消费支出论文精品(七篇)

序论：写作是一种深度的自我表达。它要求我们深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隐藏在内心深处的真相，好投稿为您带来了七篇消费支出论文范文，愿它们成为您写作过程中的灵感催化剂，助力您的创作。

篇(1)

论文关键词：非基本生活消费，ELES模型，贡献率，自适应预期模型

 

问题的提出[①]

消费是经济发展的动力，是拉动经济增长的三驾马车之一。2008年按支出法计算，河南省国民生产总值18473.14亿元，居全国第五位，最终消费支出为7759.33亿元项目管理论文，占国民生产总值的42.0%（最终消费率），低于全国最终消费率平均水平6.6个百分点，居全国第25位。2007年河南省政府消费支出2011.27亿元，占国民生产总值的13.4%（政府消费率），居民消费支出4820.00亿元，占国民生产总值的32.1%（居民消费

图1 河南省消费不足的逻辑推理

率），按照著名发展经济学家H.钱纳里等实证研究，政府消费率一般维持在11.9%―15.0%之间，河南省政府消费率符合H.钱纳里的标准结构（箭头 1），但是居民消费率却远低于标准结构中的居民消费率大于60%的水平论文服务。在居民消费支出中，河南省城镇居民消费支出为8837.46元项目管理论文，占城镇居民收入的66.793%，低于全国平均水平4.5个百分点，居全国倒数第5位。据初步统计2009年河南省城镇居民家庭恩格尔系数为34.2%，依据联合国粮农组织提出的恩格尔系数标准，河南省城镇居民生活水平自1996年已进入小康层次，消费方式已经开始由生存型向享受发展型转变，基生活消费已经基本稳定且弹性较低（箭头2），所以非基本生活消费低是才是问题的根源（如图1）。

一、基于非基本生活消费模型分析

1、非基本生活消费的概念及界定

生活消费按满足人们需要的顺序，可分为基本生活消费和非基本生活消费，基本生活消费是维持劳动力再生产所必须的、最低限度的消费。非基本生活消费则是基本生活消费的对称，是超出维持劳动力再生产所必需的消费。一般而言项目管理论文，人们只有在满足了基本生活消费的条件下，才有可能发展非基本生活消费。本文参考了《消费经济学大辞典》的合理词义解释部分，并对非基本生活消费做了一定的延伸和补充论文服务。非基本生活消费是指在满足人们维持和延续其生命的基本生活消费的前提下，用于满足自身发展和发挥其体力、智力以及为使生活舒适的物质消费、精神消费和劳务消费的总称。生活消费支出、基本消费支出、非基本生活消费支出分别用CE(consumption expenditures)、BLC(basic living consumption)、NBLC(non-basic living consumption)表示。

2、扩展线性支出系统（ELES）下非基本生活消费的模型构建

假定某一时期人们对各种商品(服务)的需求量取决于人们的收入，而且人们对各种商品的需求分为基本需求和超过基本需求之外的需求两部分，居民在基本需求得到满足之后才将剩余收入按照某种边际消费倾向安排各种非基本消费支出。非基本生活消费的ELES模型需求函数[②]：

参数是边际消费倾向，满足：0<βi<1，<1

对模型的进行变形：

令V=；a=；b=

对方程式进行回归可得a*和b*，进一步可求出：

3、非基本生活消费的计量分析

模型采用1993―2008按收入水平分组的河南省城镇居民消费支出的截面数据，为了修正和避免数据出现异方差，本文采用了加权最小二乘估计（WLS）法对方程参数进行回归估计项目管理论文，权重W=resid^(-2)。显著水平选取为0.05。t(d)是β*i的t观测值，R2为方程的可决系数论文服务。

通过EVIEWS软件进行WLS回归结果如下[③]：

2008年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

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

2007年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

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

2006年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

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

2005年河南省城镇居民消费ELES模型的回归估计参数

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

2004年河南省城镇居民消费ELES模型的回归估计参数

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

2003年河南省城镇居民消费ELES模型的回归估计参数

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

2002年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

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

2001年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

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

2000年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

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

1999年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

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

1998年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

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

1997年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

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

1996年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

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

1995年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

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

1994年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

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

1993年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

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

1992年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

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

汇总回归方程估计结果，通过Excel软件处理结果如下：

表1 1993-2008年河南省城镇居民基本消费和非基本消费支出情况单位：元

 

