摘 要：本文實(shí)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(chǔ)蓄之間的關(guān)系，為提高模型因素的全面性和擬合優(yōu)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(xié)整檢驗(yàn)兩種檢驗(yàn)方法對(duì)模型進(jìn)行了估計(jì)，避免了單一方法估計(jì)產(chǎn)生的偏差，提高分析結(jié)論的準(zhǔn)確性和可信度。經(jīng)研究認(rèn)為，可支配收入、股票投資、股票交易和債券投資與居民儲(chǔ)蓄存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，可支配收入是儲(chǔ)蓄變化的主要因素，股票交易與居民儲(chǔ)蓄負(fù)相關(guān)。

關(guān)鍵詞：股票投資；債券投資；可支配收入；居民儲(chǔ)蓄；EG兩步法； Johanson協(xié)整

中圖分類(lèi)號(hào)：F830.91 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：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(dòng)性偏好理論中，人們持有貨幣的動(dòng)機(jī)包括交易性動(dòng)機(jī)、預(yù)防性動(dòng)機(jī)和投機(jī)性動(dòng)機(jī)。在研究居民儲(chǔ)蓄行為時(shí)，交易性動(dòng)機(jī)被認(rèn)為是將貨幣用于消費(fèi)，預(yù)防性動(dòng)機(jī)被認(rèn)為是為應(yīng)對(duì)預(yù)期中和非預(yù)期到未來(lái)消費(fèi)而持有貨幣，投機(jī)性動(dòng)機(jī)則被認(rèn)為是為投資而準(zhǔn)備貨幣。儲(chǔ)蓄是典型的持有貨幣的形式，本文所要討論的儲(chǔ)蓄是指持有扣除了用于消費(fèi)數(shù)額后的貨幣的儲(chǔ)蓄，儲(chǔ)蓄額即為滿(mǎn)足消費(fèi)后持有的貨幣余額。由于現(xiàn)在大部分的儲(chǔ)蓄以銀行儲(chǔ)蓄的形式而存在，使得儲(chǔ)蓄能在保持貨幣固有的流動(dòng)性的同時(shí)獲取無(wú)風(fēng)險(xiǎn)收益，所以銀行儲(chǔ)蓄既能同時(shí)滿(mǎn)足交易性、預(yù)防性和投機(jī)性三種動(dòng)機(jī)的要求，還能直接實(shí)現(xiàn)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(mǎn)足消費(fèi)、預(yù)防和投資，收入滿(mǎn)足消費(fèi)后的余額將被投入于儲(chǔ)蓄和投資，二者是一個(gè)此消彼長(zhǎng)的關(guān)系，投資是如何影響儲(chǔ)蓄的是一個(gè)值得研究的問(wèn)題。

我國(guó)居民從事投資的方式主要是銀行儲(chǔ)蓄和證券投資兩種，銀行儲(chǔ)蓄有儲(chǔ)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(guó)最主要的債券是國(guó)債，雖然企業(yè)債券的發(fā)行數(shù)量近年來(lái)逐漸增多，但相比國(guó)債，企業(yè)債發(fā)行量占比仍偏小。股票投資分為兩個(gè)市場(chǎng)：一個(gè)是一級(jí)市場(chǎng)（Primary Market），投資者在一級(jí)市場(chǎng)購(gòu)買(mǎi)IPO股票和企業(yè)為再融資而發(fā)行的股票和權(quán)證，獲得上市公司的股權(quán)，本文稱(chēng)之為股權(quán)投資；第二個(gè)是二級(jí)市場(chǎng)（Secondary Market），投資者在二級(jí)市場(chǎng)上對(duì)已經(jīng)發(fā)行的證券進(jìn)行買(mǎi)賣(mài)轉(zhuǎn)讓?zhuān)兹‖F(xiàn)金或取得金融資產(chǎn)，本文稱(chēng)之為股票交易。

