【正文】 如下：中國城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出數(shù)據(jù)（19792008）（單位：元人民幣）設(shè)模型如下：Yi=β0+β1t+β2WTOi+β3（t WTOi）+ui用Eviews進(jìn)行估計(jì)，則輸出結(jié)果如下所示：所以，估計(jì)結(jié)果為：Y= + +*WTO () () () ()在t值要求不高的情況下，可以認(rèn)為在加入WTO前后斜率的變化是顯著的，即 + （WTO=0, 19792001）Y= + 1，（WTO=1, 20022008）四、時(shí)間序列分析 檢驗(yàn)19792008年我國城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出時(shí)間序列的平穩(wěn)性（1）時(shí)間序列圖我國城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出時(shí)間序列圖如下：上圖是1979年—2008年30年間我國表示城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出（用Y表示）序列的折線圖，縱坐標(biāo)單位是元。得：由上圖可知，小于顯著性水平1%的臨界值，所以，至少在99%的置信度下拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為二階差分序列不存在單位根，因而非平穩(wěn)序列經(jīng)過二階差分平穩(wěn)，所以是二階單整序列，即I（2）。（2）對(duì)CONSP、INP、SAVE因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)滯后期為1時(shí)：滯后期為2時(shí)：滯后期為3時(shí)：滯后期為4時(shí)：因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明：在5%顯著性水平下，滯后期數(shù)為1時(shí)，CONPS與INP互為因果，INP是引起SAVE變化的原因，SAVE與CONSP不存在因果關(guān)系。 由上圖可以看出，Dy時(shí)間序列的自相關(guān)函數(shù)在k=1，2時(shí)有峰值然后按指數(shù)衰減，偏自相關(guān)函數(shù)在k=1時(shí)有峰值然后呈指數(shù)或者正弦衰減，所以初步認(rèn)為Dy是一個(gè)ARMA(1,1)或ARMA(1,2)過程。為達(dá)成統(tǒng)一，我每年各種年利率進(jìn)行加權(quán)后作為全年的利率。由前面的理論，收入是決定消費(fèi)的主要因素。傳統(tǒng)的看法認(rèn)為，提高利率會(huì)刺激儲(chǔ)蓄，從而減少消費(fèi)。對(duì)中國人均消費(fèi)影響因素的實(shí)證分析一、理論基礎(chǔ)及數(shù)據(jù)1. 研究目的本文在現(xiàn)代消費(fèi)理論的基礎(chǔ)，分析建立計(jì)量模型，通過對(duì)1979——2008 年全國城鎮(zhèn)居民的人均消費(fèi)支出做時(shí)間序列分析和對(duì)2004—2008年各地區(qū)(31個(gè)省市)城鎮(zhèn)居民的人均消費(fèi)支出做面板數(shù)據(jù)分析，比較分析了人均可支配收入、消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)和銀行一年期存款利率等變量對(duì)居民消費(fèi)的不同影響。當(dāng)然現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)家也有不同意見，他們認(rèn)為利率對(duì)儲(chǔ)蓄的影響要視其對(duì)儲(chǔ)蓄的