鐘雯青

互聯(lián)網(wǎng)的普及對金融業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生了深刻的影響。互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)利用自身優(yōu)勢與金融機構(gòu)合作創(chuàng)新出了互聯(lián)網(wǎng)金融產(chǎn)品。互聯(lián)網(wǎng)金融的快速興起給傳統(tǒng)商業(yè)銀行造成了不小的影響。經(jīng)過近十年的發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)金融已經(jīng)形成了第三方支付、P2P網(wǎng)貸、網(wǎng)絡眾籌等多種模式，其業(yè)務范圍已經(jīng)滲透到了金融的各個子領(lǐng)域。同時，互聯(lián)網(wǎng)金融的普惠性、便捷性和高收益性使其迅速融入人們生活的方方面面，改變了人們的支付方式和儲蓄方式，對傳統(tǒng)商業(yè)銀行儲蓄存款造成了一定打擊。本文以第三方支付、P2P網(wǎng)貸以及11家商業(yè)銀行2007-2018年的發(fā)展規(guī)模數(shù)據(jù)為樣本，通過建立多元線性回歸模型，分析互聯(lián)網(wǎng)金融對商業(yè)銀行儲蓄存款的影響。為商業(yè)銀行未來的發(fā)展提供方向。

一、研究樣本與數(shù)據(jù)來源

（一）商業(yè)銀行儲蓄存款

結(jié)合我國銀行業(yè)發(fā)展實際情況并考慮數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取11家主要商業(yè)銀行2007-2018年的儲蓄存款余額面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫及各家銀行的年報。這11家銀行分別為中信銀行、中國銀行、建設銀行、工商銀行、農(nóng)業(yè)銀行、交通銀行、光大銀行、招商銀行、民生銀行、平安銀行、廣發(fā)銀行，這些銀行在我國占有很大的市場份額，在一定程度上可以代表銀行的整體情況。另外，為了消除可能存在的異方差和數(shù)據(jù)的劇烈波動影響，將所有指標數(shù)據(jù)做了自然對數(shù)化處理。

（二）互聯(lián)網(wǎng)金融

互聯(lián)網(wǎng)金融分為第三方支付、P2P網(wǎng)貸、眾籌、大數(shù)據(jù)金融、信息化金融機構(gòu)等模式，但目前第三方支付和P2P網(wǎng)貸交易規(guī)模占比較大，其他模型交易規(guī)模很小。以2015年為例，第三方支付交易規(guī)模達118193，2億元，P2P網(wǎng)貸交易規(guī)模為9752.5億元，同期互聯(lián)網(wǎng)總交易規(guī)模超過120000億元，第三方支付和P2P網(wǎng)貸占據(jù)絕大份額。故在考慮數(shù)據(jù)可獲得性及平穩(wěn)性的前提下，本文采用第三方互聯(lián)網(wǎng)支付交易規(guī)模及P2P網(wǎng)貸交易規(guī)模來衡量互聯(lián)網(wǎng)金融水平，數(shù)據(jù)來源分別為艾瑞咨詢和網(wǎng)貸天眼。

二、變量選取與模型設定

本文主要研究第三方支付對我國銀行居民儲蓄存款余額的影響，其自變量選取了第三方支付以及P2P網(wǎng)貸規(guī)模，此外考慮了一年期存款名義利率、新股發(fā)行數(shù)作為控制變量，以多方面考量各因素對儲蓄存款余額的影響。同時為了防止模型可能出現(xiàn)的異方差問題，我們對除利率外的全部絕對量數(shù)據(jù)取自然對數(shù)處理，變量的處理以及符號說明如下：

被解釋變量：居民儲蓄存款余額，取自然對數(shù)，用lnS表示。

解釋變量：①第三方支付，取自然對數(shù)，用lnPay表示;②P2P網(wǎng)貸規(guī)模，取自然對數(shù)，用lnNLS表示。

控制變量：①利率，用Rate表示;②新股發(fā)行量，取自然對數(shù)，用lnStock表示。

由此所建立的兩個面板數(shù)據(jù)回歸模型為：

三、實證分析

（一）變量平穩(wěn)性檢驗與協(xié)整檢驗

（1）單位根檢驗。面板數(shù)據(jù)為時間序列和橫截面數(shù)據(jù)的二維交叉數(shù)據(jù)，考慮時間序列數(shù)據(jù)回歸可能出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，由此也需對面板數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，確定了平穩(wěn)或同階單整，才可研究因變量與自變量之間的長期均衡關(guān)系。本文將使用單位根檢驗法確定變量的平穩(wěn)性，其Levin， Lin & Chu檢驗的原假設為各面板數(shù)據(jù)含有相同的單位根，ADF檢驗的原假設為存在個體單位根。在檢驗中，若檢驗統(tǒng)計量通過顯著性檢驗，對應的P值顯著性水平，由此落入了拒絕域，即認為檢驗變量是平穩(wěn)的;否則沒有通過顯著性檢驗，則需對序列進行一階差分，同理確認其平穩(wěn)性，并最終判斷變量的平穩(wěn)階數(shù)。

