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第1篇

關鍵詞：股票投資；債券投資；可支配收入；居民儲蓄；EG兩步法； Johanson協(xié)整

中圖分類號：F830.91 文獻標識碼：A 文章編號：1003-9031（2013）03-0028-04 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2013.03.06

一、引言

在凱恩斯流動性偏好理論中，人們持有貨幣的動機包括交易性動機、預防性動機和投機性動機。在研究居民儲蓄行為時，交易性動機被認為是將貨幣用于消費，預防性動機被認為是為應對預期中和非預期到未來消費而持有貨幣，投機性動機則被認為是為投資而準備貨幣。儲蓄是典型的持有貨幣的形式，本文所要討論的儲蓄是指持有扣除了用于消費數額后的貨幣的儲蓄，儲蓄額即為滿足消費后持有的貨幣余額。由于現在大部分的儲蓄以銀行儲蓄的形式而存在，使得儲蓄能在保持貨幣固有的流動性的同時獲取無風險收益，所以銀行儲蓄既能同時滿易性、預防性和投機性三種動機的要求，還能直接實現投資獲取收益的功能。一般地，居民取得的收入將按順序逐步用于滿足消費、預防和投資，收入滿足消費后的余額將被投入于儲蓄和投資，二者是一個此消彼長的關系，投資是如何影響儲蓄的是一個值得研究的問題。

我國居民從事投資的方式主要是銀行儲蓄和證券投資兩種，銀行儲蓄有儲蓄和投資的兩種屬性，證券投資主要為債券和股票投資。我國最主要的債券是國債，雖然企業(yè)債券的發(fā)行數量近年來逐漸增多，但相比國債，企業(yè)債發(fā)行量占比仍偏小。股票投資分為兩個市場：一個是一級市場（Primary Market），投資者在一級市場購買IPO股票和企業(yè)為再融資而發(fā)行的股票和權證，獲得上市公司的股權，本文稱之為股權投資；第二個是二級市場（Secondary Market），投資者在二級市場上對已經發(fā)行的證券進行買賣轉讓，套取現金或取得金融資產，本文稱之為股票交易。

本文針對股權投資、股票交易和債券投資三種投資方式與居民儲蓄之間的關系進行討論，結合銀行儲蓄所具有的雙重屬性分析銀行儲蓄受到的影響和作用。因為可支配收入是銀行儲蓄的直接來源，對儲蓄存款的數量變化有著直接影響，其重要性是不可忽略的，所以在建模過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擬合優(yōu)度。本文使用基于對回歸方程殘差序列檢驗的EG兩步法協(xié)整檢驗和基于運用極大似然法檢驗回歸系數的Johanson協(xié)整檢驗對股權投資、股票交易、債券投資和可支配收入與儲蓄存款之間的關系進行協(xié)整估計，依據協(xié)整方程來分析各變量與儲蓄存款之間的長期關系，并給出誤差修正模型，用以討論各變量短期內變動對儲蓄存款的影響。之所以同時運用EG兩步法協(xié)整檢驗和Johanson協(xié)整檢驗對模型進行估計，是為了避免單一一種方法估計產生的偏差對分析結論的準確性產生影響，從而提高分析結論的準確性和可信度。

二、數據選取與處理

本文選取2004年第3季度至2012年第3季度的季度數據作為樣本空間，之所以從2004年第3季度開始是考慮到我國與2004年初開始股權分置改革，改革開始的前半年股市存在較大的波動，容易影響實證結果，經過半年后波動逐漸減小，對實證研究產生偏差的影響會減弱。

股票投資數據來自中國證券監(jiān)督管理委員會網站（http：///pub/newsite/），數據分為兩部分：第一部分為股權投資（Stock Finance，SF）額度，即為一級市場的股票融資額度，由2004年7月至2012年9月的月度數據加總求得，加總項目包括A股市場首發(fā)籌資、增發(fā)、配股，其中從2009年開始再籌資中增加了配股和權證行權兩項的金額；第二部分為二級交易市場（Secondary Trade Market，STM）的數據，用每季度最后一個交易日的上證A股指數的收盤價代表，之所以以上證A股指數為代表，是因為上證A股市場最主要的交易為二級市場交易，上證A股指數能反映二級股票市場的繁榮程度和盈利狀況，而二級市場的盈利狀況在居民決定投資于股市還是儲蓄時有較大影響。

