《计量经济学》课程范文
我国城镇居民消费
与可支配收入关系的实证分析
【摘要】本文旨在对1999我国城镇年人均收入变动对年人均各种消费变动的影响进行实证分析。首先，我们综合了几种关于收入和消费的主要理论观点；进而我们建立了理论模型。然后，收集了相关的数据，利用EVIEWS软件对计量模型进行了参数估计和检验，并加以修正。最后，我们对所得的分析结果作了经济意义的分析，并相应提出一些政策建议。
一．问题的提出
随着市场经济的稳定繁荣和改革开放的深入发展，我国人均生活水平有了大幅度提高，其主要表现在人均可支配收入的增长。联系我国“九五”期间的情况看，政府为加快经济发展所使用的扩张性财政政策收效明显，各种金融资产的利率也多次下调，其结果使大量储蓄直接转化为投资，将后期消费转化为当期消费，大大激活了商品市场，使其流动性增强。投资的增加促使了商品的多元化快速发展。
90年代中期以来,短缺经济现象在我国基本消失,价格机制在资源配置中开始发挥基础性调节作用,市场供不应求的商品已很少见,供过于求的商品不断增加,价格开始出现持续下降。我国城镇居民收入高,消费量大,商品化程度高,其消费对农村居民有一定的示范作用,在消费结构的研究中占有重要的地位,因而研究分析城镇居民消费结构及特征,对拓宽消费品市场渠道,确定经济发展战略,适时调整和正确引导居民消费方向,促进经济增长具有重大意义。与此同时，改革开放以来的经济在从计划向市场转型的过程中，人民的消费水平、结构都发生了很大变化。在90年代后期我国更是首次出现了有效需求严重不足的状况，影响我国消费的因素就更成了一个热点问题。
针对这种现象，本文收集了我国“九五”期间首年和末年各省、市、自治区的相关截面数据，并加以实证分析及比较对比分析，分析我国“九五”政策对我国经济发展的影响。
二．经济理论陈述
<一>.西方经济学中关于消费与收入决定关系的有关理论假说
（一）凯恩斯绝对收入假说
对于
有（1），即会随收入的而增长 ，但其增量小于收入增量。
（2），即
由 可知
有，即收入的平均消费倾向递减。
绝对收入假说下的消费函数通常采用线性形式，
此时，函数符合假说和
（二）杜森贝利相对收入假说
1．由于消费的示范效应，消费支出不仅受消费者自身收入影响，而且受他人消费支出和收入影响。
2．由于消费的棘轮效应，消费支出不仅受消费者当前收入影响，而且受他过去收入和消费支出影响，尤其受具高峰时期收入和消费支出影响。
即
表示过去最高消费水平，对有其中表示过去最高收入水平。
（三）弗里德曼持久性收入假说
该假说把收入分解为持久性收入和暂时性收入，把分解为持久性消费和暂时性消费，有，
假定：
1．从而
2．，其中，是由利息率，消费者非人力资本财富 其他因素决定的，认为通常是相对稳定的常数。
3.与，与，与不相关，即，，，从而，因此，进而有。
所以：消费函数不清，在假设下，函数形式成为弗里德曼持久性收入假说消费函数的修正形成或弱形式。
〈二〉.有关消费结构对居民消费影响的理论
（一）消费结构是消费者为满足不同方面的需要，用于不同方面的消费支出在总消费支出中所占的比例关系。它是居民消费行为的重要内容。消费结构根本上说是由生产力发展水平决定的同时，又反过来对生产力发展水平产生重要影响。研究居民消费结构，对于正确引导消费，实现消费结构合理化，为产业结构调整提供理论依据，以促进经济发展有重要意义。
西方经济学家对消费支出的分类，一般有以下3种，
按吃、穿、住、用划分；
按消费对象基本属性划分，分为非耐用消费品、耐用消费品、劳务
按消费的社会功能分为生理消费和社会消费。
消费结构变化取决于多方面因素，其中志决定作用的是人均收入水平。恩格尔定律揭示了
两者的关系，用恩格尔系数=，作为衡量个人家庭消费结构，以至一国居民消费结构变化的指标，也成为衡量富国、穷国的标准，一般也随着收入的增加，恩系趋于下降。
（二）从整个人类社会发展过程看，消费结构变化一般规律可概括为四个转化
（1）从自给性消费为主的消费结构向商品性消费结构转化。
（2）在商品性消费结构中，吃为主的消费结构向穿用为主的消费结构转化。
（3）由物质性消费为主向精神和劳务性消费为主的结构转化。
（4）由商品消费结构向产品性消费结构转化。
（三）消费结构在其发展过程中呈现出来的不同阶段性特点，是由生产力发展的不同水平决定的。低级阶段特点是以吃穿两项占绝大比重，中级发展阶段吃穿退居次要地位，耐用消费品占主要地位；高级阶段上物质生活消费退居次要地位，文化精神生活消费上升为主要内容。
