貢小妹 黃帥

摘 要：文章主要考慮各省的GDP變化對(duì)于各省居民人民幣存儲(chǔ)量的變化影響。文章中的數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2004-2013年的數(shù)據(jù)。文章采用計(jì)量的方法對(duì)我國(guó)31個(gè)省近10年的GDP變化數(shù)據(jù)和當(dāng)?shù)鼐用袢嗣駧糯鎯?chǔ)量的變化數(shù)據(jù)進(jìn)行面板數(shù)據(jù)模型的分析，主要采用Eviews8.0軟件進(jìn)行分析檢驗(yàn)，包括單位根的檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)，地區(qū)GDP的增長(zhǎng)會(huì)明顯帶動(dòng)居民人民幣存儲(chǔ)量的增長(zhǎng)，兩者是呈正相關(guān)的關(guān)系。經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份和經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)省份的GDP增長(zhǎng)對(duì)于當(dāng)?shù)鼐用袢嗣駧糯鎯?chǔ)量的增加影響尤為明顯。經(jīng)濟(jì)發(fā)展中省份的GDP增長(zhǎng)對(duì)于當(dāng)?shù)鼐用袢嗣駧糯鎯?chǔ)量的影響較小。針對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異，文章提出居民投資理財(cái)?shù)慕ㄗh。

關(guān)鍵詞：各省GDP 地區(qū)居民人民幣存儲(chǔ)量 面板數(shù)據(jù) 投資理財(cái)

中圖分類號(hào)：F830 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1004-4914（2016）05-010-04

一、引言

進(jìn)入21世紀(jì)，隨著我國(guó)的綜合國(guó)力的提升，全面建設(shè)小康社會(huì)成為了黨和國(guó)家工作的關(guān)注點(diǎn)。我國(guó)各省居民的生活水平得到了提高，越來(lái)越多人的理財(cái)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(cái)方式，但是儲(chǔ)蓄一直是我國(guó)居民理財(cái)?shù)母?。各省GDP的增加對(duì)于各地區(qū)居民的人民幣存儲(chǔ)量的變化是否存在明顯的相關(guān)關(guān)系，是本文所要研究的重點(diǎn)。

本文從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)面板數(shù)據(jù)模型的角度，對(duì)全國(guó)各省GDP增長(zhǎng)與地區(qū)居民人民幣存儲(chǔ)量的關(guān)系進(jìn)行研究，探討全國(guó)GDP的增長(zhǎng)與人們的投資理財(cái)觀念的變化。

二、理論基礎(chǔ)

（一）計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論基礎(chǔ)及基本模型

本文研究31個(gè)省2004-2013年間的GDP情況和各省居民的人民幣存儲(chǔ)量，屬于在時(shí)間序列上選取多個(gè)截面所得的樣本數(shù)據(jù)，故采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)面板數(shù)據(jù)模型對(duì)兩者關(guān)系進(jìn)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(shù)模型以及動(dòng)態(tài)模型），在進(jìn)行模型估計(jì)前必須進(jìn)行F檢驗(yàn)。F檢驗(yàn)基于單方程面板數(shù)據(jù)模型的三種情形及兩個(gè)假設(shè)。

單方程的面板數(shù)據(jù)模型的三種情形及兩個(gè)假設(shè)：

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(gè)數(shù)，T為每個(gè)截面成員的觀測(cè)時(shí)期總數(shù)。參數(shù)αit表示模型的常數(shù)項(xiàng)，βit為對(duì)應(yīng)于回歸向量Xit的系數(shù)向量。隨機(jī)誤差項(xiàng)uit相互獨(dú)立，且滿足零均值、等方差的假設(shè)。在成員截面上，該模型共含有n個(gè)截面成員方程，在時(shí)間截面上，該模型共含有T個(gè)時(shí)間截面方程。

情形1：橫截面上無(wú)個(gè)體影響，無(wú)結(jié)構(gòu)變化。即：αi=αj；βi=βj。

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

情形3：變系數(shù)模型，除了存在個(gè)體影響外，在橫截面上還存在變化的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。即：αi≠αj；βi≠βj。

