胡德寶

(中國人民大學國際學院，北京100872)

一、引言

消費不振、居民儲蓄持續(xù)增長是當前中國經濟所面臨的一個很突出的問題。自上世紀80年代以來，中國居民的消費率一直呈下降趨勢，由1980年的65.4%下降到2010年的33.05%①。與此同時，中國城鄉(xiāng)居民儲蓄余額卻超常增長，由1980年底的395.8億增長到2010年底的30.33萬億元，年均增長24.78%，遠遠高于同期GDP的增速。

中國的經濟發(fā)展主要是依靠投資拉動，而且其中很大部分屬于國家投資，2011年全年全社會固定資產投資31.10萬億元，比2010年增長23.6%。投資對經濟的刺激拉動作用功不可沒，固定資產投資占GDP的比重達到65.95%。但是，過大的投資尤其是政府投資也暴露出一些問題，如工程腐敗、重復建設、投資效率不高等，投資的擠出效應對民間投資有抑制作用，同時還有相當比例的投資資金流向非實體經濟，造成實體經濟受到不良影響，經濟運行面臨通脹壓力。

金融危機時期，中國的出口受到較大影響，外部需求急劇下降。2009年全年出口額為12016.1億美元，比2008年的14306.9億美元下降了19.06%。受國際經濟形勢的影響，2009年國外對華貿易救濟案件達116件，涉及金額127億美元。在后金融危機時代，中國的外貿逐漸回暖，2010年出口額恢復到15777.5億美元。但是國外針對中國的反傾銷、反補貼等貿易壁壘絲毫沒有減弱，其中受“歐債危機”的影響，歐盟對中國的貿易保護動作不斷，先后對中國高檔銅版紙、瓷磚、太陽能板等進行“雙反調查”。而且，繼2010年年初美國、歐盟對油井鉆管、銅版紙、三聚氰胺等產品發(fā)起反傾銷調查后，阿根廷、墨西哥等國也緊隨其后密集針對中國相關產品采取“雙反”立案調查。針對中國的調查頻率之高、構筑的壁壘之大處于世界之首，中國的外貿的強勁出口勢頭受到了遏制。

投資、出口面臨的嚴峻問題和挑戰(zhàn)使得國家的宏觀經濟政策轉向于強調擴大消費需求，這在國家的“十二五”規(guī)劃中得到體現(xiàn)。規(guī)劃中提出，“十二五”期間政府將加強和改善宏觀調控，著力擴大內需特別是消費需求，加快形成消費、投資、出口協(xié)調拉動經濟增長新局面，進一步增強經濟增長的內生動力。

為什么在中國居民儲蓄持續(xù)高速增長且居民消費一直低迷不振?自2010年1月到2011年6月央行連續(xù)12次提高存款準備金，而且在通貨膨脹壓力下，物價上漲幅度遠超過居民存款名義利率，居民存款實際利率已經轉為負的情況下，中國居民繼續(xù)擴大儲蓄的行為似乎顯得有些“反常”。本文將試圖揭示原因之所在。在本文中，我們以不確定性下標準的跨期消費決策最優(yōu)化模型為理論基礎，對原模型進行擴展，利用中國城鎮(zhèn)居民1980-2009年的相關數(shù)據(jù)，通過實證研究方法對城鎮(zhèn)居民的消費行為和儲蓄動機進行檢驗。

二、理論基礎及發(fā)展脈絡

早期傳統(tǒng)的消費理論包括凱恩斯(Keynes J.M.，1936)的絕對收入假說，杜森貝利(Duesenberry J.S.，1949)的相對收入假說，莫迪利安尼(Modigliani F.，1954)的生命周期假說(LCH)和弗里德曼(Friedman M.，1957)的持久收入假說(PIH)。這些分析都假定消費者能準確預期未來的收入，即不存在不確定性。

然而，消費者面臨的實際上是不確定的環(huán)境，其決策也是一個在非確定性條件下的連續(xù)決策問題。由于傳統(tǒng)消費理論對消費者不確定性下的消費不能給出滿意的解釋，就出現(xiàn)了不確定性下的消費理論，其中以預防性儲蓄假說的影響最大。

由于不確定性的存在，居民消費并不是平滑的。Hall(1978)［1］提出了理性預期下的持久收入假說，把LCH/PIH的邏輯推廣到更一般的不確定情況。但是，理性預期是一個很強的、用于處理不確定性存在時的思維方式(袁志剛等，2002)［2］。如果使用理性預期(Rational Expectation，RE)，很多不確定性都可消除，直到只剩下與已有信息完全無關的白噪聲沖擊，在預期的意義上，外來沖擊對決策毫無影響。因此，LCH/PIH與RE-LCH/PIH的內在邏輯完全一致。