債券投資數據來源于中國人民銀行網站（http：///），以居民可購買的債券（Bond Finance，BF）金額為代表。居民可購買的債券金額由2004年7月至2012年9月的月度數據加總求得，其中2004年7月至2010年7月的月度數據為債券發(fā)行總額減去央行票據和金融債券的發(fā)行額，因為一般地，央行票據和金融債券的購買者是非居民。出于同樣的考慮，2010年8月至2012年9月的數據為債券發(fā)行總額減去央行票據、金融債券、政府支持債券、政府機構債券和非銀行金融機構債券。以上數據單位均為億元。

居民人均可支配收入（Average Diposable Income，ADI）為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，數據來源于國家統(tǒng)計局網站（http：///），由于國家統(tǒng)計局的居民可支配收入只有歷年1至3季度的累計數據，故用第2季度累計值減第1季度的值作為第2季度的居民可支配收入，用第3季度累計值減第2季度的累計值作為第3季度的居民人均可支配收入，同時用歷年居民人均可支配收入總額減去歷年第3季度累計值作為第4季度的居民人均可支配收入。居民人均可支配收入單位為元。

居民儲蓄數據為儲蓄存款（Household Savings De-

posits，HSD）總額數據，來源于中國人民銀行網站（http：///）公布的金融機構人民幣信貸收支表每季度的最后一個月的的儲蓄存款額作為該季度的居民儲蓄數據。數據單位為億元。

另外，為使數據趨勢線性化，并消除數據中可能存在的異方差，分別對HSD、ADI、SF、BF、STM的數據進行自然對數變換，分別記為lnHSD、lnADI、lnSF、lnBF和lnSTM，其相應的一階差分序列記為DlnHSD、DlnADI、DlnSF、DlnBF和DlnSTM。最后，本文使用的計量工具為Eviews6.0。

三、實證分析

（一）單位根檢驗

為了避免非平穩(wěn)序列建立估計模型時可能會產生的“偽回歸”問題，首先使用ADF 檢驗對序列逐個進行單位根檢驗。由表1可知，除lnADI平穩(wěn)以外，其余序列均不平穩(wěn)，但所有數據的一階差分序列在5%的置信水平下平穩(wěn)，說明lnHSD、lnADI、lnSF、lnBF和lnSTM均為一階單整序列，即I（1）。

（二）協(xié)整檢驗

協(xié)整關系是指非平穩(wěn)經濟變量時間序列之間的線性組合存在著一個長期均衡的關系。協(xié)整檢驗主要有兩種方法：一種是基于回歸方程殘差序列進行ADF檢驗的EG兩步法協(xié)整檢驗，另一種是基于回歸系數的運用了極大似然法的Johanson協(xié)整檢驗。在確定各序列為一階單整以后，分別利用EG兩步法和Johanson協(xié)整對進行協(xié)整檢驗。

首先用EG兩步法對lnHSD、lnADI、lnSF、lnBF和lnSTM進行協(xié)整檢驗。運用OLS法對數據進行回歸后對其殘差進行平穩(wěn)性檢驗（見表2）。由表2可知，殘差在5%的置信度水平下是平穩(wěn)的，所以lnHSD、lnADI、lnSF、lnBF和lnSTM之間存在整關系。由此得出的它們之間的的長期趨勢是：

再運用Johansen協(xié)整檢驗對序列進行協(xié)整檢驗（見表3）。由表3的Trace統(tǒng)計量和Max-Eigen統(tǒng)計量可知lnHSD、lnADI、lnSF、lnBF和lnSTM之間存3個協(xié)整向量，序列之間存協(xié)整關系。由此得出它們之間的協(xié)整方程是：