假設(shè)H1：斜率在不同的橫截面樣本點(diǎn)上和時(shí)間點(diǎn)上都相同，但是截距不同。

假設(shè)H2：截距和斜率在不同的橫截面樣本點(diǎn)和時(shí)間點(diǎn)上都相同。

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

（二）數(shù)據(jù)收集

本文選取全國(guó)31個(gè)省2004-2013年GDP變化和居民人民幣存儲(chǔ)量變化的數(shù)據(jù)，研究我國(guó)31個(gè)省近10年的GDP變化與居民人民幣存儲(chǔ)的關(guān)系。所選數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》2004-2013年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。

三、實(shí)證分析

（一）模型設(shè)定

基于理論模型（1）建立各省GDP對(duì)于地區(qū)居民人民幣存儲(chǔ)影響之間的回歸模型?？紤]到經(jīng)濟(jì)發(fā)展和居民人民幣存儲(chǔ)量都隨時(shí)間有指數(shù)增長(zhǎng)的趨勢(shì)，為了消除變量可能存在的異方差和便于變量之間的長(zhǎng)短期分析，故采取雙對(duì)數(shù)線性模型：

其中l(wèi)nGDPit是解釋變量，表示各地區(qū)GDP年度數(shù)量的對(duì)數(shù)，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(chǔ)量的對(duì)數(shù)，單位是億元；i為截面成員個(gè)數(shù)，t為每個(gè)截面成員的觀測(cè)時(shí)期總數(shù)。本文中，成員截面上，該模型共含有31個(gè)截面成員方程，在時(shí)間截面上，該模型共含有10個(gè)時(shí)間截面方程。βit為對(duì)應(yīng)于回歸向量lnGDPit的系數(shù)向量，參數(shù)αit是截距項(xiàng)的常數(shù)項(xiàng)部分，隨機(jī)誤差項(xiàng)uit相互獨(dú)立，且滿足零均值、等方差的假設(shè)。

（二）取自然對(duì)數(shù)后數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)

取自然對(duì)數(shù)后的變量描述性統(tǒng)計(jì)如下表1所示。

四、各省GDP增長(zhǎng)與地區(qū)居民人民幣存儲(chǔ)量關(guān)系模型的檢驗(yàn)

（一）單位根檢驗(yàn)

利用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行具體的回歸分析之前，首先需要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以判斷各變量序列的平穩(wěn)性，從而防止回歸得到的估計(jì)量是有偏的（即：偽回歸）。對(duì)于單位根檢驗(yàn)分為：相同單位根過程下的檢驗(yàn)（有LLC檢驗(yàn)、Breiting檢驗(yàn)、Hadri檢驗(yàn)）和不同單位根過程下的檢驗(yàn)（有IPS檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)、Fisher-PP檢驗(yàn)）。為了避免單種單位根檢驗(yàn)方法的局限性，本文在Eviews8.0操作界面中采用LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)和Fisher-PP檢驗(yàn)進(jìn)行綜合分析。根據(jù)面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)的方法，依次按照有截距有趨勢(shì)、有截距無(wú)趨勢(shì)和無(wú)影響三種關(guān)系分別進(jìn)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(shì)、有截距無(wú)趨勢(shì)和無(wú)影響）模型都不能拒絕原假設(shè)，認(rèn)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(yàn)結(jié)果。

由表2的單位根檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，在顯著性水平為5%下，各檢驗(yàn)方法所得的P值均小于5%，所以拒絕原假設(shè)（H0：存在單位根，不穩(wěn)定）。說(shuō)明無(wú)論是在同質(zhì)面板（LLC檢驗(yàn)）還是異質(zhì)面板（IPS檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)和Fisher-PP檢驗(yàn)）的檢驗(yàn)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(xié)整檢驗(yàn)