預防性儲蓄理論在吸收理性預期思想基礎上，認為消費者在進行跨期消費決策時，不僅將財富平均分配于整個生命周期，而且還要防范未來不確定性事件的發(fā)生。在不確定情況下預期未來消費的邊際效用要大于確定情況下消費的邊際效用，不確定性同當期消費呈負相關關系，同儲蓄成正相關關系。不確定性越高，預期未來消費的邊際效用越大，消費者當期消費越謹慎，為應付未來的儲蓄就越多。

事實上，預防性儲蓄理論的核心就是對不確定性存在及其影響程度進行測度和檢驗。然而，目前對不確定性沒有一個完全一致的定義，以致目前存在多個預防性儲蓄理論，從根源上講就是人們對收入不確定性的不同測度方法(朱春燕、臧旭恒，2001)［3］。

Leland(1968)［4］和 Sandmo(1970)［5］等認為預防性儲蓄對風險的反應與邊際效用函數(shù)的凸性相關，當效用函數(shù)的三階導數(shù)為正時，將產生預防性儲蓄。然而當效用函數(shù)表現(xiàn)出謹慎動機時，在理論研究中得不到一般性的顯式解。通過設定比較特殊的效用函數(shù)，比如CARA效用函數(shù)，可以得到含風險因素的顯式消費函數(shù)。另外，也可以通過消費的Euler方程，得到預防性動機對消費動態(tài)路徑的影響方式。

假設消費者面對的風險來自于收入，第t期的勞動收入Yt是隨機變量，設其服從隨機游走過程，其中，et是獨立同分布的隨機變量，服從均值為0、方差為的正態(tài)分布。則消費者最優(yōu)化問題為:

其中，At+1表示第t+1期期初消費者擁有的財富。運用貝爾曼方程和包絡定理，可得到Euler方程:

假設效用函數(shù)為CRAR型，將其代入Euler方程，可以得到最優(yōu)儲蓄函數(shù)的顯式解:

三、相關文獻綜述

Zeldes(1989)［6］和 Caballero(1990)［7］利用預防性儲蓄假說較好地解釋了消費的過度敏感性和過度平滑性:如果勞動收入的變化與未來勞動收的不確定性程度正相關，當期勞動收入的變化將意味著未來不確定程度的增加，這時，消費者就會增加預防性儲蓄，從而導致消費的過度平滑性;如果當期勞動收入的變化和滯后的勞動收入的變化有關，則當期消費就會后滯后勞動收入的變化有關，因而出現(xiàn)過度敏感性。Kimball(1990)［8］對預防動機與風險厭惡和跨時替代之間的關系進行研究，提出了絕對謹慎和相對謹慎理論，說明隨著絕對風險厭惡的下降，預防性儲蓄變得比風險厭惡更 強 烈。Deaton(1991)［9］與 Carroll(1992，1997)［10-11］結合預防性儲蓄與流動性約束提出了“緩沖庫存模型”。大量的經驗研究表明，不確定性的增長將導致更多的儲蓄，采用預防性儲蓄假說研究不確定性條件下的居民消費和儲蓄行為具有重要的現(xiàn)實意義。

從上世紀末開始，越來越多的研究人員開始利用預防性儲蓄理論來研究我國的消費與儲蓄問題。預防性儲蓄理論的研究重點集中在三個方面:預防性儲蓄動機是否存在;如果存在，預防性儲蓄影響的大小;以及如何構造一種適合的對不確定性的測度方法。事實上，對前面兩個問題的回答在一定程度上依賴于后者的具體選擇。