类别

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)

【关键词】体育消费体育人口曲靖教师人群

消费是人类社会、经济活动的重要行为和过程。而当今的消费已经不是局限在为需要而消费了，已经发展成为一种时尚，或者说成为一种流行的社会活动。而体育消费作为体育经济系统和推动体育产业发展的重要因素，是群众体育发展的重要标志。[1]

体育消费是指人们用于体育活动及相关方面的消费（体育消费主要包括用于购买体育服装以及运动器材，购买体育期刊、书报等实物型支出，用于观看各种体育比赛、表演、展览等所进行的观赏型的消费以及用于参加各种各样的体育活动、健身训练、体育健康医疗等参与型消费）。

体育消费是现代生活消费的一部分，是指人们在体育活动方面的个人劳务消费支出。一定的体育消费支出，是人们参与体育消费活动的前提，也是体育运动得以存在和发展的基础和保证，还是体育市场和体育产业得以发展壮大的社会基础。[2]

1研究对象与方法

1.1研究对象

曲靖市城区部分学校的在职教师体育人口为研究对象

1.2研究方法

1.2.1文献资料法

根据本论文研究的需要，进行资料收集，查阅有关体育消费的硕士论文和期刊论文。

1.2.2问卷调查法

对曲靖市城区教师人群中的体育人口发放问卷48份，收回46份，回收率96﹪。

1.2.3数理统计法

运用excel对有效问卷的数据进行输入、统计、分析。

2结果与分析

2.4影响曲靖市城区教师人群体育人口体育消费的原因分析

1.余暇时间：在46位教师体育人口中认为余暇时间非常少和比较少的教师，占总人数的43.5﹪，接近半数。余暇时间是否充分，直接影响教师参与体育活动的频率，体育活动时间少将导致参加体育消费方面的时间减少，对各种体育消费的需求量也就下降。

篇(3)

近日，杭州市教育科学研究所出版的中小学生“轻负高质”的调查报告中对孩子们的学习状况作了量化：对照成人的工作时间，小学生的学习相当于每天“工作”9小时以上，初中生每天“工作”11小时，高中生每天“工作”12.5小时；而且他们的工作没有任何报酣，顶着压力，奋力拼搏。

8成

北京市东城区体育馆路小学苗苗科学社的同学们在“多元智能促进学校科技教育特色发展”主题研讨会上阐述了他们一年来对饮料危害的调查报告。调查显示，8成学生只喝饮料，不喝学校的白开水。据了解，该社成立于2009年，下设“环保与科学”、“生活与科学”、“知识与科学”、“习惯与科学”四个工作站。

103所

2012年12月24日，“百所高校继续教育数字化学习资源开放仪式”在国家会议中心举行。首批签约的北大、清华等103所高校免费向社会提供数字化学习资源。其中既包括专业性课程资源，也有大众化学习资源。

44％

从目前的《中国家庭教育消费报告》中发现，被调查家庭每月用于教育消费支出的平均金额为1370元，占家庭总支出的44％。从用于孩子消费支出额上来看，从小学到大学阶段，随着教育阶段的提升，消费支出额度也随之增加，大学阶段消费支出额度最高。从教育消费支出比例上来看，随着教育阶段的提升，教育消费支出所占比例也随之增加，尤其在高中阶段，教育支出比例增幅最为明显。

声音

学在民间，教育因你而改变!

――北京理工大学文学院教授、21世纪教育发展研究院院长杨东平认为，“虎妈狼爸”的教育，绿领巾、红校服等“色彩缤纷”的教育，令举国震惊的校车悲剧，是2011年刻画出强烈年代特征的重大事态。但身边越来越多自下而上的、局部的、个体的、非制度化、非主流模式的自主创新正在出现，故倡导每一个力量应更加积极地行动起来。

正确的分配应该是爷爷和奶奶一间，爸爸和妈妈一间，平平自己一间。如果家里房间不够，平平也应该和爸妈一间。

――人教版小学课文《平平搭积木》中的房间分配方案是：爷爷和他的书一问，奶奶和平平一间，爸爸和妈妈一问。家长认为描述有导向错误，不符合现代伦理。

盛怒发微博等于在信息高速公路上酒驾。

――清华大学建筑学院副院长、清华城市规划设计研究院院长尹稚1月2日下午开始在微博上炮轰清华大学校长顾秉林。认为顾秉林涉嫌贪贿行为，并与一个叫“波士顿设计院”的机构有不正当合作关系。但一天以后，尹稚又发微博称，一天前的“大义举报”不过是一席“酒话”。

