摘 要：本文嘗試構(gòu)建一個(gè)儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)，用以反映居民是傾向于儲(chǔ)蓄投資或是傾向于消費(fèi)的意愿程度。通過分析其時(shí)間序列發(fā)現(xiàn)，儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)長期處于2.6-2.9的穩(wěn)定區(qū)間，但2012年后快速上升至3.6以上，原因包括：實(shí)際存款利率上升、理財(cái)產(chǎn)品收益率保持在高位、理財(cái)投資門檻降低。進(jìn)一步實(shí)證分析影響儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)的因素包括信貸余額/GDP、工業(yè)部門利潤率、同業(yè)拆借利率與CPI等，最后使用SARIMA模型對(duì)序列預(yù)測。儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)具有較強(qiáng)的時(shí)效性，是對(duì)消費(fèi)率、投資率的一個(gè)補(bǔ)充，在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的一段時(shí)期內(nèi)，可作為判斷政策是否有效、轉(zhuǎn)型是否朝預(yù)期發(fā)展的指標(biāo)之一。

關(guān)鍵詞：儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)；消費(fèi)；貨幣供應(yīng)量；SARIMA

中圖分類號(hào)：F014 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A〓 文章編號(hào)：1003-9031（2016）06-0004-07 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2016.06.01

一、引言

一直以來，中國都是一個(gè)高儲(chǔ)蓄率、高投資率的國家，投資在經(jīng)濟(jì)增長中扮演著重要的角色但也招致了壓制消費(fèi)的批評(píng)，投資消費(fèi)失衡長期困擾著中國經(jīng)濟(jì)，過度投資造成投資效率低下，導(dǎo)致過度能耗和資源破壞，還蘊(yùn)藏著通貨膨脹風(fēng)險(xiǎn)，投資和消費(fèi)失衡造成了大范圍的產(chǎn)能過剩等問題[1]?！笆濉币詠?，國家積極調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，提出了“收入倍增計(jì)劃”，出臺(tái)拉動(dòng)內(nèi)需的相關(guān)政策，消費(fèi)在GDP中的占比逐漸提高，國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2014年中國支出法GDP為640796.4億元，其中最終消費(fèi)支出328311.2億元，資本形成總額295022.3億元，貨物和服務(wù)凈出口17462.9億元，最終消費(fèi)支出、資本形成總額、貨物和服務(wù)凈出口三大需求對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）增長的貢獻(xiàn)率分別為50.2%、48.5%、1.3%。消費(fèi)對(duì)GDP的貢獻(xiàn)已經(jīng)超過了投資與凈出口，但與發(fā)達(dá)國家消費(fèi)對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率在70%左右還存在較大差距。

已有研究注重從宏觀層面分析投資、消費(fèi)比例對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，本文基于一個(gè)新的視角，從貨幣供應(yīng)比率分析居民的投資與消費(fèi)意愿，根據(jù)貨幣供應(yīng)量構(gòu)造了一個(gè)儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)，用以反映居民是傾向于現(xiàn)在消費(fèi)，還是傾向于現(xiàn)在進(jìn)行儲(chǔ)蓄投資未來消費(fèi)。

二、文獻(xiàn)綜述

本文分析的儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)主要涉及到投資、消費(fèi)，以下從投資消費(fèi)角度梳理相關(guān)文獻(xiàn)。結(jié)合中國實(shí)際情況，主要研究涉及投資消費(fèi)失衡問題。本文圍繞著這個(gè)問題，從合理的投資消費(fèi)率及比例、投資與消費(fèi)相互關(guān)系的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)、對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響等角度進(jìn)行了深入研究。

