萬光彩 葉龍生

（安徽財經(jīng)大學，安徽 蚌埠 233030）

負利率背景下我國儲蓄的利率效應再檢驗

萬光彩 葉龍生

（安徽財經(jīng)大學，安徽 蚌埠 233030）

在當前價格型貨幣政策框架下，利率政策居于主導地位，儲蓄利率效應影響央行利率政策的制定及效果。目前，實際負利率與高儲蓄并存，央行同步實行降準、降息措施，擴大利率工具使用空間。在實際負利率的經(jīng)濟背景下，再次檢驗儲蓄利率效應十分必要。通過線性回歸模型和VAR模型實證分析我國1992—2014年數(shù)據(jù)，結(jié)果表明：短期貸款實際利率和居民儲蓄存款增長率呈反向變動，存款利率與其同向變動；長期而言，儲蓄利率敏感性較低。當前利率政策有效性仍然不足，根本原因在于我國利率市場化初步完成，利率體系構建不完善，儲蓄率過高。據(jù)此，提出應在實際負利率條件下增強我國儲蓄利率敏感性的政策建議。

負利率；居民儲蓄；利率彈性

利率是資金價格，也是借貸成本，是儲蓄向投資和消費轉(zhuǎn)化的媒介。同時利率作為中介指標也是貨幣當局調(diào)節(jié)經(jīng)濟發(fā)展的重要價格型工具。儲蓄是影響國民經(jīng)濟運行的重要部分，從數(shù)量上看儲蓄等于收入與消費之差。從理論層面分析，利率和儲蓄緊密相關。我國居民儲蓄利率敏感性不足，效果有限。尤其在價格型貨幣政策框架下，利率政策有效發(fā)揮關乎國家經(jīng)濟的平穩(wěn)發(fā)展。全球金融危機以來，我國出現(xiàn)高通脹、低利率的經(jīng)濟現(xiàn)象。但在實際利率為負的情形下，儲蓄額卻處于高位。此矛盾關系十分不利于我國目前貨幣政策調(diào)控框架的重新構建與轉(zhuǎn)型。從本質(zhì)上而言，實際負利率和高儲蓄并存的現(xiàn)狀體現(xiàn)國民經(jīng)濟運行的內(nèi)在動力不足。央行同步實行降準、降息，意圖擴大利率工具使用空間，在實際利率為負的經(jīng)濟背景下，再次實證檢驗儲蓄利率效應強弱，可為制定更加合理和切實可行的利率政策提供參考。

一、文獻綜述

針對儲蓄利率效應問題，國內(nèi)外學者從不同方面深入研究。國外學者主要研究歐美國家和部分亞洲國家儲蓄的利率效應。Fry研究表明亞洲多國儲蓄對利率的效應強烈[1]；Loayza研究歐美部分國家利率和居民儲蓄相關性，認為實際利率對私人儲蓄具有負向影響[2]；國外學者普遍認為，儲蓄對利率具有一定敏感性，主要由于歐美國家利率市場機制較為健全和完善，利率政策得以正常發(fā)揮作用。

國內(nèi)學者主要從居民儲蓄變動影響因素和儲蓄利率彈性兩方面探究，結(jié)論略有差異。代則光通過對時間序列數(shù)據(jù)建模，實證分析影響儲蓄變動的相關指標，研究表明，利率水平及居民可支配收入具有正向效應，物價水平具有反向效應[3]；張建華等依據(jù)VEC模型分析影響居民儲蓄存款的相關變量，利率變動幾乎不影響居民儲蓄變動，敏感性極低，儲蓄對收入的敏感性較強[4]；江豆等研究表明，名義利率和儲蓄額的相關性較強，但通貨膨脹率后的實際利率和儲蓄額之間的變化相關性較弱[5]；沈冰等從利率體系完備性著手，研究存貸款利率的敏感性，構建三變量VAR模型，表明我國居民儲蓄和存貸利率之間存在協(xié)整關系，但利率敏感性均顯不足[6]；張青龍等通過建立不同樣本區(qū)間的VAR模型，表明雖然儲蓄利率敏感性增強，但利率體系整體表現(xiàn)出較低的利率彈性，不利于貨幣政策執(zhí)行[7]。李磊等利用SPSS軟件對1978—2010年相關數(shù)據(jù)二元線性回歸分析，結(jié)果表明，存款利率對儲蓄率沒有明顯影響[8]；咸陽通過回歸分析表明，實際存款利率與居民儲蓄率相關性較弱，我國居民儲蓄利率彈性逐漸降低[9]。