本文針對(duì)股權(quán)投資、股票交易和債券投資三種投資方式與居民儲(chǔ)蓄之間的關(guān)系進(jìn)行討論，結(jié)合銀行儲(chǔ)蓄所具有的雙重屬性分析銀行儲(chǔ)蓄受到的影響和作用。因?yàn)榭芍涫杖胧倾y行儲(chǔ)蓄的直接來(lái)源，對(duì)儲(chǔ)蓄存款的數(shù)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(guò)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(yōu)度。本文使用基于對(duì)回歸方程殘差序列檢驗(yàn)的EG兩步法協(xié)整檢驗(yàn)和基于運(yùn)用極大似然法檢驗(yàn)回歸系數(shù)的Johanson協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)股權(quán)投資、股票交易、債券投資和可支配收入與儲(chǔ)蓄存款之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整估計(jì)，依據(jù)協(xié)整方程來(lái)分析各變量與儲(chǔ)蓄存款之間的長(zhǎng)期關(guān)系，并給出誤差修正模型，用以討論各變量短期內(nèi)變動(dòng)對(duì)儲(chǔ)蓄存款的影響。之所以同時(shí)運(yùn)用EG兩步法協(xié)整檢驗(yàn)和Johanson協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，是為了避免單一一種方法估計(jì)產(chǎn)生的偏差對(duì)分析結(jié)論的準(zhǔn)確性產(chǎn)生影響，從而提高分析結(jié)論的準(zhǔn)確性和可信度。

二、數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)作為樣本空間，之所以從2004年第3季度開(kāi)始是考慮到我國(guó)與2004年初開(kāi)始股權(quán)分置改革，改革開(kāi)始的前半年股市存在較大的波動(dòng)，容易影響實(shí)證結(jié)果，經(jīng)過(guò)半年后波動(dòng)逐漸減小，對(duì)實(shí)證研究產(chǎn)生偏差的影響會(huì)減弱。

股票投資數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)證券監(jiān)督管理委員會(huì)網(wǎng)站（http：//www.csrc.gov.cn/pub/newsite/），數(shù)據(jù)分為兩部分：第一部分為股權(quán)投資（Stock Finance，SF）額度，即為一級(jí)市場(chǎng)的股票融資額度，由2004年7月至2012年9月的月度數(shù)據(jù)加總求得，加總項(xiàng)目包括A股市場(chǎng)首發(fā)籌資、增發(fā)、配股，其中從2009年開(kāi)始再籌資中增加了配股和權(quán)證行權(quán)兩項(xiàng)的金額；第二部分為二級(jí)交易市場(chǎng)（Secondary Trade Market，STM）的數(shù)據(jù)，用每季度最后一個(gè)交易日的上證A股指數(shù)的收盤(pán)價(jià)代表，之所以以上證A股指數(shù)為代表，是因?yàn)樯献CA股市場(chǎng)最主要的交易為二級(jí)市場(chǎng)交易，上證A股指數(shù)能反映二級(jí)股票市場(chǎng)的繁榮程度和盈利狀況，而二級(jí)市場(chǎng)的盈利狀況在居民決定投資于股市還是儲(chǔ)蓄時(shí)有較大影響。

債券投資數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)人民銀行網(wǎng)站（http：//www.pbc.gov.cn/），以居民可購(gòu)買(mǎi)的債券（Bond Finance，BF）金額為代表。居民可購(gòu)買(mǎi)的債券金額由2004年7月至2012年9月的月度數(shù)據(jù)加總求得，其中2004年7月至2010年7月的月度數(shù)據(jù)為債券發(fā)行總額減去央行票據(jù)和金融債券的發(fā)行額，因?yàn)橐话愕?，央行票?jù)和金融債券的購(gòu)買(mǎi)者是非居民。出于同樣的考慮，2010年8月至2012年9月的數(shù)據(jù)為債券發(fā)行總額減去央行票據(jù)、金融債券、政府支持債券、政府機(jī)構(gòu)債券和非銀行金融機(jī)構(gòu)債券。以上數(shù)據(jù)單位均為億元。

