負利率下我國居民儲蓄敏感性探究

張 銳

（安徽財經大學 金融學院，安徽蚌埠233030）

負利率下我國居民儲蓄敏感性探究

張 銳

（安徽財經大學 金融學院，安徽蚌埠233030）

我國存在著低利率與高儲蓄并存的矛盾，通過對1990-2015年我國儲蓄余額、名義利率、通貨膨脹率、房地產平均價格和人口結構的數據做實證定量分析，探究我國實際負利率與高儲蓄矛盾并存的原因。研究得出實際利率與居民儲蓄存款數量呈反比關系，實際利率的下降會導致居民儲蓄存款數量的上升。在此基礎上，對我國負利率與高儲蓄率并存的外部原因和內部原因做出相關解釋，并針對我國國民經濟運行的影響，提出相關可行性改善建議，必須進一步深化我國利率市場化改革、健全我國金融市場體系和社會保障體系以及對房地產市場進行有效調控，才能消除因實際負利率和高儲蓄并存矛盾所造成的不利影響。

儲蓄存款；實際負利率；VAR模型；脈沖響應分析

1 引言

2015年8月我國人民銀行進行了一次降息，一年期存款基準利率降至1.75%，當月通貨膨脹率為2.0%，這意味著我國又一次進入“負利率”時代。于此同時，我國的高儲蓄現狀也不容忽視，截止到2015年年末，我國的居民人民幣儲蓄存款為52萬億元，比上年增長8.5%，新增4萬多億元，并有繼續強勢上升的趨勢。顯然我國的儲蓄和投資結構已然失衡。自20世紀90年代以來，無論是在面對通貨膨脹還是在面對經濟蕭條時，我國貨幣當局無一例外的使用利率政策工具來調節國內經濟的運行。從我國歷史經驗來看，居民儲蓄的利率敏感性較低。然而經驗判斷具有一定的局限性。

圖1 1990-2015年我國名義利率與通貨膨脹

因此，本文從以實證的方式，探究我國負利率與高儲蓄并存的原因。并根據我國實際國情提出有效性和針對性的建議，這對我國貨幣政策的實施具有重要的現實意義。

圖1是我國自1990-2015年名義利率與通貨膨脹的折線圖，圖2是1990-2015我國城鄉居民人民幣儲蓄存款余額的折線圖。

圖2 1990-2015我國城鄉居民人民幣儲蓄存款余額（億元）

2 文獻綜述

關于實際利率和我國儲蓄關系的研究有很多，Fry[1]通過研究認為，亞洲一部分國家的儲蓄對利率具有相當強的敏感性，兩者之間存在著一定的正向關系；張文中、田源[2]對1954-1987實際利率、通貨膨脹和儲蓄量做實證分析認為短期的實際負利率情況下不影響儲蓄的增長，但是長期的實際負利率會對居民儲蓄產生正向的影響。

Bandiera、Caprio和Honohan[3]的觀點則完全不同，他們通過利用主成份分析法，以8個發展中國家25年的指標作為時間序列，對這些國家的個人儲蓄進行計量分析研究，將儲蓄的利率彈性作為其中一個主要參數，然而實證結果并沒有發現利率和儲蓄之間存在有正的影響的證據；李茂[4]基于古典經濟學和現代經濟學關于利率和儲蓄關系的理論，在對1978-2011年的時間序列進行定性分析之上結合格蘭杰因果檢驗和最小二乘法回歸定量分析得出我國居民儲蓄增長率和實際利率變動方向相反。

也有部分學者認為實際利率對居民儲蓄的影響不顯著，李焰[5]和黃賓[6]通過對1978-1998年我國城鄉居民儲蓄數據的實證，由計量回歸研究表明利率對儲蓄率的影響不確定，從實際利率來看，有不顯著的正效應，認為我國居民的儲蓄的利率彈性很低，但是從名義利率來看兩者產生了分歧，前者認為居民儲蓄存款余額與名義利率呈微弱負效應而后者認為無相關性；魏靜、朱俊杰[7]利用EG兩步檢驗法，選取1991-2012年間的相關變量數據實證考察了居民儲蓄對利率的敏感性，認為居民儲蓄對名義利率存在微弱的敏感性，但長期不顯著，實際利率對居民儲蓄變動存在不顯著負影響且彈性系數小于名義利率，但是實際利率對居民儲蓄存在顯著1期時滯效應。

