序論：寫作是一種深度的自我表達。它要求我們深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隱藏在內心深處的真相，好投稿為您帶來了七篇消費支出論文范文，愿它們成為您寫作過程中的靈感催化劑，助力您的創作。

篇(1)

論文關鍵詞：非基本生活消費，ELES模型，貢獻率，自適應預期模型

 

問題的提出[①]

消費是經濟發展的動力，是拉動經濟增長的三駕馬車之一。2008年按支出法計算，河南省國民生產總值18473.14億元，居全國第五位，最終消費支出為7759.33億元項目管理論文，占國民生產總值的42.0%（最終消費率），低于全國最終消費率平均水平6.6個百分點，居全國第25位。2007年河南省政府消費支出2011.27億元，占國民生產總值的13.4%（政府消費率），居民消費支出4820.00億元，占國民生產總值的32.1%（居民消費

圖1 河南省消費不足的邏輯推理

率），按照著名發展經濟學家H.錢納里等實證研究，政府消費率一般維持在11.9%―15.0%之間，河南省政府消費率符合H.錢納里的標準結構（箭頭 1），但是居民消費率卻遠低于標準結構中的居民消費率大于60%的水平論文服務。在居民消費支出中，河南省城鎮居民消費支出為8837.46元項目管理論文，占城鎮居民收入的66.793%，低于全國平均水平4.5個百分點，居全國倒數第5位。據初步統計2009年河南省城鎮居民家庭恩格爾系數為34.2%，依據聯合國糧農組織提出的恩格爾系數標準，河南省城鎮居民生活水平自1996年已進入小康層次，消費方式已經開始由生存型向享受發展型轉變，基生活消費已經基本穩定且彈性較低（箭頭2），所以非基本生活消費低是才是問題的根源（如圖1）。

一、基于非基本生活消費模型分析

1、非基本生活消費的概念及界定

生活消費按滿足人們需要的順序，可分為基本生活消費和非基本生活消費，基本生活消費是維持勞動力再生產所必須的、最低限度的消費。非基本生活消費則是基本生活消費的對稱，是超出維持勞動力再生產所必需的消費。一般而言項目管理論文，人們只有在滿足了基本生活消費的條件下，才有可能發展非基本生活消費。本文參考了《消費經濟學大辭典》的合理詞義解釋部分，并對非基本生活消費做了一定的延伸和補充論文服務。非基本生活消費是指在滿足人們維持和延續其生命的基本生活消費的前提下，用于滿足自身發展和發揮其體力、智力以及為使生活舒適的物質消費、精神消費和勞務消費的總稱。生活消費支出、基本消費支出、非基本生活消費支出分別用CE(consumption expenditures)、BLC(basic living consumption)、NBLC(non-basic living consumption)表示。

2、擴展線性支出系統（ELES）下非基本生活消費的模型構建

假定某一時期人們對各種商品(服務)的需求量取決于人們的收入，而且人們對各種商品的需求分為基本需求和超過基本需求之外的需求兩部分，居民在基本需求得到滿足之后才將剩余收入按照某種邊際消費傾向安排各種非基本消費支出。非基本生活消費的ELES模型需求函數[②]：

參數是邊際消費傾向，滿足：0<βi<1，<1

對模型的進行變形：

令V=；a=；b=

對方程式進行回歸可得a*和b*，進一步可求出：

3、非基本生活消費的計量分析

模型采用1993―2008按收入水平分組的河南省城鎮居民消費支出的截面數據，為了修正和避免數據出現異方差，本文采用了加權最小二乘估計（WLS）法對方程參數進行回歸估計項目管理論文，權重W=resid^(-2)。顯著水平選取為0.05。t(d)是β*i的t觀測值，R2為方程的可決系數論文服務。

通過EVIEWS軟件進行WLS回歸結果如下[③]：

2008年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=598.6320 R2=1.000000 D-W=2.276046 F=358360.2

2007年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=31.44564 R2=0.999890 D-W=2.310967 F=988.8286

2006年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=59.77045 R2=1.000000D-W=1.776125 F=3572.506

2005年河南省城鎮居民消費ELES模型的回歸估計參數

tβ=2019.675R2=1.000000 D-W=1.427389 F=4079087.

2004年河南省城鎮居民消費ELES模型的回歸估計參數

tβ=239.4272R2=1.000000D-W=1.674908 F=57325.39

2003年河南省城鎮居民消費ELES模型的回歸估計參數

tβ=128.6925R2=0.999795D-W=1.609279 F=16561.75

2002年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=180.7875R2=0.999991D-W=1.718861 F=32684.13

2001年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=175.2843R2=0.999999D-W=1.181300 F=30724.59

2000年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=30.37496R2=0.999990D-W=1.323353 F=922.6385

1999年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=445.2760 R2=1.000000 D-W=2.680368 F=198270.7

1998年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=133.6603R2=0.999997D-W=1.623019 F=17865.07

1997年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=341.95878R2=0.999954D-W=1.505179 F=1760.539

1996年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=99.82376R2=0.999999 D-W=1.794003 F=9964.783

1995年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=1196.196R2=1.000000D-W=1.504203 F=1430885.