國內最早研究不確定性下的我國居民的消費行為的是宋錚(1999)［12］，他選取我國城市居民收入標準差作為衡量中國居民未來收入不確定性的指標，利用1985-1997年的年度時間序列數(shù)據(jù)對我國城鄉(xiāng)居民儲蓄余額的年增加值進行了回歸分析，結論認為未來收入的不確定性是我國居民進行儲蓄的主要原因。萬廣華等(2001)［13］通過擴展Hall的消費函數(shù)，運用1961-1998年的總量消費數(shù)據(jù)，檢驗了流動性約束和不確定性對中國居民消費的影響。結果表明流動性約束的增強和不確定性的增大，造成了中國目前的低消費增長和內需不足。郭英彤等(2006)［14］應用緩沖庫存模型，選取1991-2004年的省級面板數(shù)據(jù)實證檢驗我國居民的教育、醫(yī)療、住房等開支的不確定性與儲蓄之間的相關性。結果發(fā)現(xiàn)我國居民存在顯著的預防性儲蓄行為，以目標儲蓄率為被解釋變量的模型能更好地解釋我國居民的“預防性儲蓄”動機。以上文獻都是采用國家級、省級匯總數(shù)據(jù)，最近開始出現(xiàn)一些采用微觀家庭數(shù)據(jù)的文獻，比如萬廣華等(2003)［15］運用大樣本農戶家庭調查資料，羅楚亮(2004)［16］利用的是城鎮(zhèn)住戶的調查數(shù)據(jù)。這些文獻的結果都證明了中國居民存在預防性儲蓄動機。

對于我國居民預防性儲蓄的重要性，是通過測算預防性儲蓄強度來檢驗的。龍志和和周浩明(2000)［17］利用 Dynan(1993)［18］的理論框架，采用1991-1998年的省級面板數(shù)據(jù)對中國城鎮(zhèn)居民的相對謹慎系數(shù)進行了估算。結果表明樣本區(qū)間內我國城鎮(zhèn)居民的相對謹慎性系數(shù)為5.2，因此得出我國城鎮(zhèn)居民在這期間存在較強的預防性儲蓄動機的結論。易行健等(2008)［19］運用中國農村居民1992-2006年的省級面板數(shù)據(jù)，檢驗了農村居民預防性儲蓄強度及其地區(qū)差異和時序變化特征。結果表明，我國農村居民存在很強的預防性儲蓄動機，且西部農村居民的預防性儲蓄動機強于中部和東部地區(qū)。施建淮等(2004)［20］用我國35個大中城市的1999-2003年月度數(shù)據(jù)進行計量分析，結果表明相對謹慎性系數(shù)為0.878，這表明預防性儲蓄動機并非如人們想象的那么強。他們認為這是由于中國的儲蓄占有結構不平衡。高收入群體的預防性動機應該弱于中低收入者，但其儲蓄占總儲蓄的比重卻大于中低收入者，因而在用加總數(shù)據(jù)來計算城市居民預防性動機強度時，得到的預防性動機強度會偏低。周紹杰(2010)［21］分別利用宏觀和微觀數(shù)據(jù)對我國城鎮(zhèn)居民預防性儲蓄強度進行了估計，估計出我國城鎮(zhèn)居民確實存在預防性儲蓄動機，但預防性動機強度大小差異很大。

事實上，消費者的儲蓄除了應對未來的收入和支出的不確定性外，還會留一些遺產給子孫后代，即儲蓄的遺贈動機。這是對現(xiàn)實世界更真實的描述，在中國表現(xiàn)得更為突出。中國人有個寶貴的優(yōu)良傳統(tǒng)，就是高度重視給子孫后代留點財富。許多祖輩寧愿自己省吃儉用，也要把儲蓄遺產等財富留給后人，就是一個真實寫照。朱國林等(2002)［22］研究中國的消費不振與收入分配的關系時，考察了收入水平與遺贈傾向的關系。得到的結論是高收入階層的遺贈傾向較高，從而收入分配越不均，大部分財富越集中在少數(shù)高收入階層手中，整個社會的遺贈儲蓄動機就越強。目前，對于中國居民的遺贈儲蓄動機的研究很少，經驗研究幾乎沒有。本文對以往的儲蓄動機進行了擴展，將居民的遺贈儲蓄動機考慮進去，并借鑒朱國林等人的思路，用基尼系數(shù)來度量城鎮(zhèn)居民遺贈儲蓄動機的大小。

四、實證研究及結果分析

(一)經濟計量模型的選擇

為了檢驗上面提出的三個假說，本文以(5)式為基礎，提出一個擴展的線性城鎮(zhèn)居民儲蓄模型:

