序論：寫作是一種深度的自我表達(dá)。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(nèi)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(chuàng)作。

篇(1)

論文關(guān)鍵詞：非基本生活消費，ELES模型，貢獻(xiàn)率，自適應(yīng)預(yù)期模型

 

問題的提出[①]

消費是經(jīng)濟發(fā)展的動力，是拉動經(jīng)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(chǎn)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(chǎn)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(chǎn)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(chǎn)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(fā)展經(jīng)濟學(xué)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(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)（箭頭 1），但是居民消費率卻遠(yuǎn)低于標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)中的居民消費率大于60%的水平論文服務(wù)。在居民消費支出中，河南省城鎮(zhèn)居民消費支出為8837.46元項目管理論文，占城鎮(zhèn)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(shù)第5位。據(jù)初步統(tǒng)計2009年河南省城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)為34.2%，依據(jù)聯(lián)合國糧農(nóng)組織提出的恩格爾系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)，河南省城鎮(zhèn)居民生活水平自1996年已進(jìn)入小康層次，消費方式已經(jīng)開始由生存型向享受發(fā)展型轉(zhuǎn)變，基生活消費已經(jīng)基本穩(wěn)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(chǎn)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(chǎn)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(fā)展非基本生活消費。本文參考了《消費經(jīng)濟學(xué)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(wù)。非基本生活消費是指在滿足人們維持和延續(xù)其生命的基本生活消費的前提下，用于滿足自身發(fā)展和發(fā)揮其體力、智力以及為使生活舒適的物質(zhì)消費、精神消費和勞務(wù)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(tǒng)（ELES）下非基本生活消費的模型構(gòu)建

假定某一時期人們對各種商品(服務(wù))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(shù)[②]：

參數(shù)是邊際消費傾向，滿足：0<βi<1，<1

對模型的進(jìn)行變形：

令V=；a=；b=

對方程式進(jìn)行回歸可得a*和b*，進(jìn)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(zhèn)居民消費支出的截面數(shù)據(jù)，為了修正和避免數(shù)據(jù)出現(xiàn)異方差，本文采用了加權(quán)最小二乘估計（WLS）法對方程參數(shù)進(jìn)行回歸估計項目管理論文，權(quán)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(shù)論文服務(wù)。

通過EVIEWS軟件進(jìn)行WLS回歸結(jié)果如下[③]：

2008年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

2007年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

2006年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

2005年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的回歸估計參數(shù)

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

2004年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的回歸估計參數(shù)

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

2003年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的回歸估計參數(shù)

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

2002年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

2001年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

2000年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

1999年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

1998年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

1997年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

1996年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

1995年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

1994年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

1993年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

1992年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

匯總回歸方程估計結(jié)果，通過Excel軟件處理結(jié)果如下：

表1 1993-2008年河南省城鎮(zhèn)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(guān)鍵詞】體育消費體育人口曲靖教師人群

消費是人類社會、經(jīng)濟活動的重要行為和過程。而當(dāng)今的消費已經(jīng)不是局限在為需要而消費了，已經(jīng)發(fā)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(jīng)濟系統(tǒng)和推動體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要因素，是群眾體育發(fā)展的重要標(biāo)志。[1]

體育消費是指人們用于體育活動及相關(guān)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(jìn)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(xùn)練、體育健康醫(yī)療等參與型消費）。

體育消費是現(xiàn)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(wù)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(fā)展的基礎(chǔ)和保證，還是體育市場和體育產(chǎn)業(yè)得以發(fā)展壯大的社會基礎(chǔ)。[2]