由于單位根檢驗(yàn)的結(jié)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(shuō)明該序列是不平穩(wěn)的。對(duì)于面板數(shù)據(jù)模型，如果變量序列是不平穩(wěn)的，在進(jìn)行回歸估計(jì)之間需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以防止虛假回歸或者偽回歸。在Eviews8.0中，本文采用Kao和Pedroni進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)，該方法是建立在Engle和Granger二步法檢驗(yàn)基礎(chǔ)上的面板協(xié)整檢驗(yàn)。（如下表3）

由表3可知，在Pedroni檢驗(yàn)方法下，除Panel rho-Statisic和Group rho-Statisic的P值不顯著外，其余統(tǒng)計(jì)量分別在5%和1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)（不存在協(xié)整關(guān)系）。在PP檢驗(yàn)和ADF檢驗(yàn)方法下，都顯示在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)（H0：不存在協(xié)整關(guān)系）。而Kao檢驗(yàn)的t-Statisic在1%的顯著性水平上也拒絕原假設(shè)。本文研究主要依據(jù)Panel ADF-Statisic、Panel PP-Statisic和Group ADF-Statisic、Group PP-Statisic的統(tǒng)計(jì)結(jié)果，其他統(tǒng)計(jì)量作為參考。檢驗(yàn)結(jié)果表明變量之間存在協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)行對(duì)面板數(shù)據(jù)回歸模型的估計(jì)。

（三）面板數(shù)據(jù)模型的估計(jì)—F檢驗(yàn)

為了確定面板數(shù)據(jù)模型的具體形式（變截距模型、變系數(shù)模型以及動(dòng)態(tài)模型），在進(jìn)行模型估計(jì)前必須進(jìn)行F檢驗(yàn)。本文運(yùn)用Eviews8.0軟件計(jì)算得S1=0.745228（變系數(shù)模型）；S2=1.448625（變截距模型）；S3=13.52186（無(wú)影響模型）。按照如下公式，基于單方程的面板數(shù)據(jù)模型的三種情形及兩個(gè)假設(shè)進(jìn)行分析：

計(jì)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?yàn)镕2=70.86432465>F[（N-1）（K+1），（N（T-K-1））]=F（60，248）=1.372769，所以拒絕假設(shè)H2，又因?yàn)镕1=7.802643665> F[（N-1）K，（N（T-K-1））]=F（30，248）=1.505316，所以拒絕假設(shè)H1，所以接受假設(shè)情形3：變系數(shù)模型，除了存在個(gè)體影響外，在橫截面上還存在變化的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。即：αi≠αj；βi≠βj。

五、模型結(jié)果

根據(jù)F檢驗(yàn)的結(jié)果進(jìn)行回歸分析，建立GDP與人民幣存儲(chǔ)之間的關(guān)系為固定影響變截距，變系數(shù)模型。通過Eviews8.0對(duì)模型（2）進(jìn)行計(jì)算，估計(jì)結(jié)果如下：

lnRMBsavingit=αit+βitlnGDPit-0.316319

R2=0.998073，F(xiàn)-statistic=2105.804

得到的回歸擬合優(yōu)度R2=0.998073，較為接近1，說(shuō)明GDP和人民幣存儲(chǔ)具有較高的擬合程度，F(xiàn)-statistic=2105.804相對(duì)較高，說(shuō)明本次回歸結(jié)果具有較高的可信度。系數(shù)βit和截距αit的估計(jì)結(jié)果如下表4所示。表4是依據(jù)各省彈性系數(shù)βit的大小進(jìn)行的排名結(jié)果。