居民人均可支配收入（Average Diposable Income，ADI）為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站（http：//www.stats.gov.cn/），由于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的居民可支配收入只有歷年1至3季度的累計(jì)數(shù)據(jù)，故用第2季度累計(jì)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(jì)值減第2季度的累計(jì)值作為第3季度的居民人均可支配收入，同時(shí)用歷年居民人均可支配收入總額減去歷年第3季度累計(jì)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(chǔ)蓄數(shù)據(jù)為儲(chǔ)蓄存款（Household Savings De-

posits，HSD）總額數(shù)據(jù)，來(lái)源于中國(guó)人民銀行網(wǎng)站（http：//www.pbc.gov.cn/）公布的金融機(jī)構(gòu)人民幣信貸收支表每季度的最后一個(gè)月的的儲(chǔ)蓄存款額作為該季度的居民儲(chǔ)蓄數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)單位為億元。

另外，為使數(shù)據(jù)趨勢(shì)線(xiàn)性化，并消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，分別對(duì)HSD、ADI、SF、BF、STM的數(shù)據(jù)進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換，分別記為lnHSD、lnADI、lnSF、lnBF和lnSTM，其相應(yīng)的一階差分序列記為DlnHSD、DlnADI、DlnSF、DlnBF和DlnSTM。最后，本文使用的計(jì)量工具為Eviews6.0。

三、實(shí)證分析

（一）單位根檢驗(yàn)

為了避免非平穩(wěn)序列建立估計(jì)模型時(shí)可能會(huì)產(chǎn)生的“偽回歸”問(wèn)題，首先使用ADF 檢驗(yàn)對(duì)序列逐個(gè)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。由表1可知，除lnADI平穩(wěn)以外，其余序列均不平穩(wěn)，但所有數(shù)據(jù)的一階差分序列在5%的置信水平下平穩(wěn)，說(shuō)明lnHSD、lnADI、lnSF、lnBF和lnSTM均為一階單整序列，即I（1）。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整關(guān)系是指非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量時(shí)間序列之間的線(xiàn)性組合存在著一個(gè)長(zhǎng)期均衡的關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)主要有兩種方法：一種是基于回歸方程殘差序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)的EG兩步法協(xié)整檢驗(yàn)，另一種是基于回歸系數(shù)的運(yùn)用了極大似然法的Johanson協(xié)整檢驗(yàn)。在確定各序列為一階單整以后，分別利用EG兩步法和Johanson協(xié)整對(duì)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

首先用EG兩步法對(duì)lnHSD、lnADI、lnSF、lnBF和lnSTM進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。運(yùn)用OLS法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸后對(duì)其殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)（見(jiàn)表2）。由表2可知，殘差在5%的置信度水平下是平穩(wěn)的，所以lnHSD、lnADI、lnSF、lnBF和lnSTM之間存在整關(guān)系。由此得出的它們之間的的長(zhǎng)期趨勢(shì)是：

再運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)（見(jiàn)表3）。由表3的Trace統(tǒng)計(jì)量和Max-Eigen統(tǒng)計(jì)量可知lnHSD、lnADI、lnSF、lnBF和lnSTM之間存3個(gè)協(xié)整向量，序列之間存協(xié)整關(guān)系。由此得出它們之間的協(xié)整方程是：

（三）誤差修正模型（ECM）

根據(jù)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(xié)整關(guān)系。但是當(dāng)受到外部沖擊的時(shí)候它們可能會(huì)暫時(shí)偏離均衡水平，隨著時(shí)間的推移會(huì)得到調(diào)整。所以，建立誤差修正模型進(jìn)行分析，這里采用滯后一階的形式，并用ECM表示協(xié)整方程中的殘差作為非均衡誤差項(xiàng)。

