxi Province should change the concept of residents' consumption to raise the will of cultural consumption.
关键词： 文化产品；消费需求；价格弹性；产能过剩
Key words： cultural artifact；consumer demand；price elasticity；excess production capacity
中图分类号：G647 文献标识码：A 文章编号：1006-4311（2016）31-0061-03
1 研究背景与文献综述
“文化产品成为现代国民财富的重要内容。在当代，文化产品是一种珍贵的经济资源，大力创造和充分发掘文化资源，将它合并、嫁接于生产，能有力地促进经济增长和财富增殖。”[1]《陕西省国民经济和社会发展第十三个五年规划纲要》中指出“要壮大文化产业规模。支持骨干文化企业做强做大，鼓励和引导民营文化企业健康快速发展”、“文化产业增加值年均增长25%以上”。陕西如何充分利用丰厚的文化资源，抓住丝绸之路起点省份的良好机遇，培育一批具有核心竞争力的文化产品和文化品牌，形成全方位、多层次、宽领域的对外文化交流新格局是当前新常态下需要考虑的问题。大力发展文化产业有利于推进供给侧结构性调整，化解产能过剩危机，同时将文化产业与科学技术相融合，实施互联网+多媒体计划，推动传统媒体和新兴媒体深度融合，对于陕西省企业走出去，促进陕西省经济发展具有重要的现实意义。
从文化产品价格来看，秦霖等分析了文化产品的价值实现与价格形成，认为文化产品价值实现程度的高低取决于文化产品使用者的需求程度，而成本和效用共同决定了文化产品的价格区间。[2]岳红纪等对文化产品的特征、价值属性和估价原则进行了深入分析。[3]王志标则分析了影响文化产品价格的因素，认为生产所花费的时间、历史沉积时间、奇巧性、偏好与时尚等因素具有重要作用。从文化产品的消费需求来看。[4]刘诗白认为，文化品的满足人民群众精神需要的性质和程度，以及文化品拥有的满足购买者需要的有用性和使用价值，决定于产品反映现实生活的紧密度和深度。[1]左鹏研究发现随着年龄、教育层次的不同以及消费者处于不同的生命周期，文化消费需求对价格变动的敏感程度是明显不同的，同时，与文化产品消费相关联的专业技能教育的高低也是影响文化产品价格的一个显著因素。韩冲在分析了杭州居民文化消费的基础上，从宏观视角探究影响文化消费的因素并得出相应结论。[5]刘晓红运用扩展线性支出系统模型对江苏省农村居民文化消费需求自价格弹性和互价格弹性分别进行了测算。结论表明：居民文化消费受自身价格影响最大；食品价格对文化消费影响明显。[6]本文将对陕西省居民文化消费现状进行总体分析，并在此基础上运用ELES模型分析文化产品需求的价格弹性以及收入弹性，为陕西省文化产业发展建言献策。根据对文化产品概念的界定和数据的可得性，文中的文化产品包含教育文化娱乐。
2 陕西省居民文化产品消费的现状
文化部的《中国文化消费指数2013》显示，我国文化消费的潜在规模为4.7万亿元，而实际消费仅为1万亿元，存在超过3万亿元的消费缺口。在发达国家，教育文化娱乐消费一般占居民总消费的20%～30%，而我国2014年的数据仅为10.6%。进一步提高文化消费支出比重，及时化解过剩产能，成为文化产业发展的一项重要内容。
2.1 文化产业消费支出逐年增加
统计数据显示，2006年陕西省文化产业增加值为97.88亿元，至2011年达到374.86亿元，平均年增长31.8%，陕西省文化产业发展速度已超过以往任何一个时期，远高于同期GDP的增长速度。2012年文化产业增加值达500.4亿元，占GDP总量的3.46%。2013年文化产业增加值达635亿元，增长率26%，占GDP总量的4%。2014年，全国文化产业增加值为12.1%，而陕西省文化产业增加值达到了150%。较高的产值要求文化产品消费相应增加。陕西省居民家庭文化产品消费逐年增长，从2000年的365.5元到2014年的1500.4元，近15年间增长了4倍多。且增幅较为平稳。多数年份增加值在10%以上，但2014年仅增长了4.33%。说明陕西省文化产业供给大于需求，存在产能过剩现象。图1是陕西省居民家庭人均教育文化娱乐消费支出。
2.2 文化消费占消费总支出比重整体呈下降趋势