還有別的學者從其他角度分析了可能造成我國高儲蓄現狀的原因。Harbaugh[8]對諸多因素進行逐一的分析，認為文化因素、保險市場不發達、流動性約束、歷史因素、人口因素、生存性消費和習慣性堅持都是我國高儲蓄的影響因子；曹朝暉、康琳婕[9]對我國高儲蓄之謎進行研究解讀，認為“貨幣幻覺”即人們只重視名義價值而忽視了實際價值的一種心理錯覺是我國在實際負利率情況下，儲蓄量高居不下的原因；蘇基溶、廖進中[10]根據我國城鎮居民1980-2007年的數據，對生命周期動機、饋贈動機和預防性動機三類儲蓄動機進行實證分析，認為生命周期儲蓄動機是解釋我國高儲蓄率的重要因素，但隨著居民面臨的不確定性因素增加，我國城鎮居民的預防性儲蓄動機也會相應增加；李軍、張丹萍[11]的研究表明，國民儲蓄率與生產者決定的儲蓄需求有很大的關系，研究我國儲蓄的問題需要考慮生產者行為的因素，此外，非勞動年齡人口比重持續上升的人口結構是導致我國長期存在高儲蓄現狀的一個關鍵因素；平海龍[12]在Harbaugh的研究基礎上通過對我國實際負利率與高儲蓄現象的研究分析得出了未來保障不確定性的增加、證券價格的走低、投資渠道的匱乏和理財習慣的影響是我國實際負利率與高儲蓄并存的原因。

國內外學者針對我國實際利率和居民儲蓄之間的關系有著不同的見解，對于我國高儲蓄的原因除了利率之外，還有其他的觀點。綜上，本文通過結合前人的研究分析，認為實際利率與儲蓄呈負相關，實際利率的下降甚至為負確實是造成我國儲蓄額高居不下的主要原因之一，同時除了實際利率的影響之外，社會保障體系的不健全、人口老齡化、文化因素和金融市場不健全等也是我國高儲蓄的影響因素。

3 模型設定、修改及數據選擇

3.1 模型設定

由于儲蓄不僅受利率的影響，還和通貨膨脹、國民收入、房地產價格、人口結構有著一定的關系。因此在模型設定中，除了儲蓄與利率外，還加入通貨膨脹、國民收入、房地產價格和人口結構這四個變量。本文采用如下的K階向量自回歸模型，以便于檢驗模型中各個變量長期之間是否存在穩定的關系。

式中，Yt=（CX，IR，CPI，HP，PS）-1

CX表示居民儲蓄存款余額，其值等于城鄉居民人民幣儲蓄存款年底余額，以IR表示名義利率，儲蓄利率統一用央行發布的一年期存款基準利率，因為一年期存款基準利率是直接受央行控制的用以調節我國國民經濟的重要手段，其他期限的存款利率都是根據一年期存款利率派生而來的；CPI表示通貨膨脹率，能更真實地反映實際當中居民儲蓄存款的利率敏感性情況；HP表示房地產價格，考慮到居民為應對房價上漲而儲蓄的心理，能反映居民的預防性儲蓄；PS表示人口結構。A1，…Ak是5×5矩陣，et表示白噪聲。

3.2 模型修改

考慮到選取變量過多，矩陣較為龐大，現對上述模型進行修改，本文主要研究實際利率與儲蓄之間的關系，現由r=i-p名義利率IR和通貨膨脹率CPI可得到實際利率ER，人口結構作為變量不好進行數據處理，為方便定量實證分析，用老年撫養比ODR代替人口結構PS，由于儲蓄余額是一個累計值，不能很好的反映年度儲蓄額，因此通過儲蓄余額計算出1990-2015年每年儲蓄的增加額即為城鄉居民年度儲蓄額（年度儲蓄額=當年儲蓄余額-上年儲蓄余額），記為S。修改后模型如下：

