基于Johansen協(xié)整模型長期效應模擬理論銀行理財與儲蓄發(fā)展關(guān)系的實證檢驗

王輝

摘 要：以郵儲銀行聊城市分行轄內(nèi)自營網(wǎng)點月度理財和儲蓄發(fā)展數(shù)據(jù)為研究對象，以行內(nèi)2015年1月至2017年5月共29期儲蓄和理財保有量月凈增額為研究依據(jù)，以時間序列的數(shù)據(jù)為樣本，著重分析郵儲銀行聊城市分行儲蓄月凈增與理財保有量月凈增的發(fā)展關(guān)系。通過實證檢驗發(fā)現(xiàn)，同期月度理財保有量凈增額對同期月度儲蓄凈增額不存在顯著的長期效應，同期月度儲蓄凈增額對同期理財保有量凈增額有顯著的正向長期效應，滯后一期的月度理財保有量對當期月度儲蓄凈增額存在顯著的正向長期效應。

關(guān)鍵詞：儲蓄;理財;影響;實證檢驗

中圖分類號：F830? ? ? ? 文獻標志碼：A? ? ? 文章編號：1673-291X（2019）04-0095-02

引言

隨著各家銀行理財產(chǎn)品的不斷推出，資金流向不斷從儲蓄轉(zhuǎn)向理財產(chǎn)品，存款理財化趨勢日漸明顯。那么，儲蓄和理財?shù)年P(guān)系是否像公眾認為的那樣是此消彼長的關(guān)系，還是相得益彰、相輔相成的關(guān)系呢。如果有影響關(guān)系，效應方向是什么、系數(shù)有多大呢。接下來，本文將以郵儲銀行聊城市分行轄內(nèi)自營網(wǎng)點儲蓄和理財為研究對象，利用國際先進的計量軟件Stata10.0做檢驗工具，運用協(xié)整模型a長期效應來估計這一影響的長期效果。

一、模型的建立

1.變量的選取。本文的研究目的是理財與儲蓄直接的相互影響，因此，計量模型中的被解釋變量分別為儲蓄月凈增額和理財保有量月凈增額，分別記為sav和fina。解釋變量分別為fina和szv。分析fina與sav 的影響關(guān)系如下：

其中，а是Coef.系數(shù)（自然條件下的原始數(shù)）;μ是離散變量，用于記錄不可解釋因素。

2.數(shù)據(jù)來源與處理。樣本數(shù)據(jù)為郵儲銀行聊城市分行的儲蓄和理財業(yè)務發(fā)展數(shù)據(jù)，且為了更真實地反映吸儲和理財銷售的關(guān)系，本文使用的是儲蓄業(yè)務的月度凈增額和理財業(yè)務保有量的凈增額，單位是萬元。

二、數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

大多數(shù)以時間序列為形式的經(jīng)濟變量具有時間趨勢，本文的數(shù)據(jù)也不例外。如果對非平穩(wěn)的數(shù)據(jù)序列直接進行回歸計算會產(chǎn)生“偽回歸”或“虛假回歸”。因此，本文在分析郵儲銀行聊城市分行儲蓄月凈增與理財保有量月凈增影響前，有必要確定數(shù)據(jù)序列的平穩(wěn)性，即單位根檢驗。本文采用Augmented Dickey—Fuller（ADF）檢驗來測量fina和sav的平穩(wěn)性，檢驗結(jié)果（見表1）。

三、協(xié)整方程

如果多個單位根變量之間由于某種經(jīng)濟因素而存在“長期均衡關(guān)系”，則有可能存在某種回歸。如果多個單位根序列擁有“共同的隨機趨勢”，則可以對這些變量做線性組合而消去此隨機趨勢。協(xié)整的主要思想是如果兩個或兩個以上的時間序列是非平穩(wěn)的，但它們的某種先行組合可以表現(xiàn)出平穩(wěn)性，或者在變量存在同階單整的條件下，那么這些變量之間就可能存在長期穩(wěn)定關(guān)系。判定一組同階單整變量間是否存在協(xié)整關(guān)系可以從理論上進行初級判定，這些變量要想有協(xié)整關(guān)系必須在理論上可能存在長期均衡關(guān)系;否則，進行協(xié)整分析將沒有意義。本文用Johansen的最大似然估計法來分析郵儲銀行聊城市分行儲蓄月凈增與理財保有量月凈增之間的協(xié)整關(guān)系。

1.尋找最優(yōu)滯后階。在進行ADF 檢驗時，如何確定滯后階數(shù)p是一個實際問題。ADF 檢驗的結(jié)果常常對滯后階數(shù)p很敏感。如果p太小，則擾動項可能存在自相關(guān)，使得檢驗出現(xiàn)偏差。另一方面，如果p太大，則會降低檢驗的“功效”。Schwert（1989）提出最大滯后階數(shù)的計算方法，也可以使用信息準則，比如AIC 或BIC。本文采用VARSOC進行檢驗，處理結(jié)果（如表2所示）。

其中，P值是檢驗顯著性的置信度，當P<0.1時，說明本次檢驗在10%的置信度水平上是顯著的;當P<0.05時，說明本次檢驗在5%的置信度水平上是顯著的;當P<0.01時，說明本次檢驗在1%的置信度水平上是顯著的，而且P值越小，顯著性水平越高，說明檢驗結(jié)果越好。與此對應的，方程后面的“*”表示本次檢驗在10%的置信度水平上是顯著的;“**”本次檢驗在5%的置信度水平上是顯著的;“***”本次檢驗在1%的置信度水平上是顯著的。