1研究對象與方法

1.1研究對象

曲靖市城區(qū)部分學(xué)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(xiàn)資料法

根據(jù)本論文研究的需要，進(jìn)行資料收集，查閱有關(guān)體育消費的碩士論文和期刊論文。

1.2.2問卷調(diào)查法

對曲靖市城區(qū)教師人群中的體育人口發(fā)放問卷48份，收回46份，回收率96﹪。

1.2.3數(shù)理統(tǒng)計法

運用excel對有效問卷的數(shù)據(jù)進(jìn)行輸入、統(tǒng)計、分析。

2結(jié)果與分析

2.4影響曲靖市城區(qū)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(rèn)為余暇時間非常少和比較少的教師，占總?cè)藬?shù)的43.5﹪，接近半數(shù)。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(dǎo)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(xué)研究所出版的中小學(xué)生“輕負(fù)高質(zhì)”的調(diào)查報告中對孩子們的學(xué)習(xí)狀況作了量化：對照成人的工作時間，小學(xué)生的學(xué)習(xí)相當(dāng)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(qū)體育館路小學(xué)苗苗科學(xué)社的同學(xué)們在“多元智能促進(jìn)學(xué)?？萍冀逃厣l(fā)展”主題研討會上闡述了他們一年來對飲料危害的調(diào)查報告。調(diào)查顯示，8成學(xué)生只喝飲料，不喝學(xué)校的白開水。據(jù)了解，該社成立于2009年，下設(shè)“環(huán)保與科學(xué)”、“生活與科學(xué)”、“知識與科學(xué)”、“習(xí)慣與科學(xué)”四個工作站。

103所

2012年12月24日，“百所高校繼續(xù)教育數(shù)字化學(xué)習(xí)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(shù)字化學(xué)習(xí)資源。其中既包括專業(yè)性課程資源，也有大眾化學(xué)習(xí)資源。

44％

從目前的《中國家庭教育消費報告》中發(fā)現(xiàn)，被調(diào)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(xué)到大學(xué)階段，隨著教育階段的提升，消費支出額度也隨之增加，大學(xué)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(xué)在民間，教育因你而改變!

――北京理工大學(xué)文學(xué)院教授、21世紀(jì)教育發(fā)展研究院院長楊東平認(rèn)為，“虎媽狼爸”的教育，綠領(lǐng)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(tài)。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(chuàng)新正在出現(xiàn)，故倡導(dǎo)每一個力量應(yīng)更加積極地行動起來。

正確的分配應(yīng)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(yīng)該和爸媽一間。

――人教版小學(xué)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(rèn)為描述有導(dǎo)向錯誤，不符合現(xiàn)代倫理。

盛怒發(fā)微博等于在信息高速公路上酒駕。

――清華大學(xué)建筑學(xué)院副院長、清華城市規(guī)劃設(shè)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(xué)校長顧秉林。認(rèn)為顧秉林涉嫌貪賄行為，并與一個叫“波士頓設(shè)計院”的機構(gòu)有不正當(dāng)合作關(guān)系。但一天以后，尹稚又發(fā)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(lǐng)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(dāng)選中科院最年輕院士的潘建偉認(rèn)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(xué)領(lǐng)域被引用次數(shù)最多的實驗論文。

篇(4)

1.生產(chǎn)總值構(gòu)成變動分析。最終消費、資本形成總額、貨物和服務(wù)凈出口是經(jīng)濟增長的拉動力，同時是計算支出法生產(chǎn)總值的三要素,其中最終消費一直在我國生產(chǎn)總值中所占比重最大，在經(jīng)濟增長中貢獻(xiàn)率最大。1978年甘肅省生產(chǎn)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(jīng)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(jīng)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(jù)《甘肅統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)計算居民消費支出一直占據(jù)最終消費支出大部分的比例，穩(wěn)定在70％以上。

3.甘肅省最終消費對經(jīng)濟增長貢獻(xiàn)率。消費貢獻(xiàn)率(消費拉動率)通常指在經(jīng)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(xiàn)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(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)率并不穩(wěn)定，其原因是經(jīng)濟增長更容易受資本形成總額、貨物和服務(wù)凈出口政策要素影響。

二、甘肅省城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)變動分析

1．農(nóng)村居民消費支出變動分析。消費結(jié)構(gòu)指各類消費支出在總消費中所占的比例，消費結(jié)構(gòu)能夠反應(yīng)出居民的生活水平，甘肅農(nóng)村居民從1993年到1999年將支出主要用于食品消費，說明農(nóng)村居民生活水平處于貧困和溫飽狀態(tài);從2000年開始消費支出比例小于0.5，生活水平有所提高。醫(yī)療、交通通訊、教育、居住是衡量居民生活水平的重要標(biāo)志，相關(guān)數(shù)據(jù)變動說明甘肅省農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)逐漸優(yōu)化，農(nóng)村居民生活水平逐步提高。