由（式1）估計(jì)誤差修正序列為：

四、主要結(jié)論

第一，由協(xié)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(guó)股權(quán)投資、股票交易、債券投資和人均可支配收入與居民儲(chǔ)蓄之間存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。而且由估計(jì)結(jié)果可知，居民人均可支配收入對(duì)居民儲(chǔ)蓄有著較強(qiáng)的長(zhǎng)期彈性，彈性系數(shù)為0.9559（式1）和1.1239（式2）。這與我國(guó)居民傳統(tǒng)的儲(chǔ)蓄習(xí)慣相符合。當(dāng)可支配收入增加時(shí)，居民會(huì)拿出一部分作為儲(chǔ)蓄，這個(gè)新增加的儲(chǔ)蓄部分的金額與新增消費(fèi)的金額的比例是固定的，而這個(gè)比例取決于個(gè)人的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄替代效應(yīng)和偏好，居民不會(huì)因?yàn)榭芍涫杖朐黾佣^(guò)度增加消費(fèi)，減少儲(chǔ)蓄。與其他變量的系數(shù)的絕對(duì)值相比，人均可支配收入的絕對(duì)值最大，表明人均可支配收入變化是居民儲(chǔ)蓄變化的最主要原因，陳詩(shī)詩(shī)（2008）認(rèn)為影響居民儲(chǔ)蓄增長(zhǎng)的主要因素是收人水平及其自身的慣性[1]。股權(quán)投資的彈性在式1和式2中均非常小，比0.03稍多一點(diǎn)，而且從t統(tǒng)計(jì)量來(lái)看該變量的系數(shù)不顯著，可以為0，這說(shuō)明上市公司發(fā)行股票籌資對(duì)居民吸引力可以忽略不計(jì)，居民并不愿意選擇在上市公司發(fā)行股票時(shí)從銀行中取出儲(chǔ)蓄或減少儲(chǔ)蓄并用這部分錢(qián)購(gòu)買(mǎi)IPO的新股或者為再融資而發(fā)行的股票。鑒于在我國(guó)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(xiàn)實(shí)狀況，上市公司發(fā)行股票對(duì)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(wú)風(fēng)險(xiǎn)收益也不愿冒險(xiǎn)投資于新發(fā)行的股票。如果要改變這一狀況，需要有更好的市場(chǎng)環(huán)境來(lái)保護(hù)居民投資者的權(quán)益。債券投資對(duì)居民儲(chǔ)蓄的彈性系數(shù)為0.177（式1）和0.1189（式2），債券投資對(duì)儲(chǔ)蓄的增加的有一定的正向的作用，存在財(cái)富效應(yīng)，這表明我國(guó)居民除了儲(chǔ)蓄投資以外，還會(huì)選擇從事收益相對(duì)儲(chǔ)蓄高一些的債券投資，而從債券投資的對(duì)象看主要是對(duì)風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)小、發(fā)行數(shù)額較大的國(guó)債的投資，對(duì)債券的投資能增加居民的財(cái)富，推動(dòng)居民儲(chǔ)蓄的增加。因此，“大多數(shù)人對(duì)相對(duì)安全、利息收入又高于銀行儲(chǔ)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(chǔ)蓄增加的主要因素。與新股發(fā)行對(duì)應(yīng)的股票二級(jí)交易市場(chǎng)的繁榮程度對(duì)居民儲(chǔ)蓄的系數(shù)為-0.2487（式1）和-0.2849（式2），系數(shù)絕對(duì)值較大且t統(tǒng)計(jì)量顯著，表明股票二級(jí)交易市場(chǎng)對(duì)居民的吸引力是顯著的，且對(duì)儲(chǔ)蓄存款的影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于新股發(fā)行產(chǎn)生的影響，同時(shí)也大于債券的影響力。這說(shuō)明在諸多投資方式中，“股票收益率對(duì)儲(chǔ)蓄存款需求的影響是主導(dǎo)性的”[3]。