計量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析模型

1、摘 要改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)呈迅速而穩(wěn)定的增長趨勢，由于分配機(jī)制和收入水平的變化，城鎮(zhèn)居民生活水平在達(dá)到穩(wěn)定小康之后，消費結(jié)構(gòu)和消費水平都出現(xiàn)了一些新的特點。本文旨在對近幾年，我國城鎮(zhèn)年人均收入變動對年人均各種消費變動的影響進(jìn)行實證分析。首先，我們綜合了幾種關(guān)于收入和消費的主要理論觀點；本文根據(jù)相關(guān)的數(shù)據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，運(yùn)用一定的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究方法，進(jìn)而我們建立了理論模型。然后，收集了相關(guān)的數(shù)據(jù)，利用EVIEWS軟件對計量模型進(jìn)行了參數(shù)估計和檢驗，并加以修正。最后，我們對所得的分析結(jié)果和影響消費的一些因素作了經(jīng)濟(jì)意義的分析，并相應(yīng)提出一些政策建議。并找到影響居民消費的主要因素。關(guān)鍵詞：居民消費；城

2、鎮(zhèn)居民；回歸；Eviews目 錄摘 要I前 言11 問題的提出22 經(jīng)濟(jì)理論陳述32.1西方經(jīng)濟(jì)學(xué)中有關(guān)理論假說32.2有關(guān)消費結(jié)構(gòu)對居民消費影響的理論43 相關(guān)數(shù)據(jù)收集64 計量經(jīng)濟(jì)模型的建立85 模型的求解和檢驗95.1計量經(jīng)濟(jì)的檢驗95.1.1模型的回歸分析95.1.2擬合優(yōu)度檢驗：105.1.3 F檢驗105.1.4 T檢驗115.2 計量修正模型檢驗：115.2.1 Y與x1的一元回歸125.2.2擬合優(yōu)度的檢驗125.2.3 F檢驗135.2.4 T檢驗：135.3經(jīng)濟(jì)意義的分析:146 政策建議15結(jié)論16參考文獻(xiàn)18城鎮(zhèn)居民消費模型分析前 言近年來，改革開放的影響不斷加大，人民

3、的物質(zhì)文化生活水平日益提高，消費水平和消費結(jié)構(gòu)都有了一定的調(diào)整，隨著城鎮(zhèn)化程度的提高，城鎮(zhèn)居民消費在整個國民經(jīng)濟(jì)中的地位日益重要，因此，對其進(jìn)行計量經(jīng)濟(jì)分析的十分有必要的。本文旨在對近15年我國城鎮(zhèn)年人均收入變動對年人均各種消費變動的影響進(jìn)行實證分析。人均收入和消費支出的有關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了計量經(jīng)濟(jì)的檢驗,通過兩者之間的動態(tài)關(guān)系研究發(fā)現(xiàn),居民人均收入與消費支出有長期的均衡關(guān)系,據(jù)此建立了居民人均收入和消費支出之間的長期均衡模型。結(jié)果顯示,收入是決定居民消費需求的基本因素,且現(xiàn)在收入的增長對消費的增長具有很重要的影響。首先，我們綜合了幾種關(guān)于收入和消費的主要理論觀點；進(jìn)而我們建立了理論模型。然后，收集

4、了相關(guān)的數(shù)據(jù)，利用EVIEWS軟件對計量模型進(jìn)行了參數(shù)估計和檢驗，并加以修正。最后，我們對所得的分析結(jié)果作了經(jīng)濟(jì)意義的分析，并相應(yīng)提出一些政策建議。政府應(yīng)制定合理的政策,促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定健康發(fā)展。1 問題的提出隨著市場經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定繁榮和改革開放的深入發(fā)展，我國人均生活水平有了大幅度提高，其主要表現(xiàn)在人均可支配收入的增長。聯(lián)系我國“九五”期間的情況看，政府為加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展所使用的擴(kuò)張性財政政策收效明顯，各種金融資產(chǎn)的利率也多次下調(diào)，其結(jié)果使大量儲蓄直接轉(zhuǎn)化為投資，將后期消費轉(zhuǎn)化為當(dāng)期消費，大大激活了商品市場，使其流動性增強(qiáng)。投資的增加促使了商品的多元化快速發(fā)展。90年代中期以來,短缺經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象在

