我国城镇居民消费与可支配收入的实证分析
一、问题的提出
改革开放以来，随着国家经济体制的改革和对经济的大力发展，我国的人均生活水平较改革开放前有了很大提高，人均可支配收入大幅增长。现在正处于我国第十一个五年规划期间，针对近年来，我国居民最终消费需求不断下降，其中一个重要原因就是收入水平偏低的问题《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十一个五年规划的建议》提出了在“十一五”时期，要使“城乡居民收入水平和生活质量普遍提高”，在居住、交通等方面“条件有较大改善”。这就预示着，“十一五”时期，在确保城乡居民收入水平有所提高的基础上，人们的购买欲望会被进一步调动起来。
2010年为“十一五”规划的最后一年，因2010年数据尚未统计发布，故本文收集了我国“十一五”规划的第一年，即2005年的数据和 2008年的数据，并加以实证分析和比较对比分析，分析我国“十一五”规划对居民生活水平的影响。
二、经济理论陈述
凯恩斯绝对收入假说
对于c =f (y ) APC =C (y ) y MPC =C '(y )
有（1）0
C (y ) fy
，即MPC
C '(cy ) -
y C (y ) y
由APC =C (cy ) y 可知d (APC )
dy
=
C '(y ) -y -C (y )
=
y 2
有d (APC ) dy 00
c ≠a +by 符合假说0APC =b +
a
，函数y
三、模型设定
建立下述的一般模型：Y i i =α+βx +u i (i=1,2,3,4，5,6,7,8) 其中Y i ——各地区城镇居民平均第i 类消费
α——截距系数 β——斜率系数
X ——各地区城镇居民的平均收入 u i ——随机扰动项
四、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。
表一.2003年各地区城镇居民家庭平均每人全年生活费支出
表二.2003年各地区城镇居民家庭平均每人全年生活费支出
五、模型的估计与调整
运用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性影响的方程，进行修正后再来估计参数。 1、 估计参数 表
1
由表1得：Y1的方程如下：Y1=552.3167+0.228199X (2.442542) (10.68974)
F=114.2704 R 2=0.792057 DW=1.326629 表
2
由表2得：Y2的方程如下：Y2=486.5439+0.030472X (4.571540) (3.032762)
F=9.197647 R 2 =0.234648 DW=1.721645 表
3
由表3得：Y3的方程如下：Y2=135.2359+0.063829X (1.763998) (8.819120)
F=77.77687 R 2=0.721647 DW=1.937171 表4
由表4得：Y4的方程如下：Y4=-9.582755+0.043781X (-0.237817) (11.550896)
F=132.4563 R 2=0.815335 DW=1.826503
表
5
由表5得：Y5的方程如下：Y5=97.78475+0.048290X (1.065594) (5.574133)
F=31.07096 R 2=0.508768 DW=1.233988 表6
由表6得：Y6的方程如下：Y6=-563.4633+0.148216X (-4261891) (11.87497)
F=141.0148 R 2=0.824577 DW=1.900972
表
7
由表7得：Y7的方程如下：Y7=-328.4008+0.135741X (-3.732733) (16.34307)
F=267.0960 R 2=0.899023 DW=1.782632 表
8
由表8得：Y8的方程如下：Y8=-25.32887+0.029874X (-0.710893) (8.881363)
F=78.87861 R 2=0.724464 DW=1.897191
2、 经济意义检验
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：
β1=0.228199 β2=0.030472 β3=0.063829 β4=0.043781 β5=0.048290 β6=0.148216 β7=0.135741 β8=0.029874
均大于0小于1，所以模型的参数估计是符合经济理论的。
βi 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，α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。 3、 统计推断的检验
①收入对食品支出的影响
R 2=0.792057说明总离差平方和的79.2057%被样本回归直线解释，有21%未被解释，因此样本回归直线对样本的拟合优度比较高的。
t=10.68974查表t 0.05=2.763 t>t 0.05 n-2=28， 说明收入增加对食品支出影响显著
②收入对衣着支出的影响
R 2 =0.234648模型整体拟合优度较差
t=3.032762
R 2=0.721647 模型整体拟合优度较好
t=8.819120>t 0.05, 可支配收入对居住有显著影响 ④收入对家庭设备及服务的影响
R 2=0.815335模型整体拟合优度较好
t=11.550896>t 0.05, 可支配收入对住家庭设备及服务有显著影响 ⑤收入对医疗保健的影响
R 2=0.508768模型整体拟合优度一般
t=5.574133>t 0.05, 可支配收入对医疗保健有显著影响 ⑥收入对交通通信的影响
R 2=0.824577模型整体拟合优度较好
t=11.87497>t 0.05可支配收入对交通通信有显著影响。 ⑦收入对教育文化娱乐的影响
R 2=0.899023模型整体拟合优度较好
t=16.34307>t 0.05可支配收入对教育文化娱乐有显著影响。 ⑧收入对杂项商品和服务的影响
R 2=0.724464模型整体拟合优度较好
t=8.881363>t 0.05可支配收入对对杂项商品和服务有显著影响
4、 多重共线性检验
因为在所建立模型中只涉及一个解释变量，所以不存在多重共线性。
5、 异方差性的检验
