股票、債券投資和可支配收入與居民儲蓄的關系

摘 要：本文實證分析了股票投資、股票交易和債券投資三種投資方式與居民儲蓄之間的關系，為提高模型因素的全面性和擬合優度，加入了居民可支配收入這一變量。研究中使用EG兩步法和Johanson協整檢驗兩種檢驗方法對模型進行了估計，避免了單一方法估計產生的偏差，提高分析結論的準確性和可信度。經研究認為，可支配收入、股票投資、股票交易和債券投資與居民儲蓄存在長期穩定的關系，可支配收入是儲蓄變化的主要因素，股票交易與居民儲蓄負相關。

關鍵詞：股票投資；債券投資；可支配收入；居民儲蓄；EG兩步法； Johanson協整

中圖分類號：F830.91 文獻標識碼：A 文章編號：1003-9031（2013）03-0028-04 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2013.03.06

一、引言

在凱恩斯流動性偏好理論中，人們持有貨幣的動機包括交易性動機、預防性動機和投機性動機。在研究居民儲蓄行為時，交易性動機被認為是將貨幣用于消費，預防性動機被認為是為應對預期中和非預期到未來消費而持有貨幣，投機性動機則被認為是為投資而準備貨幣。儲蓄是典型的持有貨幣的形式，本文所要討論的儲蓄是指持有扣除了用于消費數額后的貨幣的儲蓄，儲蓄額即為滿足消費后持有的貨幣余額。由于現在大部分的儲蓄以銀行儲蓄的形式而存在，使得儲蓄能在保持貨幣固有的流動性的同時獲取無風險收益，所以銀行儲蓄既能同時滿足交易性、預防性和投機性三種動機的要求，還能直接實現投資獲取收益的功能。一般地，居民取得的收入將按順序逐步用于滿足消費、預防和投資，收入滿足消費后的余額將被投入于儲蓄和投資，二者是一個此消彼長的關系，投資是如何影響儲蓄的是一個值得研究的問題。

我國居民從事投資的方式主要是銀行儲蓄和證券投資兩種，銀行儲蓄有儲蓄和投資的兩種屬性，證券投資主要為債券和股票投資。我國最主要的債券是國債，雖然企業債券的發行數量近年來逐漸增多，但相比國債，企業債發行量占比仍偏小。股票投資分為兩個市場：一個是一級市場（Primary Market），投資者在一級市場購買IPO股票和企業為再融資而發行的股票和權證，獲得上市公司的股權，本文稱之為股權投資；第二個是二級市場（Secondary Market），投資者在二級市場上對已經發行的證券進行買賣轉讓，套取現金或取得金融資產，本文稱之為股票交易。

本文針對股權投資、股票交易和債券投資三種投資方式與居民儲蓄之間的關系進行討論，結合銀行儲蓄所具有的雙重屬性分析銀行儲蓄受到的影響和作用。因為可支配收入是銀行儲蓄的直接來源，對儲蓄存款的數量變化有著直接影響，其重要性是不可忽略的，所以在建模過程中加入居民的可支配收入以提高模型的因素的全面性和擬合優度。本文使用基于對回歸方程殘差序列檢驗的EG兩步法協整檢驗和基于運用極大似然法檢驗回歸系數的Johanson協整檢驗對股權投資、股票交易、債券投資和可支配收入與儲蓄存款之間的關系進行協整估計，依據協整方程來分析各變量與儲蓄存款之間的長期關系，并給出誤差修正模型，用以討論各變量短期內變動對儲蓄存款的影響。之所以同時運用EG兩步法協整檢驗和Johanson協整檢驗對模型進行估計，是為了避免單一一種方法估計產生的偏差對分析結論的準確性產生影響，從而提高分析結論的準確性和可信度。

二、數據選取與處理

本文選取2004年第3季度至2012年第3季度的季度數據作為樣本空間，之所以從2004年第3季度開始是考慮到我國與2004年初開始股權分置改革，改革開始的前半年股市存在較大的波動，容易影響實證結果，經過半年后波動逐漸減小，對實證研究產生偏差的影響會減弱。

股票投資數據來自中國證券監督管理委員會網站（http：//www.csrc.gov.cn/pub/newsite/），數據分為兩部分：第一部分為股權投資（Stock Finance，SF）額度，即為一級市場的股票融資額度，由2004年7月至2012年9月的月度數據加總求得，加總項目包括A股市場首發籌資、增發、配股，其中從2009年開始再籌資中增加了配股和權證行權兩項的金額；第二部分為二級交易市場（Secondary Trade Market，STM）的數據，用每季度最后一個交易日的上證A股指數的收盤價代表，之所以以上證A股指數為代表，是因為上證A股市場最主要的交易為二級市場交易，上證A股指數能反映二級股票市場的繁榮程度和盈利狀況，而二級市場的盈利狀況在居民決定投資于股市還是儲蓄時有較大影響。

