我國居民儲蓄結構特點、轉變及其對商業銀行的影響

■ 蘇建軍 副教授 李 楠 博士（、運城學院經濟管理系 山西運城 044000、中國工商銀行陜西省分行 西安 70004）

引言

學術界對居民儲蓄行為的研究集中在三方面：一是關注居民儲蓄行為的生成機制。Keyness（1939）指出消費是收入的函數，但其增長速度低于收入。Duisenberg（1949）提出了儲蓄的相對收入理論。Milton Friedman（1990）提出永久收入理論。二是分析居民儲蓄影響因素。張建華、孫學光（2009）研究指出收入對儲蓄影響最顯著。葉琳琳（2008）研究發現短期內城市化對居民儲蓄有重要的影響。王耀青、劉維奇（2009）結果表明，匯率、股市和房地產對儲蓄影響較大。蘇基溶、廖進中（2010）指出導致我國高儲蓄的主要原因是生命周期動機。三是居民儲蓄與經濟增長的關系研究。Feldstein &Horioka（1980）發現儲蓄率和投資率之間具有強的正相關性。穆懷朋（1993）研究指出經濟增長與儲蓄具有較強的相關性關系。中國人民銀行研究局課題組（1999）指出我國居民儲蓄隨經濟增長的周期變化而變化。李澤廣（2010）認為我國經濟增長的高投資特征與高儲蓄、高信貸密不可分。縱觀上述文獻發現，學者對居民儲蓄的生成機制、影響因素及與經濟增長的關系進行了大量的理論與實證分析，具有較好的借鑒價值，但從儲蓄結構及其轉變方式視角研究我國居民儲蓄對商業銀行影響的文獻鮮見。因此，為了全面認識居民儲蓄結構轉變及對商業銀行的影響程度，還需進行更為深入的研究。

我國居民儲蓄現狀、特征及未來趨勢

（一）我國居民儲蓄現狀分析

改革開放后，我國居民儲蓄變化分為三個階段：第一階段為1978-1991年的快速增長階段，1978年居民儲蓄額僅為210.6億元，而1991年則上升到9244.9億元，增加了9千多億元，年均增長率高達33.76%；第二階段為1992-1999年的高速增長階段，此階段的儲蓄額增長較快，1992年存款余額為11757.3億元，而到1999年儲蓄額則為59621.8億元，增長了47864.5億元，是1992年的5倍之多，年均增長率高達26.10%。該階段儲蓄額的增長不僅得益于經濟的高速發展和人民收入水平的提高，而且金融部門推出了眾多市場化的利率政策和措施，極大地提高了儲蓄戶的信心，從而保障了儲蓄的高速增長。第三階段為2000-2011年的快速增長階段，2000年儲蓄額為64332.4億元，而在2011年則高達343635.9億元，是2000年的6.5倍，年均增長率為16.45%，盡管增長速度分別低于第二和第三階段10個百分點和17個百分點，但仍保持強勁的上升態勢。這一時期，國家開征了20%的利息所得稅，降低了居民儲蓄的意愿，同時推行實名制儲蓄制度，促使公款私存的現象大為減少，降低了“名義”居民存款的數額和規模。證券市場也吸引了不少的儲蓄資金。同時各類商業銀行積極擴大網點配置數量，開發更多儲蓄產品種類，力求滿足各類儲戶需求。這些都導致了儲蓄存款的穩定增長。

圖1 1978——2010年我國居民金融性儲蓄結構變化

此外，改革的加速推進人均儲蓄存款額與儲蓄率也隨之快速提高。居民人均存款從1978年的1.6元快速增加到1992年的1000多元，14年間增加了900多元，進入21世紀后，居民人均存款高速增長，2011年居民人均存款高達25267.35元，是1992年的25倍之多。居民人均存款的高速增長也帶來居民儲蓄率的相應提高。居民個人儲蓄占國民儲蓄的比重則從1978年的4.32%開始上升至1995年的41.87，比1978年提高了37個百分點。盡管在20世紀90年代后期出現了略微的下降，但仍然維持在38%左右。2000年后居民儲蓄率開始保持穩定的快速上升趨勢，2011年居民儲蓄率高達50.92%。居民人均儲蓄額和儲蓄率的上升，主要歸功于居民收入的提高與儲蓄傾向的上升。

（二）我國居民儲蓄結構特點及趨勢

所謂居民儲蓄結構是指一國居民所擁有的各類金融資產的數量及其在總資產中所占的份額大小。居民儲蓄包括金融性儲蓄和實物性儲蓄。其中，金融性儲蓄包括銀行存款、手持現金、保險保費和外幣儲蓄等。通過計算五種金融性儲蓄在金融總資產中所占比重得到圖1。