（三）誤差修正模型（ECM）

根據以上的分析，變量lnHSD、lnADI、lnSF、lnBF和lnSTM都是一階單整序列，且存在協(xié)整關系。但是當受到外部沖擊的時候它們可能會暫時偏離均衡水平，隨著時間的推移會得到調整。所以，建立誤差修正模型進行分析，這里采用滯后一階的形式，并用ECM表示協(xié)整方程中的殘差作為非均衡誤差項。

由（式1）估計誤差修正序列為：

四、主要結論

第一，由協(xié)整方程式1和式2可知，2004年第3季度至2012年第3季度我國股權投資、股票交易、債券投資和人均可支配收入與居民儲蓄之間存在著長期的均衡關系。而且由估計結果可知，居民人均可支配收入對居民儲蓄有著較強的長期彈性，彈性系數為0.9559（式1）和1.1239（式2）。這與我國居民傳統(tǒng)的儲蓄習慣相符合。當可支配收入增加時，居民會拿出一部分作為儲蓄，這個新增加的儲蓄部分的金額與新增消費的金額的比例是固定的，而這個比例取決于個人的消費和儲蓄替代效應和偏好，居民不會因為可支配收入增加而過度增加消費，減少儲蓄。與其他變量的系數的絕對值相比，人均可支配收入的絕對值最大，表明人均可支配收入變化是居民儲蓄變化的最主要原因，陳詩詩（2008）認為影響居民儲蓄增長的主要因素是收人水平及其自身的慣性[1]。股權投資的彈性在式1和式2中均非常小，比0.03稍多一點，而且從t統(tǒng)計量來看該變量的系數不顯著，可以為0，這說明上市公司發(fā)行股票籌資對居民吸引力可以忽略不計，居民并不愿意選擇在上市公司發(fā)行股票時從銀行中取出儲蓄或減少儲蓄并用這部分錢購買IPO的新股或者為再融資而發(fā)行的股票。鑒于在我國股市中大部分居民投資者在IPO和股票再融資的投資以遭受損失的現實狀況，上市公司發(fā)行股票對居民投資者的吸引力極小是可以理解的，居民寧愿將新增的收入存入銀行獲取固定的無風險收益也不愿冒險投資于新發(fā)行的股票。如果要改變這一狀況，需要有更好的市場環(huán)境來保護居民投資者的權益。債券投資對居民儲蓄的彈性系數為0.177（式1）和0.1189（式2），債券投資對儲蓄的增加的有一定的正向的作用，存在財富效應，這表明我國居民除了儲蓄投資以外，還會選擇從事收益相對儲蓄高一些的債券投資，而從債券投資的對象看主要是對風險相對小、發(fā)行數額較大的國債的投資，對債券的投資能增加居民的財富，推動居民儲蓄的增加。因此，“大多數人對相對安全、利息收入又高于銀行儲蓄存款的投資工具存在巨大需求”[2]。但相比可支配收入增加的影響而言是比較小的，可支配收入增加是儲蓄增加的主要因素。與新股發(fā)行對應的股票二級交易市場的繁榮程度對居民儲蓄的系數為-0.2487（式1）和-0.2849（式2），系數絕對值較大且t統(tǒng)計量顯著，表明股票二級交易市場對居民的吸引力是顯著的，且對儲蓄存款的影響遠遠大于新股發(fā)行產生的影響，同時也大于債券的影響力。這說明在諸多投資方式中，“股票收益率對儲蓄存款需求的影響是主導性的”[3]。二級交易市場的繁榮程度對居民儲蓄的系數是負值，這符合預期，即當股市繁榮時居民會減少當期的儲蓄甚至不儲蓄并取出存款用于股票的投機，試圖獲取相對儲蓄投資和債券投資的超高收益，造成居民儲蓄的減少；而當股市低迷的時候，居民為了避免損失，避開風險，會主動從股市撤資，并重新存入銀行，使儲蓄存款增加。李麗（2009）在研究股市波動對居民儲蓄存款的影響時也認為“股市活躍，股市成交額大，吸引居民更多地投資股票，居民可能會將其銀行存款轉移到股市購買股票，數額足夠大的話就會引起居民儲蓄存款的減少，因此，股市成交額與居民儲蓄應該是負相關關系”[4]，與本文結論一致。這反映出我國居民對風險的厭惡和對財富的渴望，而風險和收益是對立統(tǒng)一的，一定程度的風險對應一定的收益，不存在低風險的高收益。由此可見，我國居民對投資的認識水平不夠高，以及我國投資品種不多、風險較大、居民投資路徑太窄，居民投資者難以通過按照自己的投資風險偏好獲取理想的收益。