債券投資數據來源于中國人民銀行網站（http：//www.pbc.gov.cn/），以居民可購買的債券（Bond Finance，BF）金額為代表。居民可購買的債券金額由2004年7月至2012年9月的月度數據加總求得，其中2004年7月至2010年7月的月度數據為債券發行總額減去央行票據和金融債券的發行額，因為一般地，央行票據和金融債券的購買者是非居民。出于同樣的考慮，2010年8月至2012年9月的數據為債券發行總額減去央行票據、金融債券、政府支持債券、政府機構債券和非銀行金融機構債券。以上數據單位均為億元。

居民人均可支配收入（Average Diposable Income，ADI）為城鎮居民人均可支配收入，數據來源于國家統計局網站（http：//www.stats.gov.cn/），由于國家統計局發布的居民可支配收入只有歷年1至3季度的累計數據，故用第2季度累計值減第1季度的值作為第2季度的居民可支配收入，用第3季度累計值減第2季度的累計值作為第3季度的居民人均可支配收入，同時用歷年居民人均可支配收入總額減去歷年第3季度累計值作為第4季度的居民人均可支配收入。居民人均可支配收入單位為元。

居民儲蓄數據為儲蓄存款（Household Savings De-

posits，HSD）總額數據，來源于中國人民銀行網站（http：//www.pbc.gov.cn/）公布的金融機構人民幣信貸收支表每季度的最后一個月的的儲蓄存款額作為該季度的居民儲蓄數據。數據單位為億元。

另外，為使數據趨勢線性化，并消除數據中可能存在的異方差，分別對HSD、ADI、SF、BF、STM的數據進行自然對數變換，分別記為lnHSD、lnADI、lnSF、lnBF和lnSTM，其相應的一階差分序列記為DlnHSD、DlnADI、DlnSF、DlnBF和DlnSTM。最后，本文使用的計量工具為Eviews6.0。

三、實證分析

（一）單位根檢驗

為了避免非平穩序列建立估計模型時可能會產生的“偽回歸”問題，首先使用ADF 檢驗對序列逐個進行單位根檢驗。由表1可知，除lnADI平穩以外，其余序列均不平穩，但所有數據的一階差分序列在5%的置信水平下平穩，說明lnHSD、lnADI、lnSF、lnBF和lnSTM均為一階單整序列，即I（1）。

（二）協整檢驗

協整關系是指非平穩經濟變量時間序列之間的線性組合存在著一個長期均衡的關系。協整檢驗主要有兩種方法：一種是基于回歸方程殘差序列進行ADF檢驗的EG兩步法協整檢驗，另一種是基于回歸系數的運用了極大似然法的Johanson協整檢驗。在確定各序列為一階單整以后，分別利用EG兩步法和Johanson協整對進行協整檢驗。

首先用EG兩步法對lnHSD、lnADI、lnSF、lnBF和lnSTM進行協整檢驗。運用OLS法對數據進行回歸后對其殘差進行平穩性檢驗（見表2）。由表2可知，殘差在5%的置信度水平下是平穩的，所以lnHSD、lnADI、lnSF、lnBF和lnSTM之間存在整關系。由此得出的它們之間的的長期趨勢是：

再運用Johansen協整檢驗對序列進行協整檢驗（見表3）。由表3的Trace統計量和Max-Eigen統計量可知lnHSD、lnADI、lnSF、lnBF和lnSTM之間存3個協整向量，序列之間存協整關系。由此得出它們之間的協整方程是：

（三）誤差修正模型（ECM）

根據以上的分析，變量lnHSD、lnADI、lnSF、lnBF和lnSTM都是一階單整序列，且存在協整關系。但是當受到外部沖擊的時候它們可能會暫時偏離均衡水平，隨著時間的推移會得到調整。所以，建立誤差修正模型進行分析，這里采用滯后一階的形式，并用ECM表示協整方程中的殘差作為非均衡誤差項。