國外相關(guān)文獻(xiàn)不多，Liu和Turnovsky（2005）系統(tǒng)的比較分析和探討了消費(fèi)外部性和生產(chǎn)外部性對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率和消費(fèi)資本比的影響[2]。國內(nèi)方面，吳忠群、賀鏗、蔡躍洲等研究了投資率與消費(fèi)率的合理范圍。通過對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長、消費(fèi)和投資發(fā)展的歷史軌跡進(jìn)行分析，吳忠群（2002）定性與定量結(jié)合地給出一個(gè)合理的消費(fèi)率、投資率等，通過國際比較得出，無論是消費(fèi)增長率還是投資增長率，都有一個(gè)政策作用空間，宏觀政策的力度不宜超出這個(gè)區(qū)間[3]。依據(jù)經(jīng)濟(jì)增長理論和經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略思想，賀鏗（2006）研究了中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的歷史過程，在國際比較中探尋中國投資和消費(fèi)的合理比例，同時(shí)為促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)、快速發(fā)展提出相應(yīng)的政策建議[4]。經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段及城市化水平、經(jīng)濟(jì)外向型程度、地域及文化傳統(tǒng)、經(jīng)濟(jì)體制等都對(duì)投資消費(fèi)結(jié)構(gòu)有顯著影響，在研究影響因素的基礎(chǔ)上，蔡躍洲、王玉霞（2011）匡算中國合意投資消費(fèi)區(qū)間，合意的投資率和消費(fèi)率區(qū)間為40～45%和55～60%[5]。徐敏、鄧紹建（2013）構(gòu)建一個(gè)包括政府部門在內(nèi)的三部門消費(fèi)率決定模型，據(jù)此估算出我國合理的消費(fèi)率，投資消費(fèi)失衡實(shí)質(zhì)上是兩大部類的失衡，中國投資消費(fèi)失衡是因?yàn)閲袷杖敕峙洳缓侠韺?dǎo)致政府收入和企業(yè)收入過高而居民收入過低，從而導(dǎo)致三大主體投資消費(fèi)行為的總量和結(jié)構(gòu)失衡，并最終造成兩大部類之間的不平衡即投資消費(fèi)失衡[6]。

投資率與消費(fèi)率影響著經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度，更細(xì)致的研究，資本的效用影響著投資消費(fèi)率。中國投資消費(fèi)失衡的形成機(jī)制可能與高積累的形成機(jī)制、循環(huán)積累機(jī)制和政府調(diào)控機(jī)制相關(guān)。鄒衛(wèi)星、房林（2008）建模分析發(fā)現(xiàn)，如果資本在效用中權(quán)重越大，生產(chǎn)外部性越高，則經(jīng)濟(jì)增長率越高，消費(fèi)資本比越低。以中國經(jīng)濟(jì)1978—2006年的歷史數(shù)據(jù)為樣本，李占風(fēng)、袁知英（2009）通過建立聯(lián)立方程模型以及脈沖響應(yīng)函數(shù)，分析消費(fèi)、投資、凈出口與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系[7]。投資與消費(fèi)的結(jié)構(gòu)性矛盾與國民收入分配結(jié)構(gòu)的失衡有密切的關(guān)系，劉偉、蔡志洲（2010）通過國民資金流量表核算資料，分析近年來中國國民收入分配格局的變化趨勢及其對(duì)國內(nèi)總需求結(jié)構(gòu)的影響程度，并研究國民收入分配結(jié)構(gòu)失衡的制度性背景[8]。

與上述研究的角度不一致，本文擬從貨幣供應(yīng)視角分析政府、企業(yè)、居民的投資與消費(fèi)意愿。一般對(duì)貨幣供應(yīng)量的研究著重于貨幣供應(yīng)、物價(jià)水平與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，以探討貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策中介目標(biāo)的合理性。貨幣供應(yīng)量增長率變化對(duì)通脹變化有著明顯影響，劉明志（2006）指出，在貨幣流通速度不穩(wěn)定的情況下，繼續(xù)使用貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策中介目標(biāo)，可將中介目標(biāo)動(dòng)態(tài)化[9]。閏力、劉克宮、張次蘭（2009）采用HP濾波法分離M1、GDP、CPI增長率序列的趨勢成分和波動(dòng)成分，運(yùn)用VAR模型及其脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗(yàn)貨幣政策的有效性，貨幣供應(yīng)量M1的波動(dòng)對(duì)物價(jià)水平的影響十分明顯，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有一定的影響[10]。在比率分析方面，蔡曉春、鄒克（2012）通過確定性時(shí)間序列模型分析了1995年 12月至 2010年 12月的Mi/M0比率趨勢，求出其季節(jié)波動(dòng)、長期趨勢與周期波動(dòng)[11]。其它的研究還包括王丙參（2013）等[12]。