其中，s表示儲蓄率，被定義為城鎮(zhèn)儲蓄與城鎮(zhèn)居民可支配收入之比。這里采用Modigliani和Cao(2004)［23］和 Horioka 和 Wan(2007)［24］的方法，用g和E/M分別表示實際經濟增長率和人口負擔系數(shù)。var1和var2分別表示收入和支出的不確定性，用以反映收入和支出的不確定性對預防性儲蓄動機的影響。gini表示收入分配不均的程度，用以檢驗儲蓄的遺贈動機。中國城鎮(zhèn)居民總儲蓄中的相當大部分是由極少數(shù)高收入階層擁有，高收入階層的遺贈儲蓄傾向較高，因此，基尼系數(shù)越大，財富越向少數(shù)人集中，遺贈儲蓄就越多。r表示實際利率，反映金融變量對儲蓄行為的影響。

(二)數(shù)據(jù)和變量的測算

本文選取全國城鎮(zhèn)居民1980-2009年的年度數(shù)據(jù)進行考察。這段時間的起始期是中國實行改革開放和“獨生子女”政策的初期，并且經歷了上世紀90年代中后期的一系列重大改革，能夠全面地反映我國城鎮(zhèn)居民消費/儲蓄行為特征。其中城鎮(zhèn)居民人均可配收入、消費支出、城市居民消費價格指數(shù)、各年份的人口出生率等數(shù)據(jù)來自于《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編》、各年度《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國人口統(tǒng)計年鑒》。實際利率用名義利率減去城市居民當年消費價格指數(shù)獲得。其中名義利率用官方一年期儲蓄存款利率的加權值來表示，數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行官方網(wǎng)站?；嵯禂?shù)轉引自羅曰鎂(2005)的計算結果，其它年份的數(shù)據(jù)按此方法計算得到。

實際收入增長率g通過歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)可得到。E/M表示人口負擔系數(shù)，等于就業(yè)人數(shù)除以14歲以下的未成年人①由于人口統(tǒng)計數(shù)據(jù)以14歲未成年人口為界，所以此處沿用此標準。數(shù)據(jù)在參考了Modigliani和Cao(2004)的數(shù)據(jù)基礎上，采用了《中國統(tǒng)計年鑒》各期的數(shù)據(jù)及各次全國人口普查數(shù)據(jù)。。此外，如何量化不確定性是檢驗預防性動機的關鍵。由于不確定性分別來自收入和支出兩個方面，本文分別采用收入和消費支出的預測誤差值的平方作為收入不確定性以及支出不確定性變量的量化指標。為獲得收入的不確定性的替代指標，本文檢驗了滯后期對當期收入的預測能力，得到如下方程:

類似地，為獲得支出(expenditure)的不確定性的替代指標，檢驗了滯后期對當期支出的預測能力，得到如下方程:

(三)模型估算

為確定數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，本文對儲蓄率、長期實際收入增長率、人口負擔系數(shù)、收入不確定性、支出不確定性和基尼系數(shù)進行了ADF單位根檢驗(如表1)。檢驗結果顯示，這些變量都包含單位根，而一階差分是平穩(wěn)的。

表1 變量單位根檢驗結果

然后檢驗這些變量之間是否存在協(xié)整關系，本文采用恩格爾 -格蘭杰(Engle和 Granger，1987)兩步法:第一步對待檢驗的變量進行OLS回歸，第二步對OLS回歸的殘差進行單位根檢驗。Durbin-Watson檢驗表明，一些模型存在序列相關，本文根據(jù)紐維-韋斯特(Newey和West，1987)的方法調整了參數(shù)估計值的標準差，估計結果如下:

表2 恩格爾-格蘭杰兩步法的估計結果

續(xù)表2

回歸結果表明:儲蓄量與利率成正相關關系，但是它對儲蓄的影響非常有限;未來收入和支出的不確定性均對儲蓄有較大影響到，但是未來支出不確定性的影響更大;反映居民收入差距的基尼系數(shù)對中國城鎮(zhèn)居民的儲蓄行為也有較顯著的影響。

(四)結果分析

g 的系數(shù)顯著為正表明儲蓄率隨著經濟增長率的上升而提高，從宏觀上來看，經濟增長帶來了居民收入的上升，這與凱恩斯的邊際儲蓄傾向遞增是吻合的。

E/M反映出人口結構對儲蓄率的影響。人口負擔系數(shù)跟中國傳統(tǒng)文化和政府的“獨生子女”政策相關。在中國的文化傳統(tǒng)中，子女有贍養(yǎng)老人的義務。由于金融市場不發(fā)達，缺乏適合養(yǎng)老保險的金融產品，因此，居民最好的選擇就是多生養(yǎng)子女防老。雖然沒有正式的契約來保證子女一定會贍養(yǎng)老人，但是通過傳統(tǒng)儒家文化的影響，從道德上約束子女執(zhí)行這種“隱性”的契約，子女就成為了人格化的投資產品，是對儲蓄的一種替代。而上世紀70年代末實行的“獨生子女”政策嚴格控制了生育率，居民不得不以有形的儲蓄形式來替代子女，保障年老后的生活水平。因此，人口負擔系數(shù)越大，每單位勞動力撫養(yǎng)的子女數(shù)量越少，儲蓄率就越高。