1994年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=3144.5403R2=0.999990D-W=2.396234 F=20891.89

1993年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=42.16312R2=0.999993D-W=2.142866 F=1777.729

1992年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=202.8902R2=0.999990 D-W=1.223436 F=41164.42

匯總回歸方程估計結果，通過Excel軟件處理結果如下：

表1 1993-2008年河南省城鎮居民基本消費和非基本消費支出情況單位：元

 

類別

年份

CE

a*

b*（β*i）

BLCi(BLC)

NBLC

2008

8837.46

1475.782

0.562177

3370.727

5466.733

2007

7826.72

1268.192

0.593939

3123.156

4703.564

2006

6685.18

1603.482

0.511453

3282.145

3403.035

2005

6038.02

1209.152

0.541007

2634.358

3403.662

2004

5294.19

1197.215

0.522404

2506.753

2787.437

2003

4941.60

955.1838

0.562634

2183.946

2757.654

2002

4504.68

1417.536

0.480717

2729.795

1774.885

2001

4110.17

676.3441

0.651922

1943.082

2167.088

2000

3830.71

814.1469

0.633153

2219.309

1611.401

1999

3497.53

745.6160

0.607170

1898.063

1599.467

1998

3415.65

882.5848

0.605248

2235.796

1179.854

1997

3378.02

590.5870

0.681768

1855.838

1522.182

1996

3009.35

596.1219

0.635379

1634.908

1374.442

1995

2673.95

622.2854

0.615177

1617.069

1056.881

1994

2155.15

359.2111

0.684511

1138.585

1016.565

1993

1609.26

393.4778

0.608181

1004.234

605.0264

1992

1342.58

260.5322

0.674353

篇(2)

【關鍵詞】體育消費體育人口曲靖教師人群

消費是人類社會、經濟活動的重要行為和過程。而當今的消費已經不是局限在為需要而消費了，已經發展成為一種時尚，或者說成為一種流行的社會活動。而體育消費作為體育經濟系統和推動體育產業發展的重要因素，是群眾體育發展的重要標志。[1]

體育消費是指人們用于體育活動及相關方面的消費（體育消費主要包括用于購買體育服裝以及運動器材，購買體育期刊、書報等實物型支出，用于觀看各種體育比賽、表演、展覽等所進行的觀賞型的消費以及用于參加各種各樣的體育活動、健身訓練、體育健康醫療等參與型消費）。

體育消費是現代生活消費的一部分，是指人們在體育活動方面的個人勞務消費支出。一定的體育消費支出，是人們參與體育消費活動的前提，也是體育運動得以存在和發展的基礎和保證，還是體育市場和體育產業得以發展壯大的社會基礎。[2]

1研究對象與方法

1.1研究對象

曲靖市城區部分學校的在職教師體育人口為研究對象

1.2研究方法

1.2.1文獻資料法

根據本論文研究的需要，進行資料收集，查閱有關體育消費的碩士論文和期刊論文。

1.2.2問卷調查法

對曲靖市城區教師人群中的體育人口發放問卷48份，收回46份，回收率96﹪。

1.2.3數理統計法

運用excel對有效問卷的數據進行輸入、統計、分析。

2結果與分析

2.4影響曲靖市城區教師人群體育人口體育消費的原因分析

1.余暇時間：在46位教師體育人口中認為余暇時間非常少和比較少的教師，占總人數的43.5﹪，接近半數。余暇時間是否充分，直接影響教師參與體育活動的頻率，體育活動時間少將導致參加體育消費方面的時間減少，對各種體育消費的需求量也就下降。

篇(3)

近日，杭州市教育科學研究所出版的中小學生“輕負高質”的調查報告中對孩子們的學習狀況作了量化：對照成人的工作時間，小學生的學習相當于每天“工作”9小時以上，初中生每天“工作”11小時，高中生每天“工作”12.5小時；而且他們的工作沒有任何報酣，頂著壓力，奮力拼搏。

8成

北京市東城區體育館路小學苗苗科學社的同學們在“多元智能促進學校科技教育特色發展”主題研討會上闡述了他們一年來對飲料危害的調查報告。調查顯示，8成學生只喝飲料，不喝學校的白開水。據了解，該社成立于2009年，下設“環保與科學”、“生活與科學”、“知識與科學”、“習慣與科學”四個工作站。

103所

2012年12月24日，“百所高校繼續教育數字化學習資源開放儀式”在國家會議中心舉行。首批簽約的北大、清華等103所高校免費向社會提供數字化學習資源。其中既包括專業性課程資源，也有大眾化學習資源。

44％

從目前的《中國家庭教育消費報告》中發現，被調查家庭每月用于教育消費支出的平均金額為1370元，占家庭總支出的44％。從用于孩子消費支出額上來看，從小學到大學階段，隨著教育階段的提升，消費支出額度也隨之增加，大學階段消費支出額度最高。從教育消費支出比例上來看，隨著教育階段的提升，教育消費支出所占比例也隨之增加，尤其在高中階段，教育支出比例增幅最為明顯。

聲音

學在民間，教育因你而改變!