5、我國基本消失,價格機(jī)制在資源配置中開始發(fā)揮基礎(chǔ)性調(diào)節(jié)作用,市場供不應(yīng)求的商品已很少見,供過于求的商品不斷增加,價格開始出現(xiàn)持續(xù)下降。我國城鎮(zhèn)居民收入高,消費量大,商品化程度高,其消費對農(nóng)村居民有一定的示范作用,在消費結(jié)構(gòu)的研究中占有重要的地位,因而研究分析城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)及特征,對拓寬消費品市場渠道,確定經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略,適時調(diào)整和正確引導(dǎo)居民消費方向,促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長具有重大意義。與此同時，改革開放以來的經(jīng)濟(jì)在從計劃向市場轉(zhuǎn)型的過程中，人民的消費水平、結(jié)構(gòu)都發(fā)生了很大變化。在90年代后期我國更是首次出現(xiàn)了有效需求嚴(yán)重不足的狀況，影響我國消費的因素就更成了一個熱點問題。我國人均消費受到哪些因素的影響？

6、如何把各個因素對人均消費的影響從定性化轉(zhuǎn)化為定量化？就個消費而言，個人消費主要受到個人收入、商品價格、個人消費偏好的影響。其中個人消費的影響因素個人收入和商品價格是很容易數(shù)量化的，至于個人消費偏好可以考慮前期消費量，因為前期消費可以反映個人消費偏好。那么，我國人均消費的主要影響因素可以確定為人均收入、商品價格、前期消費，上述分析符合相關(guān)的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論?；谌司M受到人均收入、商品價格、前期消費因素的影響。從中國統(tǒng)計年鑒找到了從1996-2010年人均消費以及人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、商品物價指數(shù)的官方數(shù)據(jù)。想借此來分析我國人均消費的影響因素以及它們具體是如何對消費產(chǎn)生影響的。針對這種現(xiàn)象，本文收集了我

7、國“九五”期間首年和末年各省、市、自治區(qū)的相關(guān)截面數(shù)據(jù)，并加以實證分析及比較對比分析，分析我國“九五”政策對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。2 經(jīng)濟(jì)理論陳述2.1西方經(jīng)濟(jì)學(xué)中有關(guān)理論假說（一）凱恩斯絕對收入假說凱恩斯以19291933年的經(jīng)濟(jì)大蕭條為時代背景，在通論中提出了“消費函數(shù)”的概念。凱恩斯認(rèn)為收入和消費之間存在函數(shù)關(guān)系。雖然收入水平、商品的價格水平、利率水平、收入分配狀況、消費者偏好、家庭財產(chǎn)狀況、消費信貸狀況、消費者年齡構(gòu)成、制度和風(fēng)俗習(xí)慣等因素都影響著居民的消費支出，但是在眾多的因素中有決定意義的是居民收入水平。因而凱恩斯用c=c(y)來表示消費和收入之間的關(guān)系，其中c表示消費支出，y表示收

8、入水平，邊際消費傾向MPC= c/ y,平均消費傾向APC=c/y。如果消費支出和收入水平之間存在線性關(guān)系，則邊際消費傾向為一常數(shù)，那么消費函數(shù)可表示為c= + y，其中 表示必不可少的自發(fā)的消費， 表示邊際消費傾向。凱恩斯的消費函數(shù)理論自問世以來受到很多經(jīng)濟(jì)學(xué)家的質(zhì)疑。美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家J.S.Duesenberry認(rèn)為消費者受自己過去的消費習(xí)慣以及周圍人們消費水平的影響來決定消費。F.Modigliani則認(rèn)為人們會在更長的時間范圍內(nèi)計劃他們的消費支出，以達(dá)到在他們整個生命周期內(nèi)消費的最佳配置。而諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎得主M.Friedman則認(rèn)為消費是由永久收入決定的，而不是由當(dāng)期的可支配收入決定的。

9、1對于以上的質(zhì)疑，我們有必要用實證的方法來驗證凱恩斯消費函數(shù)（二）杜森貝利相對收入假說1由于消費的示范效應(yīng)，消費支出不僅受消費者自身收入影響，而且受他人消費支出和收入影響。2由于消費的棘輪效應(yīng)，消費支出不僅受消費者當(dāng)前收入影響，而且受他過去收入和消費支出影響，尤其受高峰時期收入和消費支出影響。即,表示過去最高消費水平，對有其中表示過去最高收入水平。（三）弗里德曼持久性收入假說該假說把收入分解為持久性收入和暫時性收入，把分解為持久性消費和暫時性消費，有，,假定：1從而2，其中，是由利息率，消費者非人力資本財富 其他因素決定的，認(rèn)為通常是相對穩(wěn)定的常數(shù)。3.與，與，與不相關(guān)，即，從而，因此，進(jìn)而有