2.城鎮(zhèn)居民消費支出變動分析。恩格爾系數(shù)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(jù)消費支出的一半比例。說明城鎮(zhèn)居民的生活水平的提高，城鎮(zhèn)居民生活水平到達(dá)小康階段，醫(yī)療保健、交通通訊、娛樂文教、居住方面的支出比例都相應(yīng)有所增加，表明城鎮(zhèn)居民的生活質(zhì)量逐步提高，消費結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化。

3.城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)變動度分析。消費結(jié)構(gòu)變動度，是分析消費結(jié)構(gòu)變化程度的指標(biāo)，計算公式為：

在1996年～2000年期間，甘肅省農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)變動度為9.00％，城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)變動度為6.26％。在2001年～2006年期間甘肅省農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)變動度為2.22％，城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)變動度為3.27％。

在1996年～2000年期間，城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)變動非常顯著，其中食品支出消費對消費結(jié)構(gòu)的變動影響最大，交通通訊的影響其次;2001年～2006年期間，城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)經(jīng)過劇烈變動后，明顯趨于緩和變動，居住消費支出對城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)變動影響最大；醫(yī)療、文教消費是影響消費結(jié)構(gòu)變動的又一重要因素。

三、甘肅省城鄉(xiāng)居民消費函數(shù)分析

本文采用持久收入消費函數(shù)。具體模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε

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

農(nóng)村居民消費函數(shù)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(zhèn)居民消費函數(shù)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(nóng)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(zhèn)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(jié)論

1．經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)居民的收入和消費之間有直接的影響。經(jīng)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(dāng)中,消費對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)率最高，一般都在70%左右,說明拉動消費仍然是甘肅省經(jīng)濟發(fā)展的主要動力。

2.隨著經(jīng)濟的增長、收入提高，居民生活水平提高，消費結(jié)構(gòu)出現(xiàn)重要變動傾向。在城鄉(xiāng)居民的消費結(jié)構(gòu)變動當(dāng)中，食品支出消費對消費結(jié)構(gòu)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(xiāng)居民的消費結(jié)構(gòu)劇烈變動，居住消費支出對城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)變動影響最大。另外，醫(yī)療、文教消費是影響消費結(jié)構(gòu)變動的又一重要因素。

3.為了鞏固消費對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻(xiàn)率，我們建議：一是加快發(fā)展城鄉(xiāng)經(jīng)濟，保證固定資產(chǎn)的投資速度，使投資增長不要出現(xiàn)大起大落;二是進(jìn)一步開發(fā)農(nóng)民能夠穩(wěn)定增加收入的就業(yè)渠道和途徑，如非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入、轉(zhuǎn)移性就業(yè)收入、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化收入等；三是對于城市居民來講，要把創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位和機會作為重點，用擴大就業(yè)保證收入，用收入增加保證消費；四是對于城鄉(xiāng)居民的消費結(jié)構(gòu)進(jìn)行一定的引導(dǎo)，努力改善城鄉(xiāng)居民住房、醫(yī)療、教育、保障等關(guān)鍵性問題。

參考文獻(xiàn)：

[1]彭勁松:重慶市經(jīng)濟增長中消費與投資貢獻(xiàn)度分析[J].重慶大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2004，（4）；7～10

篇(5)

論文關(guān)鍵詞：關(guān),鍵,詞,農(nóng)村居民,消費結(jié)構(gòu),居民收入

重慶直轄以后經(jīng)濟得到了快速發(fā)展，居民生活水平不斷提高，但同時農(nóng)村居民消費增長緩慢導(dǎo)致城鄉(xiāng)消費差距不斷擴大，居民消費對經(jīng)濟增長的拉動力明顯減弱。由于農(nóng)村人口占全市較大比重，挖掘農(nóng)村居民消費潛力，開拓農(nóng)村市場，促進(jìn)農(nóng)村居民消費和結(jié)構(gòu)升級，將極大地帶動重慶經(jīng)濟增長。