――北京理工大學文學院教授、21世紀教育發展研究院院長楊東平認為，“虎媽狼爸”的教育，綠領巾、紅校服等“色彩繽紛”的教育，令舉國震驚的校車悲劇，是2011年刻畫出強烈年代特征的重大事態。但身邊越來越多自下而上的、局部的、個體的、非制度化、非主流模式的自主創新正在出現，故倡導每一個力量應更加積極地行動起來。

正確的分配應該是爺爺和奶奶一間，爸爸和媽媽一間，平平自己一間。如果家里房間不夠，平平也應該和爸媽一間。

――人教版小學課文《平平搭積木》中的房間分配方案是：爺爺和他的書一問，奶奶和平平一間，爸爸和媽媽一問。家長認為描述有導向錯誤，不符合現代倫理。

盛怒發微博等于在信息高速公路上酒駕。

――清華大學建筑學院副院長、清華城市規劃設計研究院院長尹稚1月2日下午開始在微博上炮轟清華大學校長顧秉林。認為顧秉林涉嫌貪賄行為，并與一個叫“波士頓設計院”的機構有不正當合作關系。但一天以后，尹稚又發微博稱，一天前的“大義舉報”不過是一席“酒話”。

在量子物理這個領域，智力沒有太大的差別，成功與否就看耐心。有耐心就不怕失敗，失敗可以再來一次，至少在這個過程中我是愉快的。

――2011年當選中科院最年輕院士的潘建偉認為成功＝興趣+耐心+幸運。他曾為一實驗耗費4年，研究成果至今仍是其科學領域被引用次數最多的實驗論文。

篇(4)

1.生產總值構成變動分析。最終消費、資本形成總額、貨物和服務凈出口是經濟增長的拉動力，同時是計算支出法生產總值的三要素,其中最終消費一直在我國生產總值中所占比重最大，在經濟增長中貢獻率最大。1978年甘肅省生產總值為64.73億元， 2007年為2702.40億元;消費率1978年為66.62％，2007年為59.78％,說明最終消費是拉動經濟增長的最重要動力，因此實證分析甘肅省居民消費變動及其對經濟影響作用有一定實際意義。

2．最終消費情況分析。最終消費由居民消費和政府消費兩部分組成，甘肅省最終消費支出1978年為43.12億元，2007年為1615.37億元。根據《甘肅統計年鑒》數據計算居民消費支出一直占據最終消費支出大部分的比例，穩定在70％以上。

3.甘肅省最終消費對經濟增長貢獻率。消費貢獻率(消費拉動率)通常指在經濟增長率中消費需求拉動所占的份額,計算甘肅省最終消費貢獻率在2002年至2007年間分別為63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最終消費對經濟增長的貢獻率并不穩定，其原因是經濟增長更容易受資本形成總額、貨物和服務凈出口政策要素影響。

二、甘肅省城鄉居民消費結構變動分析

1．農村居民消費支出變動分析。消費結構指各類消費支出在總消費中所占的比例，消費結構能夠反應出居民的生活水平，甘肅農村居民從1993年到1999年將支出主要用于食品消費，說明農村居民生活水平處于貧困和溫飽狀態;從2000年開始消費支出比例小于0.5，生活水平有所提高。醫療、交通通訊、教育、居住是衡量居民生活水平的重要標志，相關數據變動說明甘肅省農村居民消費結構逐漸優化，農村居民生活水平逐步提高。

2.城鎮居民消費支出變動分析。恩格爾系數從1993年的0.51總體上保持下降趨勢，到2007年的0.36，食品消費支出已不在占據消費支出的一半比例。說明城鎮居民的生活水平的提高，城鎮居民生活水平到達小康階段，醫療保健、交通通訊、娛樂文教、居住方面的支出比例都相應有所增加，表明城鎮居民的生活質量逐步提高，消費結構不斷優化。

3.城鄉居民消費結構變動度分析。消費結構變動度，是分析消費結構變化程度的指標，計算公式為：

在1996年～2000年期間，甘肅省農村居民消費結構變動度為9.00％，城鎮居民消費結構變動度為6.26％。在2001年～2006年期間甘肅省農村居民消費結構變動度為2.22％，城鎮居民消費結構變動度為3.27％。