式中，Yt=（S，ER，HP，ODR）-1A1，…Ak是4×4矩陣，et表示白噪聲。

3.3 數據選擇

為了全面探究自20世紀90年代以來，我國儲蓄與實際利率及其他變量之間的關系，本文收集了1990年-2015年我國城鄉居民人民幣儲蓄余額、名義利率、通貨膨脹率、房地產價格、老年撫養比的年度數據，這些數據主要來源于中國人民銀行網站和國家統計局網站公布的《中國統計年鑒》。

4 實證檢驗與分析

考慮到儲蓄和房地產價格數據較大，數據處理時可能效果不佳，為了得到我國儲蓄、實際利率、房地產價格和老年撫養比之間更準確的關系，現對儲蓄和房地產價格取對數處理，分別記為lnS，lnHP。

4.1 單位根檢驗

為了避免“偽回歸”以及部分無意義回歸問題的發生，使用Eviews 6對數據的時間序列進行ADF平穩性檢驗，分別得到原始數據和一階差分的檢驗結果，所有的平穩性檢驗都采用有常數項和時間趨勢項的形式，符號△表示一階差分運算，ADF檢驗結果見表1。

表1 ADF單位根檢驗（1990～2015）

從表1可以看出在1990-2015年間，時間序列lnS、ER、lnHP、ODR在顯著性水平為5%時的臨界值皆小于ADF統計量，因此這些時間序列都是非平穩序列，但是經過一階差分運算以后，△lnS、△ER、△lnHP、△ODR在5%置信條件下的臨界值都大于ADF統計量，說明經過一階差分運算后的序列是平穩序列，且可以判斷序列lnS、ER、lnHP、ODR是一階單整序列，符合協整分析的前提。

4.2 協整檢驗

為了更好的分析VAR模型中多個變量的協整關系，本文采用Johanse協整檢驗法對△lnS、△ER、△lnHP、△ODR之間的協整關系進行檢驗。由于Johanse協整檢驗法對滯后階數的選擇非常敏感，本文采取赤池信息準則AIC和施瓦茨準則SC最小原則對滯后階數進行選擇，在AIC和SC的最小值對應不同階數時以*號最多的階數確定滯后階數。滯后階數選擇見表2。

由表2可知，AIC的最小值-15.3132和SC的最小值-14.9289對應不同的滯后期，因此我們以*號最多的階數確定滯后階數，得到最佳滯后階數p取1。并進行Johanse協整檢驗結果見表3。

表2 滯后階數選擇

表3 △lnS、△ER、△lnHP、△ODR的Johanse協整檢驗（1990～2015）

對于表3，跡統計量的值皆大于5%置信水平下的臨界值，因此拒絕原假設（不存在協整關系），由上表可知，△lnS、△ER、△lnHP、△ODR之間在5%置信水平下存在4個協整關系。故儲蓄、實際利率、房地產均價和老年撫養比存在著長期的協整關系。

綜上所述，△lnS、△ER、△lnHP、△ODR可通過平穩性檢驗和協整檢驗，符合建立VAR模型的前提。

4.3 VAR模型估計

為了進一步探究我國實際負利率與高儲蓄矛盾并存的原因，我們利用上文建立的K階向量自回歸模型，由上文可知，最佳滯后階數p=1,據此建立△lnS、△ER、△lnHP、△ODR的VAR模型，具體模型如下：

其中C1、C2、C3、C4表示模型中的常數項，A1、A2、A3、A4表示1ⅹ4的行向量，β1t、β2t、β3t、β4t表示誤差項，下面對該模型進行參數估計，結果如下