本文深入分析貨幣供應(yīng)量各個(gè)層次的含義，發(fā)現(xiàn)廣義貨幣供應(yīng)量與狹義貨幣供應(yīng)量之比與儲(chǔ)蓄投資、消費(fèi)存在十分密切的關(guān)系，擬從貨幣供應(yīng)量比率這個(gè)角度探討儲(chǔ)蓄投資與消費(fèi)之間的關(guān)系，構(gòu)建了儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)，從序列蘊(yùn)含的信息中深入挖掘影響儲(chǔ)蓄投資、消費(fèi)的因素。

三、儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)

（一）儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)定義

在定義儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)之前，有必要對(duì)貨幣供應(yīng)量等幾個(gè)概念進(jìn)行闡述。貨幣供應(yīng)量是指某個(gè)時(shí)點(diǎn)上全社會(huì)承擔(dān)流通和支付手段的貨幣存量?，F(xiàn)階段，我國將貨幣供應(yīng)量劃分為三個(gè)層次[13]：

第一層次，流通中現(xiàn)金M0，即在銀行體系外流通的現(xiàn)金。

第二層次，狹義貨幣供應(yīng)量M1，M1=M0+活期存款。其中，活期存款包括：企業(yè)活期存款+機(jī)關(guān)團(tuán)體部隊(duì)存款+農(nóng)村存款+個(gè)人持有的信用卡類存款。

第三層次，廣義貨幣供應(yīng)量M2，M2=M1+準(zhǔn)貨幣。其中，準(zhǔn)貨幣包括：城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款+企業(yè)存款中具有定期性質(zhì)的存款+信托類存款+其他存款。

M1反映經(jīng)濟(jì)中的現(xiàn)實(shí)購買力，流動(dòng)性較強(qiáng)，是國家中央銀行重點(diǎn)調(diào)控對(duì)象。M2不僅反映現(xiàn)實(shí)的購買力，還反映潛在的購買力，M2與M1的差額是準(zhǔn)貨幣，可以看出，準(zhǔn)貨幣基本上表示定期存款，流動(dòng)性較弱。若M1增速較慢，則消費(fèi)和終端市場活躍，出現(xiàn)通貨膨脹；若增速較快，則投資和中間市場活躍，出現(xiàn)資產(chǎn)泡沫。

M1的結(jié)構(gòu)中，M0是我國居民消費(fèi)品購買力實(shí)現(xiàn)的主要媒介手段，對(duì)全國零售商品物價(jià)指數(shù)產(chǎn)生重要影響；其余的活期存款部分是生產(chǎn)資料市場購買力的主要媒介，與生產(chǎn)資料價(jià)格水平和工業(yè)生產(chǎn)情況都有密切關(guān)系。

根據(jù)M1和M2的含義，本文構(gòu)建的儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)如下：