六、結(jié)果分析

本文采用Eviews8.0軟件進(jìn)行面板數(shù)據(jù)分析。由于各地區(qū)GDP發(fā)展和居民人民幣存儲(chǔ)量都隨時(shí)間有指數(shù)增長(zhǎng)的趨勢(shì)，故采取雙對(duì)數(shù)線性模型。為了防止虛假回歸，在計(jì)算回歸模型之前，首先進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，研究發(fā)現(xiàn)取對(duì)數(shù)后的變量在一階差分上是不存在單位根，說(shuō)明變量序列是非平穩(wěn)的。進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，本文研究采用Kao和Pedroni進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果拒絕原假設(shè)（變量序列不存在協(xié)整關(guān)系）。說(shuō)明各省GDP與當(dāng)?shù)鼐用袢嗣駧糯鎯?chǔ)之間存在協(xié)整關(guān)系。因而可以直接進(jìn)行面板數(shù)據(jù)模型的估計(jì)，在此選擇F檢驗(yàn)來(lái)確定面板數(shù)據(jù)模型具體的影響形式，發(fā)現(xiàn)回歸模型的影響形式是固定影響變截距、變系數(shù)模型。最后根據(jù)以上實(shí)驗(yàn)所得結(jié)論，建立人民幣存儲(chǔ)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(chǔ)量的截距項(xiàng)明顯不同，說(shuō)明由于各省的GDP增長(zhǎng)量不同，會(huì)導(dǎo)致不同地區(qū)居民人民幣存儲(chǔ)量有不同程度的增加。一方面，反映了我國(guó)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡；另一方面，說(shuō)明各地區(qū)居民在理財(cái)觀念上的差異。研究發(fā)現(xiàn)，盡管各地區(qū)的人民幣存儲(chǔ)存在一定的差異，但是人民幣存儲(chǔ)和地區(qū)GDP的增長(zhǎng)總體上是呈正相關(guān)的關(guān)系，回歸模型的系數(shù)顯示各省之間存在差異，但是回歸系數(shù)全部為正，說(shuō)明各省GDP的增長(zhǎng)對(duì)于居民人民幣存儲(chǔ)量的影響是正相關(guān)的關(guān)系。擬合優(yōu)度為0.99807說(shuō)明國(guó)家經(jīng)濟(jì)的發(fā)展會(huì)明顯帶動(dòng)居民儲(chǔ)蓄的增加。

彈性系數(shù)βit，反映各省GDP增長(zhǎng)對(duì)于當(dāng)?shù)鼐用袢嗣駧糯鎯?chǔ)量的影響大小。彈性系數(shù)大，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)于居民人民幣存儲(chǔ)影響較大；彈性系數(shù)小，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)于居民人民幣存儲(chǔ)影響較小。在各省的彈性系數(shù)中，發(fā)現(xiàn)上海（彈性系數(shù)1.215652087）、浙江（彈性系數(shù)1.179852716）、北京（彈性系數(shù)1.142657909）等經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的省份的彈性系數(shù)較大，說(shuō)明這些省份的GDP每增長(zhǎng)1%，該地區(qū)的居民人民幣存儲(chǔ)就會(huì)明顯增加。除此之外，結(jié)合所收集的原始數(shù)據(jù)來(lái)看，發(fā)現(xiàn)西藏近10年來(lái)的GDP增長(zhǎng)和居民人民幣存儲(chǔ)量是所研究的31個(gè)省份中最低的。從表4中發(fā)現(xiàn)西藏（彈性系數(shù)為1.172019819）、甘肅（彈性系數(shù)1.108277898）等經(jīng)濟(jì)略不發(fā)達(dá)的地區(qū)的彈性系數(shù)也較大，說(shuō)明這些地區(qū)經(jīng)濟(jì)每增長(zhǎng)1%，對(duì)于當(dāng)?shù)鼐用竦娜嗣駧糯鎯?chǔ)存在較大的影響。

從表4可以發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份和經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)省份的彈性系數(shù)總體而言都大于1，是富于彈性的。說(shuō)明該省經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)于該地區(qū)居民人民幣存儲(chǔ)量產(chǎn)生較大影響。而經(jīng)濟(jì)發(fā)展中省份的彈性系數(shù)小于1，是缺乏彈性的。說(shuō)明這些省份的GDP增長(zhǎng)對(duì)于居民人民幣存儲(chǔ)的影響相比而言有所減弱，但是由于其彈性系數(shù)較為接近于1，說(shuō)明其影響是較為顯著的。

