朱嵐嵐

內(nèi)容摘要：本文基于狀態(tài)空間模型分析框架，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。結果表明，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)和農(nóng)村消費零售規(guī)模、流通業(yè)資本規(guī)模對消費經(jīng)濟的影響具有一定的相似性，但城鎮(zhèn)和農(nóng)村流通業(yè)勞動規(guī)模對消費經(jīng)濟影響變化特征存在較明顯的差異。

關鍵詞：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，無疑是引導消費經(jīng)濟發(fā)展的先導力量。我國各級政府也越來越重視流通業(yè)的發(fā)展，充分認識到流通業(yè)增長對拉動內(nèi)需的重要作用。“十八大”明確指出，流通發(fā)展能夠實現(xiàn)消費、引導消費和創(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“十八大”精神，不斷推進流通業(yè)轉型升級。

學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)展與居民消費的關系。但縱觀研究發(fā)現(xiàn)，大部分學者的研究以流通業(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(jù)狀態(tài)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(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(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。假設變系數(shù)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(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）的兩個誤差向量應滿足如下關系：

（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(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?；跀?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，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（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。

在選取流通業(yè)勞動要素和資本要素指標時，首先對流通業(yè)進行界定?；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》。endprint

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，因此有必要根據(jù)價格指數(shù)對原始數(shù)據(jù)進行調(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)相應的價格指數(shù)進行調(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.模型設定。根據(jù)前述狀態(tài)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(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.實證結果及分析。城鎮(zhèn)層面相關變量的數(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(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(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)展促進國內(nèi)消費品市場的不斷擴張，因而能進一步推動城鎮(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(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)自身基礎設施薄弱，發(fā)展環(huán)境沒有達到理想狀態(tài)，致使其投資效率發(fā)揮不穩(wěn)定。endprint

（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(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）的回歸結果，給出時變參數(shù)α1，t、α2，t、α3，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。綜合實證結果得到結論如下：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。

參考文獻：

1.李駿陽，包偉，夏禹鋮.流通業(yè)對農(nóng)村居民消費影響的實證研究[J].商業(yè)經(jīng)濟與管理，2011（11）

2.丁凡凡.流通業(yè)發(fā)展與居民消費關系研究[D].首都經(jīng)濟貿(mào)易大學碩士學位論文，2012

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

4.冉凈斐.流通發(fā)展與消費增長的關系：理論與實證[J].商業(yè)時代，2008（1）

5.張連剛，李興蓉.中國流通業(yè)發(fā)展與居民消費增長的實證研究[J].廣東商學院學報，2010（4）endprint

（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(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）的回歸結果，給出時變參數(shù)α1，t、α2，t、α3，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。綜合實證結果得到結論如下：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。

參考文獻：

1.李駿陽，包偉，夏禹鋮.流通業(yè)對農(nóng)村居民消費影響的實證研究[J].商業(yè)經(jīng)濟與管理，2011（11）

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5.張連剛，李興蓉.中國流通業(yè)發(fā)展與居民消費增長的實證研究[J].廣東商學院學報，2010（4）endprint

（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(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）的回歸結果，給出時變參數(shù)α1，t、α2，t、α3，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。綜合實證結果得到結論如下：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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