在1996年～2000年期間，城鄉居民消費結構變動非常顯著，其中食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次;2001年～2006年期間，城鄉居民消費結構經過劇烈變動后，明顯趨于緩和變動，居住消費支出對城鎮居民消費結構變動影響最大；醫療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。

三、甘肅省城鄉居民消費函數分析

本文采用持久收入消費函數。具體模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε

其中Ct為現期消費;Yp和Yz表示持久收入和暫時收入。系數α1和α2分別是持久收入和暫時收入的邊際消費傾向。根據《甘肅年鑒》統計資料，對模型進行回歸擬和，分別得甘肅省城鄉居民消費函數(1）、（2）。

農村居民消費函數Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz （1）

（0.002）（8.237）（2.469）

R2=0.873 D.W.=1.212 F=34.461

城鎮居民消費函數Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz （2）

（1.095）（40.793）（3.908）

R2=0.997 D.W.=1.91F=1878.984

從方程中可看出，農村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消費；每增加1元暫時收入，有1.74元用于消費。既增加了暫時收入，不僅要將暫時收入全部用于消費，同時還要拿出儲蓄來消費。城鎮居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消費；每增加1元暫時收入，有0.87元用于消費。

四、簡要結論

1．經濟增長與城鄉居民的收入和消費之間有直接的影響。經濟增長越快，收入增加越高，消費也會隨著增加。但是，在投資、出口和消費等三要素當中,消費對經濟增長的貢獻率最高，一般都在70%左右,說明拉動消費仍然是甘肅省經濟發展的主要動力。

2.隨著經濟的增長、收入提高，居民生活水平提高，消費結構出現重要變動傾向。在城鄉居民的消費結構變動當中，食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次，特別是自從2001年以來，城鄉居民的消費結構劇烈變動，居住消費支出對城鎮居民消費結構變動影響最大。另外，醫療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。

3.為了鞏固消費對經濟發展的貢獻率，我們建議：一是加快發展城鄉經濟，保證固定資產的投資速度，使投資增長不要出現大起大落;二是進一步開發農民能夠穩定增加收入的就業渠道和途徑，如非農產業收入、轉移性就業收入、農業產業化收入等；三是對于城市居民來講，要把創造更多的就業崗位和機會作為重點，用擴大就業保證收入，用收入增加保證消費；四是對于城鄉居民的消費結構進行一定的引導，努力改善城鄉居民住房、醫療、教育、保障等關鍵性問題。

參考文獻：

[1]彭勁松:重慶市經濟增長中消費與投資貢獻度分析[J].重慶大學學報（社會科學版），2004，（4）；7～10

篇(5)

論文關鍵詞：關,鍵,詞,農村居民,消費結構,居民收入

重慶直轄以后經濟得到了快速發展，居民生活水平不斷提高，但同時農村居民消費增長緩慢導致城鄉消費差距不斷擴大，居民消費對經濟增長的拉動力明顯減弱。由于農村人口占全市較大比重，挖掘農村居民消費潛力，開拓農村市場，促進農村居民消費和結構升級，將極大地帶動重慶經濟增長。

一、重慶農村居民消費現狀及特點

西部大開發和鼓勵農業政策促進了重慶農村經濟的發展，生產規模和生產效率有了明顯提高，農村居民收入不斷增長，消費水平也逐漸上升。1998-2008年農村居民消費總額從333.41億元增至581.91億元，提高74.53%；人均生活消費從1417.08元上升至2008年的2884.92元，年平均增長7.37%，剔除物價上漲因素實際增長5.8%。但與重慶城鎮居民相比，農村消費水平明顯滯后，在消費層次上相差兩個等級。2008年重慶農村人口占全市總人口的73.8%，而消費總額卻只占居民總消費的20.9%，農村消費明顯乏力。

（一）農村居民消費水平偏低，增長緩慢

重慶農村居民人均消費支出不僅遠遠低于重慶城鎮居民，也低于全國農村人均水平（見表1）。重慶農村與全國農村人均之比從1997年的1.26:1下降至2008年的0.79:1（全國人均為1）；與重慶城鎮人均之比從1997年的0.29:1進一步下降為2008年的0.24:1（城鎮人均為1），農村人均消費還不及城鎮的1/4，而這種顯著落后的差距還有逐漸擴大的趨勢。就是與西部省份相比，2008年重慶農村居民人均消費居四川、云南、陜西、青海和寧夏五省之后，也處于較落后水平。

表1居民人均消費支出單位：元

年份

全國農村居民

重慶城鎮居民

重慶農村居民

1998

1128.16

4894.54

1417.08

1999

1144.61

5352.44

1388.64

2000

1284.74

5475.17

1395.53

2001

1364.08

5765.07

1475.16

2002

1541.83

6360.2

1497.72

2003

1656.32

7118.06

1583.31

2004

1842.75

7973.05

1853.94

2005

2231.14

8623.29

2142.12

2006

2533.91

9398.69

2205.21

2007

2970.65

9890.31

2526.7

2008

3660.68

篇(6)