七、結(jié)論及建議

國(guó)家GDP的增長(zhǎng)和居民存儲(chǔ)量的增長(zhǎng)對(duì)于研究一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有重要意義。從本文驗(yàn)證結(jié)果表明，兩者具有明顯的正相關(guān)關(guān)系，擬合優(yōu)度達(dá)到0.998073，說(shuō)明國(guó)家GDP的增加對(duì)于各省居民人民幣的存儲(chǔ)增加具有明顯的推動(dòng)作用。從本次研究可以發(fā)現(xiàn)，各地區(qū)居民的人民幣存儲(chǔ)金額存在一定差異，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份和經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)省份的居民人民幣存儲(chǔ)受到當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的較大影響。各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的同時(shí)，在一定程度上折射了各地區(qū)居民投資理財(cái)觀念的差異。在此，對(duì)于更好地提高居民生活水平，增加居民收入，提出以下幾點(diǎn)投資理財(cái)方面的建議：

轉(zhuǎn)變投資理財(cái)觀念。近年來(lái)，我國(guó)政府加強(qiáng)各類理財(cái)投資方式的監(jiān)管方式和風(fēng)險(xiǎn)控制，規(guī)范個(gè)人投資理財(cái)環(huán)境，引導(dǎo)居民理財(cái)觀念轉(zhuǎn)變。由于儲(chǔ)蓄的風(fēng)險(xiǎn)性較小，仍然是許多人理財(cái)方式的首選。但是從長(zhǎng)遠(yuǎn)投資理財(cái)?shù)慕嵌葋?lái)看，儲(chǔ)蓄理財(cái)方式的年利率相比其他理財(cái)方式，收益甚微。轉(zhuǎn)變地區(qū)居民的投資理財(cái)觀念，可以更好地提高理財(cái)收益。在選擇哪種理財(cái)方式之前，先對(duì)各種理財(cái)方式的收益進(jìn)行整體的考量，結(jié)合自身的風(fēng)險(xiǎn)承受能力，選擇合理的投資理財(cái)方式。

選擇多渠道的投資理財(cái)方式，不要把雞蛋放在同一個(gè)籃子里。理財(cái)?shù)哪康氖菫榱烁嗟氖找妫谶x擇各種理財(cái)方式之前，先對(duì)各種理財(cái)進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)性的估量。不要選擇單一的理財(cái)方式，在穩(wěn)健的投資上，選擇更多收益的理財(cái)方式。以下提供幾種投資理財(cái)?shù)姆绞剑?/p>

一是外匯投資。合理調(diào)整手中的外幣資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，對(duì)外匯存款投資宜選擇較短期的產(chǎn)品，適當(dāng)關(guān)注并選擇外匯理財(cái)產(chǎn)品。當(dāng)前，隨著我國(guó)綜合實(shí)力的增強(qiáng)，人民幣升值與否一直是社會(huì)討論的熱點(diǎn)。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(fù)雜；另一方面，在生活水平逐漸提高的條件下，人們對(duì)于旅游的需求也漸漸從國(guó)內(nèi)轉(zhuǎn)移到國(guó)外。在此情況下，若手上外匯之前結(jié)算干凈的話，則對(duì)于再次購(gòu)買外匯，會(huì)產(chǎn)生相對(duì)較高的手續(xù)費(fèi)。