第二，由誤差修正模型式3和式4中新股發(fā)行投資的系數非常小且t統(tǒng)計量仍不顯著可以認定，無論從長期還是短期來看，新股的發(fā)行對居民的吸引力非常小，對居民儲蓄的的影響微乎其微。調整后的誤差修正模型的誤差修正項ECM的系數為-0.2328（式5）和-0.3065（式6），系數為負值表明該誤差修正項具有反向修正機制，說明居民儲蓄變動受到協(xié)整方程的約束，短期波動對長期均衡關系的偏離會在下一期得到力度為-0.2328（式5）和-0.3065（式6）的反向修正，將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)，從而保證了股票、債券投資和可支配收入與居民儲蓄的關系不會明顯偏離均衡狀態(tài)。從調整后的誤差修正模型可看出，短期居民可支配收入的增加和債券投資的增加將引起居民儲蓄的同方向變化。短期居民可支配收入的增長 1%，居民儲蓄存款相應增加0.2507%（式4）和0.2865%（式6），影響變動不大；短期債券投資的增加1%，居民儲蓄存款相應增加0.027%（式4）和0.0216%（式6），影響變動較小，可能是由于債券的獲取收益的時滯性使得債券投資在短期內對居民儲蓄存款變化的影響不明顯。而在長期協(xié)整方程中會引起居民儲蓄反方向變動的二級證券交易市場的繁榮程度在短期內依然起到反向作用，彈性為-0.0404（式4）和-0.041（式6），彈性較小，彈性絕對值雖然稍大于債券投資對儲蓄存款的彈性，但遠小于居民可支配收入對居民存款儲蓄的彈性，可見短期內股市的繁榮與否并不影響居民的儲蓄傾向，反映出居民對于股市繁榮持久性的不信任和懷疑以及對風險的厭惡。“儲蓄存款對股市收益率變動的敏感性較大，對股市收益風險的敏感性較低，消費者為回避股票收益下降的風險，增加貨幣需求”，使得儲蓄增加。

參考文獻：

[1]陳詩詩.我國居民儲蓄函數的實證研究基于1995―2007年季度數據的計量分析[J].世界經濟情況，2008（10）.

[2]袁志剛，馮俊.居民儲蓄與投資選擇：金融資產發(fā)展的含義[J].數量經濟技術經濟研究，2005（1）.

第2篇

    1、它們所反映的關系不同。股票反映的是所有權關系,債券反映的是債權、債務關系,而基金放映的則是基金投資者和基金管理人之間的一種委托關系。

    2、它們所籌資金的投向不同。股票和債券是融資工具籌集的資金主要是投向實業(yè),而基金主要是投向其他有價證券等金融工具。

    3、它們的風險水平不同。股票的直接收益取決于發(fā)行公司的經營效益,不確定性強,投資于股票有較大的風險。債券的直接收益取決于債券利率,而債券利率一般是事先確定的,投資風險較小。投資基金主要投資于有價證券,而且其投資選擇相當靈活多樣,從而使基金的收益有可能高于債券,投資風險又可能小于股票。