在量子物理这个领域，智力没有太大的差别，成功与否就看耐心。有耐心就不怕失败，失败可以再来一次，至少在这个过程中我是愉快的。

――2011年当选中科院最年轻院士的潘建伟认为成功＝兴趣+耐心+幸运。他曾为一实验耗费4年，研究成果至今仍是其科学领域被引用次数最多的实验论文。

篇(4)

1.生产总值构成变动分析。最终消费、资本形成总额、货物和服务净出口是经济增长的拉动力，同时是计算支出法生产总值的三要素,其中最终消费一直在我国生产总值中所占比重最大，在经济增长中贡献率最大。1978年甘肃省生产总值为64.73亿元， 2007年为2702.40亿元;消费率1978年为66.62％，2007年为59.78％,说明最终消费是拉动经济增长的最重要动力，因此实证分析甘肃省居民消费变动及其对经济影响作用有一定实际意义。

2．最终消费情况分析。最终消费由居民消费和政府消费两部分组成，甘肃省最终消费支出1978年为43.12亿元，2007年为1615.37亿元。根据《甘肃统计年鉴》数据计算居民消费支出一直占据最终消费支出大部分的比例，稳定在70％以上。

3.甘肃省最终消费对经济增长贡献率。消费贡献率(消费拉动率)通常指在经济增长率中消费需求拉动所占的份额,计算甘肃省最终消费贡献率在2002年至2007年间分别为63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最终消费对经济增长的贡献率并不稳定，其原因是经济增长更容易受资本形成总额、货物和服务净出口政策要素影响。

二、甘肃省城乡居民消费结构变动分析

1．农村居民消费支出变动分析。消费结构指各类消费支出在总消费中所占的比例，消费结构能够反应出居民的生活水平，甘肃农村居民从1993年到1999年将支出主要用于食品消费，说明农村居民生活水平处于贫困和温饱状态;从2000年开始消费支出比例小于0.5，生活水平有所提高。医疗、交通通讯、教育、居住是衡量居民生活水平的重要标志，相关数据变动说明甘肃省农村居民消费结构逐渐优化，农村居民生活水平逐步提高。

2.城镇居民消费支出变动分析。恩格尔系数从1993年的0.51总体上保持下降趋势，到2007年的0.36，食品消费支出已不在占据消费支出的一半比例。说明城镇居民的生活水平的提高，城镇居民生活水平到达小康阶段，医疗保健、交通通讯、娱乐文教、居住方面的支出比例都相应有所增加，表明城镇居民的生活质量逐步提高，消费结构不断优化。

3.城乡居民消费结构变动度分析。消费结构变动度，是分析消费结构变化程度的指标，计算公式为：

在1996年～2000年期间，甘肃省农村居民消费结构变动度为9.00％，城镇居民消费结构变动度为6.26％。在2001年～2006年期间甘肃省农村居民消费结构变动度为2.22％，城镇居民消费结构变动度为3.27％。

在1996年～2000年期间，城乡居民消费结构变动非常显著，其中食品支出消费对消费结构的变动影响最大，交通通讯的影响其次;2001年～2006年期间，城乡居民消费结构经过剧烈变动后，明显趋于缓和变动，居住消费支出对城镇居民消费结构变动影响最大；医疗、文教消费是影响消费结构变动的又一重要因素。

三、甘肃省城乡居民消费函数分析

本文采用持久收入消费函数。具体模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε

其中Ct为现期消费;Yp和Yz表示持久收入和暂时收入。系数α1和α2分别是持久收入和暂时收入的边际消费倾向。根据《甘肃年鉴》统计资料，对模型进行回归拟和，分别得甘肃省城乡居民消费函数(1）、（2）。

农村居民消费函数Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz （1）

（0.002）（8.237）（2.469）

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

城镇居民消费函数Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz （2）

（1.095）（40.793）（3.908）

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

从方程中可看出，农村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消费；每增加1元暂时收入，有1.74元用于消费。既增加了暂时收入，不仅要将暂时收入全部用于消费，同时还要拿出储蓄来消费。城镇居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消费；每增加1元暂时收入，有0.87元用于消费。