摘 要 為了說明我國武漢市居民家庭收支結構對全民健身的影響，本文采用《武漢市統計年鑒2010》和十一運會上武漢代表隊所取得的成績及積分進行建模。

關鍵詞 收支結構 全民健身 相關分析 回歸分析

一、前言

本文選取是以武漢代表隊在十一運會上的積分，并將其與武漢地區城鎮居民收入、消費指標進行相關分析和建模。分析城鎮居民收支結構對十一運會積分的影響，從而也可以得知城鎮居民收支結構對群眾體育的影響，并提出相應的解決對策，發展群眾體育。

二、研究對象和方法

（一）研究對象：本文以《武漢市統計年鑒2010》上武漢城鎮居民的收入狀況指標、支出狀況指標；十一運會各個武漢代表隊的積分（以下簡稱十一運會積分）為研究對象，共計13項指標。

（二）研究方法：1.文獻資料法。查閱大量經濟與群眾體育方面的資料，獲得了大量重要信息，使本論文有充足的資料保障。并從《武漢市統計年鑒2010》、《中國體育年鑒》以及各網站上獲取各主要指標的官方統計數據。2.數理統計法。本文對所獲取的數據資料均采用SPSS12.0統計軟件包對數據進行自動處理。

三、結果與分析

（一）相關分析

為了找出城鎮居民收支結構方面各個指標與十一運會積分的關系，了解他們之間的相關性，運用SPSS12.0統計軟件包對居民收入結構與十一運會積分進行相關分析，得出相關系數矩陣，如表1。

1.城鎮居民純收入與十一運會積分。根據統計年鑒上定義：城鎮居民純收入由工資性收入、家庭經營性收入、財產性收入和轉移性收入構成。由表我們可以看出，全國31個省市十一運會積分與當地的工資性收入（r=0.659，p=0.000）、家庭經營性收入（r=0.248，p=0.178）、財產性收入（r=0.560，p=0.001）、轉移性收入（r=0.485，p=0.006），其中家庭經營性收入與十一運會積分不呈顯著性（p=0.178>0.005）。2010年統計年鑒統計數據顯示：2006―2011年中，轉移性和財產性收入雖然有上升趨勢，但是在居民純收入增加中的作用不明顯。2006年城鎮居民年純收入為2936.40元，但是轉移性和財產性收入卻只有192.15元。主要原因在于居民在二次分配中的收入較低，政府在文化體育、教育、醫療等社會公益事業和社會救助體系等方面投入過低，導致居民轉移性收入低。

2.城鎮居民消費支出與十一運會積分。據調查可知，在城鎮居民的消費支出結構中，所有的消費支出指標均與十一運會積分具有非常顯著的相關性（p

（二）回歸分析

基于以上分析，對我國城鎮居民收支狀況各指標做多元回歸分析得出多元回歸模型，并且對該模型進行t檢驗，t值為0.000，顯著性檢驗值P=0.000

四、結論

（一）通過城鎮居民收支結構與十一運會積分相關分析可以看出：在城鎮居民收入結構中，對十一運會積分影響最大是他們的工資性收入，其次分別是轉移性和財產性收入。由于家庭經營性收入對城鎮居民的純收入貢獻很小，所以他對群眾體育的貢獻也不明顯（p>0.05）；在城鎮居民消費結構中，所有的消費支出與十一運會積分有相關顯著性（p

（二）群眾體育的發展水平除了受經濟發展制約外，還受到政治、文化、民族傳統等方面的影響，尤其是在經濟相對落后的武漢地區。但是歸根結底還是受城鎮居民經濟發展水平的影響。因此，經濟的發展是影響競技體育發展最大的因素。目前我國的競技體育發展兩極分化特別嚴重，主要體現在地區、城鄉等方面。造成這種差別的主要因素就是地區、城鄉間的經濟發展不平衡。

基金項目：武漢市教育局市級課題。項目編號：2010101。

參考文獻：

[1] 李莉，柏慧萍.新城鎮居民建設中城鎮居民體育的制約性及對策的理性思考[J].安徽農業科學.2007.35（22）.

[2] 2005中國統計年鑒[M].北京：國家統計局.2005.

[3] 任麗麗.中國城鎮居民不同年度家庭收入與消費支出關系的實證研究[J].安徽農業科學.2007.35（21）.

[4] 中國群眾體育現狀調查課題組.中國群眾體育現狀調查與研究北京體育大學出版社.2001（7-8）.