从消费支出占人均可支配收入和文化支出占消费支出的比重来看，陕西省消费支出占人均可支配收入比重较高，达到70%～80%。文化消费占比在10%～20%，且基本呈现整体下降趋势。造成文化消费支出占消费总支出比重下降的原因较多，如陕西省文化产业竞争力不强，高价格无补助的局面造成消费不足，经济发展速度较高造成的价值观危机等等。但从2014年陕西省居民家庭消费型支出构成中可以看到，我省文化消费支出占消费性支出比重达到了13%。而全国仅有11%。一方面与我省文化资源丰富密不可分，另一方面，说明陕西省居民对文化产品消费的重视。见表1和图2。
3 文化产品消费需求的价格弹性分析
3.1 扩展线性支出模型介绍
3.2 回归分析结果
运用《陕西统计年鉴2015》中的数据，以陕西省农村居民家庭为例，模型采用扩展线性支出系统模型。运用最小二乘法，分析其文化产品消费需求的价格弹性，得到了数据见表2。
从表2中可以看到，各项可决系数都在90%以上，说明模型拟合程度较高，收入水平与消费支出存在高度线性相关关系，同时计算出来的piri表示各项消费支出的基本需求。继而根据公式计算自价格弹性和互价格弹性。见表3。
3.3 结论分析
3.3.1 自价格弹性分析
陕西省农村居民各项消费需求的自价格弹性均为负值，说明了价格和需求量变动之间的负相关关系，对于文化产品来说，需求的自价格弹性为-0.27，说明价格每上升一个单位，需求下降27个单位，表明需求对价格的变动较敏感，但与其他消费品的自价格弹性相比较，可以看到文化产品需求的价格弹性较低，分析其原因一方面与文化产品的特性有关，由于文化消费不同于其他一般性的物质消费，属于精神层面的消费，因此很可能较多的受到如生活水平、居民收入、文化层次以及消费观念和个人偏好的影响。因此文化产品需求对价格的变动不如其他商品那么敏感。另一方面与本文中对文化产品的界定有关，在文化产品包含了教育的情况下，理解其价格弹性较低就比较容易了。陕西省是教育大省，省内高校众多且居民家庭都十分重视教育，对教育的支出已类似于对生活必需品的支出，对教育的消费、投资占比较大。
3.3.2 互价格弹性分析
互价格弹性的分析包括了两个方面，一是其他消费品对文化产品的互价格弹性，即其他消费品价格变动对文化产品需求量的影响。二是文化产品对其他消费品的互价格弹性，即文化产品价格变动对其他消费品需求的影响。考查其他消费品对文化产品的互价格弹性，可以看到食品、烟酒对文化产品的互价格弹性最大，其次是居住、医疗保健，说明当这些消费品价格上涨时，文化产品的消费需求增加较快，替代作用较为明显。尤其是食品烟酒其互价格弹性达到了6.2%，而文化产品对其他消费品的互价格弹性中，文化产品价格变动对生活用品及服务的影响最大，达到了5.44%，其次是交通通信，说明当文化产品价格上涨时，人们从文化产品中减少的消费更多的会用于生活用品及服务。
3.3.3 收入价格弹性分析
收入价格弹性从概念上指的是收入每变动1%，需求量变动的比例。从计算分析的结果来看，文化产品的收入价格弹性即β为3.3%，意味着收入每增长1%，文化消费需求增长3.3%。因此，要提高文化消费需求，促进家庭收入增加也是必要的条件。
4 总结
通过分析陕西省居民家庭文化产品消费需求得出以下结论：①从陕西省现状来看，2014年陕西省文化产业增加值达到了150%，而全国仅为12.1%。对文化产业的固定资产投资也较全国增长幅度大，2014年陕西省文化产业固定资产增幅50%以上，而全国仅为21%。文化产品供给较大，政府投资较多，但供给大于需求，存在产能过剩。②陕西省居民文化产品消费受自身价格因素影响不大，由于文化消费不同于其他一般性的物质消费，属于精神层面的消费，因此很可能较多的受到如生活水平、居民收入、文化层次以及消费观念和个人偏好的影响。③增加居民收入水平提高文化产品消费需求。推进工资性收入、经营净收入、财产性收入、转移性收入稳步提高，最终增加实现居民收入增长。④转变居民消费观念，提高文化消费的意愿。[7]一方面文化消费需求受居民文化素质影响较大，因此通过学校教育、家庭教育和社会教育，鼓励居民增加文化消费。另一方面，形成全社会文化消费的良好氛围，加大对文化产品的宣传，增强居民消费意愿。
参考文献：
[1]刘诗白.论现代文化生产[J].经济学家，2005，01.
[2]秦霖，邱蔻华.文化产品价格形成机制探析[J].经济与管理研究，2005，12.
[3]岳红记，何炼成，刘吉发.试论文化产品的价值与价格[J].经济师，2007，04.
[4]王志标.影响文化产品价格的因素[J].中南财经政法大学学报，2008，05.
[5]韩冲.杭州居民文化消费现状及宏观影响因素分析[D].浙江工商大学，2013，12.
[6]刘晓红.江苏农村居民文化消费需求价格弹性分析[J].价格月刊，2013，04.