在Eviews 软件中，运用Goldfeld-Quandt 检验法，将x （收入）以递增型排序，构造子样本区间，建立回归模型，本文中样本容量n=30，删除中间1/4的观测值，约大约8个观测值，余下部分平分为两个样本区间：1—11、20—30，样本个数为n 1=n 2=11。用OLS 方法求解。将得到的OLS 回归结果整理后得到表9：
查F 分布表得：F 0.05(9,9)=3.18，结合表得，Y3,Y6,Y8的F 值大于F 0.05(9,9)，故，Y3,Y6,Y8的模型存在异方差。而Y1,Y2,Y4,Y5,Y7的模型不存在异方差。
则运用加权最小二乘法（WLS ）对Y3,Y6,Y8进行修正： ①修正Y3:权数（w=1/x 2） 表10
得到新的Y3的模型方程：Y3=66.98557+0.070954X (0.593036) (5.618258) F=31.56482 R 2=0.755456 DW=1.376506
②修正Y6权数（w=1/sqr（x ）） 表11
得到新的Y6的模型方程：Y6=-553.2527+0.147216X
(-4.086103) (10.78944)
F=116.4119 R 2=0.668601 DW=1.874345
③修正Y8权数（w=1/x 2）表
12
得到新的Y8的模型方程：Y8=28.83396+0.024198X
(0.454291) (3.409774)
F=11.62656 R 2=0.531189 DW=1.964691
6、 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：
查D-W 表，n=30，k （解释变量个数）=1，则下线临界值d L =1.352,上线临界值d U =1.489. 4-d U =2.511
则：0
d U
0
d U
0
d U
d U
d U
用Gochrane-orcutt 迭代法进行自相关修正
① 对Y1进行修正：
表14
修正后Dw=1.945751，落入无自相关区域
则修正后的Y1的模型方程Y1=490.7304+0.234225X
(2.105283) (11.09569)
F=62.09259 R 2=0.816014 DW=1.945751
②对Y3进行修正
表
15
修正后Dw=1.857389，落入无自相关区域
则修正后的Y1的模型方程Y3=134.1181+0.062921X
(1.657732) (8.383179)
F=36.31178 R 2=0.721735 DW=1.857389
③ 对Y5进行修正
表
16
修正后DW=1.824882，落入无自相关区域
则修正后的Y1的模型方程Y5=103.2613+0.047800X
(1.120692) (5.800978)
F=19.39739 R 2=0.580804 DW=1.824882
则得到最终的05年的回归方程为
0.234225个单位，衣着支出增加0.030472个单位，居住支出增加0.062921个单位，家庭设备及服务支出增加0.043781个单位，医疗保健增加0.047800个单 位，交通通信增加0.147216个单位，教育文化娱乐支出增加0.135741个单位，杂项商品和服务支出增加0.024198个单位。收入变化对食品支出影响最大。 08年回归方程
六、结论
将08年数据与05年数据按照支出项目（被解释变量）的不同进行对比分析
1. 食品支出。05年R 2=0.816014 ，09年R 2=0.519017 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，2008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。
05年 =0.816014 ，09年R2=0.519017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有显著影响，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。2008年相比2005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：我国的十一五计划是有效的，它基本完成了改善民生的任务。从指数上的出的结论为：由于我国人均收入水平的提高，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。
2．衣着支出。相比于2005年，2009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高档化，时尚化。从2005年和2009年的截面数据看，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2005年以来，处于国家第十一个五年计划的发展阶段，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。在社会越来越发展的今天，时尚已经不仅仅是被年轻人所追逐。大部分人都会通过提高外部装扮来提高自身的整体形象。
3、居住支出，对比于2005年，2009年的居住支出基数及常数项更大了，而且所占收入的比例也提高了，这是由于近几年节节攀张的房价所致。而且住房原本就是一项固定的需求，且人们的需求质量越来越高。
4、家庭设备及服务，家庭设备及服务涉及范围很广，包括家用电器，物业服务等一些能为人们生活提供方便的电器和服务，在这一项支出上，2009年要比2005年整体增长，随着生活水平的提高，人们达到小康水平后，便会更注重生活质量的提高，人们的这种需求就直接反映在家庭设备及服务这项支出上。
5. 医疗保健的支出。经对比2005年.2008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, 而且国家对医疗制度进行改革, 医疗保险制度住家建立并完善。
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, 人们对保健品和保健器材的需求也渐渐增多、随着人们生活水平越来越好，生活节奏越来越快，人们对健康的关注越来多。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.