DIt=（1）

將M2分解，公式（1）可變換為：

DIt==1+

（2）

繼續(xù)將M1分解，公式（2）可變換為：

DIt=1+？艿1+ （3）

顯而易見，儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)表示居民是傾向于現(xiàn)在消費(fèi)，還是傾向于現(xiàn)在進(jìn)行儲(chǔ)蓄投資未來消費(fèi)的一種意愿程度。準(zhǔn)貨幣越高，DIt指數(shù)越高；現(xiàn)金與活期存款越低，指數(shù)越高。儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)指數(shù)越高，表明居民更加傾向于儲(chǔ)蓄投資；儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)指數(shù)越低，表明居民更加傾向于持有現(xiàn)金現(xiàn)在消費(fèi)，儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)某種程度上可以看作是消費(fèi)意愿的逆指標(biāo)，但同時(shí)，命名為儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)比消費(fèi)意愿指數(shù)更為合理，這是因?yàn)榫用癯钟鞋F(xiàn)金與活期存款并不一定消費(fèi)，由于應(yīng)急需要等原因而持有較高的現(xiàn)金與活期存款，隨著互聯(lián)網(wǎng)金融貨幣基金具有隨時(shí)可贖回的特點(diǎn)，這種持有比例在下降，儲(chǔ)蓄投資水平上升，但消費(fèi)水平并沒有下降。

儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)以月為頻率，與CPI、PPI等指標(biāo)一樣，具有較強(qiáng)的時(shí)效性，可以快速反映居民的儲(chǔ)蓄投資與消費(fèi)意愿；儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)是對(duì)消費(fèi)率、投資率的一個(gè)補(bǔ)充，在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、擴(kuò)大消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展促進(jìn)作用的一段時(shí)期內(nèi)，可作為判斷政策是否有效、轉(zhuǎn)型是否朝預(yù)期發(fā)展的指標(biāo)之一。

（二）指數(shù)的時(shí)間序列分析

通過中國人民銀行網(wǎng)站收集了1992—2015年貨幣供應(yīng)量的相關(guān)數(shù)據(jù)，其中，1995年以前只公布年底的數(shù)據(jù)，從1996年1月開始公布每月數(shù)據(jù)。根據(jù)貨幣供應(yīng)量計(jì)算出儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)，圖1為1995m12-2015m04儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)時(shí)間序列。中國的儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)變化大概經(jīng)歷了三個(gè)階段：第一階段為1992—1996年1季度，儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)較低，1992—1995年儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)分別為2.165、2.142、2.284、2.533，均未超過2.6。第二階段為1996年2季度至2011年，儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)較為穩(wěn)定，變化幅度不大，在2.6-3.0之間波動(dòng)，其中又可以分為兩個(gè)小階段，第一個(gè)小階段為1996-2004年，期間儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)基本上在2.6-2.8之間波動(dòng)；第二個(gè)小階段為2005—2011年，期間儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)基本在2.9左右，2011年12月儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)為2.938。第三個(gè)階段為2012年至目前，從2012年開始，儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)開始快速上升，由3.170上升至2015年4月的3.807。

本文通過模型精確地計(jì)量2012年儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)序列的變化。當(dāng)序列具有明顯的確定性趨勢，常常使用到殘差自回歸模型（auto-regressive）。對(duì)1995年12月—2015年4月的數(shù)據(jù)進(jìn)行建模，根據(jù)序列的特點(diǎn)，本文考慮在殘差自回歸模型中引入虛擬變量考察2012年序列的突變。

模型的結(jié)構(gòu)如下：

xt=？琢0+？琢1Tt+？琢2T2012t*（Tt-193）+？著t ？著t=？覫t？著t-1+…+？覫p？著t-p+at E（at）=0，Var（at）=？滓2，Cov（at，at-i）=0，？坌i≥1 （4）

其中，Tt表示確定性時(shí)間趨勢，1995年12月為1，T2012t為虛擬變量，用以反映2012年開始DIt序列的突變，193表示2012年1月為193期，在乘法模型中應(yīng)減掉。

通過EVIEWS8軟件計(jì)算，模型的擬合結(jié)果如下：

xt=2.619+0.0015Tt+0.0215T2012t*（Tt-193）+？著t ？著t=0.807t？著t-1+at （5）

擬合系數(shù)均在1%的顯著性水平下顯著，調(diào)整的R2為0.8778，at的DW統(tǒng)計(jì)量為1.89，拒絕殘差自相關(guān)的存在，模型效果較好。