（四）.城镇居民消费模型的建立与估计目前国际上广泛采用“线性支出系统”或“扩展线性支出系统”(ExtendedLinearExpenditureSystem缩写为ELES)建立模型。线性支出系统是英国经济学家斯通(R·stone)于1954年提出的,是用效用函数直接推导出的一种较为复杂的需求系统研究(也称消费结构研究)。1973年经济学家路迟(C·Lluch)在线性支出系统基础上作了两点改进,又提出了扩展线性支出系统。
ELES用模型表示为PiXi=PiX0i+α*i(Y-ΣPiX0i)
i=1,2,…,n;0<α*i<1Σα*i<1
式中:PiXi——第i种商品人均消费总支出额;PiX0i——第i种商品基本需求量(最低限度消费量);Y——人均可支配收入;ΣPiX0i——人均基本需求总支出;α*i——第i种商品的边际消费倾向;1-Σα*i——边际储蓄倾向。模型可解释为:给定居民的收入水平Y,他们首先购买各种基本消费品PiX0i。
三、相关数据收集
在进行实证分析的过程中，所需要的数据，应是能够度量收入对消费倾向的影响的指标。在收入指标和消费倾向的选择上，我们所用的数据均来源于《中国统计年鉴》 所设模型的样本容量为30个左右，对于一元回归分析计算要求和目已经足够了。
表一.1999年各地区城镇居民家庭平均每人全年生活费支出
变量
各地区 X收入 Y1(食品支出 ) Y2(衣着 ) Y3(医疗保健) Y4(住房)
北 京 9182.76 2959.19 730.79 513.34 199.23
天 津 7649.83 2459.77 495.47 302.87 222.26
河 北 5365.03 1495.63 515.90 285.32 110.25
山 西 4342.61 1406.33 477.77 208.57 97.22
内蒙古 4770.53 1303.97 524.29 192.17 105.27
辽 宁 4898.61 1730.84 553.90 279.81 97.98
吉 林 4480.01 1561.86 492.42 218.36 97.42
黑龙江 4595.14 1410.11 510.71 277.11 84.67
上 海 10931.64 3712.31 550.74 346.93 292.32
江 苏 6538.20 2207.58 449.37 211.92 156.91
浙 江 8427.95 2629.16 557.32 435.69 272.57
安 徽 5064.60 1844.78 430.29 126.33 90.69
福 建 6859.81 2709.46 428.11 160.77 210.48
江 西 4720.58 1563.78 303.65 107.90 319.23
山 东 5808.96 1675.75 613.32 219.79 157.82
河 南 4532.36 1427.65 431.79 208.14 239.95
湖 北 5212.82 1783.43 511.88 201.01 274.96
湖 南 5815.37 1942.23 512.27 206.06 278.65
广 东 9125.92 3055.17 353.23 356.27 556.70
广 西 5619.54 2033.87 300.82 157.78 300.13
海 南 5338.31 2057.86 186.44 171.79 74.29
重 庆 5895.97 2303.29 589.99 236.55 153.08
四 川 5477.89 1974.28 507.76 203.21 179.63
贵 州 4934.02 1673.82 437.75 153.32 132.52
云 南 6178.68 2194.25 537.01 249.54 203.62
西 藏 6908.67 2646.61 839.70 209.11 69.04
陕 西 4654.06 1472.95 390.89 259.51 274.17
甘 肃 4475.23 1525.57 472.98 219.86 88.19
青 海 4703.44 1654.69 437.77 303.00 114.34
宁 夏 4472.91 1375.46 480.89 317.32 55.77
新 疆 5319.76 1608.82 536.05 235.82 166.81
表二.1995年各地区城镇居民家庭平均每人全年生活费支出
变量
各地区 X收入 Y1(食品支出 ) Y2(衣着 ) Y3(医疗保健) Y4(住房)
北 京 6235 2436.48 757.2 147.76 122.57
天 津 4929.53 2117.14 499.69 97.36 94.9
河 北 3921.35 1433.76 488.77 118.46 88.77
