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基于金融效率的居民金融资产结构优化研究

基于金融效率的居民金融资产结构优化研究

 
  改革开放三十多年来,随着市场经济体制的不论文联盟断深化,我国居民收入不断增加,居民金融资产的数量和结构发生了显著变化。居民金融资产总量从1978 年的380.2亿增加到现在的20多万亿,增加了520多倍;居民金融资产结构由单一的储蓄存款逐渐趋于多元化,使得居民金融资产在动员储蓄转化为投资、优化资源配置方面起着越来越重要的作用。
  2008 年美国“次贷”危机的爆发和蔓延表明了居民金融资产结构变化对经济金融的重大影响,居民金融资产结构问题的研究越来越受到关注。近年来,我国学者对居民金融资产结构与金融效率两者独立领域的研究较多,但对二者关系的研究却较少。本文通过定量分析方法,重点研究我国居民金融资产结构变动对金融效率的影响,探讨优化居民金融资产结构的路径,从而促进我国金融业的健康和谐发展。
  我国居民金融资产结构分析
  (一)居民金融资产估算
  按照国民经济核算的定义,居民金融资产是指居民持有的金融债权及权益性凭证形式的资产,是国内金融资产的重要组成部分。居民金融资产包括手持现金、储蓄存款、各种债券和股票、保险准备金,其他应收款和预付款等。目前,我国尚未建立科学、系统、完善的居民金融资产统计体制,因此现有数据的获得基本靠估算。此外,考虑到数据的可获得性,不考虑其他应收款和预付款,本文把居民金融资产分为现金、储蓄存款、债券、股票和保险准备金五大类。各部分占金融资产总量的比例反映其结构。wWw.11665.cOm参照张学毅(1999)的估算方法,本文提出以下假设:
  假设1:居民手持现金占货币流通量m0的80%;
  假设2:居民储蓄存款以年末城乡居民储蓄存款余额来衡量;
  假设3:居民持有债券占年末债券发行总额的80%;
  假设4:居民持有股票占年末a股流通市值的60%;
  假设5:居民保险准备金以保费收入衡量,包括人寿保险和家庭财产保险。
  此外,考虑到数据的准确性与完整性,本文所有数据选取时间段为1992-2009年,相关数据根据2010年《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》、《中国证券期货统计年鉴》整理而得。
  (二)我国居民金融资产结构特征
  1990年和1991年上海和深圳证券交易所先后正式成立,我国金融机构存贷款、债券、股票、基金等金融工具日益增多,居民金融资产结构也发生了显著变化(见图1):
  1.手持现金与储蓄存款比例均下降。由于金融机构不断进行创新,设立银行卡、信用卡等流动性大的账户,居民手持现金比例明显下降,由1992年的21.15%降到2009年的7.19%,下降了13.96个百分点。而储蓄存款作为我国居民最主要的金融资产,其比例较高,在72.74%左右,但一方面由于居民理财观念增强,将资金投向高风险、高收益的债券和股票,使储蓄存款向证券流动;另一方面医疗、住房体系改革等原因削弱居民储蓄动机,近年居民储蓄存款比例也略有下降。
  2.证券类资产比例呈上升趋势。随着我国证券市场机制的不断完善,近年来,除2008年受金融危机的冲击外,证券类资产比例呈上升趋势。持股方面,1992-2000年,居民持股比例由0.58%逐渐上升达到10.18%,此后随着股指的逐年下跌,居民持股比例逐年下降,2005年降到3.29%,但股改后,居民持股比例不断上升,并保持较高水平;债券方面,企业债券发行规模逐渐扩大,居民持有债券比例由1992年的5.85%上升到2009年的8.55%。
  3.保险准备金比例稳步上升。虽然我国保险业起步较晚,但随着保险市场的完善和居民风险意识提