篇(7)

關鍵詞：狀態空間模型 流通業 消費 動態影響

隨著國民經濟體制的不斷改革和經濟水平的不斷提高，我國消費市場規模日趨擴大，城鎮和農村的消費經濟都得到了一定發展。消費市場必然涉及商品流通，而流通業作為生產和消費的橋梁和紐帶，無疑是引導消費經濟發展的先導力量。我國各級政府也越來越重視流通業的發展，充分認識到流通業增長對拉動內需的重要作用。“十”明確指出，流通發展能夠實現消費、引導消費和創造消費，要把發展現代流通業作為現階段擴大國內消費市場的一個重要抓手。部分地區以“滿意消費惠萬家”活動貫徹落實“十”精神，不斷推進流通業轉型升級。

學者們采用不同方法實證檢驗流通業增長對消費經濟的影響，如李駿陽、包偉、夏禹鋮（2011）采用偏最小二乘法檢驗了我國流通業對農村居民消費的影響，丁凡凡（2012）則運用協整、因果檢驗、回歸分析等一系列計量方法檢驗了我國流通業發展與居民消費的關系。但縱觀研究發現，大部分學者的研究以流通業對居民消費的影響系數固定為前提，能夠分析流通業對居民消費動態影響的文獻非常罕見。本文實證分析流通業增長對消費經濟的動態影響。同時，考慮到我國二元經濟的發展模式依然存在，故分城鎮和農村兩個層面分別進行探討。

研究方法、變量選取及數據處理

（一）研究方法

為了定量研究流通業增長對消費經濟的動態影響，本文采用Akaike在1976年提出的狀態空間模型進行實證。狀態空間模型屬于動態時域模型，是一類將隱含的時間作為自變量的計量模型，它多用于多變量時間序列的估計和預測。狀態空間模型包括兩個參數方程，分別為量測方程（measurement equation）和狀態方程（state equation）。設yt表示含有k個變量的k維向量，該變量向量與m維的狀態向量αt存在相關性，該狀態空間模型可寫為：

（1）

其中，第一個方程為量測方程，第二個方程為狀態方程，Zt表示k×m階的量測矩陣，Wt表示m×m階的狀態轉移矩陣，dt和ct分別為k×1和m×1向量，Rt表示m×g階矩陣，ut和εt分別為k維和g維的誤差向量，而且兩個誤差向量互不相關。根據狀態空間模型的原理，兩個誤差向量應滿足如下關系：

（2）

其中，Ht和Qt分別為兩個誤差向量ut和εt的協方差矩陣。量測方程和狀態方程等式右邊除誤差向量和狀態向量外的所有矩陣或向量，以及兩個誤差向量的協方差矩陣統稱為非隨機的系統矩陣，這些矩陣的變化趨勢可以預測，因此矩陣也可預先確定。

以式（1）為框架，可以將線性的固定參數模型擴展為可變參數的狀態空間模型，具體形式如下：

yt = xtβt + zt γ+ ut （3）

其中，βt表示隨時間變化而發生變化的變系數向量，反映解釋變量xt對被解釋變量yt影響的動態性，γ為固定參數變量。假設變系數向量βt的變化滿足一階向量自相關過程，即有：

βt = φ βt-1 + εt （4）

式（4）也稱為AR（1）模型。其中，φ為自回歸參數向量的系數，εt為隨機誤差項。根據狀態空間模型的原理，式（3）、式（4）的兩個誤差向量應滿足如下關系：

（5）

對于式（4）而言，由于參數向量βt為不可觀測向量，因此需借助可觀測向量yt 和xt進行估計。具體地，可通過卡爾曼濾波方法進行估計。

（二）變量選取及數據處理

本文采用1996-2011我國城鎮和農村的時間序列數據作為研究樣本，對城鎮和農村兩個層面分別進行實證檢驗。對各變量的選取及數據來源作如下說明：

1.被解釋變量：消費水平。基于數據的可獲得性，本文選取居民人均消費支出水平作為消費水平的指標，其中，以城鎮居民人均消費支出作為城鎮層面的被解釋變量，數據來源于1997-2012年《中國統計年鑒》；以農村居民人均生活消費支出作為農村層面的被解釋變量，數據來源于1997-2012年《中國農村統計年鑒》。

2.解釋變量：流通業發展水平。以往有部分學者僅以社會消費品零售額作為流通業發展水平的指標（冉凈斐，2008），這樣的選擇存在其合理性，因為它是流通經濟規模的總體反映。但是，僅以此作為流通業發展水平來檢驗流通業增長對消費經濟的影響，顯得較為片面，因為社會消費品零售額側重反映商品市場交易方面，而忽視了流通業生產的行為過程。流通業作為一類綜合性生產服務業，其生產者的經濟行為也從一定程度上影響了消費經濟。本文在保留社會消費品零售額這個變量的基礎上，參考李俊陽（2011）等的研究，以C-D生產函數為切入點，引入流通業勞動要素和流通業資本要素兩個變量，分別反映流通業的組織規模和發展環境。其中，農村社會消費品零售額采用縣及縣以下農村消費品零售總額表示，且由于城鎮消費零售規模遠高于農村，故直接采用社會消費品零售額作為城鎮消費品零售額的指標。