一、重慶農(nóng)村居民消費現(xiàn)狀及特點

西部大開發(fā)和鼓勵農(nóng)業(yè)政策促進(jìn)了重慶農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展，生產(chǎn)規(guī)模和生產(chǎn)效率有了明顯提高，農(nóng)村居民收入不斷增長，消費水平也逐漸上升。1998-2008年農(nóng)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(zhèn)居民相比，農(nóng)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(nóng)村人口占全市總?cè)丝诘?3.8%，而消費總額卻只占居民總消費的20.9%，農(nóng)村消費明顯乏力。

（一）農(nóng)村居民消費水平偏低，增長緩慢

重慶農(nóng)村居民人均消費支出不僅遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于重慶城鎮(zhèn)居民，也低于全國農(nóng)村人均水平（見表1）。重慶農(nóng)村與全國農(nóng)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(zhèn)人均之比從1997年的0.29:1進(jìn)一步下降為2008年的0.24:1（城鎮(zhèn)人均為1），農(nóng)村人均消費還不及城鎮(zhèn)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(nóng)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(nóng)村居民

重慶城鎮(zhèn)居民

重慶農(nóng)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(jié)構(gòu)對全民健身的影響，本文采用《武漢市統(tǒng)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(jìn)行建模。

關(guān)鍵詞 收支結(jié)構(gòu) 全民健身 相關(guān)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(qū)城鎮(zhèn)居民收入、消費指標(biāo)進(jìn)行相關(guān)分析和建模。分析城鎮(zhèn)居民收支結(jié)構(gòu)對十一運會積分的影響，從而也可以得知城鎮(zhèn)居民收支結(jié)構(gòu)對群眾體育的影響，并提出相應(yīng)的解決對策，發(fā)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(tǒng)計年鑒2010》上武漢城鎮(zhèn)居民的收入狀況指標(biāo)、支出狀況指標(biāo)；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(biāo)。

（二）研究方法：1.文獻(xiàn)資料法。查閱大量經(jīng)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(tǒng)計年鑒2010》、《中國體育年鑒》以及各網(wǎng)站上獲取各主要指標(biāo)的官方統(tǒng)計數(shù)據(jù)。2.數(shù)理統(tǒng)計法。本文對所獲取的數(shù)據(jù)資料均采用SPSS12.0統(tǒng)計軟件包對數(shù)據(jù)進(jìn)行自動處理。

三、結(jié)果與分析

（一）相關(guān)分析

為了找出城鎮(zhèn)居民收支結(jié)構(gòu)方面各個指標(biāo)與十一運會積分的關(guān)系，了解他們之間的相關(guān)性，運用SPSS12.0統(tǒng)計軟件包對居民收入結(jié)構(gòu)與十一運會積分進(jìn)行相關(guān)分析，得出相關(guān)系數(shù)矩陣，如表1。

1.城鎮(zhèn)居民純收入與十一運會積分。根據(jù)統(tǒng)計年鑒上定義：城鎮(zhèn)居民純收入由工資性收入、家庭經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入構(gòu)成。由表我們可以看出，全國31個省市十一運會積分與當(dāng)?shù)氐墓べY性收入（r=0.659，p=0.000）、家庭經(jīng)營性收入（r=0.248，p=0.178）、財產(chǎn)性收入（r=0.560，p=0.001）、轉(zhuǎn)移性收入（r=0.485，p=0.006），其中家庭經(jīng)營性收入與十一運會積分不呈顯著性（p=0.178>0.005）。2010年統(tǒng)計年鑒統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示：2006―2011年中，轉(zhuǎn)移性和財產(chǎn)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(zhèn)居民年純收入為2936.40元，但是轉(zhuǎn)移性和財產(chǎn)性收入?yún)s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(yī)療等社會公益事業(yè)和社會救助體系等方面投入過低，導(dǎo)致居民轉(zhuǎn)移性收入低。

2.城鎮(zhèn)居民消費支出與十一運會積分。據(jù)調(diào)查可知，在城鎮(zhèn)居民的消費支出結(jié)構(gòu)中，所有的消費支出指標(biāo)均與十一運會積分具有非常顯著的相關(guān)性（p