山 西 3305.98 1267.17 437.46 84.59 62.83
辽 宁 3706.51 1615.29 566.52 106.37 57.18
吉 林 3174.83 1330.41 449.24 101.5 58.09
黑龙江 3375.21 1338.58 525.1 118.48 53.23
上 海 7191.77 3120.33 561.1 112.82 114.03
江 苏 4634.42 1957.25 483.28 73.56 118.43
浙 江 6221.36 2476.21 605.68 196.29 191.1
安 徽 3795.38 1697.66 423.32 49.21 69.04
福 建 4506.99 2413.84 379.16 57.35 84.04
江 西 3376.51 1476.31 282.38 52.62 142.93
山 东 4264.08 1484.39 570.83 107.25 82.17
河 南 3299.46 1338.93 437.45 96.97 52.12
湖 北 4028.63 1680.6 532.36 88.42 100.08
湖 南 4699.23 1898.07 481.06 108.72 112.57
广 东 7438.7 3003.05 421.73 205.39 325.22
广 西 4791.87 2061.47 355 99.02 147.03
海 南 4770.41 2228.94 242.42 98.48 125.84
四 川 4002.92 1760.26 459.03 104.99 86.86
贵 州 3931.46 1748.58 390.87 77.91 72.9
云 南 4085.11 1808.71 438.57 141.26 82.47
陕 西 3309.68 1339.57 386.22 119.78 81.56
甘 肃 3152.52 1353.01 370.08 102.96 74.68
青 海 3319.85 1507.03 408.86 132.02 28.99
宁 夏 3382.81 1331.12 491.21 130.5 34.23
四.计量经济模型的建立
我们建立了下述的一般模型：Yi=α+X+Ｕt (i=1,2,3,4)
其中
Yi ——各地区城镇居民平均第i种物品消费
Ｃ ——常数项
——代定参数
X ——各地区城镇居民平均收入
Ｕt ——随即扰动项。
五、模型的求解和检验
我们分别利用EVIEWS软件，用最小二乘法进行回归分析及统计检验，并针对其中有自相关和异方差影响的方程，进行修正后再来估计参数。
各方程如下：
Y1= 28.26117+0.341614X Y2= 359.6067+0.02296X
(0.229796) (16.93639) (4.524146)(1.688777)
R2=0.908162 F=286.3414 DW=1.342728 R2=0.08998 F=2.851967 DW=1.697139
Y3= 52.46606+0.032013X Y4= 17.45969+0.0.034105X
(1.118259)(4.240647) (0.281288)(3.350183)
R2=0.382757 F=17.88309 DW=1.304749 R2=0.279032 F=11.22 DW=1.46219
〈一〉．经济意义的检验
从经济意义上来说居民消费支出应随着收入的增加而增加，边际消费倾向MPC应满足
0〈 MPC〈 1 ，根据OLS回归所得：
1=0.341614， 2=0.022016， 3=0.03263， 4=0.034105，
均大于0小于1，所以模型的参数估计是符合经济理论的。
i是样本回归方程的斜率，它表示我国城镇居民的边际消费倾向，说明年人均可支配收入每增加一元，将有i元用于消费支出，C是样本回归方程的截距，它表示不变可支配收入影响的自发消费行为,其符号与大小均符合经济理论和目前我国的实际情况。
〈二〉．统计推断的检验
（一）收入对食品支出的影响
R2=0.908162 说明总离差平方和的90.8163%被样本回归直线解释，仅有不足10%未被解释，因此样本回归直线对样本的拟合优度是很高的。
t=16.93639 查表t0.05=2.045 t>t0.05 n-2=29， 说明收入增加对食品支出影响显著
（二）收入对衣着支出的影响
R2=0.08998 模型整体拟合优度较差
t=1.688777<t0.05 说明收入增加对衣着支出影响不显著
（三）收入对医疗支出的影响
R2=0.382757 模型整体拟合优度较差