在選取流通業勞動要素和資本要素指標時，首先對流通業進行界定。基于數據的可得性，選取批發和零售業、住宿和餐飲業兩大行業綜合作為流通產業體系。城鎮流通業勞動要素采用批發零售和住宿餐飲業城鎮單位就業人數表示，農村流通業勞動要素采用批發零售和住宿餐飲業鄉村就業人數表示，城鎮和農村的相關數據分別來源于歷年《中國統計年鑒》和《中國農村統計年鑒》。需要注意的是，由于2005年之前沒有批發零售業和住宿餐飲業兩大行業的具體數據，而分為批發零售貿易業和餐飲業，本文以這兩大行業的數據之和作為流通業數據。城鎮流通業資本要素采用批發零售和住宿餐飲業城鎮固定資產投資完成額表示，農村流通業勞動要素采用批發零售和住宿餐飲業農村固定資產投資完成額表示，城鎮和農村的相關數據分別來源于歷年《中國統計年鑒》和《中國農村統計年鑒》。

3.控制變量：收入水平。一個地區居民收入水平高低是消費水平高低的重要影響因素，因此本文將其作為控制變量引入。其中，城鎮居民收入水平采用城鎮居民家庭人均可支配收入表示，農村居民收入水平采用農村居民家庭人均純收入表示，數據來自歷年《中國統計年鑒》。

受通貨膨脹的影響，一個地區的名義消費水平往往不能真實反映消費水準，因此有必要根據價格指數對原始數據進行調整。同理，社會消費品零售額、固定資產投資額和居民收入水平也都需要根據相應的價格指數進行調整。城鎮居民消費水平和收入水平均按城市居民消費價格指數進行平減調整，農村居民消費水平和收入水平均按農村居民消費價格指數進行平減，城鎮社會消費品零售額和農村社會消費品零售額分別按城市商品零售價格總指數和農村商品零售價格總指數表示。由于難以具體獲取城鎮和農村固定資產投資價格指數，故對城鎮和農村流通業固定資產投資完成額均按固定資產投資價格指數進行平減。所有價格指數的數據來自1997-2011年《中國統計年鑒》。

流通業增長對消費經濟動態影響的實證分析

（一）城鎮層面

1.模型設定。根據前述狀態空間模型理論，設定本文的計量模型如下：

量測方程：

ln CONt = β ln INCt + α1，t ln SELt +α2，t ln Lt +α3，t ln Kt + ut

狀態方程：

α1，t=α1，t-1+ε1，t

α2，t=α2，t-1 +ε2，t （6）

α3，t=α3，t-1+ε3，t

其中，下標t表示年份，CONt表示t年居民人均消費支出，SELt表示t年社會消費零售額，Lt 表示t年流通業從業人員數，Kt 表示t年流通業固定資產投資完成額，INCt表示t年居民人均收入。β0、β1均為固定參數，α1，t、α2，t、α3，t均為時變參數。ut為量測方程的誤差項，ε1，t、ε2，t、ε3，t分別為三個狀態方程的隨機誤差項。

2.實證結果及分析。城鎮層面相關變量的數據如表1所示。

根據式（6），采用卡爾曼濾波方法對城鎮層面的數據進行實證檢驗，結果如下：

α1，t = α1，t-1，α2，t = α2，t-1，α3，t = α3，t-1 （7）

其中，α1，t、α2，t、α3，t的最終狀態估計值分別為0.033、0.039和0.068。根據狀態空間模型的回歸結果可知，各個變量對城鎮居民消費水平均有顯著的影響，可見該回歸結果是比較穩健的。為了更清晰地分析流通業各個變量對城鎮居民消費水平的動態影響，根據式（7）的回歸結果，給出時變參數α1，t、α2，t、α3，t的變化情況，具體如圖1、圖2、圖3所示。

