股票、债券投资和可支配收入与居民储蓄的关系

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摘 要：本文实证分析了股票投资、股票交易和债券投资三种投资方式与居民储蓄之间的关系，为提高模型因素的全面性和拟合优度，加入了居民可支配收入这一变量。研究中使用EG两步法和Johanson协整检验两种检验方法对模型进行了估计，避免了单一方法估计产生的偏差，提高分析结论的准确性和可信度。经研究认为，可支配收入、股票投资、股票交易和债券投资与居民储蓄存在长期稳定的关系，可支配收入是储蓄变化的主要因素，股票交易与居民储蓄负相关。

关键词：股票投资；债券投资；可支配收入；居民储蓄；EG两步法； Johanson协整

中图分类号：F830.91 文献标识码：A 文章编号：1003-9031（2013）03-0028-04 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2013.03.06

一、引言

在凯恩斯流动性偏好理论中，人们持有货币的动机包括交易性动机、预防性动机和投机性动机。在研究居民储蓄行为时，交易性动机被认为是将货币用于消费，预防性动机被认为是为应对预期中和非预期到未来消费而持有货币，投机性动机则被认为是为投资而准备货币。储蓄是典型的持有货币的形式，本文所要讨论的储蓄是指持有扣除了用于消费数额后的货币的储蓄，储蓄额即为满足消费后持有的货币余额。由于现在大部分的储蓄以银行储蓄的形式而存在，使得储蓄能在保持货币固有的流动性的同时获取无风险收益，所以银行储蓄既能同时满易性、预防性和投机性三种动机的要求，还能直接实现投资获取收益的功能。一般地，居民取得的收入将按顺序逐步用于满足消费、预防和投资，收入满足消费后的余额将被投入于储蓄和投资，二者是一个此消彼长的关系，投资是如何影响储蓄的是一个值得研究的问题。

我国居民从事投资的方式主要是银行储蓄和证券投资两种，银行储蓄有储蓄和投资的两种属性，证券投资主要为债券和股票投资。我国最主要的债券是国债，虽然企业债券的发行数量近年来逐渐增多，但相比国债，企业债发行量占比仍偏小。股票投资分为两个市场：一个是一级市场（Primary Market），投资者在一级市场购买IPO股票和企业为再融资而发行的股票和权证，获得上市公司的股权，本文称之为股权投资；第二个是二级市场（Secondary Market），投资者在二级市场上对已经发行的证券进行买卖转让，套取现金或取得金融资产，本文称之为股票交易。

本文针对股权投资、股票交易和债券投资三种投资方式与居民储蓄之间的关系进行讨论，结合银行储蓄所具有的双重属性分析银行储蓄受到的影响和作用。因为可支配收入是银行储蓄的直接来源，对储蓄存款的数量变化有着直接影响，其重要性是不可忽略的，所以在建模过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拟合优度。本文使用基于对回归方程残差序列检验的EG两步法协整检验和基于运用极大似然法检验回归系数的Johanson协整检验对股权投资、股票交易、债券投资和可支配收入与储蓄存款之间的关系进行协整估计，依据协整方程来分析各变量与储蓄存款之间的长期关系，并给出误差修正模型，用以讨论各变量短期内变动对储蓄存款的影响。之所以同时运用EG两步法协整检验和Johanson协整检验对模型进行估计，是为了避免单一一种方法估计产生的偏差对分析结论的准确性产生影响，从而提高分析结论的准确性和可信度。

二、数据选取与处理

本文选取2004年第3季度至2012年第3季度的季度数据作为样本空间，之所以从2004年第3季度开始是考虑到我国与2004年初开始股权分置改革，改革开始的前半年股市存在较大的波动，容易影响实证结果，经过半年后波动逐渐减小，对实证研究产生偏差的影响会减弱。

股票投资数据来自中国证券监督管理委员会网站（http：///pub/newsite/），数据分为两部分：第一部分为股权投资（Stock Finance，SF）额度，即为一级市场的股票融资额度，由2004年7月至2012年9月的月度数据加总求得，加总项目包括A股市场首发筹资、增发、配股，其中从2009年开始再筹资中增加了配股和权证行权两项的金额；第二部分为二级交易市场（Secondary Trade Market，STM）的数据，用每季度最后一个交易日的上证A股指数的收盘价代表，之所以以上证A股指数为代表，是因为上证A股市场最主要的交易为二级市场交易，上证A股指数能反映二级股票市场的繁荣程度和盈利状况，而二级市场的盈利状况在居民决定投资于股市还是储蓄时有较大影响。

债券投资数据来源于中国人民银行网站（http：///），以居民可购买的债券（Bond Finance，BF）金额为代表。居民可购买的债券金额由2004年7月至2012年9月的月度数据加总求得，其中2004年7月至2010年7月的月度数据为债券发行总额减去央行票据和金融债券的发行额，因为一般地，央行票据和金融债券的购买者是非居民。出于同样的考虑，2010年8月至2012年9月的数据为债券发行总额减去央行票据、金融债券、政府支持债券、政府机构债券和非银行金融机构债券。以上数据单位均为亿元。

