貢小妹 黃帥

摘 要：文章主要考慮各省的GDP變化對于各省居民人民幣存儲量的變化影響。文章中的數據來源于中國統計年鑒2004-2013年的數據。文章采用計量的方法對我國31個省近10年的GDP變化數據和當地居民人民幣存儲量的變化數據進行面板數據模型的分析，主要采用Eviews8.0軟件進行分析檢驗，包括單位根的檢驗、協整檢驗和F檢驗。研究發(fā)現，地區(qū)GDP的增長會明顯帶動居民人民幣存儲量的增長，兩者是呈正相關的關系。經濟發(fā)達省份和經濟不發(fā)達省份的GDP增長對于當地居民人民幣存儲量的增加影響尤為明顯。經濟發(fā)展中省份的GDP增長對于當地居民人民幣存儲量的影響較小。針對地區(qū)經濟發(fā)展的差異，文章提出居民投資理財的建議。

關鍵詞：各省GDP 地區(qū)居民人民幣存儲量 面板數據 投資理財

中圖分類號：F830 文獻標識碼：A

文章編號：1004-4914（2016）05-010-04

一、引言

進入21世紀，隨著我國的綜合國力的提升，全面建設小康社會成為了黨和國家工作的關注點。我國各省居民的生活水平得到了提高，越來越多人的理財觀念發(fā)生了變化，居民正在逐漸接受基金、股票等投資理財方式，但是儲蓄一直是我國居民理財的根本。各省GDP的增加對于各地區(qū)居民的人民幣存儲量的變化是否存在明顯的相關關系，是本文所要研究的重點。

本文從計量經濟學面板數據模型的角度，對全國各省GDP增長與地區(qū)居民人民幣存儲量的關系進行研究，探討全國GDP的增長與人們的投資理財觀念的變化。

二、理論基礎

（一）計量經濟學理論基礎及基本模型

本文研究31個省2004-2013年間的GDP情況和各省居民的人民幣存儲量，屬于在時間序列上選取多個截面所得的樣本數據，故采用計量經濟學面板數據模型對兩者關系進行分析研究。要判斷所選模型的具體形式（變截距模型、變系數模型以及動態(tài)模型），在進行模型估計前必須進行F檢驗。F檢驗基于單方程面板數據模型的三種情形及兩個假設。

單方程的面板數據模型的三種情形及兩個假設：

其中Yit是因變量，Xit是K*1維解釋變量向量，n為截面成員個數，T為每個截面成員的觀測時期總數。參數αit表示模型的常數項，βit為對應于回歸向量Xit的系數向量。隨機誤差項uit相互獨立，且滿足零均值、等方差的假設。在成員截面上，該模型共含有n個截面成員方程，在時間截面上，該模型共含有T個時間截面方程。

情形1：橫截面上無個體影響，無結構變化。即：αi=αj；βi=βj。

情形2：變截距模型，在橫截面上個體影響不同，又分為固定影響和隨機影響兩種。即：αi≠αj；βi=βj。

情形3：變系數模型，除了存在個體影響外，在橫截面上還存在變化的經濟結構。即：αi≠αj；βi≠βj。

假設H1：斜率在不同的橫截面樣本點上和時間點上都相同，但是截距不同。

假設H2：截距和斜率在不同的橫截面樣本點和時間點上都相同。

如果接受了假設H2則檢驗停止，采用情形1的模型；如果拒絕了假設H2，則應繼續(xù)檢驗假設H1，判斷斜率是否都相等。如果拒絕假設H1，則應采用情形3的模型；如果接受假設H1，則采用情形2的模型。在確定模型類型之后，進行參數估計，建立模型。

（二）數據收集

本文選取全國31個省2004-2013年GDP變化和居民人民幣存儲量變化的數據，研究我國31個省近10年的GDP變化與居民人民幣存儲的關系。所選數據來源于《中國統計年鑒》2004-2013年的統計數據。

三、實證分析

（一）模型設定

基于理論模型（1）建立各省GDP對于地區(qū)居民人民幣存儲影響之間的回歸模型?？紤]到經濟發(fā)展和居民人民幣存儲量都隨時間有指數增長的趨勢，為了消除變量可能存在的異方差和便于變量之間的長短期分析，故采取雙對數線性模型：

其中l(wèi)nGDPit是解釋變量，表示各地區(qū)GDP年度數量的對數，單位是億元；lnRMBsavingit是被解釋變量，表示各地區(qū)居民人民幣年度存儲量的對數，單位是億元；i為截面成員個數，t為每個截面成員的觀測時期總數。本文中，成員截面上，該模型共含有31個截面成員方程，在時間截面上，該模型共含有10個時間截面方程。βit為對應于回歸向量lnGDPit的系數向量，參數αit是截距項的常數項部分，隨機誤差項uit相互獨立，且滿足零均值、等方差的假設。