6、交通通信，2009年相比较2005年，人民生活水平提高了，交通通信所占比
重逐渐减小，且交通越来越便利，人们出行很方便，因此交通通信也不再成为人们的支出中一样项很重要的支出。
7、教育文化娱乐。国家对教育和文化事业的大力投入和支持，使得居民的支出减少。另一方面将生活的快节奏也使很多人疏于对文化生活的关注，此项目之所以还能保持一定水平是因为娱乐项目上的支出增多。
七、基于计量分析结论的建议
1、加大对房地产行业的规范和约束引导，希望房价能保持一个人民普遍能承受的范围，真正做到使人民“安居”
2、进一步完善医疗体制和社会保障制度，是人民能劳有所得、病有所醫、老有所養。
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。
就总体而言，国家在“十一五”期间基本完成了所计划的目标，关注民生问题，国家在教育，医疗，就业，节能减排等多方面做出了不菲的成绩，相信下一个五年计划会更好。
八、参考文献：
1、庞浩，李南成. 计量经济学[M].第二版. 成都：西南财经大学出版社，2002
2、庞浩. 计量经济学[M].北京：科学出版社，2007
3、刘辉煌，西方经济学[M].北京：中国金融出版社，2003
4、刘伟. 实现经济均衡增长的关键[J].新财经,2006，(3).
5、褚时健、魏杰微. 观经济运行需求主体--居民经济行为分析[M].北京：中国金融出版社，1992
6、中华人民共和国国民经济和社会发展第十一个五年规划纲要[M].新华社，2006
我国城镇居民消费与可支配收入的实证分析
一、问题的提出
改革开放以来，随着国家经济体制的改革和对经济的大力发展，我国的人均生活水平较改革开放前有了很大提高，人均可支配收入大幅增长。现在正处于我国第十一个五年规划期间，针对近年来，我国居民最终消费需求不断下降，其中一个重要原因就是收入水平偏低的问题《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十一个五年规划的建议》提出了在“十一五”时期，要使“城乡居民收入水平和生活质量普遍提高”，在居住、交通等方面“条件有较大改善”。这就预示着，“十一五”时期，在确保城乡居民收入水平有所提高的基础上，人们的购买欲望会被进一步调动起来。
2010年为“十一五”规划的最后一年，因2010年数据尚未统计发布，故本文收集了我国“十一五”规划的第一年，即2005年的数据和 2008年的数据，并加以实证分析和比较对比分析，分析我国“十一五”规划对居民生活水平的影响。
二、经济理论陈述
凯恩斯绝对收入假说
对于c =f (y ) APC =C (y ) y MPC =C '(y )
有（1）0
C (y ) fy
，即MPC
C '(cy ) -
y C (y ) y
由APC =C (cy ) y 可知d (APC )
dy
=
C '(y ) -y -C (y )
=
y 2
有d (APC ) dy 00
c ≠a +by 符合假说0APC =b +
a
，函数y
三、模型设定
建立下述的一般模型：Y i i =α+βx +u i (i=1,2,3,4，5,6,7,8) 其中Y i ——各地区城镇居民平均第i 类消费
α——截距系数 β——斜率系数
X ——各地区城镇居民的平均收入 u i ——随机扰动项
四、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。
表一.2003年各地区城镇居民家庭平均每人全年生活费支出
表二.2003年各地区城镇居民家庭平均每人全年生活费支出
五、模型的估计与调整
运用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性影响的方程，进行修正后再来估计参数。 1、 估计参数 表
1
由表1得：Y1的方程如下：Y1=552.3167+0.228199X (2.442542) (10.68974)
F=114.2704 R 2=0.792057 DW=1.326629 表
2
由表2得：Y2的方程如下：Y2=486.5439+0.030472X (4.571540) (3.032762)
F=9.197647 R 2 =0.234648 DW=1.721645 表
3
由表3得：Y3的方程如下：Y2=135.2359+0.063829X (1.763998) (8.819120)
F=77.77687 R 2=0.721647 DW=1.937171 表4
由表4得：Y4的方程如下：Y4=-9.582755+0.043781X (-0.237817) (11.550896)
F=132.4563 R 2=0.815335 DW=1.826503
表
5
由表5得：Y5的方程如下：Y5=97.78475+0.048290X (1.065594) (5.574133)
F=31.07096 R 2=0.508768 DW=1.233988 表6
由表6得：Y6的方程如下：Y6=-563.4633+0.148216X (-4261891) (11.87497)
F=141.0148 R 2=0.824577 DW=1.900972
表
7
由表7得：Y7的方程如下：Y7=-328.4008+0.135741X (-3.732733) (16.34307)