（二）回歸分析

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

四、結(jié)論

（一）通過城鎮(zhèn)居民收支結(jié)構(gòu)與十一運會積分相關(guān)分析可以看出：在城鎮(zhèn)居民收入結(jié)構(gòu)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(zhuǎn)移性和財產(chǎn)性收入。由于家庭經(jīng)營性收入對城鎮(zhèn)居民的純收入貢獻(xiàn)很小，所以他對群眾體育的貢獻(xiàn)也不明顯（p>0.05）；在城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)中，所有的消費支出與十一運會積分有相關(guān)顯著性（p

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

[1] 李莉，柏慧萍.新城鎮(zhèn)居民建設(shè)中城鎮(zhèn)居民體育的制約性及對策的理性思考[J].安徽農(nóng)業(yè)科學(xué).2007.35（22）.

[2] 2005中國統(tǒng)計年鑒[M].北京：國家統(tǒng)計局.2005.

[3] 任麗麗.中國城鎮(zhèn)居民不同年度家庭收入與消費支出關(guān)系的實證研究[J].安徽農(nóng)業(yè)科學(xué).2007.35（21）.

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

篇(7)

關(guān)鍵詞：狀態(tài)空間模型 流通業(yè) 消費 動態(tài)影響

隨著國民經(jīng)濟體制的不斷改革和經(jīng)濟水平的不斷提高，我國消費市場規(guī)模日趨擴大，城鎮(zhèn)和農(nóng)村的消費經(jīng)濟都得到了一定發(fā)展。消費市場必然涉及商品流通，而流通業(yè)作為生產(chǎn)和消費的橋梁和紐帶，無疑是引導(dǎo)消費經(jīng)濟發(fā)展的先導(dǎo)力量。我國各級政府也越來越重視流通業(yè)的發(fā)展，充分認(rèn)識到流通業(yè)增長對拉動內(nèi)需的重要作用?！笆泵鞔_指出，流通發(fā)展能夠?qū)崿F(xiàn)消費、引導(dǎo)消費和創(chuàng)造消費，要把發(fā)展現(xiàn)代流通業(yè)作為現(xiàn)階段擴大國內(nèi)消費市場的一個重要抓手。部分地區(qū)以“滿意消費惠萬家”活動貫徹落實“十”精神，不斷推進(jìn)流通業(yè)轉(zhuǎn)型升級。

學(xué)者們采用不同方法實證檢驗流通業(yè)增長對消費經(jīng)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(yè)對農(nóng)村居民消費的影響，丁凡凡（2012）則運用協(xié)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(yè)發(fā)展與居民消費的關(guān)系。但縱觀研究發(fā)現(xiàn)，大部分學(xué)者的研究以流通業(yè)對居民消費的影響系數(shù)固定為前提，能夠分析流通業(yè)對居民消費動態(tài)影響的文獻(xiàn)非常罕見。本文實證分析流通業(yè)增長對消費經(jīng)濟的動態(tài)影響。同時，考慮到我國二元經(jīng)濟的發(fā)展模式依然存在，故分城鎮(zhèn)和農(nóng)村兩個層面分別進(jìn)行探討。

研究方法、變量選取及數(shù)據(jù)處理

（一）研究方法

為了定量研究流通業(yè)增長對消費經(jīng)濟的動態(tài)影響，本文采用Akaike在1976年提出的狀態(tài)空間模型進(jìn)行實證。狀態(tài)空間模型屬于動態(tài)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(yù)測。狀態(tài)空間模型包括兩個參數(shù)方程，分別為量測方程（measurement equation）和狀態(tài)方程（state equation）。設(shè)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(tài)向量αt存在相關(guān)性，該狀態(tài)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(tài)方程，Zt表示k×m階的量測矩陣，Wt表示m×m階的狀態(tài)轉(zhuǎn)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(guān)。根據(jù)狀態(tài)空間模型的原理，兩個誤差向量應(yīng)滿足如下關(guān)系：

