吳芊惠

[摘 要]本文試圖通過梳理互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展模式對(duì)商業(yè)銀行活期存款影響及主要特征，深入探討互聯(lián)網(wǎng)金融對(duì)商業(yè)銀行傳統(tǒng)業(yè)務(wù)的影響，進(jìn)而提出商業(yè)銀行和監(jiān)管部門應(yīng)對(duì)互聯(lián)網(wǎng)金融的政策建議。

[關(guān)鍵詞] 互聯(lián)網(wǎng)金融；活期存款；商業(yè)銀行

1 引 言

近年來，隨著電子商務(wù)的發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)金融的服務(wù)范圍不斷變大，具有很強(qiáng)大的生命力。商業(yè)銀行已經(jīng)不能固步自封，必須直面互聯(lián)網(wǎng)金融時(shí)代的挑戰(zhàn)，并結(jié)合自身優(yōu)勢(shì)，穩(wěn)住陣腳，謀求創(chuàng)新和發(fā)展。

2 模型構(gòu)建

2.1 變量及模型的選取

本文通過建立多元線性回歸模型來分析互聯(lián)網(wǎng)金融對(duì)商業(yè)銀行活期存款的影響，記為：

其中，Y為被解釋變量，表征的是商業(yè)銀行的活期存款情況；X1、X2、X3、X4、X5、X6為被解釋變量，分別表征的是：居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、余額寶的七日年化收益率、第三方互聯(lián)網(wǎng)支付、電子商務(wù)市場(chǎng)、網(wǎng)絡(luò)購(gòu)物市場(chǎng)、移動(dòng)購(gòu)物市場(chǎng)的交易規(guī)模。

2.2 模型中數(shù)據(jù)的選取

本文選取的時(shí)間序列數(shù)據(jù)均來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，并對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析處理。

3 實(shí)證研究

3.1 單位根檢驗(yàn)

根據(jù)Eviews操作結(jié)果可知，各原序列的單位根統(tǒng)計(jì)量都大于5%顯著性水平下的ADF臨界值，這就說明幾個(gè)變量的原序列是不平穩(wěn)的。經(jīng)過一階差分后，解釋變量X3、X6的結(jié)果表明在5%的顯著性水平檢驗(yàn)下沒有拒絕“存在單位根”的零假設(shè)。經(jīng)過二階差分后，X6的單位根統(tǒng)計(jì)量小于5%顯著性水平下的ADF臨界值，故拒絕“存在單位根”的原假設(shè)。因此，各序列數(shù)據(jù)中Y、X1、X2、X4、X5為一階單整數(shù)據(jù)，X6為二階單整數(shù)據(jù)。

3.2 協(xié)整檢驗(yàn)

通過ADF檢驗(yàn)，我們將所有變量調(diào)整為一階單整（將解釋變量X6進(jìn)行一階差分，使DX6=X6-X（-1）），并刪去不滿足時(shí)間序列單整條件的解釋變量X3，進(jìn)一步對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)果顯示幾個(gè)變量之間存在一個(gè)長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，步驟在此略去。

3.3 模型的初步回歸分析

為了研究互聯(lián)網(wǎng)金融對(duì)商業(yè)銀行活期存款的影響程度，本文通過普通最小二乘法對(duì)選取的變量進(jìn)行模擬回歸，以下是回歸估計(jì)結(jié)果。回歸結(jié)果見表1。

從整個(gè)模型來看，模型的擬合優(yōu)度非常好，調(diào)整后的R^2為：0.974271，幾乎接近于1，整個(gè)模型的F統(tǒng)計(jì)量為176.7103，表明所有的解釋變量結(jié)合在一起對(duì)被解釋變量的影響很顯著。但與此同時(shí)，我們也可以通過查表觀察出在此模型中，部分變量的回歸系數(shù)不顯著，且DW值為1.527860，模型中可能存在自相關(guān)性，需進(jìn)一步對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)和修正。