var1和var2分別度量了收入和支出的不確定性。從回歸的結果來看，其系數(shù)均為正。因此，不確定性程度的增加提高了城鎮(zhèn)居民的儲蓄傾向，即預防性儲蓄動機。1978年改革開放以來，我國一直在進行著以制度轉軌為核心的經濟體制改革，特別是我國確立了社會主義市場經濟體制以后的最近10多年中，這種改革的進程進一步加快。由于決策者的有限理性和改革的“非帕累托”性質，使得改革的制度安排總是過渡性的，給人們帶來不確定性預期，對未來的不確定性感受加強。我國正收入分配體制、就業(yè)體制的改革，同時勞動力供給總體過剩帶來的就業(yè)困難、失業(yè)增加導致未來收入的不確定性增強;醫(yī)療、教育、住房和養(yǎng)老等社會保障方面的改革非常劇烈，城鎮(zhèn)居民的安全感消失，支出的不確定性也增加。居民面臨著更大的未來收入和支出的風險，使絕大多數(shù)城鎮(zhèn)居民要通過儲蓄方式來應對未來的不確定性，其防性儲蓄動機也在加強。

基尼系數(shù)度量了城鎮(zhèn)居民的收入分配狀況。從實證結果來看，基尼系數(shù)顯著地影響了中國城鎮(zhèn)居民的儲蓄決策，基尼系數(shù)越大，遺贈動機的儲蓄就越多。因為基尼系數(shù)越大，表明中國城鎮(zhèn)居民收入分配的差距越大，更多的收入分配給極少數(shù)高收入階層。高收入階層的消費傾向較低，對應的遺贈儲蓄傾向較高，從而基尼系數(shù)的上升使得社會整體的儲蓄率也上升。根據(jù)施建淮等(2004)引用的數(shù)據(jù)，2002年在人民幣和外部儲蓄存款總量中，戶均儲蓄存款最多的20%的高收入家庭擁有的比例分別為64.8%和89.1%，而戶均儲蓄存款最少的20%的低收入家庭擁有的比例分別僅為1.2%和0.2%。居民間的收入差距最近又有進一步擴大的趨勢。2007年5月國際知名的波士頓咨詢公司發(fā)布的《2006全球財富報告》中曾提醒，0.4%的中國家庭占有70%的國民財富;而在日本、澳大利亞等成熟市場，一般是5%的家庭控制國家50% ～60%的財富。2010年12月2日，該公司發(fā)布的《中國財富管理市場:機遇無限，挑戰(zhàn)猶存》報告稱，2009年中國百萬美元資產家庭的數(shù)量達到670000戶，位列全球第三，僅次于美國和日本。報告同時指出，雖然中國的富人家庭已居世界第三，但只占所有中國家庭戶數(shù)的0.2%左右。這一比例遠遠低于其他國家和地區(qū)，比如美國是4.1%、瑞士是8.4%，而香港則達到了8.8% 。財富快速集中的背后是日益加大的貧富差距。中國社科院發(fā)布的《2008年社會藍皮書》顯示，近年來勞動報酬收入所占國民收入比重逐年下降，基尼系數(shù)從改革初期的1982年的0.249逐漸飆升至2008年的0.47。這標志著中國的社會貧富差距已超越了國際公認的基尼系數(shù)為0.4的警戒線。收入分配不均會導致整個社會的遺贈儲蓄增加，引起總消費不振。

實證研究表明，中國城鎮(zhèn)居民的消費不振主要是與其儲蓄動機相關聯(lián)的，即主要由以下原因造成的:收入和支出的不確定性所導致的預防性儲蓄，及收入分配制度不完善引起的貧富差距導致的遺贈儲蓄動機。也就是說，中國城鎮(zhèn)居民的消費行為與儲蓄動機都是伴隨著中國的漸進式經濟轉型而產生的，是制度變遷的結果，必將在改革推進過程中也隨之調整變化，這一點與Chamon M和 Prasad E(2010)［25］的結論相似。而且，這兩種動機對城鎮(zhèn)居民的儲蓄動機和消費行為的影響顯著，因此為增加消費、保持經濟的可持續(xù)發(fā)展，必須有針對性地采取相應的政策措施。