10、。所以：消費函數(shù)不清，在假設(shè)下，函數(shù)形式成為弗里德曼持久性收入假說消費函數(shù)的修正形成或弱形式。2.2有關(guān)消費結(jié)構(gòu)對居民消費影響的理論（一）消費結(jié)構(gòu)是消費者為滿足不同方面的需要，用于不同方面的消費支出在總消費支出中所占的比例關(guān)系。它是居民消費行為的重要內(nèi)容。消費結(jié)構(gòu)根本上說是由生產(chǎn)力發(fā)展水平?jīng)Q定的同時，又反過來對生產(chǎn)力發(fā)展水平產(chǎn)生重要影響。研究居民消費結(jié)構(gòu)，對于正確引導(dǎo)消費，實現(xiàn)消費結(jié)構(gòu)合理化，為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整提供理論依據(jù)，以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有重要意義。西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家對消費支出的分類，一般有以下3種，（1） 按吃、穿、住、用劃分；（2） 按消費對象基本屬性劃分，分為非耐用消費品、耐用消費品、勞務(wù)（3）

11、按消費的社會功能分為生理消費和社會消費。消費結(jié)構(gòu)變化取決于多方面因素，其中決定作用的是人均收入水平。恩格爾定律揭示了兩者的關(guān)系，用恩格爾系數(shù)作為衡量個人家庭消費結(jié)構(gòu)，以國居民消費結(jié)構(gòu)變化的指標(biāo)，也成為衡量富國、窮國的標(biāo)準(zhǔn)，一般也隨著收入的增加，恩格爾系數(shù)趨于下降。（二）從整個人類社會發(fā)展過程看，消費結(jié)構(gòu)變化一般規(guī)律可概括為四個轉(zhuǎn)化（1）從自給性消費為主的消費結(jié)構(gòu)向商品性消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化。（2）在商品性消費結(jié)構(gòu)中，吃為主的消費結(jié)構(gòu)向穿用為主的消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化。（3）由物質(zhì)性消費為主向精神和勞務(wù)性消費為主的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化。（4）由商品消費結(jié)構(gòu)向產(chǎn)品性消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化。（三）消費結(jié)構(gòu)在其發(fā)展過程中呈現(xiàn)出來的不同階段性

12、特點，是由生產(chǎn)力發(fā)展的不同水平?jīng)Q定的。低級階段特點是以吃穿兩項占絕大比重，中級發(fā)展階段吃穿退居次要地位，耐用消費品占主要地位；高級階段上物質(zhì)生活消費退居次要地位，文化精神生活消費上升為主要內(nèi)容。（四）城鎮(zhèn)居民消費模型的建立與估計目前國際上廣泛采用“線性支出系統(tǒng)”或“擴(kuò)展線性支出系統(tǒng)”建立模型。線性支出系統(tǒng)是英國經(jīng)濟(jì)學(xué)家斯通(R·stone)于1954年提出的,是用效用函數(shù)直接推導(dǎo)出的一種較為復(fù)雜的需求系統(tǒng)研究(也稱消費結(jié)構(gòu)研究)。1973年經(jīng)濟(jì)學(xué)家路遲在線性支出系統(tǒng)基礎(chǔ)上作了兩點改進(jìn),又提出了擴(kuò)展線性支出系統(tǒng)。ELES用模型表示為PiXi=PiX0i+*i(Y-PiX0i)i=1,2

13、,n;0<*i<1*i<1式中:PiXi第i種商品人均消費總支出額;PiX0i第i種商品基本需求量(最低限度消費量);Y人均可支配收入;PiX0i人均基本需求總支出;*i第i種商品的邊際消費傾向;1-*i邊際儲蓄傾向。模型可解釋為:給定居民的收入水平Y(jié),他們首先購買各種基本消費品PiX0i。3 相關(guān)數(shù)據(jù)收集在進(jìn)行實證分析的過程中，所需要的數(shù)據(jù)，應(yīng)是能夠度量收入對消費傾向的影響的指標(biāo)。在收入指標(biāo)和消費傾向的選擇上，我們所用的數(shù)據(jù)均來源于中國統(tǒng)計年鑒 所設(shè)模型的樣本容量為15個左右，對于一元回歸分析計算要求和目的已經(jīng)足夠了。數(shù)據(jù)涉及四個變量：人均居民消費、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、前期人