二級(jí)交易市場(chǎng)的繁榮程度對(duì)居民儲(chǔ)蓄的系數(shù)是負(fù)值，這符合預(yù)期，即當(dāng)股市繁榮時(shí)居民會(huì)減少當(dāng)期的儲(chǔ)蓄甚至不儲(chǔ)蓄并取出存款用于股票的投機(jī)，試圖獲取相對(duì)儲(chǔ)蓄投資和債券投資的超高收益，造成居民儲(chǔ)蓄的減少；而當(dāng)股市低迷的時(shí)候，居民為了避免損失，避開(kāi)風(fēng)險(xiǎn)，會(huì)主動(dòng)從股市撤資，并重新存入銀行，使儲(chǔ)蓄存款增加。李麗（2009）在研究股市波動(dòng)對(duì)居民儲(chǔ)蓄存款的影響時(shí)也認(rèn)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(huì)將其銀行存款轉(zhuǎn)移到股市購(gòu)買(mǎi)股票，數(shù)額足夠大的話(huà)就會(huì)引起居民儲(chǔ)蓄存款的減少，因此，股市成交額與居民儲(chǔ)蓄應(yīng)該是負(fù)相關(guān)關(guān)系”[4]，與本文結(jié)論一致。這反映出我國(guó)居民對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的厭惡和對(duì)財(cái)富的渴望，而風(fēng)險(xiǎn)和收益是對(duì)立統(tǒng)一的，一定程度的風(fēng)險(xiǎn)對(duì)應(yīng)一定的收益，不存在低風(fēng)險(xiǎn)的高收益。由此可見(jiàn)，我國(guó)居民對(duì)投資的認(rèn)識(shí)水平不夠高，以及我國(guó)投資品種不多、風(fēng)險(xiǎn)較大、居民投資路徑太窄，居民投資者難以通過(guò)按照自己的投資風(fēng)險(xiǎn)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(fā)行投資的系數(shù)非常小且t統(tǒng)計(jì)量仍不顯著可以認(rèn)定，無(wú)論從長(zhǎng)期還是短期來(lái)看，新股的發(fā)行對(duì)居民的吸引力非常小，對(duì)居民儲(chǔ)蓄的的影響微乎其微。調(diào)整后的誤差修正模型的誤差修正項(xiàng)ECM的系數(shù)為-0.2328（式5）和-0.3065（式6），系數(shù)為負(fù)值表明該誤差修正項(xiàng)具有反向修正機(jī)制，說(shuō)明居民儲(chǔ)蓄變動(dòng)受到協(xié)整方程的約束，短期波動(dòng)對(duì)長(zhǎng)期均衡關(guān)系的偏離會(huì)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(tài)拉回均衡狀態(tài)，從而保證了股票、債券投資和可支配收入與居民儲(chǔ)蓄的關(guān)系不會(huì)明顯偏離均衡狀態(tài)。從調(diào)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(chǔ)蓄的同方向變化。短期居民可支配收入的增長(zhǎng) 1%，居民儲(chǔ)蓄存款相應(yīng)增加0.2507%（式4）和0.2865%（式6），影響變動(dòng)不大；短期債券投資的增加1%，居民儲(chǔ)蓄存款相應(yīng)增加0.027%（式4）和0.0216%（式6），影響變動(dòng)較小，可能是由于債券的獲取收益的時(shí)滯性使得債券投資在短期內(nèi)對(duì)居民儲(chǔ)蓄存款變化的影響不明顯。而在長(zhǎng)期協(xié)整方程中會(huì)引起居民儲(chǔ)蓄反方向變動(dòng)的二級(jí)證券交易市場(chǎng)的繁榮程度在短期內(nèi)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(duì)值雖然稍大于債券投資對(duì)儲(chǔ)蓄存款的彈性，但遠(yuǎn)小于居民可支配收入對(duì)居民存款儲(chǔ)蓄的彈性，可見(jiàn)短期內(nèi)股市的繁榮與否并不影響居民的儲(chǔ)蓄傾向，反映出居民對(duì)于股市繁榮持久性的不信任和懷疑以及對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的厭惡?！皟?chǔ)蓄存款對(duì)股市收益率變動(dòng)的敏感性較大，對(duì)股市收益風(fēng)險(xiǎn)的敏感性較低，消費(fèi)者為回避股票收益下降的風(fēng)險(xiǎn)，增加貨幣需求”，使得儲(chǔ)蓄增加。

（責(zé)任編輯：陳薇）

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