居民消费的实证研究

中国居民消费的实证研究摘要：本文研究中国居民消费。首先阐述中国居民消费现状以及问题；其次运用协整和误差校正模型估计我国的长期及短期居民消费模型，研究结果表明我国居民消费和国内生产总值存在协整关系；最后在研究分析的基础上给出了一些相应的政策思考和建议。关键词：居民消费； d阶单整 ；协整与误差校正模型一、 引言 居民消费是指常住住户对货物和服务的全部最终消费支出。居民消费按市场价格计算，即按居民支付的购买者价格计算。购买者价格是购买者取得货物所支付的价格，包括购买者支付的运输和商业费用。改革开放以来，居民消费水平不断提高，我国居民消费升级从传统的基本生活消费逐步向发展性和享受性消费转移，从十几年前的“十元级”、“百元级”、“千元级”到近几年的“万元级”、“十万元级”，消费品的档次越来越高，折旧越来越快。但居民消费水平明显偏低。1980年，低收入国家的居民消费率为66%，高收入国家为60%，东亚国家为58%，中国为50.9%，1990年，各组的居民消费率分别为61%、61% 、55%和49.7%，到1994年低收入国家的居民消费率为62%，东亚国家为54%，而中国为45.1%1，中国居民消费水平偏低非常明显。我国的居民消费存在着多种问题，主要是消费断层和消费梗塞。由于城乡居民收入差距过大而造成了消费断层，进一步使整体的消费结构优化受到影响。关于建设社会主义新农村的提法 ， 从某种程度上说，这一提法也是为了提高农民收入，从而缩小城乡收入差距。由于国内某些产业的厂商未能及时地针对消费的升级变化做出适当的调整来满足国内居民消费，以至国内的某些消费需求由国外满足，国内市场存在消费梗塞。解决国内消费梗塞的关键在于从自主创新提升产业技术水平，鼓励企业自主创新，建立以企业为主体，市场为导向，产学研相结合的技术创新体系，形成自主创新的基本体系构架。本文中还提出了一些解决消费断层和消费梗塞问题的建议。解决消费断层问题主要是从推进城乡统筹发展、推进现代农村建设、 全面深化农村改革、发展农村各项公共事业、千方百计增加农民收入等方面考虑的。解决消费梗塞问题主要提出了以自主创新提升产业技术水平是关键。关于如何鼓励产业技术创新，本文主要是针对政府方面提出了三条：一是政府实行税收优惠来鼓励企业自主创新；二是政府人为地控制利率，降低对企业的贷款利率；三是政府可以多给企业提供一些平台，以此来帮助企业作产品推广。从国内生产总值最终使用构成看，消费是重要总体变量，它的总量和结构变动影响国内生产总值的变动，即对经济增长具有影响作用。刺激消费成为拉动经济增长的有效手段。消费与增长，传统的计划经济理论认为，经济增长带来消费的增加，增长对消费起着决定作用。经济增长了，人民的收入增加了，才能适当的增加消费。在计划经济向市场经济转变的过程中，我们不但取得了制度上的变革，也获得了认识和理论上的突破，那就是不仅增长决定着消费，与此同时消费对增长具有拉动作用。劳动力和资本是经济增长的两个最重要的因素2，而劳动力离不开消费。从某种程度上说，劳动力只有在满足了衣食住行的基本的需要时才会去从事劳动。消费水平决定着劳动力的总量水平和素质构成。因此，消费不仅是劳动力再生产的需要，也是经济活动的必要前提条件，经济活动，首要的是从消费开始的。消费决定了劳动力，劳动力是经济增长必不可少的因素，劳动力传导着消费对经济增长的影响和贡献。本文运用协整与误差校正模型这一先进的计量工具，对我国的居民消费进行长期与短期分析。在运用协整与误差校正模型对我国的居民消费进行长期与短期分析时，本文主要研究了国内生产总值对居民消费的长期和短期影响。本文首先对这两个时间序列进行了单整性检验。只有保证了这两列时间序列是同阶单整时，才能进一步检验它们的协整关系，得出二者的长期均衡关系。本文中通过验证得出：居民消费和国内生产总值同为一阶单整的，进一步得出了居民消费和国内生产总值之间存在长期均衡关系。所谓长期均衡关系，即居民消费和国内生产总值之间有一个稳定的比例关系，经济系统不存在破坏这种比例的内在机制。并且，以这种关系构成误差修正项从而建立居民消费与国内生产总值的短期关系。本文通过建立居民消费和国内生产总值的误差校正方程来描述两者之间的短期关系，短期的居民消费和短期的国内生产总值具有正向的关系。最后本文对我国的居民消费提出相应的政策建议。改革开放以来，通过国际比较，我国的居民消费率明显偏低，为了改变这一局面，本文提出了九个提高居民消费的建议。