（二）取自然對數后數據的描述性統計

取自然對數后的變量描述性統計如下表1所示。

四、各省GDP增長與地區(qū)居民人民幣存儲量關系模型的檢驗

（一）單位根檢驗

利用面板數據進行具體的回歸分析之前，首先需要進行單位根檢驗，以判斷各變量序列的平穩(wěn)性，從而防止回歸得到的估計量是有偏的（即：偽回歸）。對于單位根檢驗分為：相同單位根過程下的檢驗（有LLC檢驗、Breiting檢驗、Hadri檢驗）和不同單位根過程下的檢驗（有IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗、Fisher-PP檢驗）。為了避免單種單位根檢驗方法的局限性，本文在Eviews8.0操作界面中采用LLC檢驗、IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗進行綜合分析。根據面板數據單位根檢驗的方法，依次按照有截距有趨勢、有截距無趨勢和無影響三種關系分別進行水平分析、一階差分、二階差分的分析。只有這三種（有截距有趨勢、有截距無趨勢和無影響）模型都不能拒絕原假設，認為該面板序列是非平穩(wěn)的。表2是在只含截距的一階差分條件下得到的檢驗結果。

由表2的單位根檢驗結果來看，在顯著性水平為5%下，各檢驗方法所得的P值均小于5%，所以拒絕原假設（H0：存在單位根，不穩(wěn)定）。說明無論是在同質面板（LLC檢驗）還是異質面板（IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗）的檢驗下，都顯示各水平變量存在單位根，其一階差分序列都不存在單位根。該序列是一階單整的。

（二）協整檢驗

由于單位根檢驗的結果顯示該序列的水平變量存在單位根，其一階差分序列不存在單位根，說明該序列是不平穩(wěn)的。對于面板數據模型，如果變量序列是不平穩(wěn)的，在進行回歸估計之間需要進行協整檢驗，以防止虛假回歸或者偽回歸。在Eviews8.0中，本文采用Kao和Pedroni進行面板數據的協整檢驗，該方法是建立在Engle和Granger二步法檢驗基礎上的面板協整檢驗。（如下表3）

由表3可知，在Pedroni檢驗方法下，除Panel rho-Statisic和Group rho-Statisic的P值不顯著外，其余統計量分別在5%和1%的顯著性水平上拒絕原假設（不存在協整關系）。在PP檢驗和ADF檢驗方法下，都顯示在1%的顯著性水平上拒絕原假設（H0：不存在協整關系）。而Kao檢驗的t-Statisic在1%的顯著性水平上也拒絕原假設。本文研究主要依據Panel ADF-Statisic、Panel PP-Statisic和Group ADF-Statisic、Group PP-Statisic的統計結果，其他統計量作為參考。檢驗結果表明變量之間存在協整關系，可以進行對面板數據回歸模型的估計。

（三）面板數據模型的估計—F檢驗

為了確定面板數據模型的具體形式（變截距模型、變系數模型以及動態(tài)模型），在進行模型估計前必須進行F檢驗。本文運用Eviews8.0軟件計算得S1=0.745228（變系數模型）；S2=1.448625（變截距模型）；S3=13.52186（無影響模型）。按照如下公式，基于單方程的面板數據模型的三種情形及兩個假設進行分析：

計算得：F1=7.802643665；F2=70.86432465

F[（N-1）K，（N（T-K-1））]=F（30，248）=1.505316

F[（N-1）（K+1），（N（T-K-1））]=F（60，248）=1.372769

因為F2=70.86432465>F[（N-1）（K+1），（N（T-K-1））]=F（60，248）=1.372769，所以拒絕假設H2，又因為F1=7.802643665> F[（N-1）K，（N（T-K-1））]=F（30，248）=1.505316，所以拒絕假設H1，所以接受假設情形3：變系數模型，除了存在個體影響外，在橫截面上還存在變化的經濟結構。即：αi≠αj；βi≠βj。

五、模型結果

根據F檢驗的結果進行回歸分析，建立GDP與人民幣存儲之間的關系為固定影響變截距，變系數模型。通過Eviews8.0對模型（2）進行計算，估計結果如下：

lnRMBsavingit=αit+βitlnGDPit-0.316319

R2=0.998073，F-statistic=2105.804

得到的回歸擬合優(yōu)度R2=0.998073，較為接近1，說明GDP和人民幣存儲具有較高的擬合程度，F-statistic=2105.804相對較高，說明本次回歸結果具有較高的可信度。系數βit和截距αit的估計結果如下表4所示。表4是依據各省彈性系數βit的大小進行的排名結果。