國內(nèi)研究的一般性結(jié)論是：居民儲蓄利率敏感性程度較低。前期研究中，變量指標主要集中于名義利率和存貸款利率，很少從實際量出發(fā)，探究實際利率這一更能反映現(xiàn)實經(jīng)濟狀況的指標。從經(jīng)濟發(fā)展的現(xiàn)實層面而言，一方面，實際利率為負；另一方面，儲蓄率較高。通過建立簡單線性回歸模型和VAR模型實證分析，兩種模型得出的結(jié)論在一定程度上能夠起到相互佐證作用。在具體研究上，本文選取實際利率而非名義利率作為變量指標，以期客觀反映現(xiàn)實經(jīng)濟狀況，避免可能存在的系統(tǒng)性偏差，同時考慮整體利率體系對儲蓄利率效應。

二、理論模型

關于儲蓄與利率的相關理論，李格非定義利率彈性是利率的張力，即利率彈性即由于利率變動而帶來的其他經(jīng)濟變量變動的程度[10]。分別用s和i表示居民儲蓄存款及其利率，則：

式（1）中，E(S)表示利率彈性，ΔS、Δi分別表示居民儲蓄及利率變動量。表示當居民儲蓄利率變動百分之一時引起的居民儲蓄量變化的百分比。具體經(jīng)濟意義見表1[11]。

名義利率指利息（報酬）貨幣額與本金貨幣額的比率。本文用一年期基準利率衡量。實際利率是考慮物價因素后的利息率，在經(jīng)濟活動中至關重要。實際利率（r），名義利率（i）和通貨膨脹率（n）關系如下：

根據(jù)上式，簡化整理得出：

名義利率變動往往會引起貨幣幻覺，從經(jīng)濟意義上講，財富增加的背后實際購買力卻下降。因此，長期而言，實際利率才是真正反映我國經(jīng)濟發(fā)展狀況的指標。

表1 居民儲蓄利率彈性的經(jīng)濟意義

關于儲蓄和利率的相關程度，長期以來爭論不斷。馬歇爾古典經(jīng)濟學理論[12]認為，利率是儲蓄的需求價格，利率上升代表生產(chǎn)資源效率增加，利息表征儲蓄能力。利率和儲蓄呈正相關變動。凱恩斯在《通論》中闡述利率與儲蓄，利率波動引起貨幣需求波動，導致儲蓄水平變動。僅在收入水平不變的情形下二者正相關關系方具適用性，適用對象為個人或企業(yè)。對于利率與儲蓄的關系，現(xiàn)代經(jīng)濟學沒有明確和統(tǒng)一的結(jié)論。從純理論視角而言，利率和儲蓄間關系十分復雜。目前公認的研究思路是：利用替代效應和收入效應論述利率變動與居民儲蓄關系。西方經(jīng)濟學效用論中提出，總效應=替代效應+收入效應。對此，歐陽明論述更豐富。實際利率提升，一方面，現(xiàn)期消費更為昂貴，家庭多儲蓄以備將來多消費，此為替代效應；另一方面，儲蓄者更加富有，現(xiàn)在和將來的消費同時增加，此為收入效應。利率對儲蓄率具有雙重效應，效應變動的最終方向本質(zhì)上由社會及經(jīng)濟環(huán)境變化共同決定。

進一步探討替代效應與收入效應作用比較，消費者隨時間而平滑其消費意愿起決定性作用[15]。θ背后蘊含的經(jīng)濟含義表明在消費改變時，邊際效用變化速率以經(jīng)濟個體將其消費平滑到下一期的意愿強弱。借鑒戴蒙德模型及其拓展中儲蓄率s（r）的表達式為：

公式（4）中，參數(shù)θ＞0，ρ＞-1。分別表示消費者隨時間而平滑其消費意愿和主觀貼現(xiàn)率。根據(jù)公式（4）求儲蓄率對利率的偏導數(shù)：

0＜θ＜1時，替代效應占主導地位，利率與儲蓄率正向變動；θ=1時，二者無相關關系；θ＞1時，收入效應占主導地位，利率與儲蓄率反向變動。

三、描述性統(tǒng)計

在實證研究前定量分析，選取相關數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計，初步探究我國儲蓄利率效應。實際利率與名義利率變動幅度和變動趨勢因CPI變動略有差異，深刻影響我國利率市場化進程，見圖1。雖然我國實際利率在零點上下變動，但居民儲蓄存款額卻始終以不同增速顯著上漲，截至2014年底，居民儲蓄存款年底余額達485 261.3億元，見圖2。

