银行存款利率上浮对存款影响的统计分析
商业银行作为以货币资金为经营对象的经济主体，其货币资金实力的大小直接决定了商业银行的经营规模、经营效益以及风险承受能力。而商业银行经营资金中自有资本占比很小，存款是其主要资金来源，储蓄存款以基数大，成本低，稳定性高等特点一直是商业银行最重要的资金来源。因此自商业银行创立以来，储蓄存款一直是商业银行的立行之本。本文对传统货币需求模型进行调整，运用Johansen 协整检验方法对储蓄与名义利率、实际利率之间的关系进行实证分析，并运用时差相关系数分析法对储蓄与利率之间的滞后关系进行分析。
根据凯恩斯的流动性偏好理论，居民储蓄受收入的影响较大，并不由利率直接决定。收入是居民消费和储蓄的源泉，消费和储蓄均随着收入的增加而增加，因此，在模型中引入可支配收入变量。基于货币需求模型，构建储蓄与利率之间的简单线性关系模型、对数线性模型及其变形形式：
（1）
（2）
（3）
其中，St、yt、Rt、rt分别表示居民储蓄水平、可支配收入水平、储蓄名义利率水平、储蓄实际利率水平，β0、β1、β2分别为待定参数。在式（1）中，参数β1表示边际储蓄倾向；在式（2）中，参数β1、β2分别代表居民储蓄的收入弹性和名义利率弹性。在式（1）、式（2）的基础上引入式（3），是因为引入实际利率后，当通货膨胀率高于名义利率时，实际利率为负数，取对数后统计模型没有意义。
本文收集了1995-2017年间的居民储蓄、城乡居民可支配收入、名义利率和通货膨胀率的年度数据。这些数据主要来自CSMAR数据库和《中国统计年鉴》。
1.居民储蓄
居民储蓄分为广义的居民储蓄和狭义的居民储蓄。由于广义居民储蓄中， 城乡居民手中持有的现金不好统计，本文选取狭义的居民储蓄，即城乡居民暂时闲置或者结余的存入银行或者信用社等金融机构的储蓄存款；此外，居民储蓄存款年底余额总是呈现一种上涨趋势，这样不便于考查储蓄与利率之间的关系，但居民储蓄存款的相对年增加额则呈现出不规则变动，因此，本文选用居民储蓄年增加额的变化衡量居民储蓄的变动。
2.城乡居民可支配收入
由于无法直接获得城乡居民可支配收入，但从《中国统计年鉴》中可获得城镇居民人均可支配收入和城镇居民人口数、乡村居民可支配收入和乡村居民人口数的数据，通过相关计算可得城乡居民可支配收入。
3.储蓄利率
为了分析的需要，本文采用一年期存款基准利率水平表示名义利率，利用公式（4），可求得实际利率。
（4）
其中，Rt表示名义利率，πt表示通货膨胀率，rt表示实际利率。
二、实证检验及分析
为了避免伪回归，首先利用Eviews 软件并运用ADF 检验方法对经济数据序列进行平稳性检验。基于模型（2），首先对储蓄、收入、名义利率取对数，平稳性检验结果见表1。
如表1 所示，lnSt、lnyt、lnRt均不能通过平稳性检验，表明lnSt、lnyt、lnRt均为非平稳序列。对lnSt、lnyt、lnRt分别进行一阶差分，平稳性检验结果见表2。
表1 平稳性检验
|
变量 |
t-Statistic |
1% |
5% |
10% |
|
lnSt |
1.3163 |
3.7880 |
3.0123 |
2.6461 |
|
lnyt |
0.2959 |
3.8085 |
3.0207 |
2.6504 |
|
lnRt |
1.2454 |
3.7880 |
3.0123 |
2.6464 |
|
D（lnSt） |
5.4591 |
3.8085 |
3.0206 |
2.6504 |
|
D（lnyt） |
3.6243 |
3.8315 |
3.0299 |
2.6551 |
|
D（lnRt） |
3.1843 |
3.8085 |
3.0206 |
2.6504 |
由表1 可知，在5%显著性水平下，变量均能够通过检验，表明lnSt、lnyt、lnRt都是一阶单整序列。
ADF 检验结果表明，各时间序列变量均为一阶单整序列，具备构造协整方程的前提条件，在此基础上考察各个变量之间的协整关系， 对变量lnSt、lnyt、lnRt进行Johansen 协整检验结果见表2。
表2 lnSt、lnyt、lnRtJohansen协整检验结果
|
No.ofCE（s） |
Eigenvalue |
Statistic |
CriticalValue |
Prob.** |
|
None* |
0.634128 |
32.97979 |
29.79707 |
0.0208 |
|
Atmost1 |
0.389045 |
12.87033 |
15.49471 |
0.1196 |
|
Atmost2 |
0.139967 |
3.015696 |
3.841466 |
0.0825 |