下表中為對全部變量的原始序列以及一階差分序列的單位根檢驗結(jié)果：

表1顯示，LLC統(tǒng)計量和ADF統(tǒng)計量下的全部變量所對應的p值均大于0.1，由此接受單位根的原假設;而在一階差分下，（△表示一階差分）LLC和ADF統(tǒng)計量所對應的p值均小于0.1，由此拒絕含有單位根的原假設，即一階差分的變量平穩(wěn)，由此確定了儲蓄存款余額lnS以及第三方支付lnPay、P2P網(wǎng)貸規(guī)模lnNLS、利率Rate、新股發(fā)行量lnStock都是一階平穩(wěn)的序列，滿足同階單整的要求，故可對變量進行長期均衡關(guān)系的協(xié)整檢驗。

（2）協(xié)整檢驗。通過協(xié)整檢驗驗證變量之間長期穩(wěn)定的均衡變動關(guān)系，以儲蓄存款余額lnS為因變量，分別以第三方支付和P2P網(wǎng)貸規(guī)模為自變量，利率以及新股發(fā)行量為控制變量估計回歸方程后對其殘差進行平穩(wěn)性檢驗。如果誤差項是平穩(wěn)的，就證明變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

下面為分別使用PP和ADF單位根檢驗法驗證兩個模型殘差的平穩(wěn)性：

表2顯示了，兩個模型檢驗下，PP和ADF統(tǒng)計量都顯示殘差是平穩(wěn)的，無論在加權(quán)還是未加權(quán)的檢驗下，故通過了協(xié)整檢驗，即認為儲蓄存款余額與第三方支付、利率、新股發(fā)行量之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，同時儲蓄存款余額與P2P網(wǎng)貸規(guī)模、利率、新股發(fā)行量之間也存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

（二）因果關(guān)系確定與數(shù)據(jù)效應確定

（1）Granger因果關(guān)系檢驗。Granger因果關(guān)系檢驗各變量與儲蓄存款余額之間是否形成互動的因果關(guān)系，如下：

首先檢驗第三方支付與儲蓄存款余額間的因果關(guān)系，表3中顯示，原假設“LNPAY does not Granger Cause LNS”中，F(xiàn)統(tǒng)計量為7.613，對應的p值為0.001，由此拒絕了原假設，即認為第三方支付是儲蓄存款余額的Granger原因，同理儲蓄存款余額也是第三方支付的Granger原因。即儲蓄存款余額與第三方支付間存在雙向的互動因果關(guān)系，第三方支付是儲蓄存款余額的Granger原因，而儲蓄存款余額也是第三方支付的Granger原因。此外通過驗證，我們確定了P2P網(wǎng)貸規(guī)模與儲蓄存款余額間存在單向的因果關(guān)系，P2P網(wǎng)貸規(guī)模是儲蓄存款余額的Granger原因，而儲蓄存款余額則不是P2P網(wǎng)貸規(guī)模的Granger原因。利率和儲蓄存款余額間是存在雙向的因果關(guān)系，利率是儲蓄存款余額的Granger原因，同時儲蓄存款余額也是利率的Granger原因。新股發(fā)行量與儲蓄存款額間不存在因果關(guān)系，即新股發(fā)行量不是儲蓄存款余額的Granger原因，同時儲蓄存款余額也不是新股發(fā)行量的Granger原因。

（2）面板數(shù)據(jù)模型效應確定。對于面板數(shù)據(jù)模型的回歸形式，包括混合效應、固定效應和隨機效應三種。主要通過F檢驗和Hausman檢驗共同確定。其中F檢驗用來比較混合效應和固定效應，若檢驗統(tǒng)計量通過顯著性水平，則認為固定效應優(yōu)于混合效應，否則混合效應優(yōu)于固定效應。Hausman檢驗則確定固定效應和隨機效應，同樣統(tǒng)計量通過顯著性水平，則選取固定效應，否則應對模型建立隨機效應。

表4中，在模型一下，F(xiàn)檢驗統(tǒng)計量為868.752，對應的p值為0，由此通過了顯著性檢驗，即認為固定效應優(yōu)于混合效應;Hausman檢驗統(tǒng)計量對應的p值為0.663，未通過顯著性水平，由此確定了模型一應建立隨機效應模型估計方程。同理在模型二中，F(xiàn)檢驗通過顯著性水平，而Hausman檢驗則接受原假設，故也確定了應對模型二建立隨機效應模型估計方程。

（三）回歸結(jié)果與分析

下面將通過估計回歸方程，來確定第三方支付以及P2P網(wǎng)貸規(guī)模對儲蓄存款余額的具體影響，兩個模型均通過隨機效應來估計，得到的結(jié)果如下：