F檢驗可得F=（3.106606，2.733436，3.812263，1.127382）

根據本文研究的目的，現對VAR模型第一個估計式進行分析：

△lnSt=0.183-0.284△lnSt-1-4.746△ERt-1+1.103△lnHPt-1-60.547△ODRt-1

F檢驗值為F=3.106606＞2.840，因此在5%的置信水平下，該方程可通過F檢驗。

由此可以看出，我國儲蓄與其滯后一期、實際利率和老年撫養比呈反比，與房地產均價呈正比。其中儲蓄受其滯后一期影響較小，受實際利率、房地產價格和老年撫養比的影響較大。

4.4 脈沖響應分析

在實際應用中，因為VAR模型是一種非理論性的模型，往往不分析一個變量變化對另一個變量影響如何，而是通過脈沖響應分析隨機擾動項一個標準差的沖擊對內生變量的影響，即考慮擾動項的影響如何傳播到各個變量。

對于建立的VAR模型，必須驗證AR根的穩定性來確保脈沖響應分析的有效性。檢驗結果如圖3：

圖3 AR根單位圓檢驗

由圖3可知，所有的特征根都位于單位圓內，據此可以對VAR模型做脈沖響應分析，出于本文研究的目的，現考慮以實際利率，房地產均價和老年撫養比作為擾動項對我國儲蓄進行沖擊，脈沖響應如圖2-圖5。其中，橫軸表示沖擊作用的時間，縱坐標表示各變量的變化強度，實線代表著脈沖響應函數，表示一個內生變量對另一個內生變量的沖擊反應，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。

圖4 我國儲蓄的沖擊反應曲線

圖5 實際利率的沖擊反應曲線

圖6 房地產均價的沖擊反應曲線

圖7 老年撫養比的沖擊反應曲線

由圖4可知，在第1期給自身一個標準差的沖擊后，儲蓄自身受到了猛烈的反向沖擊，在第2期達到反向的峰值，隨后開始回落，從第3期到第6期沖擊對儲蓄保持著正向穩定的態勢，最終慢慢減弱在第6期恢復到原來的水平，這說明儲蓄對于來自自身沖擊的即刻效應很大，最初有著較明顯的反向作用，隨后保持較小的正向影響趨于穩定，這意味著我國儲蓄在長期來看具有穩定性發展的特征。

從圖5來看，在第1期給實際利率一個沖擊以后，儲蓄的反向效應十分顯著，這種顯著的反向效應將持續到第2期時達到峰值，約-13%，直到第4期，沖擊的反向效應逐漸減弱，從第4期到第8期，實際利率的沖擊對儲蓄有著較小的負影響，最終趨于穩定回到原始水平。這說明實際利率對我國儲蓄有著反向的影響作用，且短期影響效果明顯，長期影響逐漸減弱。由經典經濟學理論可知，利率的上升會產生替代效應和收入效應，替代效應導致人民為了獲得更大的收益而增加儲蓄，而收入效應導致人民認為利率的上升導致未來收益的上升，從而增加當期的消費而減少儲蓄。而由圖5可判斷短期內收入效應大于替代效應，隨后替代效應逐漸增大開始逐漸抵消收入效應。從上述分析也解釋了為何我國在實際利率降低甚至在負利率的情況下，儲蓄反而增加這一矛盾并存的原因。

由圖6，這意味著房地產價格對我國儲蓄始終有著正向的影響，但是影響效果低于實際利率，短期影響較大，中期影響較小，在長期趨于穩定。這可以從房價上漲后所帶來的約束效應和財富效應來解釋，當房價上漲，對中低收入的無房者會產生約束效應，從而導致減少消費增加儲蓄，但是對于高收入的有房者這將產生財富效應，這一部分人會減少儲蓄用以消費，從圖6來看，短期內約束效應占據主導影響，隨后財富效應逐漸抵消約束效應，但是從整體來看，在我國房價上漲所產生的約束效應占主導地位，畢竟中低收入的無房者在我國占大多數。

圖7表明老年撫養比最初對儲蓄有著負向影響，隨后對儲蓄有著正向的影響。解釋起來就是隨著老年撫養比越來越大，老年人口也越來越大，而老年人口收入降低，以消費為主，導致我國儲蓄的下降，但是由于老年人口數量的增長，一方面人們會產生預防性儲蓄動機來應對今后的養老問題，另一方面會加重子女的負擔，從而約束了消費增加了儲蓄。