注：*表示在5%的显著性水平下拒绝原假设。
如表2所示，变量lnSt、lnyt、lnRt之间存在长期协整关系。基于此，建立lnSt、lnyt、lnRt之间的协整关系，如表3所示：
表3 lnSt、lnyt、lnRt回归结果
|
Variable |
Coefficient |
Std.Error |
t-Statistic |
Prob. |
|
C |
-3.354381
|
1.389854
|
-2.413477
|
0.0261
|
|
lnyt |
1.137650 |
0.112215 |
10.13810 |
0.0000 |
|
lnRt |
0.199049 |
0.152535 |
1.304936 |
0.2075 |
注：*表示在5%的显著性水平下拒绝原假设。
如表2所示，变量lnSt、lnyt、lnRt之间存在长期协整关系。基于此，建立lnSt、lnyt、lnRt之间的协整关系，如表3所示：
表3lnSt、lnyt、lnRt回归结果
|
Variable |
Coefficient |
Std.Error |
t-Statistic |
Prob. |
|
C |
-3.354381 |
1.389854 |
-2.413477 |
0.0261 |
|
lnyt |
1.137650 |
0.112215 |
10.13810 |
0.0000 |
|
lnRt |
0.199049 |
0.152535 |
1.304936 |
0.2075 |
|
R-squared |
0.899382 |
Durbin-Watsonstat |
1.583478 |
|
基于表3，可得lnSt、lnyt、lnRt之间的协整关系为：
（5）
对式（5）进行分析，可知在居民储蓄的两因子模型中，居民可支配收入对储蓄具有显著正向影响。
而名义利率对储蓄的影响很低，当名义利率变动1%，储蓄相应变动0.2%，且储蓄的利率弹性对应的
t统计量不显著，证明名义利率对储蓄不存在显著性影响。
由于协整关系是对模型的长期关系进行检验，根据EG两步检验法，还需要对lnSt、lnyt、lnRt之间的短期均衡关系进行分析。基于上述长期协整关系，引入误差修正项，可得表4。
表4 lnSt、lnyt、lnRt误差修正模型回归结果
|
Variable |
Coefficient |
Std.Error |
t-Statistic |
Prob. |
|
D（lnyt） |
1.261571 |
0.403441 |
3.127030 |
0.0058 |
|
D（lnRt） |
0.687227 |
0.263591 |
2.607173 |
0.0178 |
|
ecm |
-0.881916 |
0.218373 |
-4.038571 |
0.0008 |
|
R-squared |
0.555006 |
Durbin-Watsonstat |
2.037695 |
|
根据表4，误差修正模型可表示为：
（6）
由上述结果可知，在短期内收入仍然对居民储蓄有显著正向影响，与长期协整关系分析相一致。
名义利率对居民储蓄存在显著的正向影响，表明在短期内，名义利率上升会促使居民增加储蓄，究其原因发现人们在初始接收到利率上升的消息后，认为目前消费或者投资的机会成本会增加，因此会增加储蓄，但随着时间跨度增加，人们会逐渐认识到名义利率的上升并不会带来实际财富的增加。
引入实际利率，利用模型（3）对变量进行实证分析。首先对rt进行平稳性检验和一阶差分平稳性检验，如表5所示。
表5平稳性及一阶差分平稳性检验
|
变量 |
t-Statistic |
1% |
5% |
10% |
|
rt |
-3.0948 |
-3.8085 |
-3.1206 |
-2.6504 |
|
D（rt） |
-3.2349 |
-3.8085 |
-3.0207 |
-2.6600 |
如表5所示，rt一阶差分后平稳，表明rt是一阶单整的。对变量lnSt、lnyt、rt进行Johansen协整检验，见表6。
表6 lnSt、lnyt、rtJohansen协整检验结果
|
No.ofCE（s） |
Eigenvalue |
Statistic |
CriticalValue |
Prob.** |
|
None* |
0.706271 |
32.91916 |
29.79707 |
0.0212 |
|
Atmost1 |
0.342752 |
8.417229 |
15.49471 |
0.4219 |
|
Atmost2 |
0.001167 |
0.023355 |
3.841466 |
0.8785 |