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高,保险业发展迅速,居民持有保险准备金比例由1992年的0.75%上升到2009年的1.92%。
  居民金融资产结构对金融效率影响的实证分析
  (一)模型设计
  金融的首要功能是动员储蓄并实现储蓄向投资转化的过程,因此,储蓄投资转化率是金融效率的集中体现,本文以金融机构论文联盟贷款与金融机构存款的比例衡量,数据根据1992-2010年《中国金融年鉴》整理而得。为了消除异方差,对所有数据进行对数处理后再建立以下模型:
  logslr = α+β1*logcr +β2*logdr +β3*logbr +β4*logsr +β5 *logir + μ
  其中,slr表示储蓄投资转化率,cr、dr、br、sr、ir分别表示居民手持现金、储蓄存款、债券、股票、保险准备金的比例。
  (二)实证检验
  1.单位根检验。首先要确定时间序列数据是否具有平稳性,即单位根检验。本文采用adf检验方法,利用eviews5.0对序列logslr、logcr、logdr、logbr、logsr、logir进行adf检验,检验结果见表1。从表1看,变量logslr、logcr、logdr、logbr、logsr、logir的adf统计量都小于5%显著水平下的临界值,因此它们都不平稳。但它们的一阶差分adf统计量都大于5%显著水平下的临界值,因此在5%的显著水平下,它们的一阶差分都平稳,即都是i(1)序列。
  2.协整检验。由以上检验结果知,在5%的显著水平下,变量logslr、logcr、logdr、logbr、logsr、logir都是一阶单整序列,符合协整的必要条件。因此用engle-granger两步法对其进行协整分析。
  首先,通过最小二乘法估计得到以下回归方程:
  logslr=0.0076-0.3851*logcr+
   (-0.0257) (2.5850)
  0.1406*logdr+0.2414*logbr+
   (-0.6090) (0.3264)
  0.0531*logsr-0.1427*logir
   (-0.1668) (-2.6458)
  r2=0.9444 d.w.= 1.2280 f=40.7699
  由方程知,r2=0.9444说明模型的拟合优度高;4-du>d.w.= 1.2280>dl说明变量间不存在序列相关,这表明方程的各方面良好。
  其次,对回归方程的残差et进行单位根检验(见表2)。假如残差不存在单位根,则说明残差是平稳序列,以上建立的方程就是变量的协整方程,从而反映了它们之间的长期均衡关系。
  检验结果表明,et序列在1%的显著水平下adf(et)=-3.9204>-4.2875,即拒绝原假设,因此可以确定et为平稳序列,即et ~i(0)。上述结果表明:1992-2009年金融效率和logbr、logcr、logdr、logsr、logir之间存在长期稳定的均衡关系。
  3.误差修正模型。上述协整模型代表了传统线性模型对变量之间一种长期均衡关系的表达,误差修正模型则较好地弥补了当误差修正项偏离均衡过程时变量之间的短期调整行为,这是协整模型所不能表示的。通过建立误差修正模型可以更好地理解金融效率与居民各金融资产间的短期关系。在误差修正模型中ecmt-1=et-1,运用e-views5.0操作得如下修正模型:

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 △logslrt = -0.2986*△logcrt +
   (1.9210)
  0.4555*△logdrt +0.0418*△logbrt +
  (-1.7429) (-0.7369)
  0.0275*△logsrt-0.0356*△logirt -
  (-0.8508) (-0.4421)
  0.5448ecmt-1
  (-1.8789)
  r2=0.7754 dw=1.2015
  根据t分布的临界值查询可知所有t统计量均通过检验,即变量系数均显著,r2=0.7754表示方程拟合程度高,dw=1.2015表明方程的残差不存在自相关性。模型解释了因变量的短期波动模型中△logslr t是如何被决定的。
  4.granger因果关系检验。在协整分析中往往会出现伪回归现象,因此需要对logslr、logcr、logdr、logbr、logsr、logir进行granger因果关系检验,结果见表3。由表3可知,所有检验的p值均小于10%,即logslr、logcr、logdr、logbr、logsr、logir互为granger因果关系,说明方程不存在伪回归。
  结论
  第一,金融效率与居民持有储蓄存款、债券、股票各比例成正相关关系,与居民持有现金、保险准备金各比例成负相关关系。协整方程表明:金融效率与储蓄存款、债券、股票各比例的长期弹性系数分别为0.1406、0.2414、0.0531,说明居民持有储蓄存款、债券、股票各比例都增长一个百分点,金融效率将增长0.4351个百分点;居民持有现金、保险准备金各比例的长期弹性系数为-0.3851、-0.1427,这说明居民持有现金、保险准备金各比例都增长一个百分点,金融效率将下降0.5278个百分点。
  第二,误差修正模型表明,△logslrt短期波动受自变量△logcrt、△logdrt、△logbrt、△logsrt、△logirt和emc的影响。这说明当△logcrt、△logdrt、△logbrt、△logsrt、△logirt在短期内变动一个百分点时,金融效率将变动0.1906个百分点;误差修正项的系数为-0.5448,表明如果上一期的金融效率偏离长期均衡值,那么本期将做出调整,调整的幅度为上一期的54.4859%,且这种调论文联盟整机制是反向的。说明从短期来看,△logcrt、△logdrt、△logbrt、△logsrt、△logirt的变动对金融效率的提高具有一定的促进作用,而且具有较好的稳定机制。
  综上所述,居民金融资产结构的优化有利于金融效率的提升,同时金融效率的提升也有利于居民金融资产结构的优化。为此,首先要加大对居民金融资产配比的引导,使居民金融资产结构朝着合理的方向变动,提升居民金融资产配比的科学合理性,抵御金融动荡对居民金融资产的侵蚀;其次要完善金融市场的监管,加大对金融运行的监督,提高金融市场的回报率,防止金融市场不法行为对居民金融资产及其回报的危害;再次要着力构建和谐的社会保障体系,减少居民在金融资产选择中的后顾之忧,提高居民处置金转贴于论文联盟 http://

融资产的能动性。
  
  参考文献:
  1.樊明太著.金融论文联盟结构与货币传导机制:一个一般均衡框架的机理分析和实证研究[m].中国社会科学出版社,2005
  2.肖卫国,徐小飞.居民金融资产选择与股票市场发展关系研究[j].统计与决策,2009(13)
  3.程铁军.居民金融资产结构变化对个人金融业务的影响研究[j].中国集体经济,2010(34)
  4.张学毅.中国居民金融资产表的设计和总量测算[j] .统计与决策,1999(3)转贴于论文联盟 http://
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  •  作者:覃雪香等 [标签: 金融资产结构 优化 金融资产管理公司 交易 ]
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