二、中国居民消费的现状，存在的问题1中国居民消费的现状 1978年改革开放以来，中国居民消费水平不断提高。具体来说，改革开放前居民主要追求自行车、缝纫机、手表和收音机，居民消费主要是用在满足基本的生活需要。80年代中期形成了一家用电器普及为代表的耐用消费品热潮，这一时期大约延续了十年左右。随着家用电器的普及，以彩色电视机、 电冰箱、洗衣机、录音机为代表的新四件成为集中的消费热点。新四件普及之后，电话、空调、家用电脑有逐渐进入城镇居民家庭。2003年末城镇居民每百户拥有家用电脑27.8台，空调61.8台，移动电话90.1台，而且部分城镇居民经过多年的资金积累期已具备了从万元级到十万元级或几十万元级以上消费过度的能力。汽车，住房等高档消费品也进入城市家庭。此外，居民也转变了消费观念。他们愿意用更多的钱消费，而不是储蓄。例如他们不再为过年过节在家里忙，而是在饭店消费。因为太多的人这样做，所以必须提前很长时间就预定。现在，决大多数居民不是仅仅追求物质消费，更加注重精神消费。他们会在闲暇时出去旅行，去看电影，去听音乐会。因此，我国花在旅行上的费用都在逐年攀升。从整体上看，目前我国居民消费结构正处于由温饱型向小康型、现代型的过度阶段。2 居民消费存在的问题 我国目前的消费状况主要存在两方面的问题： 第一，由于城乡居民收入差距过大而造成了消费断层，从而影响到整体的消费结构优化和开放。从1997年开始农民收入增长进入了一个低谷期。1997-2002年农民人均纯收入年平均增长3.97%，比改革开放以来24年平均值（7.33%）低3.36个百分点，并且在农民收入平均增长的速度背后，相当一部分农民的收入是停滞的甚至是下降的。据国家统计局的资料，2000-2002年全国增收农民占56.4%，收入持平占1.6%，减收农户占42%，城乡收入差距不仅没有改善，而且在不断恶化。1978城乡居民收入比为2.51/1，1983年为1.82/1，1997年为2.47/1，2002年为3.11/1。由此可见，城乡收入差距一直都处于较高的水平。城乡收入差距过大，造成了城市居民消费水平相对于农村居民消费水平处于较高水平，从而也引发了消费断层。当城市已经普及了家用电器时，农村才开始引进它们。当农村开始普及家用电器时，城市已经开始消费家用电脑、汽车等高档消费品。农村居民每百户拥有彩电、冰箱、洗衣机等家用电器数目只相当于城市十年或十五年前的水平，而家用电脑 空调 轿车等耐用消费品拥有量更是微乎其微。农村居民致富途径较少，故此收入少，从而消费水平低，进而影响到整体的居民消费结构优化和开放。 第二，由于国内某些产业的厂商未能及时地针对消费的升级变化做出适当的调整来满足国内居民消费，以至国内的某些消费需求由国外满足，故国内市场存在消费梗塞。诸如手机、电脑、汽车等等，国内居民大多数认同的是国外的牌子。国内同类的产品很少得到认同。一定程度上，国外的某些产品处于垄断地位。三、 中国居民消费的实证分析1 中国居民消费的影响因素选择 根据引言所提到的，传统的计划经济理论认为：经济增长带来消费的增加，经济增长对消费起着决定性的作用，经济增长了，才能适当增加消费。消费，从实物形态看，表现为商品和劳务；从货币形态看，来源与可支配的实际收入。消费水平的高低主要决定于一国国民个人可支配收入的高低2。所谓个人可支配收入是指个人在一年中得到的可以自由支配的收入总和。个人可支配收入是GDP的一部分，受投资、税赋和政府转移支付等因素的影响。在其他条件不变的情况下，个人可支配收入决定于GDP的大小和GDP转移为个人收入的多少即收入分配政策。本文中忽略了税收因素，直接考虑GDP对消费的影响。在每年的最终消费中居民消费都占很大的比重，尤其是改革开放后。改革开放后，我国的居民消费占最终消费的比重一直都在70%以上。根据世界银行1990、1992、 1996年世界发展报告和有关年份中国统计年鉴整理，1980年居民消费占最终消费的比重是77.8%，1990年和1994年的居民消费占最终消费的比重分别是80.2%和70.8%。因而，我们只考虑GDP对居民消费也是有实际意义的。2 变量和数据选择在建立居民消费模型中，变量和数据的选择起着关键的作用。采用不同的数据或采用不同算法算出来的数据所依据的理论不同。