t=4.240647>t0.05 可支配收入对医疗指出有显著影响
（四）收入对住房支出的影响
R2=0.279032 模型整体拟合优度较差
t=3.350183>t0.05 可支配收入对住房支出有显著影响
〈三〉。计量经济的检验
（一）多重共线性检验
因为在我们的模型中只涉及一个解释变量，所以不存在多重共线性。
（二）.异方差性的检验
运用Goldfeld-Quandt检验，
将的样本观测值按升序排列，的样本观测值按原来与的对应关系排列，略去中心约
1/4即8个样本观测值，将剩下的22个样本观测值分成容量相近的两个子样本，每个子样本观测值个数分别为12，10，将所得结果列表如下：
Yi Y1(食品支出 ) Y2(衣着 ) Y3(医疗保健) Y4(住房)
E1(1---12)
E2(20—30) 132193.9
486805.5 48448.63
189943.6 40318.87
57030.87 77544.15
117995.3
F 3.6825110689 3.9205153 1.41449574 1.5216531
查表知F(10,10)(0.05) =2.98,
经比较，发现y1与y2 存在异方差性，y3 ,y4 不存在异方差性
用加权最小二乘法WLS进行修正。
修正y1（权重w=1/δi2）
2．修正y2（权重w=1/δi2）
同时：在graph作图（e2与x）分别如下：
随x的变化e2没有明显系统性变化，所以从图可以看出异方差性基本被消除，新方程如下：
y1=31.64204+0.342483x y2=373.5313+0.021704x
（三）.自相关的检验
用DW法检验方程的自相关性，各方程DW值列表如下：
Yi Y1(食品支出 ) Y2(衣着 ) Y3(医疗保健) Y4(住房)
d-w 1.885189 1.850053 1.394246 1.465219
ρ值=1-dw/2 0.302377 0.2673905
查表得Du=1.496 Dl=1.363 4-Du=4-1.496=2.504 4-D1= 4-1.363=2.637
发现在y3 与y4 有无自相关不可判断
1.用差分法修正y3,：
Dependent Variable: DY3
Method: Least Squares
Date: 05/28/02 Time: 13:43
Sample(adjusted): 2 31
Included observations: 30 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 49.24454 46.69891 1.054512 0.3007
DX 0.029361 0.010671 2.751380 0.0103
R-squared 0.212822 Mean dependent var 172.6982
Adjusted R-squared 0.184708 S.D. dependent var 78.50649
S.E. of regression 70.88626 Akaike info criterion 11.42437
Sum squared resid 140696.1 Schwarz criterion 11.51778
Log likelihood -169.3656 F-statistic 7.570090
Durbin-Watson stat 2.207329 Prob(F-statistic) 0.010289
修正后Dw=2.207329，落入无自相关区域，
差分方程为Y3=49.24454+0.029361x
还原方程为y3=70.5890+0.029361x
2.用差分法修正y4：
Dependent Variable: DY4
Method: Least Squares
Date: 05/28/02 Time: 13:47
Sample(adjusted): 2 31
Included observations: 30 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 10.52803 66.63885 0.157986 0.8756
DX 0.033717 0.014547 2.317753 0.0280
R-squared 0.160973 Mean dependent var 137.9786
Adjusted R-squared 0.131007 S.D. dependent var 107.5916
S.E. of regression 100.2967 Akaike info criterion 12.11848