四、简要结论

1．经济增长与城乡居民的收入和消费之间有直接的影响。经济增长越快，收入增加越高，消费也会随着增加。但是，在投资、出口和消费等三要素当中,消费对经济增长的贡献率最高，一般都在70%左右,说明拉动消费仍然是甘肃省经济发展的主要动力。

2.随着经济的增长、收入提高，居民生活水平提高，消费结构出现重要变动倾向。在城乡居民的消费结构变动当中，食品支出消费对消费结构的变动影响最大，交通通讯的影响其次，特别是自从2001年以来，城乡居民的消费结构剧烈变动，居住消费支出对城镇居民消费结构变动影响最大。另外，医疗、文教消费是影响消费结构变动的又一重要因素。

3.为了巩固消费对经济发展的贡献率，我们建议：一是加快发展城乡经济，保证固定资产的投资速度，使投资增长不要出现大起大落;二是进一步开发农民能够稳定增加收入的就业渠道和途径，如非农产业收入、转移性就业收入、农业产业化收入等；三是对于城市居民来讲，要把创造更多的就业岗位和机会作为重点，用扩大就业保证收入，用收入增加保证消费；四是对于城乡居民的消费结构进行一定的引导，努力改善城乡居民住房、医疗、教育、保障等关键性问题。

参考文献：

[1]彭劲松:重庆市经济增长中消费与投资贡献度分析[J].重庆大学学报（社会科学版），2004，（4）；7～10

篇(5)

论文关键词：关,键,词,农村居民,消费结构,居民收入

重庆直辖以后经济得到了快速发展，居民生活水平不断提高，但同时农村居民消费增长缓慢导致城乡消费差距不断扩大，居民消费对经济增长的拉动力明显减弱。由于农村人口占全市较大比重，挖掘农村居民消费潜力，开拓农村市场，促进农村居民消费和结构升级，将极大地带动重庆经济增长。

一、重庆农村居民消费现状及特点

西部大开发和鼓励农业政策促进了重庆农村经济的发展，生产规模和生产效率有了明显提高，农村居民收入不断增长，消费水平也逐渐上升。1998-2008年农村居民消费总额从333.41亿元增至581.91亿元，提高74.53%；人均生活消费从1417.08元上升至2008年的2884.92元，年平均增长7.37%，剔除物价上涨因素实际增长5.8%。但与重庆城镇居民相比，农村消费水平明显滞后，在消费层次上相差两个等级。2008年重庆农村人口占全市总人口的73.8%，而消费总额却只占居民总消费的20.9%，农村消费明显乏力。

（一）农村居民消费水平偏低，增长缓慢

重庆农村居民人均消费支出不仅远远低于重庆城镇居民，也低于全国农村人均水平（见表1）。重庆农村与全国农村人均之比从1997年的1.26:1下降至2008年的0.79:1（全国人均为1）；与重庆城镇人均之比从1997年的0.29:1进一步下降为2008年的0.24:1（城镇人均为1），农村人均消费还不及城镇的1/4，而这种显著落后的差距还有逐渐扩大的趋势。就是与西部省份相比，2008年重庆农村居民人均消费居四川、云南、陕西、青海和宁夏五省之后，也处于较落后水平。

表1居民人均消费支出单位：元

年份

全国农村居民

重庆城镇居民

重庆农村居民

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 为了说明我国武汉市居民家庭收支结构对全民健身的影响，本文采用《武汉市统计年鉴2010》和十一运会上武汉代表队所取得的成绩及积分进行建模。

关键词 收支结构 全民健身 相关分析 回归分析

一、前言

本文选取是以武汉代表队在十一运会上的积分，并将其与武汉地区城镇居民收入、消费指标进行相关分析和建模。分析城镇居民收支结构对十一运会积分的影响，从而也可以得知城镇居民收支结构对群众体育的影响，并提出相应的解决对策，发展群众体育。

二、研究对象和方法

（一）研究对象：本文以《武汉市统计年鉴2010》上武汉城镇居民的收入状况指标、支出状况指标；十一运会各个武汉代表队的积分（以下简称十一运会积分）为研究对象，共计13项指标。

（二）研究方法：1.文献资料法。查阅大量经济与群众体育方面的资料，获得了大量重要信息，使本论文有充足的资料保障。并从《武汉市统计年鉴2010》、《中国体育年鉴》以及各网站上获取各主要指标的官方统计数据。2.数理统计法。本文对所获取的数据资料均采用SPSS12.0统计软件包对数据进行自动处理。