在本章中我们所采用的国内生产总值数值是用支出法计算得到的国内生产总值，居民消费则用支出法国内生产总值构成中的居民消费来表示。为了消除价格因素的影响，我们对支出法国内生产总值与居民消费进行了修正，即把现价的国内生产总值与居民消费分别经过以1950年为基年的居民消费价格指数的缩减，缩减后分别用GDP和C表示。所选取的样本区间为1952年到2005年，以亿元人民币为单位。数据直接取自于新中国五十年统计资料汇编3、中国统计年鉴-20064。表1 1952-2005年中国实际居民消费C与GDP数据 年份 C GDP 年份 C GDP 1952 392.2078 599.3074 1978 1215.688 2491.7761953 435.9143 687.2323 1979 1360.516 2763.8401954 446.7912 713.4850 1980 1461.893 2871.4831955 487.9352 757.0040 1981 1602.523 3016.2461956 524.1491 838.0875 1982 1729.735 3310.7361957 542.3381 870.3791 1983 1882.022 3593.3181958 578.2748 1031.310 1984 2115.429 4124.5831959 550.3185 1155.494 1985 2360.597 4522.6851960 575.8540 1170.807 1986 2487.981 4871.5381961 545.9225 852.4064 1987 2634.202 5207.2471962 540.0515 757.5016 1988 2794.984 5384.1081963 577.8234 885.0787 1989 2683.722 5184.5091964 632.2672 1024.733 1990 2832.826 5694.5911965 684.5324 1172.086 1991 3051.139 6294.1141966 743.6999 1330.881 1992 3393.192 7043.4641967 792.8886 1251.979 1993 3723.267 8191.0261968 788.7179 1251.795 1994 4061.603 9012.9901969 818.3599 1348.113 1995 4401.977 9558.9771970 875.7620 1601.597 1996 4850.249 10307.801971 916.4851 1737.473 1997 5115.145 10991.241972 967.5127 1779.405 1998 5461.701 11812.621973 1038.043 1934.493 1999 6137.017 12898.791974 1056.156 1971.706 2000 6666.356 13884.371975 1095.699 2114.982 2001 7083.748 15216.48 1976 1135.454 2121.730 2002 7605.825 16788.53 1977 1146.695 2203.201 2003 8098.625 18680.77 2004 8416.088 21132.07 2005 9183.258 241802.22 注：单位为亿元人民币，以1950年为基年 在对模型进行分析时，对各序列数据选取对数并不改变其协整关系，且所得到的数据容易得到平稳的序列。本文对所选取的数据都做了对数处理，在以下的分析中，变量GDP与变量C均会写为CGDP与CC，以表示由相应数据经对数转换而得到的变量。3变量的单整性检验传统的经济计量模型要求所处理的时间序列是平稳的。所谓序列是平稳的，即要求时间序列X t（t=1，2，）满足以下三个条件：（1）均值E（X t）=m是与时间t无关的常数。（2）方差Var(X t)=s2是与时间t无关的常数。（3）协方差cov（X t ， X t+k）=g k是只与时间间隔k有关，与时间t无关的常数。 如果所要处理的时间序列不平稳，则往往会出现“虚假回归”问题。表现在：两个本来没有任何因果关系的变量，却有很高的相关性。由此按照传统统计推断得到的结论会产生严重的失误。