Sum squared resid 281663.7 Schwarz criterion 12.21190
Log likelihood -179.7772 F-statistic 5.371977
Durbin-Watson stat 1.423089 Prob(F-statistic) 0.027990
结果发现修正效果并不明显，所以改用迭代法再次修正：
Dependent Variable: Y4
Method: Least Squares
Date: 05/28/02 Time: 13:48
Sample(adjusted): 2 31
Included observations: 30 after adjusting endpoints
Convergence achieved after 3 iterations
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 13.40803 55.39064 0.242063 0.8106
X 0.033634 0.009079 3.704586 0.0010
AR(1) 0.189958 0.190091 0.999304 0.3265
R-squared 0.292087 Mean dependent var 185.9650
Adjusted R-squared 0.239649 S.D. dependent var 106.2835
S.E. of regression 92.67722 Akaike info criterion 11.99076
Sum squared resid 231904.8 Schwarz criterion 12.13088
Log likelihood -176.8614 F-statistic 5.570133
Durbin-Watson stat 1.956053 Prob(F-statistic) 0.009435
发现dw=1.956053，落入无自相关区域。
这时，新方程为：y4=13.40803++0.033634x
（四）综上将实证分析结果列表如下：
y1=31.64204+0.342483x
(23.25272) (1637.045)
R2=1.0000 F=2799073 DW=1.885199 y2=373.5313+0.021704x
(4.524146) (1.688777)
R2=0.999017 F=258.729 DW=1.850053
Y3=70.5890+0.029361X
(1.054512) (2.751380)
R2=0.212822 F=7.57009 DW=2.207329 Y4=13.40803+0.033634x
(0.242063)( 3.704586)
R2=0.292087 F=5.570133 DW=1.956053
城市居民收入每增加一个单位，食品支出增加0.342483个单位，衣着支出增加0.021704个单位，医疗保健支出增加0.029361个单位，住房支出增加0。033717个单位，收入变化对食品支出影响最大。
95年四方程回归分别如下：
Y1=-30.22051+0.411573X
(0.224151) (14.87035)
R2=0.894791 F=221.1273 DW=1.487424 Y2=325.3995+0.018707X
(4.507346) (1.994259)
R2=0.132670 F=3.977667 DW=1.220731
Y3=39.97462+0.016069X
(7.749935) (3.145900)
R2=0.275699 F=9.896688 DW=1.749805 Y4=-63.54534+0.037449X
(-2.494787)(6.405207)
R2=0.591518 F=37.65032 DW=1.770216
六、结合1995年数据进行对比分析
支出项 常数项 收入系数 可决系数R2
Y1(食品支出 ) 95年 30.22051 0.411573 0.894791
99年 31.64204 0.342483 0.999
Y2(衣着 ) 95年 325.3995 0.018707 0.132670
99年 373.5313 0.021704 1.000
Y3(医疗保健) 95年 39.97462 0.016069 0.275699
99年 70.5890 0.029361 0.160973
Y4(住房) 95年 -63.54534 0.037449 0.591518
99年 13.40803 0.033634 0.292087