六、結果分析

本文采用Eviews8.0軟件進行面板數據分析。由于各地區(qū)GDP發(fā)展和居民人民幣存儲量都隨時間有指數增長的趨勢，故采取雙對數線性模型。為了防止虛假回歸，在計算回歸模型之前，首先進行單位根檢驗，研究發(fā)現取對數后的變量在一階差分上是不存在單位根，說明變量序列是非平穩(wěn)的。進一步進行協整檢驗，本文研究采用Kao和Pedroni進行面板數據的協整檢驗。檢驗結果拒絕原假設（變量序列不存在協整關系）。說明各省GDP與當地居民人民幣存儲之間存在協整關系。因而可以直接進行面板數據模型的估計，在此選擇F檢驗來確定面板數據模型具體的影響形式，發(fā)現回歸模型的影響形式是固定影響變截距、變系數模型。最后根據以上實驗所得結論，建立人民幣存儲和各地區(qū)GDP之間的回歸模型。

從表4可以看出，各省人民幣居民存儲量的截距項明顯不同，說明由于各省的GDP增長量不同，會導致不同地區(qū)居民人民幣存儲量有不同程度的增加。一方面，反映了我國各地區(qū)經濟發(fā)展不平衡；另一方面，說明各地區(qū)居民在理財觀念上的差異。研究發(fā)現，盡管各地區(qū)的人民幣存儲存在一定的差異，但是人民幣存儲和地區(qū)GDP的增長總體上是呈正相關的關系，回歸模型的系數顯示各省之間存在差異，但是回歸系數全部為正，說明各省GDP的增長對于居民人民幣存儲量的影響是正相關的關系。擬合優(yōu)度為0.99807說明國家經濟的發(fā)展會明顯帶動居民儲蓄的增加。

彈性系數βit，反映各省GDP增長對于當地居民人民幣存儲量的影響大小。彈性系數大，說明經濟發(fā)展對于居民人民幣存儲影響較大；彈性系數小，說明經濟發(fā)展對于居民人民幣存儲影響較小。在各省的彈性系數中，發(fā)現上海（彈性系數1.215652087）、浙江（彈性系數1.179852716）、北京（彈性系數1.142657909）等經濟發(fā)達的省份的彈性系數較大，說明這些省份的GDP每增長1%，該地區(qū)的居民人民幣存儲就會明顯增加。除此之外，結合所收集的原始數據來看，發(fā)現西藏近10年來的GDP增長和居民人民幣存儲量是所研究的31個省份中最低的。從表4中發(fā)現西藏（彈性系數為1.172019819）、甘肅（彈性系數1.108277898）等經濟略不發(fā)達的地區(qū)的彈性系數也較大，說明這些地區(qū)經濟每增長1%，對于當地居民的人民幣存儲存在較大的影響。

從表4可以發(fā)現經濟發(fā)達省份和經濟不發(fā)達省份的彈性系數總體而言都大于1，是富于彈性的。說明該省經濟發(fā)展對于該地區(qū)居民人民幣存儲量產生較大影響。而經濟發(fā)展中省份的彈性系數小于1，是缺乏彈性的。說明這些省份的GDP增長對于居民人民幣存儲的影響相比而言有所減弱，但是由于其彈性系數較為接近于1，說明其影響是較為顯著的。

七、結論及建議

國家GDP的增長和居民存儲量的增長對于研究一個國家經濟的發(fā)展具有重要意義。從本文驗證結果表明，兩者具有明顯的正相關關系，擬合優(yōu)度達到0.998073，說明國家GDP的增加對于各省居民人民幣的存儲增加具有明顯的推動作用。從本次研究可以發(fā)現，各地區(qū)居民的人民幣存儲金額存在一定差異，經濟發(fā)達省份和經濟不發(fā)達省份的居民人民幣存儲受到當地經濟發(fā)展的較大影響。各地區(qū)經濟發(fā)展不平衡的同時，在一定程度上折射了各地區(qū)居民投資理財觀念的差異。在此，對于更好地提高居民生活水平，增加居民收入，提出以下幾點投資理財方面的建議：

轉變投資理財觀念。近年來，我國政府加強各類理財投資方式的監(jiān)管方式和風險控制，規(guī)范個人投資理財環(huán)境，引導居民理財觀念轉變。由于儲蓄的風險性較小，仍然是許多人理財方式的首選。但是從長遠投資理財的角度來看，儲蓄理財方式的年利率相比其他理財方式，收益甚微。轉變地區(qū)居民的投資理財觀念，可以更好地提高理財收益。在選擇哪種理財方式之前，先對各種理財方式的收益進行整體的考量，結合自身的風險承受能力，選擇合理的投資理財方式。