（2）

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

以式（1）為框架，可以將線性的固定參數(shù)模型擴展為可變參數(shù)的狀態(tài)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(fā)生變化的變系數(shù)向量，反映解釋變量xt對被解釋變量yt影響的動態(tài)性，γ為固定參數(shù)變量。假設(shè)變系數(shù)向量βt的變化滿足一階向量自相關(guān)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(shù)向量的系數(shù)，εt為隨機誤差項。根據(jù)狀態(tài)空間模型的原理，式（3）、式（4）的兩個誤差向量應(yīng)滿足如下關(guān)系：

（5）

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

（二）變量選取及數(shù)據(jù)處理

本文采用1996-2011我國城鎮(zhèn)和農(nóng)村的時間序列數(shù)據(jù)作為研究樣本，對城鎮(zhèn)和農(nóng)村兩個層面分別進(jìn)行實證檢驗。對各變量的選取及數(shù)據(jù)來源作如下說明：

1.被解釋變量：消費水平。基于數(shù)據(jù)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(biāo)，其中，以城鎮(zhèn)居民人均消費支出作為城鎮(zhèn)層面的被解釋變量，數(shù)據(jù)來源于1997-2012年《中國統(tǒng)計年鑒》；以農(nóng)村居民人均生活消費支出作為農(nóng)村層面的被解釋變量，數(shù)據(jù)來源于1997-2012年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。

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

在選取流通業(yè)勞動要素和資本要素指標(biāo)時，首先對流通業(yè)進(jìn)行界定?；跀?shù)據(jù)的可得性，選取批發(fā)和零售業(yè)、住宿和餐飲業(yè)兩大行業(yè)綜合作為流通產(chǎn)業(yè)體系。城鎮(zhèn)流通業(yè)勞動要素采用批發(fā)零售和住宿餐飲業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人數(shù)表示，農(nóng)村流通業(yè)勞動要素采用批發(fā)零售和住宿餐飲業(yè)鄉(xiāng)村就業(yè)人數(shù)表示，城鎮(zhèn)和農(nóng)村的相關(guān)數(shù)據(jù)分別來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。需要注意的是，由于2005年之前沒有批發(fā)零售業(yè)和住宿餐飲業(yè)兩大行業(yè)的具體數(shù)據(jù)，而分為批發(fā)零售貿(mào)易業(yè)和餐飲業(yè)，本文以這兩大行業(yè)的數(shù)據(jù)之和作為流通業(yè)數(shù)據(jù)。城鎮(zhèn)流通業(yè)資本要素采用批發(fā)零售和住宿餐飲業(yè)城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資完成額表示，農(nóng)村流通業(yè)勞動要素采用批發(fā)零售和住宿餐飲業(yè)農(nóng)村固定資產(chǎn)投資完成額表示，城鎮(zhèn)和農(nóng)村的相關(guān)數(shù)據(jù)分別來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。

3.控制變量：收入水平。一個地區(qū)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(zhèn)居民收入水平采用城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入表示，農(nóng)村居民收入水平采用農(nóng)村居民家庭人均純收入表示，數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。

受通貨膨脹的影響，一個地區(qū)的名義消費水平往往不能真實反映消費水準(zhǔn)，因此有必要根據(jù)價格指數(shù)對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行調(diào)整。同理，社會消費品零售額、固定資產(chǎn)投資額和居民收入水平也都需要根據(jù)相應(yīng)的價格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整。城鎮(zhèn)居民消費水平和收入水平均按城市居民消費價格指數(shù)進(jìn)行平減調(diào)整，農(nóng)村居民消費水平和收入水平均按農(nóng)村居民消費價格指數(shù)進(jìn)行平減，城鎮(zhèn)社會消費品零售額和農(nóng)村社會消費品零售額分別按城市商品零售價格總指數(shù)和農(nóng)村商品零售價格總指數(shù)表示。由于難以具體獲取城鎮(zhèn)和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，故對城鎮(zhèn)和農(nóng)村流通業(yè)固定資產(chǎn)投資完成額均按固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進(jìn)行平減。所有價格指數(shù)的數(shù)據(jù)來自1997-2011年《中國統(tǒng)計年鑒》。