由（式1）估計誤差修正序列為：

四、主要結論

第一，由協整方程式1和式2可知，2004年第3季度至2012年第3季度我國股權投資、股票交易、債券投資和人均可支配收入與居民儲蓄之間存在著長期的均衡關系。而且由估計結果可知，居民人均可支配收入對居民儲蓄有著較強的長期彈性，彈性系數為0.9559（式1）和1.1239（式2）。這與我國居民傳統的儲蓄習慣相符合。當可支配收入增加時，居民會拿出一部分作為儲蓄，這個新增加的儲蓄部分的金額與新增消費的金額的比例是固定的，而這個比例取決于個人的消費和儲蓄替代效應和偏好，居民不會因為可支配收入增加而過度增加消費，減少儲蓄。與其他變量的系數的絕對值相比，人均可支配收入的絕對值最大，表明人均可支配收入變化是居民儲蓄變化的最主要原因，陳詩詩（2008）認為影響居民儲蓄增長的主要因素是收人水平及其自身的慣性[1]。股權投資的彈性在式1和式2中均非常小，比0.03稍多一點，而且從t統計量來看該變量的系數不顯著，可以為0，這說明上市公司發行股票籌資對居民吸引力可以忽略不計，居民并不愿意選擇在上市公司發行股票時從銀行中取出儲蓄或減少儲蓄并用這部分錢購買IPO的新股或者為再融資而發行的股票。鑒于在我國股市中大部分居民投資者在IPO和股票再融資的投資以遭受損失的現實狀況，上市公司發行股票對居民投資者的吸引力極小是可以理解的，居民寧愿將新增的收入存入銀行獲取固定的無風險收益也不愿冒險投資于新發行的股票。如果要改變這一狀況，需要有更好的市場環境來保護居民投資者的權益。債券投資對居民儲蓄的彈性系數為0.177（式1）和0.1189（式2），債券投資對儲蓄的增加的有一定的正向的作用，存在財富效應，這表明我國居民除了儲蓄投資以外，還會選擇從事收益相對儲蓄高一些的債券投資，而從債券投資的對象看主要是對風險相對小、發行數額較大的國債的投資，對債券的投資能增加居民的財富，推動居民儲蓄的增加。因此，“大多數人對相對安全、利息收入又高于銀行儲蓄存款的投資工具存在巨大需求”[2]。但相比可支配收入增加的影響而言是比較小的，可支配收入增加是儲蓄增加的主要因素。與新股發行對應的股票二級交易市場的繁榮程度對居民儲蓄的系數為-0.2487（式1）和-0.2849（式2），系數絕對值較大且t統計量顯著，表明股票二級交易市場對居民的吸引力是顯著的，且對儲蓄存款的影響遠遠大于新股發行產生的影響，同時也大于債券的影響力。這說明在諸多投資方式中，“股票收益率對儲蓄存款需求的影響是主導性的”[3]。二級交易市場的繁榮程度對居民儲蓄的系數是負值，這符合預期，即當股市繁榮時居民會減少當期的儲蓄甚至不儲蓄并取出存款用于股票的投機，試圖獲取相對儲蓄投資和債券投資的超高收益，造成居民儲蓄的減少；而當股市低迷的時候，居民為了避免損失，避開風險，會主動從股市撤資，并重新存入銀行，使儲蓄存款增加。李麗（2009）在研究股市波動對居民儲蓄存款的影響時也認為“股市活躍，股市成交額大，吸引居民更多地投資股票，居民可能會將其銀行存款轉移到股市購買股票，數額足夠大的話就會引起居民儲蓄存款的減少，因此，股市成交額與居民儲蓄應該是負相關關系”[4]，與本文結論一致。這反映出我國居民對風險的厭惡和對財富的渴望，而風險和收益是對立統一的，一定程度的風險對應一定的收益，不存在低風險的高收益。由此可見，我國居民對投資的認識水平不夠高，以及我國投資品種不多、風險較大、居民投資路徑太窄，居民投資者難以通過按照自己的投資風險偏好獲取理想的收益。

第二，由誤差修正模型式3和式4中新股發行投資的系數非常小且t統計量仍不顯著可以認定，無論從長期還是短期來看，新股的發行對居民的吸引力非常小，對居民儲蓄的的影響微乎其微。調整后的誤差修正模型的誤差修正項ECM的系數為-0.2328（式5）和-0.3065（式6），系數為負值表明該誤差修正項具有反向修正機制，說明居民儲蓄變動受到協整方程的約束，短期波動對長期均衡關系的偏離會在下一期得到力度為-0.2328（式5）和-0.3065（式6）的反向修正，將非均衡狀態拉回均衡狀態，從而保證了股票、債券投資和可支配收入與居民儲蓄的關系不會明顯偏離均衡狀態。從調整后的誤差修正模型可看出，短期居民可支配收入的增加和債券投資的增加將引起居民儲蓄的同方向變化。短期居民可支配收入的增長 1%，居民儲蓄存款相應增加0.2507%（式4）和0.2865%（式6），影響變動不大；短期債券投資的增加1%，居民儲蓄存款相應增加0.027%（式4）和0.0216%（式6），影響變動較小，可能是由于債券的獲取收益的時滯性使得債券投資在短期內對居民儲蓄存款變化的影響不明顯。而在長期協整方程中會引起居民儲蓄反方向變動的二級證券交易市場的繁榮程度在短期內依然起到反向作用，彈性為-0.0404（式4）和-0.041（式6），彈性較小，彈性絕對值雖然稍大于債券投資對儲蓄存款的彈性，但遠小于居民可支配收入對居民存款儲蓄的彈性，可見短期內股市的繁榮與否并不影響居民的儲蓄傾向，反映出居民對于股市繁榮持久性的不信任和懷疑以及對風險的厭惡。“儲蓄存款對股市收益率變動的敏感性較大，對股市收益風險的敏感性較低，消費者為回避股票收益下降的風險，增加貨幣需求”，使得儲蓄增加。

（責任編輯：陳薇）

參考文獻：

[1]陳詩詩.我國居民儲蓄函數的實證研究基于1995—2007年季度數據的計量分析[J].世界經濟情況，2008（10）.

[2]袁志剛，馮俊.居民儲蓄與投資選擇：金融資產發展的含義[J].數量經濟技術經濟研究，2005（1）.

[3]汪紅駒，張慧蓮.資產選擇、風險偏好與儲蓄存款需求[J].經濟研究，2006（6）.

[4]李麗.股市波動對居民儲蓄存款影響的實證分析[D].太原：山西財經大學，2009.