在模型一中，回歸方程的R方和調(diào)整R方分別為0.791和0.786，可見方程的擬合效果是比較好的;此外F統(tǒng)計量為159.893，其在1%的水平下也通過了顯著性檢驗，由此表明回歸方程整體也是顯著的。最后對變量系數(shù)的顯著性檢驗中，第三方支付lnPay的系數(shù)為0.193，T統(tǒng)計量為16.030，在1%的水平下通過了顯著性檢驗，可見第三方支付的系數(shù)是顯著大于0的，即表明第三方支付對儲蓄存款余額能夠產(chǎn)生顯著的正向影響，即第三方支付越高，對應的處處存款余額也將越高?？刂谱兞恐?，新股發(fā)行量lnStock的系數(shù)為-0.026，在10%的水平下通過了顯著性檢驗，可見新股發(fā)行量能夠?qū)π畲婵钣囝~產(chǎn)生顯著的負向影響。

在模型二中，方程的R方和調(diào)整R方分別為0.830和0.826，可見方程擬合效果是非常理想的;另外F統(tǒng)計量也通過了顯著性檢驗，即表明回歸方程整體也是顯著的。最后對變量系數(shù)的顯著性檢驗中，P2P網(wǎng)貸規(guī)模的系數(shù)0.076，對應的T統(tǒng)計量在1%的水平下也通過了顯著性檢驗，由此表明P2P網(wǎng)貸規(guī)模對儲蓄存款余額產(chǎn)生顯著的正向影響，同樣P2P網(wǎng)貸規(guī)模越高，對應的儲蓄存款余額的水平也將越高?？刂谱兞恐?，利率的系數(shù)顯著小于0，可見利率此時會對儲蓄存款余額產(chǎn)生顯著的負向影響。

再分別比較大型國有銀行以及股份制銀行在第三方支付以及P2P網(wǎng)貸規(guī)模對儲蓄存款余額的影響差異，結(jié)果見下表：

在模型一中，兩種銀行類型下的回歸方程擬合效果都比較理想，此外F統(tǒng)計量也都顯著，可見方程整體仍是顯著的。下面將重點比較第三方支付lnPay在兩種銀行類型下在方程中的差異，大型國有銀行中，lnPay的系數(shù)為0.145，通過了顯著性檢驗，但是低于股份制銀行的系數(shù)，由此可見股份制銀行的第三方支付對儲蓄存款余額的正向影響效果明顯高于大型國有銀行;此外，股票發(fā)行量在方程中的系數(shù)仍然顯著，可見新股發(fā)行量會對大型國有銀行以及股份制銀行的儲蓄存款產(chǎn)生顯著的負向影響。

在模型二中，兩種銀行類型下的回歸方程擬合度都比較理想，同時F統(tǒng)計量也都通過了顯著性檢驗，說明方程整體的線性關(guān)系也是顯著的。最后仍然比較P2P網(wǎng)貸規(guī)模對儲蓄存款余額的影響，我們可發(fā)現(xiàn)，在大型國有銀行和股份制銀行下的lnNLS的系數(shù)分別為0.056和0.093，系數(shù)均顯著大于0， 即表明P2P網(wǎng)貸規(guī)模對

大型國有銀行以及股份制銀行的儲蓄存款余額都能產(chǎn)生顯著的正向影響，但比較系數(shù)可知，P2P網(wǎng)貸規(guī)模對股份制銀行的儲蓄存款余額的正向影響效果明顯高于對大型國有銀行的影響，由此可看出P2P網(wǎng)貸規(guī)模與股份制銀行儲蓄存款余額的關(guān)聯(lián)性可能更高。此外利率僅在大型國有銀行中的系數(shù)通過了顯著性檢驗，小于0，即利率會對大型國有銀行的儲蓄存款余額產(chǎn)生顯著的負向影響，而利率對股份制銀行的儲蓄存款余額并不能產(chǎn)生顯著的影響。

通過實證分析我們可知確定，第三方支付以及P2P網(wǎng)貸規(guī)模與銀行儲蓄存款余額間是存在長期穩(wěn)定的均衡變動關(guān)系，且第三方支付和P2P網(wǎng)貸規(guī)模都與銀行的儲蓄存款余額間存在正相關(guān)關(guān)系，即第三方支付和P2P網(wǎng)貸規(guī)模越高，對應的銀行儲蓄余額也將越高。進一步比較大型國有銀行和股份制銀行的差異我們發(fā)現(xiàn)，無論是第三方支付還是P2P網(wǎng)貸規(guī)模，均對股份制銀行的儲蓄存款余額的影響程度明顯高于對大型國有銀行的影響程度，即第三方支付和P2P網(wǎng)貸規(guī)模與股份制銀行的儲蓄存款余額的關(guān)聯(lián)系更高。