在现实经济生活中，只有少数经济指标的时间序列表现为平稳的，如利率等；大多数指标的时间序列是非平稳的，大多数非平稳的时间序列一般可通过一次或多次差分的形式变为平稳的5。如果一个时间序列经过一次差分后变为平稳序列，就称原序列是1阶单整的。即可用数学表达式表示为：随机游走序列 X t=X t-1+ m t ， 经差分后等价地变形为：D X t= X t X t-1= m t ，如果m t是具有零均值同方差的独立同分布序列，则差分后的序列D X t 是平稳的，此时就称原序列是1阶单整的，记为I（1）。一般地，如果一个时间序列经过d次差分后变成平稳序列，则称原序列是d阶单整的序列，记为I（d）5。显然，I（0）代表一平稳时间序列。对时间序列进行单整性检验本文将采用ADF（Augment Dickey-Fuller）检验。ADF检验是目前普遍应用的单整检验方法，是由Dickey和Fuller二人共同提出的。本文将用Eviews软件进行ADF检验。Eviews软件是美国 GMS 公司1981年发行第1版的Micro TSP的Windows版本，通常称为计量经济学软件包。EViews 是Econometrics Views的缩写，它的本意是对社会经济关系与经济活动的数量规律，采用计量经济学方法与技术进行“观察”。它能够处理以时间序列为主的多种类型的数据，可以对时间序列和非时间序列的数据进行分析，建立序列（变量）间的统计关系式，并用该关系式进行预测、模拟等等。除此之外，还可以进行包括描述统计、回归分析、传统时间序列分析等基本的数据分析以及建立条件异方差、向量自回归等复杂的计量经济模型。软件输出结果中，D（变量，T）表示变量被差分T次；将用变量（K）表示变量的K阶滞后项。首先，对CC进行单整性检验。表2表示利用Eviews软件对CC进行ADF检验的输出结果。 表2 CC的ADF检验输出结果Augmented Dickey-Fuller Test EquationDependent Variable： D(CC，2)Method： Least SquaresSample(adjusted)： 1955 2005Included observations： 51 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. D(CC(-1)-0.5620330.166480-3.3759780.0015D(CC(-1)，2)-0.1418700.141330-1.0038190.3207C0.0334740.0111413.0045400.0043 DW=1.930851 LM（1）=0.609218 LM（2）=0.738449即适合的模型用常用数学符号表示如下： D2CCt=0.033474-0.562033 DCCt-1 （3.004540）（-3.375978）通过拉格朗日乘数即LM对随机误差项的自相关性进行检验，小于5%显著性水平下自由度分别为1，2的卡方分布的临界值，可见不存在自相关性，因此该模型的设定是正确的，从DCCt-1的系数来看，t值为-3.375978小于置信水平为0.05的ADF临界值，可见不存在单位根，可确定CC是一阶单整的。其次，对CGDP进行单整性检验。表3表示利用Eviews软件对CGDP进行ADF检验的输出结果。 表3 CGDP的ADF检验输出结果Augmented Dickey-Fuller Test EquationDependent Variable： D(CGDP，2)Method： Least SquaresSample(adjusted)： 1955 2005Included observations： 51 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. D(CGDP(-1)-0.9153460.153798-5.9515970.0000D(CGDP(-1)，2)0.4042580.1332233.0344550.0040C0.0614320.0141514.3411650.0001 DW=2.115023 LM（1）=1.106751 LM（2）=1.977379即经检验适合的模型用常用数学符号表示如下： D2CGDP t=0.0614320.915346DCGDP t-1+0.404258D2CGDP t-1 （4.341165） （5.951597） （3.034455）与CC检验相似，LM检验表明残差项不存在自相关性，因此模型的设定是正确的，从DCGDP t-1的系数来看，t值为5.951597小于置信水平为0.05的ADF临界值，不存在单位根，可确定CGDP是一阶单整的。