14、均居民消費、居民消費價格指數(shù)。人均國內(nèi)生產(chǎn)總值可以看成是人均收入，根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，消費和收入之間是存在一定的關(guān)系。收入是影響消費的，另外當(dāng)年的消費和前期的消費之間也存在一定的關(guān)系。因為前期消費反映消費者偏好，而消費偏好又影響當(dāng)年的消費。一般說來，一個國家人均消費去年消費1000元，那么今年消費不大可能是10000或者100，多半會在1000左右。當(dāng)商品價格總體上升時，消費者為了維持原有水平的消費，那么支出就會增加。1996-2010年中國城鎮(zhèn)居民消費統(tǒng)計數(shù)據(jù)年份當(dāng)期人均消費支出當(dāng)期人均可支配收入當(dāng)期價格指數(shù)前期消費人均支出消費比重恩格爾系數(shù)19963919.474838.90108.835

15、37.570.777648.7619974185.645160.30103.13919.470.787646.6019984331.615425.1099.44185.640.798444.6619994319.245854.0098.74331.610.788542.0720004998.006280.00100.84319.240.795939.4420014843.656859.60100.74998.000.774038.2020026029.887702.8099.04843.650.782837.6820036510.948472.20100.96029.880.768537.10

16、20047182.109421.60103.36510.940.762337.7020057942.8810493.00101.67182.100.757036.7020068696.5511759.50101.57942.880.739535.8020079997.4713785.80104.58696.550.725236.29200811242.8515780.80105.69997.470.712437.89200914619.7517174.7099.111242.850.708936.52201013471.4519109.40103.214619.750.701035.70 數(shù)據(jù)

17、來源：2011年中國統(tǒng)計年鑒4 計量經(jīng)濟(jì)模型的建立我們建立了下述的一般模型： ：y=a0+ax1+bx2+cx3+c其中 ：y為當(dāng)期城鎮(zhèn)人均消費支出， x1為當(dāng)期城鎮(zhèn)居民人均消費支出， x2為當(dāng)期價格指數(shù)， x3為前期城鎮(zhèn)人均消費指數(shù)支出， c為隨機(jī)擾動項5 模型的求解和檢驗我們分別利用EVIEWS軟件，用最小二乘法進(jìn)行回歸分析及統(tǒng)計檢驗，并針對其中有自相關(guān)和異方差影響的方程，進(jìn)行修正后再來估計參數(shù)。5.1計量經(jīng)濟(jì)的檢驗5.1.1模型的回歸分析利用Eviews軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行OSL分析，結(jié)果如下Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/

18、23/12 Time: 12:29Sample: 1996 2010Included observations: 15VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C7625.2215561.3781.3711030.1977X10.9631970.1815835.3044490.0003X2-72.1800254.74883-1.3183850.2142X3-0.3351340.266021-1.2598030.2338R-squared0.978886 Mean dependent var7486.099Adjusted R-squared0.

19、973128 S.D. dependent var3471.704S.E. of regression569.1062 Akaike info criterion15.74919Sum squared resid3562700. Schwarz criterion15.93800Log likelihood-114.1189 F-statistic169.9956Durbin-Watson stat2.101077 Prob(F-statistic)0.000000從估計可得模型：Y=7625.221+0.963197 X172.18002 X20.335134 X35.1.2擬合優(yōu)度檢驗：可

20、得到樣本擬合優(yōu)度R-squared=0.978886修正擬合優(yōu)度的系數(shù)為Adjusted-squared=0.973128即R2=0.9788 R2=0.9731由此計算結(jié)果表明，擬合優(yōu)度的值較高，估計的樣本回歸方程較好的擬合了樣本觀察值。5.1.3 F檢驗提出檢驗的原假設(shè)為 H0:a=b=c= 0對立假設(shè)為H1:至少有一個a(b、c)不等于零（i=1，2）由表1可得，F(xiàn)統(tǒng)計量為239.3986對于給定的顯著性水平=0.05，從附錄中查出分子自由度為3，分母自由度為11的F分布上側(cè)分位數(shù)F0.025(3,11)=2.66。因為F=239.3986>2.66，所以否定H0，總體回歸方程是顯