三、结果与分析

（一）相关分析

为了找出城镇居民收支结构方面各个指标与十一运会积分的关系，了解他们之间的相关性，运用SPSS12.0统计软件包对居民收入结构与十一运会积分进行相关分析，得出相关系数矩阵，如表1。

1.城镇居民纯收入与十一运会积分。根据统计年鉴上定义：城镇居民纯收入由工资性收入、家庭经营性收入、财产性收入和转移性收入构成。由表我们可以看出，全国31个省市十一运会积分与当地的工资性收入（r=0.659，p=0.000）、家庭经营性收入（r=0.248，p=0.178）、财产性收入（r=0.560，p=0.001）、转移性收入（r=0.485，p=0.006），其中家庭经营性收入与十一运会积分不呈显著性（p=0.178>0.005）。2010年统计年鉴统计数据显示：2006―2011年中，转移性和财产性收入虽然有上升趋势，但是在居民纯收入增加中的作用不明显。2006年城镇居民年纯收入为2936.40元，但是转移性和财产性收入却只有192.15元。主要原因在于居民在二次分配中的收入较低，政府在文化体育、教育、医疗等社会公益事业和社会救助体系等方面投入过低，导致居民转移性收入低。

2.城镇居民消费支出与十一运会积分。据调查可知，在城镇居民的消费支出结构中，所有的消费支出指标均与十一运会积分具有非常显著的相关性（p

（二）回归分析

基于以上分析，对我国城镇居民收支状况各指标做多元回归分析得出多元回归模型，并且对该模型进行t检验，t值为0.000，显著性检验值P=0.000

四、结论

（一）通过城镇居民收支结构与十一运会积分相关分析可以看出：在城镇居民收入结构中，对十一运会积分影响最大是他们的工资性收入，其次分别是转移性和财产性收入。由于家庭经营性收入对城镇居民的纯收入贡献很小，所以他对群众体育的贡献也不明显（p>0.05）；在城镇居民消费结构中，所有的消费支出与十一运会积分有相关显著性（p

（二）群众体育的发展水平除了受经济发展制约外，还受到政治、文化、民族传统等方面的影响，尤其是在经济相对落后的武汉地区。但是归根结底还是受城镇居民经济发展水平的影响。因此，经济的发展是影响竞技体育发展最大的因素。目前我国的竞技体育发展两极分化特别严重，主要体现在地区、城乡等方面。造成这种差别的主要因素就是地区、城乡间的经济发展不平衡。

基金项目：武汉市教育局市级课题。项目编号：2010101。

参考文献：

[1] 李莉，柏慧萍.新城镇居民建设中城镇居民体育的制约性及对策的理性思考[J].安徽农业科学.2007.35（22）.

[2] 2005中国统计年鉴[M].北京：国家统计局.2005.

[3] 任丽丽.中国城镇居民不同年度家庭收入与消费支出关系的实证研究[J].安徽农业科学.2007.35（21）.

[4] 中国群众体育现状调查课题组.中国群众体育现状调查与研究北京体育大学出版社.2001（7-8）.

篇(7)

关键词：状态空间模型 流通业 消费 动态影响

随着国民经济体制的不断改革和经济水平的不断提高，我国消费市场规模日趋扩大，城镇和农村的消费经济都得到了一定发展。消费市场必然涉及商品流通，而流通业作为生产和消费的桥梁和纽带，无疑是引导消费经济发展的先导力量。我国各级政府也越来越重视流通业的发展，充分认识到流通业增长对拉动内需的重要作用。“十”明确指出，流通发展能够实现消费、引导消费和创造消费，要把发展现代流通业作为现阶段扩大国内消费市场的一个重要抓手。部分地区以“满意消费惠万家”活动贯彻落实“十”精神，不断推进流通业转型升级。

学者们采用不同方法实证检验流通业增长对消费经济的影响，如李骏阳、包伟、夏禹铖（2011）采用偏最小二乘法检验了我国流通业对农村居民消费的影响，丁凡凡（2012）则运用协整、因果检验、回归分析等一系列计量方法检验了我国流通业发展与居民消费的关系。但纵观研究发现，大部分学者的研究以流通业对居民消费的影响系数固定为前提，能够分析流通业对居民消费动态影响的文献非常罕见。本文实证分析流通业增长对消费经济的动态影响。同时，考虑到我国二元经济的发展模式依然存在，故分城镇和农村两个层面分别进行探讨。