可以看出，從2012年開始，儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)的趨勢明顯變化，2012年以前，儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)僅以每個(gè)月0.0015的速度增加，2012年開始，儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)以每個(gè)月0.0215的速度增加，平均增加速度為2012年以前的10倍。那么導(dǎo)致這種變化的原因是什么？接下來將對(duì)M1、M2的變化進(jìn)行分解，然后，進(jìn)一步分析儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)的影響因素。

由于M1、M2為絕對(duì)數(shù)且數(shù)據(jù)大，難以直接分析M1、M2的變化，相對(duì)而言，相對(duì)數(shù)更容易判斷。根據(jù)儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)的定義，儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)可分解為兩部分：

分析的時(shí)間序列趨勢，見圖2。受美國次貸危機(jī)影響，以出口為導(dǎo)向的外向型經(jīng)濟(jì)受到嚴(yán)重沖擊，2009年開始，中國政府出臺(tái)大規(guī)模的經(jīng)濟(jì)刺激計(jì)劃，貨幣供應(yīng)量快速上升，表現(xiàn)出跳躍上升的趨勢，2009—2014年，的線性趨勢不變。再看，其在2009—2011年處于較高水平，但從2011年開始已經(jīng)表現(xiàn)出下降或者平穩(wěn)的趨勢。可以得出，主要是因?yàn)榈淖兓瘜?dǎo)致了儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)在2012年快速上升。

進(jìn)一步分析M0、M1的變化情況。2010年以前，基本上是M1同比增速高于M0同比增速，2010年年末，M1同比增長21.2%，M0同比增長16.7%，狹義貨幣乘數(shù)處于穩(wěn)定的增長趨勢。2011年開始，M1同比增速下降，M0同比增速上升，2011年年末，M1同比增長8.7%，M0同比增長13.7%，M1同比增速低于M0同比增速，儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)開始上升，從2012年開始，M1同比增速快速下降，2012年1月份下降至3.1%，2月份為4.3%，此時(shí)M0同比增速為8.8%，其余10個(gè)月均存在M1同比增速遠(yuǎn)低于M0同比增速的現(xiàn)象，此后從2013年開始，M1同比增速基本與M0同比增速相當(dāng)，保持在一個(gè)穩(wěn)定的水平，這導(dǎo)致了2012年以后儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)的快速上升，而在2012年以前，一旦出現(xiàn)背離，M1同比增速與M0同比增速將會(huì)向反方向調(diào)整。縱觀1996—2015年，2012年以來M1同比增速的平均水平是最低的，而從2013年開始M0同比增速也處于較低水平且快速下降，可以判斷，2012年以來，中央銀行實(shí)行的是適度從緊的貨幣政策，貨幣供應(yīng)量增速處于歷年來的較低水平。

是什么導(dǎo)致了M1同比增速在2012年異常低于M0同比增速，且接下來沒有回調(diào)，使得儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)快速上升？主要可能存在以下幾方面原因：

實(shí)際存款利率上升。存款利率保持在較高水平，但CPI快速下降，2012年7月CPI同比增長下降至1.8%，使得實(shí)際存款利率上升到近年來少見的連續(xù)正利率，居民增加定期存款，用于消費(fèi)的支出會(huì)減少，從而降低了居民的現(xiàn)金與活期存款意愿，導(dǎo)致M1同比增速下降。

理財(cái)產(chǎn)品收益率保持在高位。理財(cái)產(chǎn)品市場收益率高與實(shí)體經(jīng)濟(jì)債務(wù)水平上升、商業(yè)銀行的存貸期限錯(cuò)配程度高有關(guān)，由于處于金融危機(jī)后商業(yè)銀行貸款的償還期，企業(yè)實(shí)體資金需求十分旺盛，一旦償還困難很可能出現(xiàn)違約，商業(yè)銀行有為其提供后續(xù)貸款的壓力，但因存貸比限制，只有通過中間業(yè)務(wù)給企業(yè)實(shí)體提供資金，商業(yè)銀行大量從銀行間市場、理財(cái)產(chǎn)品市場拆借資金，在貨幣供應(yīng)量適度從緊的政策下，資金供應(yīng)緊張，理財(cái)產(chǎn)品收益率快速上升，人們大量買入理財(cái)產(chǎn)品與貨幣基金，降低了活期存款。