居民人均可支配收入（Average Diposable Income，ADI）为城镇居民人均可支配收入，数据来源于国家统计局网站（http：///），由于国家统计局的居民可支配收入只有历年1至3季度的累计数据，故用第2季度累计值减第1季度的值作为第2季度的居民可支配收入，用第3季度累计值减第2季度的累计值作为第3季度的居民人均可支配收入，同时用历年居民人均可支配收入总额减去历年第3季度累计值作为第4季度的居民人均可支配收入。居民人均可支配收入单位为元。

居民储蓄数据为储蓄存款（Household Savings De-

posits，HSD）总额数据，来源于中国人民银行网站（http：///）公布的金融机构人民币信贷收支表每季度的最后一个月的的储蓄存款额作为该季度的居民储蓄数据。数据单位为亿元。

另外，为使数据趋势线性化，并消除数据中可能存在的异方差，分别对HSD、ADI、SF、BF、STM的数据进行自然对数变换，分别记为lnHSD、lnADI、lnSF、lnBF和lnSTM，其相应的一阶差分序列记为DlnHSD、DlnADI、DlnSF、DlnBF和DlnSTM。最后，本文使用的计量工具为Eviews6.0。

三、实证分析

（一）单位根检验

为了避免非平稳序列建立估计模型时可能会产生的“伪回归”问题，首先使用ADF 检验对序列逐个进行单位根检验。由表1可知，除lnADI平稳以外，其余序列均不平稳，但所有数据的一阶差分序列在5%的置信水平下平稳，说明lnHSD、lnADI、lnSF、lnBF和lnSTM均为一阶单整序列，即I（1）。

（二）协整检验

协整关系是指非平稳经济变量时间序列之间的线性组合存在着一个长期均衡的关系。协整检验主要有两种方法：一种是基于回归方程残差序列进行ADF检验的EG两步法协整检验，另一种是基于回归系数的运用了极大似然法的Johanson协整检验。在确定各序列为一阶单整以后，分别利用EG两步法和Johanson协整对进行协整检验。

首先用EG两步法对lnHSD、lnADI、lnSF、lnBF和lnSTM进行协整检验。运用OLS法对数据进行回归后对其残差进行平稳性检验（见表2）。由表2可知，残差在5%的置信度水平下是平稳的，所以lnHSD、lnADI、lnSF、lnBF和lnSTM之间存在整关系。由此得出的它们之间的的长期趋势是：

再运用Johansen协整检验对序列进行协整检验（见表3）。由表3的Trace统计量和Max-Eigen统计量可知lnHSD、lnADI、lnSF、lnBF和lnSTM之间存3个协整向量，序列之间存协整关系。由此得出它们之间的协整方程是：

（三）误差修正模型（ECM）

根据以上的分析，变量lnHSD、lnADI、lnSF、lnBF和lnSTM都是一阶单整序列，且存在协整关系。但是当受到外部冲击的时候它们可能会暂时偏离均衡水平，随着时间的推移会得到调整。所以，建立误差修正模型进行分析，这里采用滞后一阶的形式，并用ECM表示协整方程中的残差作为非均衡误差项。