F=267.0960 R 2=0.899023 DW=1.782632 表
8
由表8得：Y8的方程如下：Y8=-25.32887+0.029874X (-0.710893) (8.881363)
F=78.87861 R 2=0.724464 DW=1.897191
2、 经济意义检验
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：
β1=0.228199 β2=0.030472 β3=0.063829 β4=0.043781 β5=0.048290 β6=0.148216 β7=0.135741 β8=0.029874
均大于0小于1，所以模型的参数估计是符合经济理论的。
βi 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，α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。 3、 统计推断的检验
①收入对食品支出的影响
R 2=0.792057说明总离差平方和的79.2057%被样本回归直线解释，有21%未被解释，因此样本回归直线对样本的拟合优度比较高的。
t=10.68974查表t 0.05=2.763 t>t 0.05 n-2=28， 说明收入增加对食品支出影响显著
②收入对衣着支出的影响
R 2 =0.234648模型整体拟合优度较差
t=3.032762
R 2=0.721647 模型整体拟合优度较好
t=8.819120>t 0.05, 可支配收入对居住有显著影响 ④收入对家庭设备及服务的影响
R 2=0.815335模型整体拟合优度较好
t=11.550896>t 0.05, 可支配收入对住家庭设备及服务有显著影响 ⑤收入对医疗保健的影响
R 2=0.508768模型整体拟合优度一般
t=5.574133>t 0.05, 可支配收入对医疗保健有显著影响 ⑥收入对交通通信的影响
R 2=0.824577模型整体拟合优度较好
t=11.87497>t 0.05可支配收入对交通通信有显著影响。 ⑦收入对教育文化娱乐的影响
R 2=0.899023模型整体拟合优度较好
t=16.34307>t 0.05可支配收入对教育文化娱乐有显著影响。 ⑧收入对杂项商品和服务的影响
R 2=0.724464模型整体拟合优度较好
t=8.881363>t 0.05可支配收入对对杂项商品和服务有显著影响
4、 多重共线性检验
因为在所建立模型中只涉及一个解释变量，所以不存在多重共线性。
5、 异方差性的检验
在Eviews 软件中，运用Goldfeld-Quandt 检验法，将x （收入）以递增型排序，构造子样本区间，建立回归模型，本文中样本容量n=30，删除中间1/4的观测值，约大约8个观测值，余下部分平分为两个样本区间：1—11、20—30，样本个数为n 1=n 2=11。用OLS 方法求解。将得到的OLS 回归结果整理后得到表9：
查F 分布表得：F 0.05(9,9)=3.18，结合表得，Y3,Y6,Y8的F 值大于F 0.05(9,9)，故，Y3,Y6,Y8的模型存在异方差。而Y1,Y2,Y4,Y5,Y7的模型不存在异方差。
则运用加权最小二乘法（WLS ）对Y3,Y6,Y8进行修正： ①修正Y3:权数（w=1/x 2） 表10
得到新的Y3的模型方程：Y3=66.98557+0.070954X (0.593036) (5.618258) F=31.56482 R 2=0.755456 DW=1.376506
②修正Y6权数（w=1/sqr（x ）） 表11
得到新的Y6的模型方程：Y6=-553.2527+0.147216X
(-4.086103) (10.78944)
F=116.4119 R 2=0.668601 DW=1.874345
③修正Y8权数（w=1/x 2）表
12
得到新的Y8的模型方程：Y8=28.83396+0.024198X
(0.454291) (3.409774)
F=11.62656 R 2=0.531189 DW=1.964691
6、 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：
查D-W 表，n=30，k （解释变量个数）=1，则下线临界值d L =1.352,上线临界值d U =1.489. 4-d U =2.511
则：0
d U
0
d U
0
d U
d U
d U
用Gochrane-orcutt 迭代法进行自相关修正
① 对Y1进行修正：
表14
修正后Dw=1.945751，落入无自相关区域
则修正后的Y1的模型方程Y1=490.7304+0.234225X
(2.105283) (11.09569)
F=62.09259 R 2=0.816014 DW=1.945751
②对Y3进行修正
表
15
修正后Dw=1.857389，落入无自相关区域
则修正后的Y1的模型方程Y3=134.1181+0.062921X
(1.657732) (8.383179)
F=36.31178 R 2=0.721735 DW=1.857389
③ 对Y5进行修正
表
16
修正后DW=1.824882，落入无自相关区域