4检验CC与CGDP的协整性，并建立长期均衡关系 所谓协整，是指如果时间序列X1t，X2t，Xkt 都是d阶单整的，存在一个向量=（1，2，k），使得Z t=X t I（db），其中，b0，X t T=（X1t，X2t，Xkt），则认为序列X1t，X2t，Xkt是（d，b）阶协整5。如果两个变量都是单整变量，只有当它们的单整阶数相等时，才可能协整。从协整的定义可以看出协整的经济意义在于：两个经济变量，虽然他们具有各自的长期波动规律，但是如果它们是协整的，则它们之间存在一个长期稳定的比例关系。CC与CGDP同为一阶单整的，它们有可能协整。进行协整检验时采用Engle-Granger检验，简称EG检验7。本文利用Eviews软件进行EG检验，表4即为最终的检验结果。表4 CC与CGDP的长期均衡关系检验输出结果Dependent Variable： CCMethod： Least SquaresSample(adjusted)： 1953 2005Included observations： 53 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-0.0080860.037896-0.2133840.8320CGDP0.3400060.0594585.7183840.0000CC(-1)0.8989640.07589711.844600.0000CGDP(-1)-0.2413290.068987-3.4981620.0010R2=0.998949 LM（1）=1.67E07 LM（2）=0.024176 可得它们适合的模型为：CC t =0.340006CGDP t+0.898964CC t-10.241329CGDP （1） （5.718384）（11.84460） （3.498162） 由LM检验可得自相关性消除，因此可初步认为是CC与CGDP的长期稳定关系。表5是利用Eviews软件对残差cancha的稳定性检验： 表5 cancha的ADF检验输出结果Augmented Dickey-Fuller Test EquationDependent Variable： D(CANCHA)Method： Least SquaresSample(adjusted)： 1956 2005Included observations： 50 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. CANCHA(-1)-0.9942610.203932-4.8754650.0000D(CANCHA(-1)0.0137590.1439360.0955880.9243C-0.0007930.003997-0.1983740.8436 DW=2.016693 LM（1）=0.137564 LM（2）=0.172164即D cancha t=0.994261cancha t-1 其中4.875465小于置信水平为0.05的ADF临界值，说明残差项是稳定的，同时也说明CC与CGDP是（1，1）阶协整的，（1）式即为它们的长期稳定均衡关系。5建立误差校正模型误差修正模型是一种具有特定形式的计量经济学模型，它有很多优点：一阶差分项的使用消除了变量可能存在的趋势因素，从而避免了虚假回归问题；一阶差分项的使用也消除模型可能存在的多重共线性问题；误差修正项的引入保证了变量水平值的信息没有被忽略，由于误差修整项本身的平稳性，使得该模型可以用经典的回归方法进行估计。Engle和Granger于1978年提出了：如果变量X和Y是协整的，则它们间的短期非均衡关系总能由一个误差修正模型来表述。本文采用Engle-Granger两步法来得到误差修正模型6。由（3.4）式的残差项作为误差修正项加入到误差修正模型中，用OLS法估计相应的参数。表6是利用Eviews软件得出的误差校正模型。 