由（式1）估计误差修正序列为：

四、主要结论

第一，由协整方程式1和式2可知，2004年第3季度至2012年第3季度我国股权投资、股票交易、债券投资和人均可支配收入与居民储蓄之间存在着长期的均衡关系。而且由估计结果可知，居民人均可支配收入对居民储蓄有着较强的长期弹性，弹性系数为0.9559（式1）和1.1239（式2）。这与我国居民传统的储蓄习惯相符合。当可支配收入增加时，居民会拿出一部分作为储蓄，这个新增加的储蓄部分的金额与新增消费的金额的比例是固定的，而这个比例取决于个人的消费和储蓄替代效应和偏好，居民不会因为可支配收入增加而过度增加消费，减少储蓄。与其他变量的系数的绝对值相比，人均可支配收入的绝对值最大，表明人均可支配收入变化是居民储蓄变化的最主要原因，陈诗诗（2008）认为影响居民储蓄增长的主要因素是收人水平及其自身的惯性[1]。股权投资的弹性在式1和式2中均非常小，比0.03稍多一点，而且从t统计量来看该变量的系数不显著，可以为0，这说明上市公司发行股票筹资对居民吸引力可以忽略不计，居民并不愿意选择在上市公司发行股票时从银行中取出储蓄或减少储蓄并用这部分钱购买IPO的新股或者为再融资而发行的股票。鉴于在我国股市中大部分居民投资者在IPO和股票再融资的投资以遭受损失的现实状况，上市公司发行股票对居民投资者的吸引力极小是可以理解的，居民宁愿将新增的收入存入银行获取固定的无风险收益也不愿冒险投资于新发行的股票。如果要改变这一状况，需要有更好的市场环境来保护居民投资者的权益。债券投资对居民储蓄的弹性系数为0.177（式1）和0.1189（式2），债券投资对储蓄的增加的有一定的正向的作用，存在财富效应，这表明我国居民除了储蓄投资以外，还会选择从事收益相对储蓄高一些的债券投资，而从债券投资的对象看主要是对风险相对小、发行数额较大的国债的投资，对债券的投资能增加居民的财富，推动居民储蓄的增加。因此，“大多数人对相对安全、利息收入又高于银行储蓄存款的投资工具存在巨大需求”[2]。但相比可支配收入增加的影响而言是比较小的，可支配收入增加是储蓄增加的主要因素。与新股发行对应的股票二级交易市场的繁荣程度对居民储蓄的系数为-0.2487（式1）和-0.2849（式2），系数绝对值较大且t统计量显著，表明股票二级交易市场对居民的吸引力是显著的，且对储蓄存款的影响远远大于新股发行产生的影响，同时也大于债券的影响力。这说明在诸多投资方式中，“股票收益率对储蓄存款需求的影响是主导性的”[3]。二级交易市场的繁荣程度对居民储蓄的系数是负值，这符合预期，即当股市繁荣时居民会减少当期的储蓄甚至不储蓄并取出存款用于股票的投机，试图获取相对储蓄投资和债券投资的超高收益，造成居民储蓄的减少；而当股市低迷的时候，居民为了避免损失，避开风险，会主动从股市撤资，并重新存入银行，使储蓄存款增加。李丽（2009）在研究股市波动对居民储蓄存款的影响时也认为“股市活跃，股市成交额大，吸引居民更多地投资股票，居民可能会将其银行存款转移到股市购买股票，数额足够大的话就会引起居民储蓄存款的减少，因此，股市成交额与居民储蓄应该是负相关关系”[4]，与本文结论一致。这反映出我国居民对风险的厌恶和对财富的渴望，而风险和收益是对立统一的，一定程度的风险对应一定的收益，不存在低风险的高收益。由此可见，我国居民对投资的认识水平不够高，以及我国投资品种不多、风险较大、居民投资路径太窄，居民投资者难以通过按照自己的投资风险偏好获取理想的收益。

第二，由误差修正模型式3和式4中新股发行投资的系数非常小且t统计量仍不显著可以认定，无论从长期还是短期来看，新股的发行对居民的吸引力非常小，对居民储蓄的的影响微乎其微。调整后的误差修正模型的误差修正项ECM的系数为-0.2328（式5）和-0.3065（式6），系数为负值表明该误差修正项具有反向修正机制，说明居民储蓄变动受到协整方程的约束，短期波动对长期均衡关系的偏离会在下一期得到力度为-0.2328（式5）和-0.3065（式6）的反向修正，将非均衡状态拉回均衡状态，从而保证了股票、债券投资和可支配收入与居民储蓄的关系不会明显偏离均衡状态。从调整后的误差修正模型可看出，短期居民可支配收入的增加和债券投资的增加将引起居民储蓄的同方向变化。短期居民可支配收入的增长 1%，居民储蓄存款相应增加0.2507%（式4）和0.2865%（式6），影响变动不大；短期债券投资的增加1%，居民储蓄存款相应增加0.027%（式4）和0.0216%（式6），影响变动较小，可能是由于债券的获取收益的时滞性使得债券投资在短期内对居民储蓄存款变化的影响不明显。而在长期协整方程中会引起居民储蓄反方向变动的二级证券交易市场的繁荣程度在短期内依然起到反向作用，弹性为-0.0404（式4）和-0.041（式6），弹性较小，弹性绝对值虽然稍大于债券投资对储蓄存款的弹性，但远小于居民可支配收入对居民存款储蓄的弹性，可见短期内股市的繁荣与否并不影响居民的储蓄倾向，反映出居民对于股市繁荣持久性的不信任和怀疑以及对风险的厌恶。“储蓄存款对股市收益率变动的敏感性较大，对股市收益风险的敏感性较低，消费者为回避股票收益下降的风险，增加货币需求”，使得储蓄增加。

参考文献：

[1]陈诗诗.我国居民储蓄函数的实证研究基于1995―2007年季度数据的计量分析[J].世界经济情况，2008（10）.

[2]袁志刚，冯俊.居民储蓄与投资选择：金融资产发展的含义[J].数量经济技术经济研究，2005（1）.

[3]汪红驹，张慧莲.资产选择、风险偏好与储蓄存款需求[J].经济研究，2006（6）.

[4]李丽.股市波动对居民储蓄存款影响的实证分析[D].太原：山西财经大学，2009.