研究方法、变量选取及数据处理

（一）研究方法

为了定量研究流通业增长对消费经济的动态影响，本文采用Akaike在1976年提出的状态空间模型进行实证。状态空间模型属于动态时域模型，是一类将隐含的时间作为自变量的计量模型，它多用于多变量时间序列的估计和预测。状态空间模型包括两个参数方程，分别为量测方程（measurement equation）和状态方程（state equation）。设yt表示含有k个变量的k维向量，该变量向量与m维的状态向量αt存在相关性，该状态空间模型可写为：

（1）

其中，第一个方程为量测方程，第二个方程为状态方程，Zt表示k×m阶的量测矩阵，Wt表示m×m阶的状态转移矩阵，dt和ct分别为k×1和m×1向量，Rt表示m×g阶矩阵，ut和εt分别为k维和g维的误差向量，而且两个误差向量互不相关。根据状态空间模型的原理，两个误差向量应满足如下关系：

（2）

其中，Ht和Qt分别为两个误差向量ut和εt的协方差矩阵。量测方程和状态方程等式右边除误差向量和状态向量外的所有矩阵或向量，以及两个误差向量的协方差矩阵统称为非随机的系统矩阵，这些矩阵的变化趋势可以预测，因此矩阵也可预先确定。

以式（1）为框架，可以将线性的固定参数模型扩展为可变参数的状态空间模型，具体形式如下：

yt = xtβt + zt γ+ ut （3）

其中，βt表示随时间变化而发生变化的变系数向量，反映解释变量xt对被解释变量yt影响的动态性，γ为固定参数变量。假设变系数向量βt的变化满足一阶向量自相关过程，即有：

βt = φ βt-1 + εt （4）

式（4）也称为AR（1）模型。其中，φ为自回归参数向量的系数，εt为随机误差项。根据状态空间模型的原理，式（3）、式（4）的两个误差向量应满足如下关系：

（5）

对于式（4）而言，由于参数向量βt为不可观测向量，因此需借助可观测向量yt 和xt进行估计。具体地，可通过卡尔曼滤波方法进行估计。

（二）变量选取及数据处理

本文采用1996-2011我国城镇和农村的时间序列数据作为研究样本，对城镇和农村两个层面分别进行实证检验。对各变量的选取及数据来源作如下说明：

1.被解释变量：消费水平。基于数据的可获得性，本文选取居民人均消费支出水平作为消费水平的指标，其中，以城镇居民人均消费支出作为城镇层面的被解释变量，数据来源于1997-2012年《中国统计年鉴》；以农村居民人均生活消费支出作为农村层面的被解释变量，数据来源于1997-2012年《中国农村统计年鉴》。

2.解释变量：流通业发展水平。以往有部分学者仅以社会消费品零售额作为流通业发展水平的指标（冉净斐，2008），这样的选择存在其合理性，因为它是流通经济规模的总体反映。但是，仅以此作为流通业发展水平来检验流通业增长对消费经济的影响，显得较为片面，因为社会消费品零售额侧重反映商品市场交易方面，而忽视了流通业生产的行为过程。流通业作为一类综合性生产服务业，其生产者的经济行为也从一定程度上影响了消费经济。本文在保留社会消费品零售额这个变量的基础上，参考李俊阳（2011）等的研究，以C-D生产函数为切入点，引入流通业劳动要素和流通业资本要素两个变量，分别反映流通业的组织规模和发展环境。其中，农村社会消费品零售额采用县及县以下农村消费品零售总额表示，且由于城镇消费零售规模远高于农村，故直接采用社会消费品零售额作为城镇消费品零售额的指标。

在选取流通业劳动要素和资本要素指标时，首先对流通业进行界定。基于数据的可得性，选取批发和零售业、住宿和餐饮业两大行业综合作为流通产业体系。城镇流通业劳动要素采用批发零售和住宿餐饮业城镇单位就业人数表示，农村流通业劳动要素采用批发零售和住宿餐饮业乡村就业人数表示，城镇和农村的相关数据分别来源于历年《中国统计年鉴》和《中国农村统计年鉴》。需要注意的是，由于2005年之前没有批发零售业和住宿餐饮业两大行业的具体数据，而分为批发零售贸易业和餐饮业，本文以这两大行业的数据之和作为流通业数据。城镇流通业资本要素采用批发零售和住宿餐饮业城镇固定资产投资完成额表示，农村流通业劳动要素采用批发零售和住宿餐饮业农村固定资产投资完成额表示，城镇和农村的相关数据分别来源于历年《中国统计年鉴》和《中国农村统计年鉴》。