流通業(yè)增長對消費經(jīng)濟動態(tài)影響的實證分析

（一）城鎮(zhèn)層面

1.模型設(shè)定。根據(jù)前述狀態(tài)空間模型理論，設(shè)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(tài)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(biāo)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(yè)從業(yè)人員數(shù)，Kt 表示t年流通業(yè)固定資產(chǎn)投資完成額，INCt表示t年居民人均收入。β0、β1均為固定參數(shù)，α1，t、α2，t、α3，t均為時變參數(shù)。ut為量測方程的誤差項，ε1，t、ε2，t、ε3，t分別為三個狀態(tài)方程的隨機誤差項。

2.實證結(jié)果及分析。城鎮(zhèn)層面相關(guān)變量的數(shù)據(jù)如表1所示。

根據(jù)式（6），采用卡爾曼濾波方法對城鎮(zhèn)層面的數(shù)據(jù)進(jìn)行實證檢驗，結(jié)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(tài)估計值分別為0.033、0.039和0.068。根據(jù)狀態(tài)空間模型的回歸結(jié)果可知，各個變量對城鎮(zhèn)居民消費水平均有顯著的影響，可見該回歸結(jié)果是比較穩(wěn)健的。為了更清晰地分析流通業(yè)各個變量對城鎮(zhèn)居民消費水平的動態(tài)影響，根據(jù)式（7）的回歸結(jié)果，給出時變參數(shù)α1，t、α2，t、α3，t的變化情況，具體如圖1、圖2、圖3所示。

根據(jù)式（7），城鎮(zhèn)居民收入水平的系數(shù)為0.885，且在1%的水平顯著，表明城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每提高1%，將帶動城鎮(zhèn)居民消費支出提高0.885%，這與以往大量研究得到的城鎮(zhèn)居民收入水平對消費支出水平有顯著正向推動作用的結(jié)論非常類似。由圖1可知，1996-2011年城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的彈性系數(shù)存在明顯的波動特征，且這種波動基本表現(xiàn)在1996-2004年期間，2004年以后該彈性系數(shù)呈平穩(wěn)增加，但增幅很小。在1996-1999年期間，我國城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的彈性系數(shù)呈顯著增加趨勢，產(chǎn)生這種現(xiàn)象的原因在于20世紀(jì)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(jìn)，國民經(jīng)濟不斷增長，人民生活水平不斷提高，小康社會不斷發(fā)展，尤其是國內(nèi)市場消費水平明顯提升。而消費市場的崛起為我國流通業(yè)的發(fā)展提供了強大動力，由于流通業(yè)的發(fā)展促進(jìn)國內(nèi)消費品市場的不斷擴張，因而能進(jìn)一步推動城鎮(zhèn)居民消費支出的增長。但是，1999-2001年期間，我國城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的彈性系數(shù)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(zhèn)消費零售的快速增長，進(jìn)而影響了城鎮(zhèn)消費零售市場擴張對城鎮(zhèn)消費水平的促進(jìn)作用。在2001-2004年期間，我國城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的彈性系數(shù)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(diào)整。2004年以后，我國城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的彈性系數(shù)基本穩(wěn)定，表明城鎮(zhèn)消費零售市場已不斷成熟，對城鎮(zhèn)消費水平的影響也基本穩(wěn)定下來。圖4描繪了城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的貢獻(xiàn)率（貢獻(xiàn)率計算公式為：δ = α1，t×100×（SELt/ SELt-1 - 1），其中，δ為貢獻(xiàn)率，SELt為t期社會消費品零售額，α1，t為城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的彈性系數(shù)），從中可以發(fā)現(xiàn)，整個樣本期間城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的貢獻(xiàn)率與彈性系數(shù)的變化趨勢基本保持一致。