根據式（7），城鎮居民收入水平的系數為0.885，且在1%的水平顯著，表明城鎮居民人均可支配收入每提高1%，將帶動城鎮居民消費支出提高0.885%，這與以往大量研究得到的城鎮居民收入水平對消費支出水平有顯著正向推動作用的結論非常類似。由圖1可知，1996-2011年城鎮消費零售規模對城鎮居民消費水平的彈性系數存在明顯的波動特征，且這種波動基本表現在1996-2004年期間，2004年以后該彈性系數呈平穩增加，但增幅很小。在1996-1999年期間，我國城鎮消費零售規模對城鎮居民消費水平的彈性系數呈顯著增加趨勢，產生這種現象的原因在于20世紀90年代是我國消費增長的初步加速期，隨著“九五計劃”的不斷推進，國民經濟不斷增長，人民生活水平不斷提高，小康社會不斷發展，尤其是國內市場消費水平明顯提升。而消費市場的崛起為我國流通業的發展提供了強大動力，由于流通業的發展促進國內消費品市場的不斷擴張，因而能進一步推動城鎮居民消費支出的增長。但是，1999-2001年期間，我國城鎮消費零售規模對城鎮居民消費水平的彈性系數呈顯著降低趨勢，原因很可能是1997年亞洲金融危機帶來的滯后性影響阻礙了我國城鎮消費零售的快速增長，進而影響了城鎮消費零售市場擴張對城鎮消費水平的促進作用。在2001-2004年期間，我國城鎮消費零售規模對城鎮居民消費水平的彈性系數呈“N”型波動特征，原因可能是這段期間我國消費零售市場在新一輪改革中不斷調整。2004年以后，我國城鎮消費零售規模對城鎮居民消費水平的彈性系數基本穩定，表明城鎮消費零售市場已不斷成熟，對城鎮消費水平的影響也基本穩定下來。圖4描繪了城鎮消費零售規模對城鎮居民消費水平的貢獻率（貢獻率計算公式為：δ = α1，t×100×（SELt/ SELt-1 - 1），其中，δ為貢獻率，SELt為t期社會消費品零售額，α1，t為城鎮消費零售規模對城鎮居民消費水平的彈性系數），從中可以發現，整個樣本期間城鎮消費零售規模對城鎮居民消費水平的貢獻率與彈性系數的變化趨勢基本保持一致。

由圖2可知，我國城鎮流通業勞動規模對城鎮居民消費支出的彈性系數呈現波動上升趨勢，說明我國城鎮流通業勞動規模對城鎮居民消費水平的影響正婉轉式地提高。但是，從圖4也可以發現，城鎮流通業勞動規模對城鎮居民消費水平的貢獻率并沒有出現類似變化，在2007年以前基本呈零點附近波動趨勢，原因可能在于城鎮流通業從業人員的統計口徑發生變化，從表1的數據也可以看出，1996-2006年從業人員規模不斷縮小。由圖3可知，我國城鎮流通業資本規模對城鎮居民消費支出的彈性系數呈現“兩端平緩中間波動”的趨勢。尤其是在1996-1999年期間，城鎮流通業資本規模對城鎮居民消費支出的彈性系數趨于零，原因可能在于改革開放初期政府對流通業投資重視度不夠，以致流通業投資對象較為單一，投資效率低下。但1999-2005年期間該彈性系數的波動很大，原因可能是政策的調整使得流通業投資不斷提高，但由于流通業自身基礎設施薄弱，發展環境沒有達到理想狀態，致使其投資效率發揮不穩定。

（二）農村層面

根據式（6），采用卡爾曼濾波方法對城鎮層面的數據進行實證檢驗，結果如下：

α1，t = α1，t-1，α2，t = α2，t-1，α3，t = α3，t-1 （8）

其中，α1，t、α2，t、α3，t的最終狀態估計值分別為0.299、0.038和0.059。根據狀態空間模型的回歸結果可知，各個變量對城鎮居民消費水平也均有較顯著的影響。為了更清晰地分析流通業各個變量對農村居民消費水平的動態影響，根據式（8）的回歸結果，給出時變參數α’1，t、α’2，t、α’3，t的變化情況，具體如圖5、圖6、圖7所示。

根據式（8）可知，農村居民人均可支配收入每提高1%，將帶動農村居民消費支出提高0.718%。由圖5可知，農村消費零售規模對農民消費水平的彈性系數存在明顯波動特征，尤其表現在1996-2006年期間，在2006年以后該彈性系數基本趨穩。在1999年和2002年該系數均達到波峰，這與城鎮的情況基本類似。由圖6可知，我國農村流通業勞動規模對農民消費支出的彈性系數呈現“先波動后趨穩”的特征，在2002年和1999年分別達到波峰和波谷。2005年以后，該系數基本穩定，表明農村流通業勞動規模對農民消費支出的影響趨穩。由圖7可知，我國農村流通業資本規模對城鎮居民消費支出的彈性系數呈“U型”變化，且在2007年以后，該系數基本趨穩，表明農村流通業資本規模對農民消費支出的影響也趨于穩定。綜合觀察城鎮和農村該系數的變化特征可知，兩者均于2007年以后趨于平穩，表明我國流通業資本環境改革對消費的促進作用在城鄉基本保持同步。

綜上所述，本文利用狀態空間模型的框架，實證檢驗了我國城鎮和農村流通業增長對消費經濟的動態影響。綜合實證結果得到結論如下：城鎮和農村流通業發展對消費經濟的影響均存在時變特征；城鎮、農村消費零售規模對消費經濟的影響均存在明顯波動，且波動特征類似；城鎮、農村流通業勞動規模對消費經濟的影響存在明顯不同的變化特征，其中城鎮為波動上升趨勢，農村為中間波動兩端持穩；城鎮和農村流通業資本規模對消費經濟的影響雖然存在差異，但基本同時趨于穩定。

參考文獻：

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