表6 误差校正模型输出结果Dependent Variable： D(CC)Method： Least Squares Sample(adjusted)： 1955 2005Included observations： 51 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.D(CGDP)0.3094050.0541735.7114200.0000D(CC(-1)0.8908440.1381596.4479490.0000D(CGDP(-1)-0.2073360.082791-2.5043390.0160CANCHA(-1)-0.7957060.205161-3.8784430.0003 DW=1.917499 LM(1)=0.136405 LM(2)=1.149041得到误差校正模型：DCC t=0.309405DCGDP t+0.890844DCC t-1-0.207336DCGDP t-1-0.795706cancha t-1 各项的t值分别为5.711420， 6.447949， -2.504339， -3.8784436 模型的分析 从中国居民消费的长期均衡方程来看，居民消费与同期的国内生产总值之间存在正向关系。随着国民生产总值的增加，居民消费也在增加，这与我们前面所作的定性分析的结论一致。尤其从改革开放以来，我国国民经济保持快步发展的速度，国内居民消费也在随着快步地提高。居民消费与滞后一期的居民消费成正向关系，与滞后一期的国内生产总值成反向关系。前期的居民消费增加了或前期的国内生产总值减少了，都会使现期的居民消费增加。经济理论指出，某些经济变量间确实存在着长期均衡关系，这种均衡关系意味着经济系统不存在破坏均衡的内在机制，如果变量在某时期受到干扰后偏离其长期均衡点，则均衡机制将会在下一期进行调整以使其重新回到均衡状态。由长期均衡方程（3.4）式可得，居民消费和国内生产总值间存在长期稳定的均衡关系。给定CGDP t 、CC t-1和 CGDP t-1的值，CC相应的均衡值也随之确定为：0.340006CGDP t+0.898964CC t-10.241329CGDP t-1，也意味着CC对其均衡点的偏离从本质上说是临时性的。 从中国居民消费的误差校正方程来看短期的居民消费与短期的国内生产总值有正向关系。短期的居民消费与滞后一期的居民消费有正向关系，即前期的居民消费能带动更多的现期居民消费。短期的居民消费与滞后一期的国内生产总值呈反向的关系，即前期的国内生产总值的减少能推动现期的居民消费。误差修正项cancha t-1反映长期均衡对短期波动的影响，它的系数是0.795706，由此可知，若出现偏离长期均衡方程的状况，则短期动态回到长期均衡的速度是很快的。四、中国居民消费的政策思考与建议1中国居民消费的政策思考 1979改革开放以来，我国最终消费率占国内生产总值的比例首先经历了4年上升阶段，于1981年达到最高值67.5%，在这期间我国实行了消费补偿政策，对改革前在人民生活方面历史欠账通过调整工资、提高农产品价格等政策措施进行城乡居民消费补偿。此后，虽然从短期经济运行看，1985年和1988年曾出现过居民消费需求膨胀，消费率确实在这两年出现了小小反弹，1995-1996年因对投资控制较严而导致消费率连续回升，但从1981年至1997年16年经济运行趋势看，最终消费率基本以0.6个百分点的幅度持续下降，1997年已降至58.8%的水平。由表7可看出决大多数的国家的最终消费率都没有低于70%，而我国的最终消费率则一直低于70%。从政府消费率的中外比较看，我国的政府消费率与低收入国家、中等收入国家相比都不低，基本与国际平均水平接近。但是，从居民消费率的比较，我们我国的居民消费率比低收入国家、中等收入国家、高收入国家都低。 表7 最终消费率、政府消费率和居民消费率的国际比较（%）国别年份最终消费率政府消费率居民消费率低收入国家1965年81.89.074.01980年74.612.066.01990年72.011.061.01994年74.012.062.0中等收入国家1965年77.311.067.01980年74.51990年76.014.062.01994年73.014.059.0高收入国家1965年15.061.01980年76.317.060.01990年80.017.061.01994年78.0中 国1965年1980年65.414.550.91990年62.012.349.71994年57.812.745.1 注：资料来源于世界银行1992、1996年世界发展报告和有关年份中国统计年鉴整理 据著名发展经济学家H-钱纳里等人进行的实证研究表明，在人均国内生产总值1000美元左右时，世界各国居民消费占GDP的份额一般为61%7。