5 結論與建議

本文利用VAR模型和脈沖響應考察了1990-2015年我國儲蓄變化的影響因素，實證分析了實際利率等變量對我國儲蓄的影響，從而推斷出我國實際負利率與高儲蓄矛盾并存的現實原因，通過前文的分析得到具體如下結論：

第一，實際利率與儲蓄的負相關關系顯著存在，實際利率的變動會給儲蓄帶來相反趨勢的變動，實際利率增加則儲蓄降低，反之亦然。我國房價的增長和儲蓄顯著正相關，表明我國房價的上漲確實促進了儲蓄的增加，但是影響程度不如實際利率。以老年撫養比來分析我國人口老齡化對于儲蓄的影響得出我國的老年撫養比與儲蓄存在先負后正的影響關系，正向的影響恰恰說明了我國社會保障體系的不健全，當前醫療和養老保障的不健全，促使家庭增加儲蓄。

第二，除了上述的影響因素之外，對我國儲蓄的影響的現實因素有很多，比如傳統文化的影響，我國由于歷史原因深受儒家思想和老莊之道的影響，提倡節儉，思想觀念以保守居多，人們多為中庸保守型投資者，儲蓄則是最穩定的收益方式導致我國居民偏好儲蓄；比如我國資本市場不健全，多層次的資本市場結構沒有成型，金融產品結構也比較單一，投資風險較大，導致人們更愿意將資金存入銀行而不是投入資本市場；再比如收入也是儲蓄的影響因素，由貨幣三大動機：預防動機、儲蓄動機和投機動機可知，居民可支配收入的增加會增加人們的儲蓄動機。

總結來說，盡管我國高儲蓄的成因非常復雜，但是實際利率確實是我國高儲蓄的重要影響因素之一，于此同時，我國房地產市場的火熱、社會保障體系的不健全和傳統文化的影響等也是我國實際負利率與高儲蓄矛盾并存的原因。然而實際負利率與高儲蓄并存的狀態對我國國民經濟的發展有著不利的影響。基于此，本文提出如下建議：

第一，進一步深化我國利率市場化改革。利率市場化改革進入新階段，應進一步深化改革，發揮好金融機構、自律機制、央行三道“防線”的作用，督促金融機構提高自主定價能力，以市場供求關系為依據決定利率的高低，逐步完善央行利率調控機制，疏通利率傳導渠道，提高央行引導和調控市場利率的有效性，從而進一步健全市場化利率形成和調控機制。

第二，建立健全我國社會保障體系和金融體系。健全我國社會保障體系最主要的就是完善醫療保險和養老保險制度，政府應加大對公共衛生、教育、失業、養老和住房等方面經費的投入，提高我國老百姓的保障程度，從而降低家庭為了應對退休需求、收入波動和個人健康方面的沖擊而產生的預防性儲蓄。金融體系建設方面，應結合我國經濟“新常態”的特性，健全多層次、多元化、互補型和富有彈性的金融市場體系；通過金融機構改革，完善結構合理、競爭力強、治理良好、充滿活力和創造力的金融機構體系；健全金融基礎設施，擴寬老百姓的投資渠道，建立更加有保障的國家安全網，切實有效防范金融風險，構建符合現代金融特色、統籌協調、有力有效的金融監管框架。

第三，對房地產市場實施有效的調控。政府應綜合運用金融、土地、財稅、投資、立法等手段，加快研究并建立符合國情、適應市場規律的基礎性制度和長效機制，既抑制房地產泡沫，又防止大起大落。對房地產市場實施針對性和有效性的調控措施。

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[責任編輯：余義兵]

F820

A

1674-1102(2017)04-0061-05

10.13420/j.cnki.jczu.2017.04.014

2017-04-23

安徽財經大學研究生科研創新基金（ACYC2016075）

張銳（1994-），男，安徽池州人，安徽財經大學金融學院碩士研究生，研究方向為貨幣金融學。