實際利率變動與存款利率和通貨膨脹率變動緊密相關，存貸款利率變動情況體現(xiàn)利率體系的完備性，此外可通過居民儲蓄存款增長率衡量儲蓄變動。居民儲蓄存款增長率主要受實際利率的反向影響，存貸款利率發(fā)揮作用但影響不大，描述性統(tǒng)計結(jié)果契合實際負利率和高儲蓄并存現(xiàn)狀，見圖3。但更客觀、全面地論述有賴實證分析支撐。

四、實證分析

圖1 我國名義利率、通貨膨脹率和實際利率

（一）模型設定和數(shù)據(jù)說明

為更加全面論述，構建簡單線性模型探究實際利率同居民儲蓄存款增長率變化間關系。

同時，采用K階向量自回歸模型有效預測相關時間序列變量系統(tǒng)，檢驗變量是否存在長期穩(wěn)定關系：

式中，Xt=（CCZ，SL，CL，DL）-1分別表示居民儲蓄增長率、實際利率、存款利率和貸款利率，A1…At是4×4矩陣，系數(shù)待估計，Xt是一個內(nèi)生變量列向量，Xt-1…Xt-k是內(nèi)生變量滯后值，et表示白噪聲序列，各分量之間存在同期相關，但不存在自相關。

考慮到利率體系完備性，分析1992—2014年的年度數(shù)據(jù)（居民儲蓄存款年底余額增長率CCZ，實際利率SL，存款利率CL和貸款利率DL）。其中實際利率為一年期基準利率與通貨膨脹率之差，加權平均處理發(fā)生調(diào)整變化的數(shù)據(jù)。通過平穩(wěn)性檢驗、格蘭杰因果關系檢驗、協(xié)整性檢驗，使分析結(jié)果更為可靠。

（二）實證檢驗

圖3 實際利率、存貸款利率和居民儲蓄存款年底余額增長率

1.變量的平穩(wěn)性檢驗。在構建模型之前，首先ADF檢驗變量原序列和一階差分平穩(wěn)性，避免無意義和“偽”回歸問題出現(xiàn)，滯后階數(shù)由AIC和SC最小準則確定，D表示一階差分運算，檢驗結(jié)果見表2。

表2 單位根檢驗結(jié)果

為便于分析，檢驗形式均采取無常數(shù)項和趨勢項，根據(jù)表2中DW臨界值與ADF值比較得出，原序列CCZ、SL、CL、DL均為非平穩(wěn)序列，經(jīng)過一階差分處理后的序列DCCZ、DSL、DCL、DDL均通過平穩(wěn)性檢驗，4個變量均為I（1）序列。

2.格蘭杰因果關系檢驗。經(jīng)過ADF檢驗后，對DCCZ、DSL兩個平穩(wěn)序列格蘭杰因果關系檢驗，探究居民儲蓄增長率與實際利率之間的因果關系，分析結(jié)果見表3。

表3 格蘭杰因果分析結(jié)果

根據(jù)表3顯示，實際利率不是居民儲蓄存款增長率格蘭杰原因的P值為0.0057＜0.05（顯著性水平為5%），拒絕原假設，因此實際利率是引起居民儲蓄存款增長的格蘭杰原因，與前文描述性統(tǒng)計結(jié)論相符，可進一步檢驗。

3.最小二乘回歸分析。居民儲蓄利率效應需更詳細的回歸分析驗證，從實際量角度出發(fā)，利用一階差分后的DSL和DCCZ建立回歸模型。通過變量的散點圖（略）可知DSL和DCCZ基本呈線性關系，建立簡單最小二乘模型分析：

回歸估計結(jié)果見表4。β0=-0.844803，β1= -0.669792，二者呈反向變動，回歸系數(shù)為-0.66979。t檢驗P值為0.0921＜0.1，實際利率變動對居民儲蓄存款變動具有顯著作用，符合模型假定，相關系數(shù)R僅為0.135348，不到15%。鑒于此，盡管實際利率對居民儲蓄存款產(chǎn)生影響，但相關程度不強，從另一層面說明在一定程度上我國居民儲蓄的利率敏感性不足。

