我國(guó)股票市場(chǎng)與居民儲(chǔ)蓄余額的相關(guān)性研究

肖攀 文國(guó)麗

摘 要：自20世紀(jì)80年代初以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)迅速。人們自己的儲(chǔ)蓄余額和證券投資也增加了。一些專家和學(xué)者提出了相互關(guān)聯(lián)的經(jīng)濟(jì)理論，但缺乏研究的事實(shí)數(shù)據(jù)。所以本文通過(guò)對(duì)樣本區(qū)間1996年至2017年的家庭儲(chǔ)蓄余額（代替居民儲(chǔ)蓄）與滬深股市交易額（代替股票市場(chǎng)）的月度數(shù)據(jù)建立VAR模型進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，對(duì)兩者之間的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行嘗試分析。由模擬建模結(jié)果得出，在1996年至2017年時(shí)間段內(nèi)兩者之間存在負(fù)相關(guān)性

關(guān)鍵詞：家庭儲(chǔ)蓄 股市交易總額 VAR模型

中圖分類(lèi)號(hào)：F123.7 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1672-3791（2018）10（c）-0-02

當(dāng)前我國(guó)股票市場(chǎng)的發(fā)展已經(jīng)成熟。另一個(gè)方面，關(guān)于我國(guó)城鄉(xiāng)居民的儲(chǔ)蓄額度增長(zhǎng)很快，儲(chǔ)蓄存款的橫向和縱向規(guī)模也在逐漸壯大。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局不完全統(tǒng)計(jì)，2016年底，A股總市值規(guī)模達(dá)到50.62萬(wàn)億元，我國(guó)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄余額達(dá)150.42萬(wàn)億。兩者的增速步調(diào)確不一致并且是基于同時(shí)期研究的。所以究竟兩者的發(fā)展規(guī)模是否具有相關(guān)性呢？ 下文將給出于已構(gòu)建VAR模型為基礎(chǔ)的相關(guān)明確性答案。

1 理論基礎(chǔ)與計(jì)量方法

本文對(duì)兩者之間的相互關(guān)系進(jìn)行了就實(shí)證分析，主要工具為1980年司馬斯學(xué)者提出的VAR模型。

ADF檢驗(yàn)是檢驗(yàn)時(shí)間序列是否平穩(wěn)的方法。而進(jìn)行格蘭杰因果（Granger）關(guān)系檢驗(yàn)的一個(gè)最重要的前提條件：時(shí)間序列必須具有平穩(wěn)性。

本文使用的1996年至2017年的數(shù)據(jù)分為兩類(lèi)，一類(lèi)是家庭儲(chǔ)蓄余額（LSA，億元人民幣），它來(lái)自中國(guó)人民銀行統(tǒng)計(jì)年鑒。另一類(lèi)是滬深股市的總交易量（LTR，億元人民幣），來(lái)自中國(guó)經(jīng)濟(jì)貿(mào)易網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)，數(shù)據(jù)采用傳統(tǒng)方法進(jìn)行季節(jié)性調(diào)整。為了達(dá)到減少數(shù)據(jù)波動(dòng)的目的，數(shù)學(xué)處理兩組數(shù)據(jù)用于對(duì)數(shù)，最后將新序列記錄為L(zhǎng)SA和LTR。本文獲得相關(guān)的過(guò)程和結(jié)果由Eviews 6.0軟件處理。

2 模型建立與變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

VAR模型實(shí)質(zhì)是建立在考察多個(gè)變量之間的非靜態(tài)互動(dòng)關(guān)系之上的。下面設(shè)VAR（P）模型的表達(dá)式為：

Yt=β+A1Yt-1+A2Yt-2+…+ApYt-p+St （1）

其中，yt是由2個(gè)內(nèi)生變量組成的向量，yt=（LASt，LTRt）接著對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平滑處理，LAS代表居民儲(chǔ)蓄余額的log值，LTR代表滬深股市交易總額的log值。A1，A1，...Ap是參數(shù)矩陣，滯后階數(shù)是p，隨機(jī)擾動(dòng)向量為St。

對(duì)LSA和LTR序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，LSA和LTR的p值分別為0.0257和0.0003。均有平穩(wěn)性。在滿足平穩(wěn)性要求后，建立VAR模型，根據(jù)AIC和SC信息準(zhǔn)則確定其滯后階數(shù)p。本文通過(guò)比較現(xiàn)，最優(yōu)滯后階數(shù)為3階。即建立VAR（3）模型。

3 格蘭杰（Granger）因果檢驗(yàn)

從表1中可以看出，1996年至2017年這段時(shí)間范圍內(nèi)，LTR與LSA的Granger的可能概率分別為0.0444和0.0008，所以證明其之間互為Granger原因。這說(shuō)明居民儲(chǔ)蓄市場(chǎng)與股票交易市場(chǎng)之間的變動(dòng)關(guān)系存在相互影響。

4 脈沖響應(yīng)分析

LTR和LSA的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果見(jiàn)圖1和圖2。根據(jù)圖1的曲線走向，LSA（家庭儲(chǔ)蓄）對(duì)于LTR（股市交易總額）的沖擊有較明顯的反應(yīng)。影響是呈現(xiàn)出非正向的。并且從0期開(kāi)始，影響程度逐步增加，發(fā)展到20期后趨于穩(wěn)定。這驗(yàn)證了股市的分流效應(yīng)。圖2中，LTR（股市交易總額）對(duì)于LSA（居民儲(chǔ)蓄）的沖擊在短期內(nèi)有一個(gè)先負(fù)后正的轉(zhuǎn)變性影響，在第三期達(dá)到正向影響的高峰值，但是影響程度隨時(shí)間推移逐漸下行，慢慢降低，15期后趨近于零。

5 結(jié)語(yǔ)

綜上所述，根據(jù)1996年至2017年時(shí)間階段的時(shí)間序列數(shù)據(jù)分析，股市交易總額與城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄變動(dòng)之間有較高的負(fù)向相反相關(guān)性。股市交易市場(chǎng)總額的迅速增長(zhǎng)會(huì)對(duì)居民儲(chǔ)蓄余額規(guī)模的增長(zhǎng)產(chǎn)生一定程度的消極性影響，說(shuō)明我國(guó)股市市場(chǎng)確實(shí)具有造成我國(guó)家庭儲(chǔ)蓄存款分散引流的效應(yīng)。

參考文獻(xiàn)

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