1997年我国人均GDP接近1000美元，但我国的居民消费率仅为47.5%，比国际水平低14个百分点。我国最终消费率低主要是由居民消费率偏低造成的。通过消费率的国际比较，对于我国这样一个人均GDP仍处于低收入国家水平的国家来说，最终消费率应当保持在65-75%之间比较有利于为我国工业化发展提供必要的内需条件。我国在长期经济发展中只能是以内需为主的国家，居民消费需求的稳定增长是我国经济发展的源动力，最终消费率偏低必然会导致我国内需不足，进而导致长期增长率下降。我国近年来出现最终消费率不断下降的现象，并不是我国居民消费需求扩张潜力不足。我国居民人均国内生产总值远远低于日本和美国，但居民消费占国内生产总值的比重1997年为47.5%。这就是说，在我国国内生产总值中最终消费的比重较低，与我国现处的发展阶段和人民生活现有水平提供的巨大市场潜力极不相称。事实上，我国作为世界上最大的发展中国家，现在正处于高速增长的工业化中期阶段，消费需求总量高速成长潜力巨大。2中国居民消费的建议市场经济是一种以需求为导向的经济，消费作为总需求的重要组成部分，对国民经济的持续快速健康发展极其重要。日本经济在经历了几十年的快速增长以后，90年代以来陷入了困境，这其中固然有非常多的原因，但日本长期以来偏重于出口而忽视国内消费的政策无疑是一个不容忽视的因素。我国经济也存在着这样的问题，1997年东南亚金融危机爆发后，中国的出口需求萎缩，这时内需不足的问题暴露得非常充分。在二十世纪末，我国处于居民消费需求巨大的工业化中期阶段，我国的居民消费率却在不断地下降、居民当期消费需求不足。在我国供过于求市场总体格局成为常态、 市场化改革加快、 经济潜在增长率比前二十年略为降低的大背景下，居民消费潜在需求转化为现实购买力的不利因素多于有利因素，必须实行强有力的扩大消费政策措施，才能保证消费需求为扩大内需政策的成功做出应有的贡献。在经济不断增长，居民收入不断提高的情况下，提高居民消费的主要途径就是提高居民的消费倾向。在提高居民消费倾向的过程中，政府要发挥起主导的作用，通过各种途径帮助居民树立消费信心，倡导居民消费。为此我们建议： 第一，保持社会稳定，树立消费者信心，促进居民对未来有良好的预期。居民所处的社会是否安定，前景是否乐观直接影响到居民的消费。如果社会不安定或经济前景不乐观，那么居民便会认为将来可能会挣不到钱，所以他们会现在少消费一些而多储蓄一些。这时为了让居民有一个好的预期，政府可以建立一个良好的社会保障体系，让居民增加安全感。当前城镇居民即期消费愿望下降的主要原因是对社会保障制度改革没有信心。个人账户与社会统筹相结合的社会保障资金管理办法，可以使居民更好地解决住房、医疗、养老、失业救济等的后顾之忧，对目前因建立个人账户而略微增加的个人支出要尽快制度化，要积极宣传新的社会保障制度的内容和优越性，让每个居民都能了解它，了解它的优越性，从而接受它。这样消费者在相信新的社会保障制度后，增强消费欲望，提高他们的消费倾向。 第二，积极利用税收政策和转移支付手段来缓解收入分配差距过大的问题，强化收入再分配功能，全面普及城市居民最低生活保障制度。对于高收入者，要加强个人收入所得税征管工作，开征遗产税、赠与税等税种，适当扩大消费税的征税范围，对一些奢侈品课以高税。对于城乡低收入家庭，政府要保证他们的最低消费水平。政政府应当把从高收入者征收的部分税收转移给低收入居民。当前，全国各地都已经建立了最低生活保障线，各地方政府应该积极地把最低生活保障钱发放到贫困家庭。全国的低收入家庭有很多，这些家庭从某种程度上也能拉动我国的消费，提高居民消费倾向。 第三，千方百计的增加农民收入。我国是一个农业大国，农民所占的比例是相当大的。农民收入水平低，边际消费水平高，增加收入后，消费支出相对较高，从而可以提高居民整体的消费率。农民的收入渠道单一，要提高农民收入，必须推进农业现代化，实施科教兴农战略，加强农村商品流通体系建设，保证物流畅通，增产增收。另外，还要减轻农民负担，颁发科学合