经分析：与95年相比，99年我国消费品时常承接往年国民经济出现了重大转机后带来的回升惯性，保持稳中有升，偏旺的良好态势。旺盛的消费需求对我国抵御世界经济寒流侵袭，国民经济保持快速稳定发展起到重要作用。这些主要因为亚洲金融危机发生后，亚洲各国普遍出现了减薪或工资冻结。大多数居民的名义收入和实际收入都有所下降。但是我国应对亚洲金融危机时期却采取了大幅度提高城镇低收入者与公职人员收入的非常之举。99年起，将国有企业下岗职工基本生活费，失业保险费和城镇居民最低生活保障水平提高了30%，离退休人员养老金水平提高了30%，机关事业单位职工工资水平提高了30%，并要求各地一次性补发拖欠的国有企业离退休人员统筹项目内的养老金等一系列启动消费需求的政策，也就符合了为什么我国在经济危机的影响和冲击下，99年对95年消费水平总体有了很大提高。这都是因为国家给了相关政策，收入水平有所提高，从政治角度分析，收入与消费有着显著的影响。
1.食品支出。R95=0.894791 R99=0.999，都较高，说明模型整体拟合优度较好，居民可支配收入对食品支出影响显著，但两者相比，99年食品支出占总支出分额有所下降。随着经济发展人民生活水平提高，用于食品支出比例下降，符合经济发展的一般规律。R95=0.84791，R99=0.999都较高说明模型的拟和优度很好，居民可支配收入对食品支出了显著影响，两者相比99年食品支出占总支出份额有所下降就符合了从整个人类社会发展过程，消费结构变化的一般规律。99年相比95年收入增加了，食品边际消费倾向下降，这也清楚的表明了我国经济不断向前发展。这也清楚的证实了：改革开放以来，在国民共同努力的情况下，我国国力不断提高，经济量快速发展现状。GDP每年增长高达7%以上。这是其他发展中国家和发达国家不能比拟的。从指数上可以看出：由于我国人均收入水平的提高，总消费支出也有了明显的提高。用于食品的消费金额也加大了很多。这都是因为随着人民的生活水平提高，人们对吃的要求已经不仅仅只限于温饱的阶段，而且从统计表明：我国农村居民生活水平已经达到了温饱而城镇居民生活已经达到小康水平。现在城镇居民在食品上是要吃得好、吃得精，体现生活水平和生活情调，而且不局限于在家里吃，要去饭馆就餐，以及节假日宴请宾客等等，这都使居民对食品支出的有了明显提高。
2．衣着支出。对比99，95年，人们用于衣着上的支出呈上升的趋势，对衣着的需求量也大幅度提高。说明随着收入的增加，居民未来衣着的消费倾向偏重于成衣化，高档化，衣着偏重于改善服装的质量。99、95年，人们用于衣着上的支出呈上升的趋势。对衣着的需求也大幅度提高，这就符合了在商品性消费结构中，吃为主的消费结构向穿为主的消费结构转化。从95年以来，处于国家第9个5年计划的发展阶段，对外开放的程度不断提高，娱乐，广告，衣服等行业繁荣发展，各类服装表演纷纷登场，这都使消费者有了一个向这方面消费的氛围。而且，现在随着收入的增加，居民衣着的消费偏重于成衣化，高档化，衣着偏重于改善服装的质量。这就说明现在和以前大大不同了，已经不再处于自己买布制衣的阶段，而且高档服装的价格大大上升，但对其的需求量也大大提高，这都是由于人们收入提高，有了对此消费的能力。而且比较注重于外表的美观，这对于体现一个人的出身，气质，文化素质，个人修养等多种方面有着外在的体现。所以人们更想通过衣着来包装，改变和完善自我。消费加大。这都促使衣着方面消费加大。
3.医疗保健的支出。经对比95.99年,人们在医疗保健支出上升幅度较大.随着人们收入的增加和生活消费水平的提高,人民对于疾病本身也特别重视,健康意识也大大的增强,而且这几年不断的对医疗制度进行改革,使以前国家给报销,公家出钱转换到自行支付,与依靠医疗保险等方面.而且对于现在从国外进口的新药,国家都是不给报销的了.再者如癌症一些长时间治疗,并且要进行高技术治疗的疾病,也有了治疗的方法.但要注意的是这种疾病耗资巨大,时间又非常长,有时几年,甚至几十年.同样从医学角度看,由于我国在此方面的重大突破,如内脏移植等也都可以进行了.但这笔花费要好几十万,从这几方面也可看出居民医疗支出明显加大的原因.
我们不能忽略的是,现代医疗保健支出已经不仅仅淤泥于生病的医疗费上,而在人民的日常生活中,保健品和器材的支出也成为了大头.家庭中近几年兴起了购买室内运动器材,而对于身体某部分有益的按摩器材的关注率与热衷程度也大大的提高.同时我们在市场中可以发现这些都是高档消费品.我们不能忽略的是由于人民生活水平的提高,对自身保健意识的增强,提高生活质量,对保健药品的需求量也成飞速发展,市场上的适合于个年龄阶段的保健药真是日新月异,层出不穷.所以我们可从中得出结论是人民随着生活水平的提高,支付能力的改善,对这方面的消费也逐年有所提高.