由圖2可知，我國城鎮(zhèn)流通業(yè)勞動規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費支出的彈性系數(shù)呈現(xiàn)波動上升趨勢，說明我國城鎮(zhèn)流通業(yè)勞動規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的影響正婉轉(zhuǎn)式地提高。但是，從圖4也可以發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)流通業(yè)勞動規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的貢獻(xiàn)率并沒有出現(xiàn)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(zhèn)流通業(yè)從業(yè)人員的統(tǒng)計口徑發(fā)生變化，從表1的數(shù)據(jù)也可以看出，1996-2006年從業(yè)人員規(guī)模不斷縮小。由圖3可知，我國城鎮(zhèn)流通業(yè)資本規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費支出的彈性系數(shù)呈現(xiàn)“兩端平緩中間波動”的趨勢。尤其是在1996-1999年期間，城鎮(zhèn)流通業(yè)資本規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費支出的彈性系數(shù)趨于零，原因可能在于改革開放初期政府對流通業(yè)投資重視度不夠，以致流通業(yè)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(shù)的波動很大，原因可能是政策的調(diào)整使得流通業(yè)投資不斷提高，但由于流通業(yè)自身基礎(chǔ)設(shè)施薄弱，發(fā)展環(huán)境沒有達(dá)到理想狀態(tài)，致使其投資效率發(fā)揮不穩(wěn)定。

（二）農(nóng)村層面

根據(jù)式（6），采用卡爾曼濾波方法對城鎮(zhèn)層面的數(shù)據(jù)進(jìn)行實證檢驗，結(jié)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(tài)估計值分別為0.299、0.038和0.059。根據(jù)狀態(tài)空間模型的回歸結(jié)果可知，各個變量對城鎮(zhèn)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(yè)各個變量對農(nóng)村居民消費水平的動態(tài)影響，根據(jù)式（8）的回歸結(jié)果，給出時變參數(shù)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(jù)式（8）可知，農(nóng)村居民人均可支配收入每提高1%，將帶動農(nóng)村居民消費支出提高0.718%。由圖5可知，農(nóng)村消費零售規(guī)模對農(nóng)民消費水平的彈性系數(shù)存在明顯波動特征，尤其表現(xiàn)在1996-2006年期間，在2006年以后該彈性系數(shù)基本趨穩(wěn)。在1999年和2002年該系數(shù)均達(dá)到波峰，這與城鎮(zhèn)的情況基本類似。由圖6可知，我國農(nóng)村流通業(yè)勞動規(guī)模對農(nóng)民消費支出的彈性系數(shù)呈現(xiàn)“先波動后趨穩(wěn)”的特征，在2002年和1999年分別達(dá)到波峰和波谷。2005年以后，該系數(shù)基本穩(wěn)定，表明農(nóng)村流通業(yè)勞動規(guī)模對農(nóng)民消費支出的影響趨穩(wěn)。由圖7可知，我國農(nóng)村流通業(yè)資本規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費支出的彈性系數(shù)呈“U型”變化，且在2007年以后，該系數(shù)基本趨穩(wěn)，表明農(nóng)村流通業(yè)資本規(guī)模對農(nóng)民消費支出的影響也趨于穩(wěn)定。綜合觀察城鎮(zhèn)和農(nóng)村該系數(shù)的變化特征可知，兩者均于2007年以后趨于平穩(wěn)，表明我國流通業(yè)資本環(huán)境改革對消費的促進(jìn)作用在城鄉(xiāng)基本保持同步。

綜上所述，本文利用狀態(tài)空間模型的框架，實證檢驗了我國城鎮(zhèn)和農(nóng)村流通業(yè)增長對消費經(jīng)濟的動態(tài)影響。綜合實證結(jié)果得到結(jié)論如下：城鎮(zhèn)和農(nóng)村流通業(yè)發(fā)展對消費經(jīng)濟的影響均存在時變特征；城鎮(zhèn)、農(nóng)村消費零售規(guī)模對消費經(jīng)濟的影響均存在明顯波動，且波動特征類似；城鎮(zhèn)、農(nóng)村流通業(yè)勞動規(guī)模對消費經(jīng)濟的影響存在明顯不同的變化特征，其中城鎮(zhèn)為波動上升趨勢，農(nóng)村為中間波動兩端持穩(wěn)；城鎮(zhèn)和農(nóng)村流通業(yè)資本規(guī)模對消費經(jīng)濟的影響雖然存在差異，但基本同時趨于穩(wěn)定。

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