選擇多渠道的投資理財方式，不要把雞蛋放在同一個籃子里。理財的目的是為了更多的收益，在選擇各種理財方式之前，先對各種理財進行風險性的估量。不要選擇單一的理財方式，在穩(wěn)健的投資上，選擇更多收益的理財方式。以下提供幾種投資理財的方式：

一是外匯投資。合理調整手中的外幣資產結構，對外匯存款投資宜選擇較短期的產品，適當關注并選擇外匯理財產品。當前，隨著我國綜合實力的增強，人民幣升值與否一直是社會討論的熱點。大量拋出外匯，完全持有人民幣不可取。一方面是由于人民幣與外匯兌換手續(xù)比較復雜；另一方面，在生活水平逐漸提高的條件下，人們對于旅游的需求也漸漸從國內轉移到國外。在此情況下，若手上外匯之前結算干凈的話，則對于再次購買外匯，會產生相對較高的手續(xù)費。

二是證券投資。證券投資相比較于股票，其風險相對小一點。但是居民在選擇證券投資之前，必須了解目前證券市場的行情，在投資策略上，建議如下：（1）主動型投資策略。為獲得最大限度的收益，可以選擇在單項資產權重上顯著區(qū)別于市場基準指數構造，也可以在投資政策許可的范圍內，通過回購、拆借等手段融入資金，提高資產組合的杠桿比率；（2）半主動型投資策略。在指數優(yōu)化的基礎上，選擇增持因本幣升值而收益的優(yōu)勢行業(yè)的企業(yè)；（3）保守型投資策略。力求獲得與市場相同的收益率，通常選擇證券投資基金、固定收益證券、建構指數組合。

三是黃金等貴金屬的投資。黃金作為一種重要的分散風險的投資工具，金價的變動與其他的經濟信號變動息息相關。相比較與其他的投資方式，黃金等貴金屬的投資，從長遠來看具有兩方面的價值：一是保值增值的價值。黃金作為與美元相對的等位幣，其價值不言而喻。人民幣在當前國際化浪潮下面臨是升值還是貶值的問題，相對而言，黃金的投資較為穩(wěn)健許多；二是可以作為首飾等藝術品繼承下去。由于黃金其穩(wěn)定的特性，在首飾領域也是獨占鰲頭，各種黃金配飾，在藝術觀賞層面也具有較高的工藝價值。因此，可以作為家族投資，傳承下來。

四是房地產投資。我國正處于經濟快速發(fā)展、城市化加速發(fā)展的時期，越來越多的外來人員涌入大城市。形成對于住房的巨大需求，在此情況下，越來越多的人選擇以在一座城市買房作為自己在一座城市立足的標志。由于目前我國還處于社會主義初級階段，存在資源分配不合理，貧富差距等問題。城市較好的教育資源、就業(yè)環(huán)境、公共設施齊全等特點，更加堅定越來越多的人選擇投資房地產的決策。樓市持續(xù)升溫，房價居高不下。但是房地產投資從遠期看來仍然存在較大的風險，因此，居民投資者要密切關注國家政策，審慎投資，根據自身的經濟能力理性的做出投資決策。

五是教育投資。教育實質上也是一種投資行為，與其他投資行為相比，教育投資的特殊性表現在就學時間沒有彈性，教育費用沒有彈性，教育價格上升很快，子女的資質無事先預測等等。居民在進行教育投資時需要注意以下幾個方面：（1）更新教育投資理念，做好職業(yè)規(guī)劃。當前居民的教育理財觀念沒有及時地更新，所以居民在挑選合適的教育理財產品之前，需要借鑒專家之手。任何的投資行為都是存在風險的，所以居民在決定教育投資理財之前要做好相應的準備。（2）貸款接受高等教育?？紤]到我國經濟發(fā)展的不平衡性，各省居民的生活水平也存在很大差距。所以對于目前家庭生活拮據的大學生而言，貸款接受高等教育也是自我合理投資的行為。（3）合理地利用好國外教育資源。在選擇國內還是國外求學時，要綜合考慮目前的國家政策和自身的經濟水平，作出理性的教育投資決策。

在居民選擇任何一種投資理財方式時，都需要考慮該理財方式的風險性、流動性、收益性、政策風險等。在使自己的人民幣存儲增值的同時，要靈活運用各種投資理財方式，結合自身的風險承受能力和投資理財產品的特性，作出最佳的投資理財決策。更好地促進社會主義經濟大發(fā)展大繁榮。

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（作者單位：上海大學 上海 200444）

（作者簡介：貢小妹，碩士生導師，博士，研究方向為工商管理；黃帥，碩士，研究方向為戰(zhàn)略管理和知識產權管理。）

（責編：賈偉）