從式（1）、式（2）、式（3）中可以看出，第一，當期fina對當期sav的影響不明顯，也就是說，某一個月的儲蓄余額凈增不受理財保有量凈增的影響。第二，sav對fina有顯著的影響，而且是在最高級別的置信水平上的顯著。從影響因子可以看出從長期水平來看，sav每增加一個單位，當期fina增加3.48個單位。在沒有其他影響因素自然原始狀態(tài)下，郵儲銀行聊城市分行的儲蓄余額凈增是19 357.14。第三，滯后一期的理財保有量凈增額對當期儲蓄余額凈增具有顯著的影響，并且是反方向的影響。從影響因子可以看出從長期水平來看，滯后一期的fina每增加一個單位，當期sav減少19.26個單位。在沒有其他影響因素自然原始狀態(tài)下，郵儲銀行聊城市分行的理財保有量凈增額是-52 548.08，也就是在沒有儲蓄等影響因素下，理財是不存在的，社會不存在閑余資金用于理財。

四、總結(jié)及思考

1.對金融行業(yè)來說，理財類產(chǎn)品的發(fā)展是產(chǎn)業(yè)進步。理財品類多樣化、申贖操作智能化、持有期限靈活化、網(wǎng)點服務智能化等等變化對金融行業(yè)和人類歷史來說是重大的進步。理財產(chǎn)品的發(fā)展，有利于普惠金融;理財門檻越來越低，讓更多的老百姓成為理財大軍的一員。理財產(chǎn)品的發(fā)展，有利于理財產(chǎn)品收益“透明化”，促進理財回歸理性投資屬性。同時，隨著人民銀行、銀監(jiān)會等監(jiān)管機構(gòu)的統(tǒng)計評價，理財產(chǎn)品的質(zhì)量越來越明顯地擺在投資者面前，有利于客戶在不同銀行之間進行選擇。根據(jù)人民銀行公布的公告，2016年郵儲銀行理財收益率和到期兌付率均為100%，成為行業(yè)的典范。針對2018年上半年開始的理財產(chǎn)品凈值化轉(zhuǎn)型，也是理財產(chǎn)品的產(chǎn)業(yè)進步。傳統(tǒng)的預期收益型理財產(chǎn)品，對銀行形成剛性兌付壓力;倒逼銀行選擇風險較低的投資標的，進一步導致預期收益型產(chǎn)品的整體收益下滑，產(chǎn)品吸引力下降。發(fā)行凈值型產(chǎn)品可以緩解自身投資風險，提高產(chǎn)品差異化程度，豐富產(chǎn)品線。

2.對社會公眾來說，應該合理配比儲蓄和理財?！袄碡敺谴婵睢a(chǎn)品有風險、投資須謹慎”這句話已經(jīng)隨處可見，但是對于社會大眾來說未必能真正領(lǐng)會其中的含義。理財產(chǎn)品不同于儲蓄，因其投資方向的不同其收益的偏差風險不同。公眾應該根據(jù)自身的風險承受能力、風險偏好、期限要求等等，在儲蓄和理財之間分配所轄資金。在這里，可以寬泛地類比凱恩斯的貨幣需求理論;公眾留有充足的現(xiàn)金流后，富余的資金將有可能投資于理財產(chǎn)品。從投資者個人而言，如果拋開其他影響因素，因其可支配的資金總數(shù)是一定的，因此投資在儲蓄和理財上的金額存在此消彼長的關(guān)系。但是從社會公眾整體來說，不同個體可以選擇不同的銀行進行投資，因而對某一家銀行而言，儲蓄和理財之間不存在絕對的對立。正是因為每個投資者理性支配儲蓄和理財，才引導社會資金在儲蓄和理財之間進行流動。

3.對銀行機構(gòu)來說，應該正確處理儲蓄和理財?shù)慕?jīng)營關(guān)系。當下銀行負債總規(guī)模（吸儲能力）依然是考驗銀行綜合競爭力的重要項目;儲蓄和理財?shù)碾p重考核機制又為各銀行機構(gòu)增添了經(jīng)營決策難題。從本文的實證檢驗結(jié)論看出，第一，月度儲蓄凈增額正向影響同期月度理財保有量凈增。也就是說，確實有儲蓄資金流向了同期理財產(chǎn)品，但是流向理財?shù)馁Y金量只是儲蓄的一部分，理財產(chǎn)品的增長沒有影響儲蓄的正常增長。第二，月度理財保有量對同期儲蓄月凈增額沒有影響。也就是說，某月儲蓄負增長、理財正增長只是短期的、臨時的;從長期看同期儲蓄的下滑不能歸結(jié)為同期理財?shù)脑鲩L。第三，滯后一期的理財保有量月凈增對當期儲蓄月凈增有反向的影響?？梢岳斫鉃?，滯后一期的理財購買行為是一種既定事實，是一種已經(jīng)發(fā)生的行為。理財產(chǎn)品多數(shù)具有持有期限制，“凍結(jié)”了部分社會資金，導致當期儲蓄來源相對較少，當月儲蓄凈增下滑。銀行應該充分利用理財募集期的縫隙，實現(xiàn)客戶資金在儲蓄狀態(tài)的回歸。

參考文獻：

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