利用軟件EViews3.0對模型及上述樣本用OLS方法估計模型得回歸方程：
scy=188.67+0.63scx(1)
(13.12) (61.21)
R2=0.9931s.e.=37.81
DW=0.889T=28(1981～2008年)
回歸方程擬合的效果比較好，參數的統計顯著，但DW值等於0.918，得出誤差變量存在自相關，需修正自相關，利用與上相同的數據，經過修正自相關得出新的回歸方程為：
scy=208.44+0.62scx(2)
(6.88) (31.17)
R2=0.995s.e.=32.49
DW=2.144AR(1)=0.55T=27
若給定α=0.05，此時，自相關消除，T檢驗顯著，模型擬合效果好。因此，可認為河北城鎮居民的消費函數受可支配收入決定，自發消費為208.44元，邊際消費傾向為0.62元，即可支配收入每增加1元，居民生活消費支出增加0.62元。
(二)農村居民的消費函數。1981～2008年河北農村居民年人均純收入和人均生活消費支出如表2所示，以剔除價格因素的實際人均純收入及實際人均生活消費支出為樣本進行分析，假定消費函數為：sny=α0+α1snx+μ。其中，sny是農村居民人均實際生活消費支出；snx是農村居民人均實際純收入；μ是隨機誤差項，α0為自發消費；α1是邊際消費傾向。(表2)
我們利用軟件EViews3.0對模型及上述樣本用OLS方法估計模型，可得回歸方程：
sny=73.44+0.54snx(3)
(3.99)(23.17)
R2=0.9538s.e.=46.72
DW=0.283T=28
回歸方程擬合的效果比較好，參數的統計顯著，但DW值等於0.283，得出誤差變量存在自相關，需修正自相關，利用與上相同的數據，經過修正自相關得出新的回歸方程為：
sny=69.63+0.56snx(4)
(1.21)(8.49)
R2=0.9884s.e.=23.69
DW=1.943AR(1)=1.24
AR(2)=-0.43T=26
若給定α=0.05，此時，自相關消除，T檢驗顯著，模型擬合效果比較好。因此，可認為河北農村居民的消費受人均純收入決定，農村居民生活自發消費是69.63元，邊際消費傾向是0.56元，即農村居民人均純收入每增加1元，將帶來生活消費支出增加0.56元。
(三)河北城鄉居民消費行為比較分析。比較河北城鄉居民消費函數(方程2和方程4)，我們發現城鎮居民和農村居民消費之間存在一定差別。對於自發消費，城鎮居民人均自發消費為208.44元，而農村居民人均自發消費僅為69.63元；對於邊際消費傾向，城鎮居民邊際消費傾向是0.62，而農村居民則為0.56。農村居民收入水平低，自發消費水平低，而且邊際消費傾向也低，這種收入低，同時消費傾向也低的非合理現象的原因在於：一是農村居民純收入用途的多元化。一方麵農村經濟多以家庭經營為主要形式，農村居民既是消費者同時又是直接的生產經營者和投資者，生產消費和生活消費往往交織在一起，農村居民的純收入除了維持基本的衣食住行等生活消費外，還要用於各項生產經營的追加投入、社會開支和修建住宅等；另一方麵農業生產的周期比較長，農村居民的消費具有跨年度的特點，本年度大部分消費依賴於上年的收入和儲蓄，在當年預期收入不確定時，農村居民要兼顧生產消費和生活消費，一般會保持較低的消費傾向；同時，農村居民收入的增加主要依賴於生產規模的擴大，作為直接的投資者，增加儲蓄以擴大投資的結果必然導致當前消費的減少。二是農村居民缺乏基本生活社會保障而進行的預防性儲蓄導致消費傾向降低。目前，農村居民仍然以家庭保障為主，社會保障體係尚處於探索階段。隨著家庭聯產承包責任製和計劃生育政策的全麵實施，農村經濟及家庭結構發生了很大變化，傳統的幾代同堂的現象已逐步解體，以家庭保障為主的保障方式已不適合農村居民的要求。在當前缺乏社會保障的情況下，家庭小型化和老年人口的增多給家庭養老帶來了很大的壓力，這就造成了農村居民為了養老盡可能減少消費而增加儲蓄。三是農村居民的消費環境較差，製約農村居民消費的實現。首先，農村基礎設施落後，抑製了農村居民對耐用消費品的需求，致使許多富裕起來的農戶的購買力不能實現；其次，與城鎮相比，市場上適應農村消費特點的消費品偏少，而且農村商品銷售網絡和服務體係嚴重滯後，影響了農村居民的購買熱情和消費心理。