4.協(xié)整檢驗。ADF檢驗表明所有變量均為一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗前提。因此，在建立VAR模型之前，開展多變量Johnsen協(xié)整檢驗，對上述各個變量序列的一階差分長期協(xié)整分析，探究變量之間長期穩(wěn)定關系。經(jīng)嘗試和比較，依據(jù)AIC和SC準則確定滯后階數(shù)，DCCZ、DSL、DCL和DDL的最優(yōu)滯后階數(shù)為1。

表5檢驗結(jié)果表明，經(jīng)標準化后，系統(tǒng)存在不少于3個協(xié)整向量，1992—2014年DCCZ、DSL、DCL、DDL之間存在長期協(xié)整關系。將協(xié)整向量應用于有約束的VEC模型，均衡向量如下:

因此，四個變量之間的協(xié)整方程為:

該協(xié)整方程表明我國居民儲蓄增長率和實際利率、存貸款利率之間均存在協(xié)整關系。從符號上看，實際利率對居民儲蓄變動的影響為負，與理論分析和現(xiàn)實情況吻合；存款利率對居民儲蓄變動影響為正，效果不強，從現(xiàn)實經(jīng)驗而言，符合儲蓄者的心理預期。但貸款利率對儲蓄的利率效應為負，說明貸款利率提高，向市場和公眾釋放銀行對外放款的積極信號。從構建完備的利率體系角度看，無論短期還是長期，我國居民儲蓄利率敏感性并不顯著。

5.VAR估計模型。檢驗VAR模型的平穩(wěn)性，構建DCCZ、DSL、DCL和DDL的四變量向量自回歸模型（VAR），模型最優(yōu)滯后階數(shù)為1，系統(tǒng)脈沖響應分析可進一步探究儲蓄的利率效應。圖4顯示當給定實際利率和存貸款利率（一個標準差）的相關沖擊后居民儲蓄存款增長率的響應情況，橫軸表示沖擊作用的時間（單位：年），縱軸表示其響應變量的變化程度，曲線表示沖擊的響應函數(shù)，代表相應變量對其他變量的沖擊反應。

表4 最小二乘回歸分析結(jié)果

表5 Johnson協(xié)整檢驗的結(jié)果

圖4 居民儲蓄增長率與實際利率、存款利率、貸款利率變化的脈沖響應函數(shù)

相關沖擊結(jié)果表明，短期內(nèi)，DSL對DCCZ產(chǎn)生較大的倒“V”型負向沖擊，作用先增后減，效果較顯著，在第4期后，效果趨于消失；DCL對DCCZ產(chǎn)生正向沖擊，僅維持3期，作用有限；DDL對DCCZ產(chǎn)生負向沖擊，但沖擊僅持續(xù)4期，且作用效果不足。長期來看，無論是實際利率還是存貸款利率，對居民儲蓄增長率的沖擊效應均趨向0，系統(tǒng)趨于收斂，對沖擊的反應穩(wěn)定，利率效應均不敏感。這從本質(zhì)上反映了利率對儲蓄缺乏主觀調(diào)控作用，并且利率調(diào)控效果明顯不足。采取方差分解技術分析和驗證此結(jié)論，如表6所示。

盡管實際利率、存貸款利率對居民儲蓄變化的解釋能力不斷增強，但從長期來看實際利率變動的沖擊可解釋居民儲蓄變化的29.12%，而存款利率和貸款利率變動的沖擊對居民儲蓄變化的解釋占4.25%和1.17%，且各變量的貢獻度均保持在相當水平，系統(tǒng)長期穩(wěn)定。因此，實際利率和存貸款利率變動的沖擊在長期均非儲蓄變動的主要影響因素，實際利率作用略強于存貸款利率，居民儲蓄存款的變化主要受前期水平影響。此結(jié)論與協(xié)整分析和沖擊響應分析相互佐證，與最小二乘回歸結(jié)果相互契合，共同說明無論是更具經(jīng)濟意義的實際利率指標，還是存貸款利率構成的利率體系，在一定程度上均缺乏對儲蓄利率敏感性。