二是證券投資。證券投資相比較于股票，其風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)小一點(diǎn)。但是居民在選擇證券投資之前，必須了解目前證券市場(chǎng)的行情，在投資策略上，建議如下：（1）主動(dòng)型投資策略。為獲得最大限度的收益，可以選擇在單項(xiàng)資產(chǎn)權(quán)重上顯著區(qū)別于市場(chǎng)基準(zhǔn)指數(shù)構(gòu)造，也可以在投資政策許可的范圍內(nèi)，通過回購(gòu)、拆借等手段融入資金，提高資產(chǎn)組合的杠桿比率；（2）半主動(dòng)型投資策略。在指數(shù)優(yōu)化的基礎(chǔ)上，選擇增持因本幣升值而收益的優(yōu)勢(shì)行業(yè)的企業(yè)；（3）保守型投資策略。力求獲得與市場(chǎng)相同的收益率，通常選擇證券投資基金、固定收益證券、建構(gòu)指數(shù)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(fēng)險(xiǎn)的投資工具，金價(jià)的變動(dòng)與其他的經(jīng)濟(jì)信號(hào)變動(dòng)息息相關(guān)。相比較與其他的投資方式，黃金等貴金屬的投資，從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看具有兩方面的價(jià)值：一是保值增值的價(jià)值。黃金作為與美元相對(duì)的等位幣，其價(jià)值不言而喻。人民幣在當(dāng)前國(guó)際化浪潮下面臨是升值還是貶值的問題，相對(duì)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(shù)品繼承下去。由于黃金其穩(wěn)定的特性，在首飾領(lǐng)域也是獨(dú)占鰲頭，各種黃金配飾，在藝術(shù)觀賞層面也具有較高的工藝價(jià)值。因此，可以作為家族投資，傳承下來(lái)。

四是房地產(chǎn)投資。我國(guó)正處于經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展、城市化加速發(fā)展的時(shí)期，越來(lái)越多的外來(lái)人員涌入大城市。形成對(duì)于住房的巨大需求，在此情況下，越來(lái)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(biāo)志。由于目前我國(guó)還處于社會(huì)主義初級(jí)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(shè)施齊全等特點(diǎn)，更加堅(jiān)定越來(lái)越多的人選擇投資房地產(chǎn)的決策。樓市持續(xù)升溫，房?jī)r(jià)居高不下。但是房地產(chǎn)投資從遠(yuǎn)期看來(lái)仍然存在較大的風(fēng)險(xiǎn)，因此，居民投資者要密切關(guān)注國(guó)家政策，審慎投資，根據(jù)自身的經(jīng)濟(jì)能力理性的做出投資決策。

五是教育投資。教育實(shí)質(zhì)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(xiàn)在就學(xué)時(shí)間沒有彈性，教育費(fèi)用沒有彈性，教育價(jià)格上升很快，子女的資質(zhì)無(wú)事先預(yù)測(cè)等等。居民在進(jìn)行教育投資時(shí)需要注意以下幾個(gè)方面：（1）更新教育投資理念，做好職業(yè)規(guī)劃。當(dāng)前居民的教育理財(cái)觀念沒有及時(shí)地更新，所以居民在挑選合適的教育理財(cái)產(chǎn)品之前，需要借鑒專家之手。任何的投資行為都是存在風(fēng)險(xiǎn)的，所以居民在決定教育投資理財(cái)之前要做好相應(yīng)的準(zhǔn)備。（2）貸款接受高等教育。考慮到我國(guó)經(jīng)濟(jì)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(duì)于目前家庭生活拮據(jù)的大學(xué)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(guó)外教育資源。在選擇國(guó)內(nèi)還是國(guó)外求學(xué)時(shí)，要綜合考慮目前的國(guó)家政策和自身的經(jīng)濟(jì)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(cái)方式時(shí)，都需要考慮該理財(cái)方式的風(fēng)險(xiǎn)性、流動(dòng)性、收益性、政策風(fēng)險(xiǎn)等。在使自己的人民幣存儲(chǔ)增值的同時(shí)，要靈活運(yùn)用各種投資理財(cái)方式，結(jié)合自身的風(fēng)險(xiǎn)承受能力和投資理財(cái)產(chǎn)品的特性，作出最佳的投資理財(cái)決策。更好地促進(jìn)社會(huì)主義經(jīng)濟(jì)大發(fā)展大繁榮。

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（作者單位：上海大學(xué) 上海 200444）

（作者簡(jiǎn)介：貢小妹，碩士生導(dǎo)師，博士，研究方向?yàn)楣ど坦芾?；黃帥，碩士，研究方向?yàn)閼?zhàn)略管理和知識(shí)產(chǎn)權(quán)管理。）

（責(zé)編：賈偉）