我们将TRT带入式4得到以下回归结果：

COMT = -155.71 + 35.47*ROT + 1.20*RWT + 1.03*TRT     （式5）

t             （-3.75）   （6.16）         （3.86）    （0.90）

R=0.71，R(—)=0.68  F=19.17  D-W=1.85

显然地，TRT的参数无法通过显著性检验，参数实际上显著为0，可以去掉。而且也并没有显著提高模型的调整后决定系数。从而我们得到最终分析结果为式4，最终调整后的模型为：

ΔCOM = -161.66 + 36.45* Ln（|RO_t-RO_t-1|）+ 1.23*(ΔRW_t-ΔRW_t-1)（模型2）

 t     （-3.96）       （6.47）              （4.01）

R=0.70，R(—)=0.68 ， F=28.59 ， D-W=1.81 ， tolerance=1；ROT的β系数为0.718，RWT的β系数为0.445.

模型表明，不存在线性相关和自相关等问题。如果经营性收入每期稳定地增长或者减少1元，而且工资性收入持续保持等量增长，也就是说，工资和经营性收入的增长都呈现递减的趋势，那么每期消费的增长就会持续减少（-161.66），直到为0.经营性收入的增长每增长1%，消费的增量会增长36.46%。工资性收入的增量每增长1元，消费的增长将增长1.23元。我们对这种情况的把握大约为68%（R(—)=0.68），即我们有68%的把握说明上述情况是正确的，虽然这个数据比较低，但是所有的参数检验结果表明，这个结论是有意义的。从而我们认为：（1）我国农民消费主要受到经营性收入和工资性收入的影响。其中，经营性收入的影响较高。（2）未发现转移性收入对农民消费有显著性影响（式3中R(—)=0.04，且参数无法通过5%显著水平的检验）。（3）工资性收入和经营性收入对农民消费的影响都是增量上的影响，也就是说增量的变化引起消费增量的变化。