由表6可知，变量lnSt、lnyt、rt存在长期协整关系。建立lnSt、lnyt、rt之间的协整关系，如表7所示。
表7 lnSt、lnyt、rt回归结果
|
Variable |
Coefficient |
Std.Error |
t-Statistic |
Prob. |
|
C |
-2.010384 |
0.863399 |
-2.328454 |
0.0311 |
|
lnyt |
1.041105 |
0.078705 |
13.22792 |
0.0000 |
|
rt |
-0.028233 |
0.018448 |
-1.530391 |
0.1424 |
基于表7，可得lnSt、lnyt、rt之间的关系为：
（7）
其进行分析可知，收入水平对居民储蓄具有显著的正相关性，实际利率与居民储蓄之间表现出一定的负相关关系，且相关系数要低于名义利率对储蓄的影响，但加入实际利率的两因子模型要比名义利率的拟合程度要好。此外，实际利率对储蓄影响的系数不能通过t检验，表明实际利率对储蓄不存在显著影响。
对lnSt、lnyt、rt之间的短期均衡关系进行分析，可得表8。
由表8的结果，误差修正模型可表示为：
（8）
在短期内，居民收入对储蓄仍然有显著正向影响，与长期协整关系相一致。实际利率对居民储蓄的影响，虽然相比于长期协整关系变成了微小正向影响，但t统计量值不能通过检验，表明实际利率在短期内对居民储蓄没有显著影响。在引入实际利率变量后，短期非均衡向长期协整关系调整的速度变快。
表8 lnSt、lnyt、rt误差修正模型回归结果
|
Variable |
Coefficient |
Std.Error |
t-Statistic |
Prob. |
|
D（lnyt） |
1.168666 |
0.400645 |
2.916964 |
0.0092 |
|
D（rt） |
0.009994 |
0.019392 |
0.515368 |
0.6126 |
|
ecm |
-0.973976 |
0.215406 |
-4.521587 |
0.0003 |
时差相关系数是利用系数检验经济时间序列变量之间的滞后关系，即相关系数绝对值的大小来判断两个变量之间的时差关系，其计算公式为：
（9）
其中，rxy（τ）表示两个时间序列变量在时差为τ时的时差相关系数，xt、yt是观测值，x、y是样本平均数，T是样本容量，τ是滞后期。
基于式（9），居民储蓄存款的同比增长率与实际利率之间的相关系数检验，结果见图1。
图1 SGR、RR时差相关系数图
注：SGR代表居民储蓄存款的同比增长率，RR代表实际利率。
由图1可以看出，实际利率调整对居民储蓄存款的同比增长率的影响存在显著的滞后效应，且相关系数在滞后2期内都表现出明显的负相关，表明实际利率对居民储蓄存款的同比增长率存在负向影响。在滞后1期时，相关系数达到峰值-0.6645。通过时差相关系数分析，可以发现整个时期利率变动对储蓄增长率变动的政策时滞达到2年，中央银行通过调整利率来影响储蓄变动需要较长的时滞。
本文利用EG 两步检验法，选取相关变量数据，实证考察了居民储蓄对利率的敏感性。得到如下结论：（1）居民储蓄与可支配收入之间存在显著的正相关关系；（2）居民储蓄对名义利率存在微弱敏感性，但长期并不显著；实际利率对居民储蓄变动存在不显著影响，且弹性系数要小于名义利率；（3）实际利率对居民储蓄变动存在显著的1期时滞效应，暗示政府想要在短期内通过利率变动来影响居民储蓄变动的政策或许是无效的。
参考文献
[1]盛方富.我国存款利率市场化的制约因素及突破渠道——基于银行理财产品市场化定价的实证分析[J]. 企业经济，2013，05：178-181.
[2]彭星，李斌，黄治国.存款利率市场化会加剧城市商业银行风险吗——基于中国24家城市商业银行数据的动态GMM检验[J]. 财经科学，2014，12：1-10.
[3]陆军，赵越.存款利率市场化与利率结构变动[J]. 财贸研究，2015，01：106-115.
[4]纪洋，徐建炜，张斌.利率市场化的影响、风险与时机——基于利率双轨制模型的讨论[J]. 经济研究，2015，01：38-51.
[5]马晶.我国存款利率市场化对银行风险的差异化影响[J]. 财经科学，2015，07：1-9.
代写计算机编程类/金融/高数/论文/英文
本网站支持淘宝 支付宝 微信支付 paypal等等交易。如果不放心可以用淘宝或者Upwork交易！
E-mail:850190831@qq.com 微信：BadGeniuscs 工作时间：无休息工作日-早上8点到凌晨3点
如果您用的手机请先保存二维码到手机里面，识别图中二维码。如果用电脑，直接掏出手机果断扫描。