则修正后的Y1的模型方程Y5=103.2613+0.047800X
(1.120692) (5.800978)
F=19.39739 R 2=0.580804 DW=1.824882
则得到最终的05年的回归方程为
0.234225个单位，衣着支出增加0.030472个单位，居住支出增加0.062921个单位，家庭设备及服务支出增加0.043781个单位，医疗保健增加0.047800个单 位，交通通信增加0.147216个单位，教育文化娱乐支出增加0.135741个单位，杂项商品和服务支出增加0.024198个单位。收入变化对食品支出影响最大。 08年回归方程
六、结论
将08年数据与05年数据按照支出项目（被解释变量）的不同进行对比分析
1. 食品支出。05年R 2=0.816014 ，09年R 2=0.519017 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，2008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。
05年 =0.816014 ，09年R2=0.519017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有显著影响，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。2008年相比2005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：我国的十一五计划是有效的，它基本完成了改善民生的任务。从指数上的出的结论为：由于我国人均收入水平的提高，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。
2．衣着支出。相比于2005年，2009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高档化，时尚化。从2005年和2009年的截面数据看，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2005年以来，处于国家第十一个五年计划的发展阶段，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。在社会越来越发展的今天，时尚已经不仅仅是被年轻人所追逐。大部分人都会通过提高外部装扮来提高自身的整体形象。
3、居住支出，对比于2005年，2009年的居住支出基数及常数项更大了，而且所占收入的比例也提高了，这是由于近几年节节攀张的房价所致。而且住房原本就是一项固定的需求，且人们的需求质量越来越高。
4、家庭设备及服务，家庭设备及服务涉及范围很广，包括家用电器，物业服务等一些能为人们生活提供方便的电器和服务，在这一项支出上，2009年要比2005年整体增长，随着生活水平的提高，人们达到小康水平后，便会更注重生活质量的提高，人们的这种需求就直接反映在家庭设备及服务这项支出上。
5. 医疗保健的支出。经对比2005年.2008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, 而且国家对医疗制度进行改革, 医疗保险制度住家建立并完善。
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, 人们对保健品和保健器材的需求也渐渐增多、随着人们生活水平越来越好，生活节奏越来越快，人们对健康的关注越来多。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.
6、交通通信，2009年相比较2005年，人民生活水平提高了，交通通信所占比
重逐渐减小，且交通越来越便利，人们出行很方便，因此交通通信也不再成为人们的支出中一样项很重要的支出。
7、教育文化娱乐。国家对教育和文化事业的大力投入和支持，使得居民的支出减少。另一方面将生活的快节奏也使很多人疏于对文化生活的关注，此项目之所以还能保持一定水平是因为娱乐项目上的支出增多。
七、基于计量分析结论的建议
1、加大对房地产行业的规范和约束引导，希望房价能保持一个人民普遍能承受的范围，真正做到使人民“安居”
2、进一步完善医疗体制和社会保障制度，是人民能劳有所得、病有所醫、老有所養。
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。
就总体而言，国家在“十一五”期间基本完成了所计划的目标，关注民生问题，国家在教育，医疗，就业，节能减排等多方面做出了不菲的成绩，相信下一个五年计划会更好。
八、参考文献：
1、庞浩，李南成. 计量经济学[M].第二版. 成都：西南财经大学出版社，2002
2、庞浩. 计量经济学[M].北京：科学出版社，2007
3、刘辉煌，西方经济学[M].北京：中国金融出版社，2003
4、刘伟. 实现经济均衡增长的关键[J].新财经,2006，(3).
5、褚时健、魏杰微. 观经济运行需求主体--居民经济行为分析[M].北京：中国金融出版社，1992
6、中华人民共和国国民经济和社会发展第十一个五年规划纲要[M].新华社，2006