3.控制变量：收入水平。一个地区居民收入水平高低是消费水平高低的重要影响因素，因此本文将其作为控制变量引入。其中，城镇居民收入水平采用城镇居民家庭人均可支配收入表示，农村居民收入水平采用农村居民家庭人均纯收入表示，数据来自历年《中国统计年鉴》。

受通货膨胀的影响，一个地区的名义消费水平往往不能真实反映消费水准，因此有必要根据价格指数对原始数据进行调整。同理，社会消费品零售额、固定资产投资额和居民收入水平也都需要根据相应的价格指数进行调整。城镇居民消费水平和收入水平均按城市居民消费价格指数进行平减调整，农村居民消费水平和收入水平均按农村居民消费价格指数进行平减，城镇社会消费品零售额和农村社会消费品零售额分别按城市商品零售价格总指数和农村商品零售价格总指数表示。由于难以具体获取城镇和农村固定资产投资价格指数，故对城镇和农村流通业固定资产投资完成额均按固定资产投资价格指数进行平减。所有价格指数的数据来自1997-2011年《中国统计年鉴》。

流通业增长对消费经济动态影响的实证分析

（一）城镇层面

1.模型设定。根据前述状态空间模型理论，设定本文的计量模型如下：

量测方程：

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

状态方程：

α1，t=α1，t-1+ε1，t

α2，t=α2，t-1 +ε2，t （6）

α3，t=α3，t-1+ε3，t

其中，下标t表示年份，CONt表示t年居民人均消费支出，SELt表示t年社会消费零售额，Lt 表示t年流通业从业人员数，Kt 表示t年流通业固定资产投资完成额，INCt表示t年居民人均收入。β0、β1均为固定参数，α1，t、α2，t、α3，t均为时变参数。ut为量测方程的误差项，ε1，t、ε2，t、ε3，t分别为三个状态方程的随机误差项。

2.实证结果及分析。城镇层面相关变量的数据如表1所示。

根据式（6），采用卡尔曼滤波方法对城镇层面的数据进行实证检验，结果如下：

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

其中，α1，t、α2，t、α3，t的最终状态估计值分别为0.033、0.039和0.068。根据状态空间模型的回归结果可知，各个变量对城镇居民消费水平均有显著的影响，可见该回归结果是比较稳健的。为了更清晰地分析流通业各个变量对城镇居民消费水平的动态影响，根据式（7）的回归结果，给出时变参数α1，t、α2，t、α3，t的变化情况，具体如图1、图2、图3所示。

根据式（7），城镇居民收入水平的系数为0.885，且在1%的水平显著，表明城镇居民人均可支配收入每提高1%，将带动城镇居民消费支出提高0.885%，这与以往大量研究得到的城镇居民收入水平对消费支出水平有显著正向推动作用的结论非常类似。由图1可知，1996-2011年城镇消费零售规模对城镇居民消费水平的弹性系数存在明显的波动特征，且这种波动基本表现在1996-2004年期间，2004年以后该弹性系数呈平稳增加，但增幅很小。在1996-1999年期间，我国城镇消费零售规模对城镇居民消费水平的弹性系数呈显著增加趋势，产生这种现象的原因在于20世纪90年代是我国消费增长的初步加速期，随着“九五计划”的不断推进，国民经济不断增长，人民生活水平不断提高，小康社会不断发展，尤其是国内市场消费水平明显提升。而消费市场的崛起为我国流通业的发展提供了强大动力，由于流通业的发展促进国内消费品市场的不断扩张，因而能进一步推动城镇居民消费支出的增长。但是，1999-2001年期间，我国城镇消费零售规模对城镇居民消费水平的弹性系数呈显著降低趋势，原因很可能是1997年亚洲金融危机带来的滞后性影响阻碍了我国城镇消费零售的快速增长，进而影响了城镇消费零售市场扩张对城镇消费水平的促进作用。在2001-2004年期间，我国城镇消费零售规模对城镇居民消费水平的弹性系数呈“N”型波动特征，原因可能是这段期间我国消费零售市场在新一轮改革中不断调整。2004年以后，我国城镇消费零售规模对城镇居民消费水平的弹性系数基本稳定，表明城镇消费零售市场已不断成熟，对城镇消费水平的影响也基本稳定下来。图4描绘了城镇消费零售规模对城镇居民消费水平的贡献率（贡献率计算公式为：δ = α1，t×100×（SELt/ SELt-1 - 1），其中，δ为贡献率，SELt为t期社会消费品零售额，α1，t为城镇消费零售规模对城镇居民消费水平的弹性系数），从中可以发现，整个样本期间城镇消费零售规模对城镇居民消费水平的贡献率与弹性系数的变化趋势基本保持一致。