理財(cái)投資門檻降低。以余額寶為代表的互聯(lián)網(wǎng)貨幣基金，擁有龐大的用戶基礎(chǔ)，理財(cái)投資門檻大大降低，以前不具備商業(yè)銀行理財(cái)條件的年輕儲(chǔ)戶紛紛將活期存款搬離商業(yè)銀行，互聯(lián)網(wǎng)金融規(guī)模迅速擴(kuò)張，至2015年一季度，余額寶規(guī)模超過7000億元，用戶規(guī)模超過1.5億。面對(duì)來自移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)金融的壓力，商業(yè)銀行為了防止存款流失，紛紛綁定貨幣基金，推高收益理財(cái)產(chǎn)品，2014年初更有銀行將傳統(tǒng)理財(cái)產(chǎn)品的起始投資門檻從5萬元降低為1萬元。理財(cái)投資門檻降低也使得之前年份的同比增速回調(diào)沒有實(shí)現(xiàn)。

四、儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)影響因素實(shí)證

根據(jù)式（3）可知，儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)DIt受定期存款、活期存款以及流通中的現(xiàn)金的共同影響。定期存款與存款利率水平有關(guān)，實(shí)際存款利率越高，居民的儲(chǔ)蓄意愿越強(qiáng)，很顯然，DIt也與消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)CPI相關(guān)，CPI越高，意味著通貨膨脹相對(duì)較高，居民的儲(chǔ)蓄意愿相對(duì)較低?；钇诖婵钜约傲魍ㄖ械默F(xiàn)金則受短期理財(cái)產(chǎn)品利率、社會(huì)零售總額增速、投資門檻影響，另外信貸余額、盈利水平也會(huì)間接影響到儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)。

綜合以上分析，本文初步納入的影響變量包括：銀行間同業(yè)拆借利率（BR）、CPI、社會(huì)零售總額增速（SR）、信貸余額/GDP（LOGDP）、工業(yè)部門利潤率（LR）。

受數(shù)據(jù)質(zhì)量、頻率與公布的限制，本文使用2000—2014年的年度數(shù)據(jù)，其中，銀行間同業(yè)拆借利率來源于上海同業(yè)拆借利率中心網(wǎng)站以及中經(jīng)網(wǎng)，社會(huì)零售總額增速、工業(yè)部門利潤率來源于國家統(tǒng)計(jì)局，信貸余額/GDP來源于中國人民銀行與國家統(tǒng)計(jì)局，工業(yè)部門利潤率用工業(yè)部門利潤總額除以資產(chǎn)總額計(jì)算得到。

最終的回歸結(jié)果如表1所示，模型擬合優(yōu)度良好，殘差不存在自相關(guān)?？梢钥闯?，儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)DI受信貸余額/GDP、CPI、銀行間同業(yè)拆借利率與工業(yè)部門利潤率的影響。LOGDP系數(shù)為正，在5%的顯著性水平顯著，表明信貸余額/GDP越高，企業(yè)實(shí)體部門償債壓力越大，資金需求增加，短期理財(cái)產(chǎn)品收益率會(huì)上升，居民的儲(chǔ)蓄投資意愿增加；工業(yè)部門利潤率越高，企業(yè)實(shí)體部門盈利能力越強(qiáng)，投資更多，會(huì)增加儲(chǔ)蓄水平，進(jìn)而提高儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)；滯后一期的BR對(duì)DI的影響為正且顯著，表明同業(yè)拆借利率越高，會(huì)吸引人們將投入更多的活期存款與現(xiàn)金購買理財(cái)產(chǎn)品；CPI與DI正相關(guān)，在10%的顯著性水平下顯著，在2000—2006年左右表現(xiàn)為CPI較低，DI也較低，2007年以后CPI相對(duì)較高，DI相對(duì)也較高，如果單從2007年以后看，CPI與DI的相關(guān)系數(shù)為-0.409。