4.住房支出。对比95年与99年的数据看出,住房消费总的支出比重上有所下降,这说明在收入基数增加的同时,人们更多的支出是用在食品,衣着和医疗保健等方面上了.因为住房更换的周期具有较长性,与其他支出相比更具有稳定性,变化比例往往与人民的预期关系紧密。
从中国的实际国情出发,我们长期以来是处于住房公有化,居民所住住房不是祖上遗留下来的,就是公有住房,以比较低的价格租赁给个人,而且公有住房是不可以自由买卖的,市场上当时的商品住房也非常少.再者 我国的人均收入比较低,大多数人还没有自己购房的能力,并且在90年代中期没有政府支持的住房信贷发展缓慢,还有长期的传统意识使人们也并不偏好于贷款买房,对此怀有很多顾虑,所以它的边际消费倾向非常小.
对于为何99年比95年的边际倾向还小,我们有一个大胆的假设分析,99年中央和地方政府推出了取消福利分房制度,实行住房货币化分配,向居民出售旧的公有房产权,开放公有住房的二级市场和公积金贷款年限,大力推动住房个人消费信贷,及时下调消费信贷利率,扩大经济适用房投资规模等多方面综合措施.而在2000年及以后进行了最后一次大分房,基本是一次性的把住房卖给个人,而且价钱比较便宜,从此可以看出,在99年消费者是处于观望的态度,既停止了个人购买商品住房的行为,也没有购买国家所出售的旧公有住房,同时其二级市场没有运作起来致使这一年出现了购房相对停滞阶段,由此我们分析为何99年购买住房比重反会比95年低的原因就在于此。
七.政策建议
1.引导消费趋向。为全面提高和改善人民的生活水平，应提高在住房和医疗保健的支出，同时消费应考虑到长期的回报率，人们更应注重在金融保险证券行业和科技教育方面的投资。
2.由分析，医疗保健支出的边际消费倾向较小，一般的，医疗保健支出对经济增长的乘数效应较大，在实践中，应大力推进医疗改革进程，健全医疗保健体系，深入贯彻党中央“拉动内需，促进国民经济发展”的政策。
3．扩大总的消费支出。市场经济是重视消费的经济，社会再生产虽然是以生产为起点运行的，但是消费对生产也有能动的反作用，并在一定条件下具有决定性作用。因此要进一步明确消费在社会再生产中的地位，转变过去对消费的消极观念，降低储蓄，扩大投资，通过激活市场需求促进经济发展和社会进步。
参考文献
1. 李长风，《经济计量学》，上海财经大学出版社,1996.
2. 易丹辉、尹德光，《居民消费统计学》，中国人民大学出版社,1994
3. 肖宜滨，《买方市场下农民需求的实证分析》，中国农村观察,1998
4. 王健，《当代西方经济学流派概览》，国家行政出版社1998
5. 丁冰，《现代西方经济学说》，中国经济出版社1999
6. 褚时健、魏杰《微观经济运行需求主体--居民经济行为分析》，中国金融出版社 1992
教师点评：
分析居民消费与收入之间的关系是经济分析中的基本问题。本课程范文分析了我国城镇居民消费结构与收入水平的关系，并通过纵向对比分析了居民消费结构的变化特征。范文的选题具有理论与现实意义，分析的视角和侧重点具有一定新意。
从范文结构上看，全文基本上是按照计量经济分析的步骤进行的，包含理论背景分析、模型建立、数据收集、模型估计、模型检验以及结果分析等过程；同时，也按照范文的一般规范包括了范文摘要、问题提出、参考文献等要素。为了确保所建模型的有效性，范文用了较大篇幅对模型进行检验和修正，这是该文的一个特点，也是实证分析的关键之处。本文的另一特点是对实证结果进行了比较全面的分析，并给出了经济解释，最后还针对分析结果提出了笔者的看法。表明作者基本上掌握了运用计量经济学方法进行实证分析的核心思想。
范文的不足之处在于，第二部分的理论陈述与后面的模型建立显得有点脱节，如果将理论陈述改为文献述评，侧重分析已有研究的特点和不足，为后面模型建立奠定理论基础，则会增强范文的说服力。
当然，尽管范文存在一些不足之处，但限于本科学生对方法的掌握和分析问题的经验，作为在学习《计量经济学》过程中的习作，应该说是一篇比较好的课程范文。