3.4 模型的檢驗(yàn)和修正

3.4.1 多重共線性的檢驗(yàn)和修正

本文采用構(gòu)建回歸系數(shù)矩陣的方法來判斷模型中各解釋變量之間是否存在多重共線性問題，觀察Eviews操作結(jié)果可知，本文模型中確實(shí)存在著多重共線性問題，需進(jìn)一步對(duì)此問題進(jìn)行修正。經(jīng)過逐步回歸法的修正，刪去解釋變量X1、DX6，保留模型如下：

3.4.2 異方差性的檢驗(yàn)和修正

本文采用懷特檢驗(yàn)法對(duì)模型中的異方差性問題進(jìn)行了檢驗(yàn)。觀察Eviews操作結(jié)果可知，異方差檢驗(yàn)的P值為0.521294，大于顯著性水平0.05，接受原假設(shè)，即此時(shí)的模型中不存在異方差性，不需進(jìn)行相關(guān)修正。

3.4.3 自相關(guān)性的檢驗(yàn)和修正

本文采用DW檢驗(yàn)法對(duì)模型中是否存在自相關(guān)性問題進(jìn)行了檢驗(yàn)，觀察Eviews操作結(jié)果，查表可判斷，模型中存在自相關(guān)性，需進(jìn)一步對(duì)其進(jìn)行修正。

利用對(duì)數(shù)線性回歸和廣義差分法對(duì)模型中的自相關(guān)問題進(jìn)行修正，首先將模型中的各個(gè)變量取他們的對(duì)數(shù)，再利用廣義差分法對(duì)模型進(jìn)行修正。根據(jù)修正后新的Eviews操作結(jié)果可知，檢驗(yàn)結(jié)果中DW值為1.850626，查表可判斷，此時(shí)模型中不存在自相關(guān)性。

3.5 模型最終回歸結(jié)果

采用普通最小二乘法對(duì)上述檢驗(yàn)與修正后的變量進(jìn)行模擬回歸，可以得到以下結(jié)果，結(jié)果見表2。

從整個(gè)模型來看，模型的擬合優(yōu)度非常好，調(diào)整后的R^2為0.960455，幾乎接近于1。。個(gè)模型的F值統(tǒng)計(jì)量為207.4449，表明所有的解釋變量組合在一起對(duì)被解釋變量的影響比較顯著。根據(jù)以上回歸結(jié)果，可以看出各變量系數(shù)均在1%顯著性水平下通過檢驗(yàn)。

3.6 誤差修正模型

由上述實(shí)證研究結(jié)果可知，模型中各變量之間存在一個(gè)長(zhǎng)期均衡關(guān)系。但從短期來看，可能會(huì)出現(xiàn)失衡，為了增強(qiáng)模型的精度，可以把協(xié)整回歸式中的誤差項(xiàng)看作均衡誤差，通過建立誤差修正模型把互聯(lián)網(wǎng)金融對(duì)商業(yè)銀行活期存款的影響變化關(guān)系聯(lián)系起來。由Eviews回歸結(jié)果可知，互聯(lián)網(wǎng)金融對(duì)商業(yè)銀行活期存款的影響同時(shí)也存在一個(gè)短期的均衡關(guān)系，同時(shí)也驗(yàn)證了上一標(biāo)題中所得結(jié)論。

4 結(jié)論

余額寶七日年化收益率和網(wǎng)絡(luò)購(gòu)物市場(chǎng)交易規(guī)模都對(duì)互聯(lián)網(wǎng)金融的活期存款具有負(fù)效應(yīng)，但是相對(duì)于網(wǎng)絡(luò)購(gòu)物市場(chǎng)交易規(guī)模，余額寶七日年化收益率的影響程度明顯較低，故將結(jié)合這一研究結(jié)果提出商業(yè)銀行的相關(guān)管理建議。

參考文獻(xiàn)：

[1] 宮曉林，互聯(lián)網(wǎng)金融模式及對(duì)傳統(tǒng)銀行業(yè)影響 [J].南方金融，2013（5）：86-88.

[2] 沈建國(guó)，沈家坤，楊賜.互聯(lián)網(wǎng)對(duì)商業(yè)銀行存款影響的實(shí)證研究 [J].哈爾濱商業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)，2015.

[3] 龔明華.互聯(lián)網(wǎng)金融：特點(diǎn)、影響與風(fēng)險(xiǎn)防范 [J].商情，2016（20）.