五、政策建議

我國正處于經濟體制轉軌時期，宏觀經濟環(huán)境和政策的不確定性因素明顯上升，收入分配制度還不完善，使城鎮(zhèn)居民的消費行為和儲蓄動機發(fā)生了改變。與這一轉變相適應，居民的儲蓄出現(xiàn)了新的意義，它不再是“消費后的剩余”，而是一種有意識的、主動應對的經濟行為，城鎮(zhèn)居民的預防性儲蓄動機和遺贈性儲蓄動機從而得以增強，消費受到抑制。為改善居民預期，拉動消費需求，在此提出一些政策建議。

第一，擴大城鎮(zhèn)居民收入，增強其未來確定性預期。穩(wěn)定的收入預期是消費需求擴大的基礎，要使城鎮(zhèn)居民對未來有一個穩(wěn)定的預期，根本舉措在于增加收入。應大力發(fā)展第三產業(yè)，特別科技含量高的第三產業(yè)，創(chuàng)造更多的就業(yè)機會并吸納中等收入階層的進入，擴大城鎮(zhèn)中等收入階層人數(shù)。同時，應增加城鎮(zhèn)中低收入者收入水平、加大對城鎮(zhèn)低保戶貧困戶的補貼與救濟，努力消除和盡可能降低城鎮(zhèn)貧困人口。具體來說，加快中小企業(yè)和民營經濟的發(fā)展，增加多種形式的就業(yè)崗位;應大力發(fā)展教育事業(yè)尤其是職業(yè)教育，增強中低收入者的勞動技能，提高其就業(yè)能力、工作能力和職業(yè)轉換能力，進而提高其貨幣工資收入。

第二，盡快完善社會保障制度，降低城鎮(zhèn)居民支出的不確定性。中國的市場化改革是在對應的社會保障體制還不完善的情況下進行的，由于改革意味著利益的重新分配，因此居民的不確定性感受加強。在改革推進過程中，政府應注重改革措施的長期作用與短期政策操作相結合，把握好改革措施與經濟政策出臺的時機，審時度勢謹慎操作，盡可能考慮社會承受能力和各項改革措施之間的配套協(xié)作。在矯正居民的支出預期方面，宜盡早明確并完善養(yǎng)老、住房、醫(yī)療、教育等改革方案，使各項制度改革應在確保穩(wěn)定的前提下盡快到位，把影響居民消費預期的主要改革措施明細化、具體化，從而使其儲蓄與消費行為更具有理性。在建立有效的社會保障制度的基礎上，擴大保障覆蓋面，同時，要按照市場經濟要求，以社會立法為手段，使失業(yè)救濟、養(yǎng)老、醫(yī)療、住房等各方面的運作盡快規(guī)范化、制度化，使社會保障制度進一步深化和完善。

第三，轉變消費觀念。很多城鎮(zhèn)居民的消費觀念還未真正轉變過來，一些人對借貸消費仍然難以接受。傳統(tǒng)媒體以及涌現(xiàn)出來的新媒體應引導人們合理的消費觀念，鼓勵人們適度的借貸消費和超前消費。使人們認識到合理的信貸消費是一種資源優(yōu)化配置的工具和消費方式，優(yōu)化個人的生活狀態(tài)和生活水準。

第四，大力發(fā)展消費信貸和個人理財產品，減輕流動性約束。銀行應需完善和創(chuàng)新消費信貸工具，滿足居民對信貸品種的多樣性需求，因此銀行應重視消費信貸品種的開發(fā)，為不同收入階層適宜的信貸產品;健全信貸的法律法規(guī)體系，完善個人資信評估制度，建立并健全各大商業(yè)銀行間和各行業(yè)間的信用信息網(wǎng)絡系統(tǒng)，增加個人違約成本。

第五，深化改革，調整收入分配制度。應建立穩(wěn)定有效的收入調控機制，努力縮小收入分配差距。對于高收入階層，應加強所得稅征收管理工作，增加對其征稅的監(jiān)管力度，可考慮適時開征遺產稅、贈與稅等，并逐步建立和完善個人財產申報的法律制度，堅決取締非法收入和各種灰色收入，減少此類居民的遺贈儲蓄;強化財政的再分配職能，調高目前個人所得稅的起征點。

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