21、著的，即認(rèn)為在我國人均消費支出與可支配收入、價格指數(shù)、前期消費指數(shù)之間存在著顯著的線性關(guān)系。5.1.4 T檢驗提出檢驗的原假設(shè)為H0：a1=0,i=1,2由表1，得t統(tǒng)計量為a的t-statistic=5.304449b的t-statistic=-1.318385c的t-statistic=-1.259803對于給定的顯著性水平=0.05，從附錄中可查出，自由度v=11的t分布雙側(cè)分位數(shù)t0.025（11）=2.2010，因為a=5.304449> t0.025（11）=2.2010，所以否定H0，即認(rèn)為在我國人均消費支出與可支配收入、價格指數(shù)、前期消費指數(shù)之間存在著顯著的線性關(guān)系。 b

22、=|-1.318385|=1.318385< t0.025（11）=2.2010，所以不否定H0，即認(rèn)為在我國人均消費支出與可支配收入、價格指數(shù)、前期消費指數(shù)不之間存在著顯著的線性關(guān)系。c=|-1.259803|=1.259803< t0.025（11）=2.2010，所以不否定H0，即認(rèn)為在我國人均消費支出與可支配收入、價格指數(shù)、前期消費指數(shù)不之間存在著顯著的線性關(guān)系。通過以上分析該模型通過經(jīng)濟(jì)意義檢驗，擬合優(yōu)度檢驗，F(xiàn)檢驗，a通過了t檢驗，b、c沒有通過t檢驗，所以應(yīng)該剔除b、c繼續(xù)進(jìn)行修正檢驗。5.2 計量修正模型檢驗：為了得到較高的擬合值，對解釋變量做以下分析：除x1以外，

23、包括常數(shù)項在內(nèi)的所有變量的t值相伴概率均遠(yuǎn)大于O05都不滿足t檢驗時的顯著性水平。所以要對模型進(jìn)行調(diào)整，重新進(jìn)行估計。鑒于此情況，對每個變量分別進(jìn)行一元回歸，以期找到擬合優(yōu)度最高的變量，并以此為基礎(chǔ)。5.2.1 Y與x1的一元回歸Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/23/12 Time: 12:37Sample: 1996 2010Included observations: 15VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C243.9552369.89800.6595200.52

24、11X10.7334180.03407421.524410.0000R-squared0.972706 Mean dependent var7486.099Adjusted R-squared0.970607 S.D. dependent var3471.704S.E. of regression595.2046 Akaike info criterion15.73925Sum squared resid4605491. Schwarz criterion15.83366Log likelihood-116.0444 F-statistic463.3002Durbin-Watson stat2

25、.857010 Prob(F-statistic)0.000000從估計可得模型：Y=243.9552+0.733418 X15.2.2擬合優(yōu)度的檢驗由以上可知： R-squared=0.992706擬合優(yōu)度的系數(shù)為Adjusted-squared=0.990607即R2=0.9927 R2=0.9906計算結(jié)果表明，估計的樣本回歸方程較好的擬合了樣本觀察值。5.2.3 F檢驗提出檢驗的原假設(shè)為 H0：a=0對立假設(shè)為H1:至少有a不等于零（i=1，2）由表1可得，F(xiàn)統(tǒng)計量為F-statistic=463.3002對于給定的顯著性水平=0.05，從附錄中查出分子自由度為1，分母自由度為13的F

26、分布上側(cè)分位數(shù)F0.025(1,13)=3.14。因為F=463.3002>3.14，所以否定H0，總體回歸方程是顯著的，即認(rèn)為在我國人均消費支出與可支配收入、價格指數(shù)、前期消費指數(shù)之間存在著顯著的線性關(guān)系。5.2.4 T檢驗：提出檢驗的原假設(shè)為H0：a1=0,i=1,2由表1，得t統(tǒng)計量為a1的t-statistic=21.5244對于給定的顯著性水平=0.05，從附錄中可查出，自由度v=1的t分布雙側(cè)分位數(shù)t0.025（1）=12.7062，因為t1=21.5244> t0.025（1）=12.7062，所以否定H0，即認(rèn)為在我國人均消費支出與可支配收入、價格指數(shù)、前期消費指數(shù)