五、儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)預(yù)測

在對(duì)儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)進(jìn)行預(yù)測之前，需要建立預(yù)測模型。根據(jù)序列本身的特點(diǎn)，本文考慮建立SARIMA模型，為了對(duì)預(yù)測結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)，使用1996年1月-2014年12月的數(shù)據(jù)進(jìn)行建模，2015年1-4月的數(shù)據(jù)用于預(yù)測精確度檢驗(yàn)。

（一）模型建立

通過ARIMA模型對(duì)DIt序列建模，并不能消除高階自相關(guān)性。可以確定，DIt序列具有高階自相關(guān)，本身具有季節(jié)效應(yīng)，但季節(jié)效應(yīng)還具有相關(guān)性，比較適合用SARIMA模型進(jìn)行擬合，一個(gè)完整的SARIMA模型可簡記為ARIMA（p，d，s）×（P，D，Q）s [14-16]。

首先，對(duì)模型進(jìn)行識(shí)別。對(duì)DIt序列做1階12步差分，得到平穩(wěn)序列。通過SAS軟件中ARIMA程序identify對(duì)模型的自相關(guān)系數(shù)與偏自相關(guān)系數(shù)的特征進(jìn)行識(shí)別，確定短期相關(guān)模型。偏自相關(guān)圖顯示，短期內(nèi)存在1、3、4階相關(guān)；自相關(guān)圖顯示，短期內(nèi)存在1階相關(guān)，嘗試使用ARMA（1，3，4），1）提取模型的短期自相關(guān)信息。

進(jìn)一步分析DIt序列的季節(jié)自相關(guān)特征，同樣觀察自相關(guān)圖與偏自相關(guān)圖中延遲12階、24階等以周期長度為單位的系數(shù)特征。從自相關(guān)圖可以發(fā)現(xiàn)，延遲12階與24階的自相關(guān)系數(shù)與偏自相關(guān)系數(shù)均顯著非零，但自相關(guān)系數(shù)24階衰減得更快?？梢試L試擬合以12步為周期的ARMA（1，1）模型或者ARMA（0，1）模型提取差分序列的季節(jié)自相關(guān)信息，經(jīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)擬合ARMA（1，1）模型的AR（1）12在5%的顯著性水平下不顯著，但在10%的顯著性水平顯著，而ARIMA（（1，3，4），1，1）×（0，1，1）12所有的參數(shù)均在5%的顯著性水平下顯著，綜合AIC與SBC統(tǒng)計(jì)量，發(fā)現(xiàn)ARIMA（（1，3，4），1，1）×（1，1，1）12比ARIMA（（1，3，4），1，1）×（0，1，1）12要小，所以，本文實(shí)際上擬合的乘積模型為ARIMA（（1，3，4），1，1）×（1，1，1）12。

其次，擬合模型結(jié)果。選用精確度比較高的非線性最小二乘法來估計(jì)參數(shù)，在SAS的ARIMA程序下輸入estimate p=（1 3 4） （1） q=（1） （12）noint； run；，得到模型的擬合結(jié)果如下：

12DIt=？著t

模型的AIC與SBC統(tǒng)計(jì)量分別為-729.315與-709.091。

對(duì)擬合模型的殘差進(jìn)行白噪聲與參數(shù)檢驗(yàn)（見表2），結(jié)果顯示，在10%的顯著性水平下，該模型順利通過殘差白噪聲和參數(shù)顯著性檢驗(yàn)。