第3篇

在股票基金大行其道的當下，債券基金的崛起，具有非常堅實的基礎和背景。我們認為，一方面由于前期股票市場大幅調整，投資者風險意識提升，部分追求高收益的投資者逐步回歸理性投資，重新青睞固定收益類產品。另一方面，在經歷了2006年以來持續(xù)的債券熊市后，目前債券收益率具有相當的吸引力，而且在預期未來央行加息空間非常有限的情況下，債市也是觸底反彈。股票市場的低迷，和債券市場的反彈，使得債券基金的近3個月的表現明顯好于偏股型基金和大盤走勢。

一、債券基金類型分析

目前市場上的債券基金分為3大類：

1. 打新股＋債券，這是目前市場上最為火爆的債券基金品種。該類基金80%以上倉位投資債券，另外還參加一級市場新股申購，權益類資產的最高比例不超過20%.根據我們的測算，2007年一年打新股的累計收益可以達到20%，這將給債券型基金提供4%的收益，而如果再考慮可轉債帶來的10%的收益，加上2007年債券投資收益比較低的客觀環(huán)境因素，那么基金累計的收益率也可能達到19%左右。盡管這個收益率和同時期股票基金的收益率相比并沒有很大的優(yōu)勢，但在2007年輝煌業(yè)績的前提下，債券型基金的吸引力也就體現了出來。

2.可以在二級市場買賣股票＋債券。此類債券基金，股票的比例一般超過20%，但低于50%，主要資產還是投資于債券，而且該類基金可以從二級市場買賣股票。這類基金更類似于混和型基金，由于股票倉位較大，股票的波動對其的影響也比較明顯，從前幾個季度的數據看，此類債券基金的凈值增長率波動較大。由于近期股票市場下跌，該類基金近期凈值的表現不如第一類基金。

3.純債券基金，完全投資于債券市場，債券的風險比較小，但收益率也不高。過去的幾個季度，由于債券市場的持續(xù)低迷，使得此類基金的規(guī)模逐步萎縮，目前市場上存量的此類基金也紛紛轉型為可以打新股的債券基金。

二、債券基金仍是熱點

我們認為債券基金將繼續(xù)成為市場的熱點。從債券市場未來的走勢分析，由于美國次級債風波愈演愈烈，美國經濟的下滑必然導致中國的出口回落，并影響到中國的經濟有所減速，而與此同時通貨膨脹壓力持續(xù)上漲，使得本輪加息周期在上半年到頂。經濟減速和加息周期到頂，再加上2008年人民幣升值速度加快和名義有效匯率的上升將有助于國內通貨膨脹壓力的緩解。從產品上，隨著公司債和企業(yè)債規(guī)模的擴大，高收益率的投資品種也不斷涌現，債券市場將迎來非常好的投資機會。另外，我們認為隨著大家對經濟下滑的擔憂，企業(yè)盈利能力很難持續(xù)維持這么高的增長，股票市場的波動將明顯加大，但新股發(fā)行制度短期內還很難改變，二級市場的上市溢價短期內依然存在，因而今年打新的收益將依然可觀。綜合考慮，我們認為債券基金的收益較高，風險不大的特點短期內不會改變。

三、謹慎投資

當然，投資債券基金也需要注意下面幾個方面：

1.債券基金收益的大部分來自于新股發(fā)行的收益。一般債券基金如果是網下申購的股票，要持有3個月之后才可以賣出。如果是網上申購的股票，則可以上市當天賣出，因而新股發(fā)行的收益率和基金公司賣出股票的時點有很大的關系，這是投資者需要注意的地方。

2.投資債券基金之前，需要對其大類資產有清楚的了解。股票倉位占多少比例，債券占多少比例。

3. 需要分析大類債券資產的配置比例。盡管大的環(huán)境都受到宏觀面的影響，國債、金融債和企業(yè)債在一個大的階段走勢不會出現明顯的背離，但短期內，仍有可能出現強弱之分。我們要明確大類債券資產的比例分布，然后結合當前的市場環(huán)境，區(qū)分出國債、金融債和企業(yè)債的相對走勢，并選擇相對走勢較好的品種的比例比較高的債券基金。