27、之間存在著顯著的線性關(guān)系。過以上分析該模型通過經(jīng)濟(jì)意義檢驗，擬合優(yōu)度檢驗，F(xiàn)檢驗，a通過了t檢驗。 由此模型結(jié)果表明，擬合優(yōu)度的值更高，變量X1可以更好地解釋被解釋變量Y。估計的樣本回歸方程更好的擬合了樣本觀察值.5.3經(jīng)濟(jì)意義的分析:從國民經(jīng)濟(jì)核算的角度來看，消費、投資、出口構(gòu)成了國內(nèi)生產(chǎn)總值的三大需求，其中，消費是三大需求中最穩(wěn)定、最重要的部分。根據(jù)本文舉例的1996年2010年的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)。消費比重由1996年的77.76增加到2008年的70.10，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，當(dāng)發(fā)展較成熟時，消費比重有所下降，反之，當(dāng)經(jīng)濟(jì)相對低迷的時候，消費仍然是穩(wěn)定增加，從而導(dǎo)致比重上升。由最終確定的模型可知

28、，當(dāng)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每增加l元，人均消費支出就會增加046元，在一定程度上也表明了居民消費需求對我國經(jīng)濟(jì)的支撐作用尤為關(guān)鍵。進(jìn)一步分析，根據(jù)聯(lián)合國糧農(nóng)組織的標(biāo)準(zhǔn)劃分：恩格爾系數(shù)在61%以上為貧困，51%59為溫飽，41%49為小康，30%39為富裕，30%以下為最富裕。我國的恩格爾系數(shù)由1996年的48.76降到2010年的35.70，說明我國城鎮(zhèn)居民的食品消費水平正在逐步向發(fā)展型和享受型消費階段過渡。6 政策建議1.引導(dǎo)消費趨向。為全面提高和改善人民的生活水平，應(yīng)提高在住房和醫(yī)療保健的支出，同時消費應(yīng)考慮到長期的回報率，人們更應(yīng)注重在金融保險證券行業(yè)和科技教育方面的投資。2. 擴(kuò)大總的

29、消費支出。市場經(jīng)濟(jì)是重視消費的經(jīng)濟(jì)，社會再生產(chǎn)雖然是以生產(chǎn)為起點運(yùn)行的，但是消費對生產(chǎn)也有能動的反作用，并在一定條件下具有決定性作用。因此要進(jìn)一步明確消費在社會再生產(chǎn)中的地位，轉(zhuǎn)變過去對消費的消極觀念，降低儲蓄，擴(kuò)大投資，通過激活市場需求促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會進(jìn)步。 3. 增加農(nóng)民收入：建立城鎮(zhèn)居民增長暢銷機(jī)制加快農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，多渠道促進(jìn)農(nóng)民增收建立健全收入分配機(jī)制調(diào)節(jié)；改善居民消費結(jié)構(gòu)：積極拓寬消費領(lǐng)域更新居民消費觀念強(qiáng)化消費市場監(jiān)督管理。 4. 總之，運(yùn)用上述模型分析我國城鎮(zhèn)居民的消費情況，可以了解各種因素對消費情況的不同影響，為居民消費結(jié)構(gòu)分析提供依據(jù)。并對擴(kuò)大城鎮(zhèn)居民消費需求的重點與難點探

30、討給予幫助。同時，在使用該模型時要注意結(jié)合模型自身和消費本身的特性。因為模型本身的動態(tài)的，不同的時間周期內(nèi)影響它的主要因素不一定是相同的，屆時就需要有效的預(yù)測較近幾年的居民的人均消費情況，才能得到有效合理的結(jié)果。結(jié)論1從數(shù)據(jù)來看?？芍涫杖雽οM支出有著重要的影響。居民的消費支出隨著居民的可支配收入逐年增加而有相應(yīng)的增長。2.從檢驗上可以看出，可支配收入逐年增加是消費支出增長的主要原因，但并非唯一原因。消費支出同時還受到可支配收入、價格指數(shù)、前期消費指數(shù)的影響。所以在研究如何擴(kuò)大內(nèi)需，鼓勵消費，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長時，要將提高居民的可支配收入作為重要的而研究對象，結(jié)合相關(guān)因素考慮。3.通過以上的實證分析，我們對1996年2010年全國人均城鎮(zhèn)居民收入與消費性支出之間數(shù)量關(guān)系的基本規(guī)律有了初步了解。得到居民消費與收入高度正相關(guān)，收入水平確實是決定消費水平的最主要因素。所以應(yīng)著力增加居民收入，這樣才能提升居民的消費能力，推動該市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。當(dāng)然也要重視非收入因素對消費的制約，如改善消費環(huán)境，完善相關(guān)配套措