表6 居民儲蓄的預測誤差分解

五、結(jié)論及政策建議

本文主要研究目的是對目前我國實際負利率背景下儲蓄利率效應的再檢驗，線性回歸模型和向量自回歸模型的結(jié)果共同表明，居民儲蓄和實際利率及存貸款利率之間存在協(xié)整關系，實際利率變動對于居民儲蓄存款增長率有顯著的反向影響，存貸款利率對其影響程度不大，無論是從名義量還是從實際量上來看，儲蓄利率效應并不敏感，實際負利率下，儲蓄仍居高不下。這一結(jié)論表明我國利率政策有效性不足，利率政策主觀調(diào)控能力不足，居民儲蓄缺乏實際利率彈性。實際利率對儲蓄作用有限，負利率下的高儲蓄會損害民眾經(jīng)濟利益。目前，我國已解除利率管制，利率市場化邁上新臺階。我國貨幣政策框架由數(shù)量型轉(zhuǎn)向價格型調(diào)控，利率政策體系的建設尤為重要，這將直接決定我國利率市場化改革與貨幣政策轉(zhuǎn)型的最終結(jié)果。但實際負利率與高儲蓄并存的現(xiàn)狀顯然不利于我國貨幣政策的重新構建和轉(zhuǎn)型。金融改革初期，各項制度仍未健全，利率決定機制以及利率風險管理制度缺乏自主性和靈活性，利率彈性有待加大，利率政策作用有很大拓展空間。因此，提出政策建議如下：

第一，健全社會保障體系，調(diào)節(jié)消費預期。盡管我國利率市場化已初步完成，但負利率與高儲蓄并存的經(jīng)濟狀況凸顯儲蓄利率敏感性不足，這與我國長期以來形成的崇尚節(jié)儉的文化傳統(tǒng)和儲蓄理念密切相關，其深層原因是，當前不健全的社會保障體系致使居民預防性儲蓄動機強烈，消費預期明顯不足。因此，應加快社保制度立法進程，切實提高社保水平，拓寬社保覆蓋范圍，并藉此降低預防性儲蓄份額。此外，通過穩(wěn)定物價水平，引導消費，提高收入，形成同消費市場的良性互動，多方面建立消費信心等措施調(diào)整居民收入及消費預期，達到增強居民儲蓄對利率敏感性的目的。

第二，拓寬投資渠道，規(guī)范金融市場。在當前中國經(jīng)濟增速放緩，居民儲蓄率過高，實際利率為負的經(jīng)濟背景下，為適度降低儲蓄率，一方面通過優(yōu)化國內(nèi)儲蓄向投資的轉(zhuǎn)化途徑，改善投資環(huán)境，拓寬投資渠道，提升新增投資渠道監(jiān)管水平，進而轉(zhuǎn)變理財思維和投資意識，提升居民資產(chǎn)多樣性程度，改善高儲蓄現(xiàn)狀。另一方面，構建合法、有序、健康的金融市場，是提升居民投資信心和水平的根本保證，通過營造良好的金融生態(tài)環(huán)境完善投資儲蓄轉(zhuǎn)化機制，加強市場監(jiān)管，完善法律法規(guī)，有效降低和規(guī)避金融市場風險，提升投資儲蓄轉(zhuǎn)化機制有效性。

第三，改革經(jīng)濟結(jié)構，調(diào)節(jié)收入分配。居民儲蓄利率敏感性不足歸結(jié)于國民經(jīng)濟運行動力不足，因此必須從解決經(jīng)濟結(jié)構性問題入手，加大創(chuàng)新研發(fā)投入和創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)的扶持力度，變投資驅(qū)動為創(chuàng)新驅(qū)動。目前我國收入分配制度不盡合理，貧富差距削弱了居民儲蓄利率敏感性，通過稅收調(diào)節(jié)等方式，提高中低收入者收入水平，是整體推動居民消費并提高儲蓄利率敏感性的關鍵。

總而言之，我國目前的貨幣政策由數(shù)量型向價格型轉(zhuǎn)變的趨勢不會變，在價格型貨幣政策框架下，利率政策調(diào)控的重要性不言而喻，也決定了實際負利率與高儲蓄并存現(xiàn)狀的暫時性。央行應通過更靈活的貨幣政策，提升可信度，在政府和居民之間釋放積極的市場信號，從根本上提升居民消費信心，扭轉(zhuǎn)當前高儲蓄和負利率并存的不利局面。

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F830.48

A

1672-3805(2017)03-0001-07

2017-04-12

安徽省高校人文社科重大項目“貨幣政策與金融穩(wěn)定：基于金融穩(wěn)定狀況指數(shù)的分析”（SK2016SD04）

萬光彩（1972-），男，安徽財經(jīng)大學金融學院教授，研究方向為貨幣理論與政策。