由图2可知，我国城镇流通业劳动规模对城镇居民消费支出的弹性系数呈现波动上升趋势，说明我国城镇流通业劳动规模对城镇居民消费水平的影响正婉转式地提高。但是，从图4也可以发现，城镇流通业劳动规模对城镇居民消费水平的贡献率并没有出现类似变化，在2007年以前基本呈零点附近波动趋势，原因可能在于城镇流通业从业人员的统计口径发生变化，从表1的数据也可以看出，1996-2006年从业人员规模不断缩小。由图3可知，我国城镇流通业资本规模对城镇居民消费支出的弹性系数呈现“两端平缓中间波动”的趋势。尤其是在1996-1999年期间，城镇流通业资本规模对城镇居民消费支出的弹性系数趋于零，原因可能在于改革开放初期政府对流通业投资重视度不够，以致流通业投资对象较为单一，投资效率低下。但1999-2005年期间该弹性系数的波动很大，原因可能是政策的调整使得流通业投资不断提高，但由于流通业自身基础设施薄弱，发展环境没有达到理想状态，致使其投资效率发挥不稳定。

（二）农村层面

根据式（6），采用卡尔曼滤波方法对城镇层面的数据进行实证检验，结果如下：

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

其中，α1，t、α2，t、α3，t的最终状态估计值分别为0.299、0.038和0.059。根据状态空间模型的回归结果可知，各个变量对城镇居民消费水平也均有较显著的影响。为了更清晰地分析流通业各个变量对农村居民消费水平的动态影响，根据式（8）的回归结果，给出时变参数α’1，t、α’2，t、α’3，t的变化情况，具体如图5、图6、图7所示。

根据式（8）可知，农村居民人均可支配收入每提高1%，将带动农村居民消费支出提高0.718%。由图5可知，农村消费零售规模对农民消费水平的弹性系数存在明显波动特征，尤其表现在1996-2006年期间，在2006年以后该弹性系数基本趋稳。在1999年和2002年该系数均达到波峰，这与城镇的情况基本类似。由图6可知，我国农村流通业劳动规模对农民消费支出的弹性系数呈现“先波动后趋稳”的特征，在2002年和1999年分别达到波峰和波谷。2005年以后，该系数基本稳定，表明农村流通业劳动规模对农民消费支出的影响趋稳。由图7可知，我国农村流通业资本规模对城镇居民消费支出的弹性系数呈“U型”变化，且在2007年以后，该系数基本趋稳，表明农村流通业资本规模对农民消费支出的影响也趋于稳定。综合观察城镇和农村该系数的变化特征可知，两者均于2007年以后趋于平稳，表明我国流通业资本环境改革对消费的促进作用在城乡基本保持同步。

综上所述，本文利用状态空间模型的框架，实证检验了我国城镇和农村流通业增长对消费经济的动态影响。综合实证结果得到结论如下：城镇和农村流通业发展对消费经济的影响均存在时变特征；城镇、农村消费零售规模对消费经济的影响均存在明显波动，且波动特征类似；城镇、农村流通业劳动规模对消费经济的影响存在明显不同的变化特征，其中城镇为波动上升趋势，农村为中间波动两端持稳；城镇和农村流通业资本规模对消费经济的影响虽然存在差异，但基本同时趋于稳定。

参考文献：

1.李骏阳，包伟，夏禹铖.流通业对农村居民消费影响的实证研究[J].商业经济与管理，2011（11）

2.丁凡凡.流通业发展与居民消费关系研究[D].首都经济贸易大学硕士学位论文，2012

3.Mats V.Subspace-based state-space system identification[J].circuits systems signal. Processing，2002，21（1）