從圖1可知，我國居民家庭金融性儲蓄結構表現為以下特點：金融性儲蓄結構單一，儲蓄存款所占比例居高不下，在金融總資產中比例超過了50%，隨后盡管有所回落，但上升趨勢未變，這表明儲蓄存款在居民金融性儲蓄結構中繼續保持優勢地位。手持現金絕對數量保持增加勢頭，1990年手持現金為2644億元，而2011年則高達40598.78億元，21年間增長了14倍之多，但其所占比例不增反降，2011年其占比僅為10.13%，相比1978年，降低了30個百分點，降幅巨大。手持現金比例的快速降低，是因為手持有現金不僅沒有收益，甚至在某個特定時期為負收益。故居民不會過多持有現金。此外，各類自助銀行終端應用普遍化，也使居民消費非現金化。從居民持有股票來看，盡管比例較低，但具有明顯的周期性變化。股票是風險較高的金融工具，要求投資者具備較好的專業知識，而我國居民大多不具備這樣的能力，加之我國股市發展還不完善，導致大多家庭不愿涉入股市，因此股票在家庭總資產中的比例一直不高。此外，保險準備金占比呈緩慢提高態勢，但所占比例依然不高。隨著我國金融改革的不斷深化，金融資產種類將日益豐富，居民擁有的金融資產種類也將不斷增多，居民金融性儲蓄分布將向西方發達國家的“三三”型金融性儲蓄結構轉變，即儲蓄存款、有價證券和其他形式各占三成。

表1 我國居民儲蓄結構與國有商業銀行總資產收益率之間的關系

我國居民儲蓄結構轉變對商業銀行影響的實證分析

（一）模型構建

在前文分析的基礎上，為了分析各主要因素對商業銀行的影響作用，為此構建了如下的線性回歸模型進行定量研究。

其中，Yt為國有商業銀行，XJ,CX,ZQ分別為手持現金、儲蓄存款和有價證券（包括股票、債券和基金），β為估計參數，ε為隨機擾動項。

（二）變量選擇與數據說明

銀行總資產收益率（Y）。選取銀行總資產收益率來體現銀行運用全部資金獲取利潤的能力，其值為凈利潤與平均資產總額之比。該指標是一種盈利性指標，它能全面而準確地體現銀行的盈利能力；手持現金（XJ）。手持現金是指國家發行的不在市場流通的、即不從事商品交換活動的現金；儲蓄存款（CX）。儲蓄存款是居民為積累自有資產和獲取銀行利息，而在特定時期內從其可支配收入中扣除當期消費、現金和對外投資后存入金融機構的一定存款；有價證券（ZQ）。有價證券是用來證明持有人對某個特定財產擁有的所有權及其收益。有價證券包括商品證券、貨幣證券和資本證券三類。根據研究需要主要包括股票、基金、企業債券和國債等。數據來源于《新中國六十年統計資料匯編》、1978-2011年的《中國統計年鑒》、《中國金融年鑒》及中國人民銀行網站等。

（三）回歸結果及分析

選擇廣義最小二乘法（GLS）估計，以避免異方差和相關性對回歸的干擾。回歸結果如表1所示。

由表1可知，R2系數為0.844672，表明模型擬合度較好，DW值為1.259461，表明不存在序列自相關。各個變量與國有商業銀行總資產收益率之間存在正相關關系，且十分顯著。由此得出幾點結論：一是手持現金、儲蓄和有價證券對銀行資產收益具有較為明顯的直接效應。二是居民儲蓄結構對銀行資產收益率的提高具有不同的影響，即手持現金、儲蓄和有價證券分別提高1個百分點，銀行資產收益則分別上升了0.007578、0.088962和0.042326個百分點，其中，儲蓄存款的影響最為明顯。我國一直是一個手持現金和儲蓄存款很高的國家，即便是銀行利率進行過多次下調，且人們也已意識到手持現金和儲蓄并不能帶了更多的利益，但受傳統意識、預防性儲蓄動機、金融投資渠道單一和國家鼓勵儲蓄政策的影響，我國居民儲蓄存款的熱情依然很高，因此，在未來一段時期內，儲蓄存款對銀行資產利率的顯著影響不會發生太大變化。表1還表明，有價證券對銀行資產利率的影響僅次于儲蓄存款，這表明隨著我國證券市場的不斷完善和發展，我國居民手持的有價證券將逐漸成為影響銀行利潤的重要因素。值得注意的是，不同的金融性儲蓄結構，可能會導致不同的金融風險。因此，正確認識金融性儲蓄結構，制定合理的銀行風險管理措施是十分必要的。

結論與政策建議

綜上，得出如下結論：一是自改革開放以來，我國居民儲蓄一直呈現為高速增長態勢，不僅體現在總量增長上，也體現在人均儲蓄上，不但儲蓄的絕對量在增加，而且其相對量也在提高。二是從居民儲蓄的結構來看，我國居民儲蓄絕大部分是以金融性儲蓄形式存在，而實物性儲蓄形式較低。三是在居民持有的金融性儲蓄中，銀行儲蓄存款占了非常高的比例，手持現金排在第二位，而有價證券等占比較低，與發達國家有很大的差距。四是不同的金融性儲蓄結構對銀行的收益影響具有差異性，其中，儲蓄存款影響最大，有價證券次之，手持現金最小。基于上述研究結論，提出如下政策建議：一是提高居民金融知識認知層次，改善金融性儲蓄結構。我國居民金融知識的普及率較低，特別是農村居民更為嚴重，因此，普及金融知識，進而改善金融性儲蓄結構是十分重要的。二是積極支持銀行金融工具創新。我國的金融發展起步晚，其金融工具創新，在深度與廣度上都處于較低水平，金融產品單一，遠不能滿足居民對投資工具的需求。因此，銀行機構應開發適合各類客戶的金融投資產品與服務，進一步調整金融性儲蓄結構合理化發展，從而降低銀行運行風險。三是完善銀行內部各項管理措施，提高服務質量與水平，增強投資者信息，才能從根本上保護客戶的利益，吸引其購買銀行投資與理財產品與服務。

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