（二）模型預(yù)測

通過SAS的FORECAST命令對(duì)DIt序列進(jìn)行預(yù)測，預(yù)測結(jié)果見表3。模型預(yù)測能力可用MAPE（平均絕對(duì)百分比誤差）度量。對(duì)模型預(yù)測能力的檢驗(yàn)可分為對(duì)樣本期內(nèi)與對(duì)樣本期外的模型預(yù)測能力檢驗(yàn)兩部分，對(duì)樣本期內(nèi)的預(yù)測能力檢驗(yàn)通過觀察所建模型的擬合值與實(shí)際值對(duì)比的擬合圖，從總體上定性判斷模型預(yù)測能力大?。粚?duì)樣本期內(nèi)的預(yù)測能力檢驗(yàn)通過將預(yù)測區(qū)間外推至建模所用樣本之外幾期進(jìn)行預(yù)測，并將預(yù)測值與實(shí)際值進(jìn)行比較，以定量評(píng)價(jià)模型預(yù)測能力。

樣本期內(nèi)，DIt序列預(yù)測的MAPE值為0.96%，表明模型的預(yù)測能力較高。樣本期外，6期DIt序列預(yù)測的MAPE值為1.2%，表明模型的預(yù)測結(jié)果合理，預(yù)測精度較高；12期的DIt序列預(yù)測的MAPE值為2.6%，整體也處于較為合理的范圍內(nèi)。從2015年12期的預(yù)測誤差看，由于季節(jié)效應(yīng)的存在，1月份預(yù)測誤差往往較大；2-7月份的預(yù)測誤差均很小，但是從8月份開始，預(yù)測誤差逐漸加大，到2015年12月底，預(yù)測誤差加大到7.1%。預(yù)測誤差的加大一方面與預(yù)測期數(shù)的增加有關(guān)，另一方面與中國人民銀行大幅度降低了存款準(zhǔn)備金率以及存貸款利率有關(guān)，因?yàn)殡S著貨幣政策的寬松，相關(guān)理財(cái)產(chǎn)品利率會(huì)下降，人們傾向于持有現(xiàn)金，所以2015年下半年儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)較預(yù)測值要低。

隨著數(shù)據(jù)的更新，本文較為關(guān)心2016年的儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)，在更新2015年數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，進(jìn)行第二階段建模預(yù)測，得到的預(yù)測結(jié)果見表3（右側(cè)）。由于2015年下半年開始，貨幣政策進(jìn)行了較大調(diào)整，2016年的預(yù)測誤差增大，總體走勢則是儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)會(huì)逐漸下降至3.4-3.5。從1-4月的預(yù)測誤差方向看，誤差為負(fù)，顯然，2015年可能存在過度調(diào)整的問題，因此，2016年儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)平均值應(yīng)該在3.5左右。

六、結(jié)語

本文深入分析貨幣供應(yīng)量各個(gè)層次的含義后構(gòu)建了儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)，通過分析儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)時(shí)間序列挖掘信息，分析了儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)在2012年突變的原因，進(jìn)一步實(shí)證分析了儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)的影響因素，并運(yùn)用SARIMA模型對(duì)指數(shù)進(jìn)行預(yù)測。主要的研究發(fā)現(xiàn)如下：

2012年以前，儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)基本在2.6-2.9之間，2012年以后，儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)快速上升至2015年4月的3.807，本文認(rèn)為，主要與實(shí)際存款利率上升、理財(cái)產(chǎn)品收益率保持在高位以及互聯(lián)網(wǎng)金融快速發(fā)展導(dǎo)致的理財(cái)投資門檻大大降低有關(guān)，而短期收益率上升與2009年經(jīng)濟(jì)刺激計(jì)劃后存貸款期限錯(cuò)配導(dǎo)致的大量貸款到期、實(shí)體經(jīng)濟(jì)杠桿率過高有關(guān)。

進(jìn)一步通過回歸方程分析影響儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)的因素包括信貸余額/GDP、工業(yè)部門利潤率、同業(yè)拆借利率與CPI等，信貸余額/GDP與工業(yè)部門利潤率都對(duì)儲(chǔ)蓄投資意愿指數(shù)有顯著影響，與前面的分析相互呼應(yīng)。

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