電子支付發展對央行貨幣政策影響

管昊

【摘 要】本文運用協整檢驗對電子支付發展與狹義貨幣乘數與廣義貨幣乘數實證分析，結果表明，電子支付發展確實與貨幣乘數間存在長期均衡關系，隨著電子支付的發展，狹義貨幣乘數有增大的趨勢，而廣義貨幣乘數從長期來看有下降趨勢，但短期內這種影響不是十分明顯。

【關鍵詞】協整檢驗；貨幣乘數

一、引言

支付活動隨著商品交換的發展而逐步發展。在交換活動中逐步產生了一般等價物——貨幣，而貨幣的流通大大促進了商品經濟的發展。在市場經濟條件下，尤其是隨著全球經濟一體化、金融國際化的加深，貨幣的支付職能發揮越來越重要的作用。

作為近幾十年快速發展的支付方式——電子支付在我國電子支付市場取得長足發展。隨著04年阿里推出支付寶平臺服務項目，電子支付發展迅猛。支付寶由05年的日均交易量的一萬筆到16年6月末的1100萬筆，近十一年增長近1100倍，而日交易額在16年雙十一高達1200億元。

電子支付方式的出現給中央銀行的金融監管和貨幣政策實施提出了嚴峻挑戰。研究電子支付的發展對貨幣政策的制定和實施的影響，具有一定意義。

二、文獻綜述

潘辛平[1]對我國網上支付、第三方支付以及支付產品創新等相關方面進行了研究，并提出了自己獨特見解。

王小瑞[2]從電子貨幣對貨幣定義的影響、電子貨幣對貨幣供給的影響、電子貨幣對貨幣需求的影響、電子貨幣對貨幣政策工具的影響四個方面簡要分析了電子貨幣對央行貨幣政策的可能影響，并提出了一些央行應對電子貨幣影響的對策。

樊玉紅[3]在研究銀行卡對貨幣流通速度的影響時發現，銀行卡對傳統貨幣的替代會使現金流通速度加快；而銀行卡支付帶來的存款貨幣增加會使狹義貨幣流通速度減慢，但廣義貨幣流通速度則保持相對穩定。

呼新橋[4]通過推導電子貨幣流通情況下貨幣乘數變化，得出了電子貨幣的發行會擴大貨幣成熟，縮短貨幣乘數的實現周期。

全穎，楊大光[5]實證分析研究互聯網金融發展、支付貨幣電子化對貨幣供給影響，研究發現互聯網金融對貨幣供給有著深刻影響，尤其是支付貨幣電子化對流通中的現金和活期存款產生的替代效應非常明顯。

三、實證分析

本文在實證分析電子支付對央行貨幣政策的影響，主要研究電子支付發展對貨幣乘數的影響。采用的指標主要有狹義貨幣乘數m1和廣義貨幣乘數m2作為因變量。狹義貨幣乘數采用樣本期內狹義貨幣供給量M1比上同期基礎貨幣，即 ，廣義貨幣乘數m2則采用樣本期內廣義貨幣供給量M2比上同期基礎貨幣，即 。本文考慮到在我國電子支付中銀行卡交易仍然占大部份額，故而選用銀行卡交易數據作為我國電子支付發展的替代。本文數據來源于《中國統計年鑒》、《中國金融年鑒》以及中國人民銀行網站中《貨幣當局資產負債表》的有關數據。鑒于我國電子支付發展時間較短，直接采用多元線性回歸難以檢驗其影響，故采用協整檢驗做變量之間的相關性。

（一）數據序列的平穩性檢驗

根據計量相關理論，變量的時間序列需要滿足平穩性等假設條件才能得到可靠的協整檢驗結果，因此為避免“偽回歸”現象的出現，需先對相關變量的時間序列進行平穩性檢驗。為消除異方差性，事先對各時間序列做了對數處理。

首先利用Eviews6.0對變量LN（m1）、LN（m2）和LN（EI）的時序圖，以判斷ADF檢驗的基本形式中是否代用趨勢項和截距項。

實證可知變量LN（m1）、LN（m2）的時間序列圖均呈現先升后降的趨勢，表明回歸中將包含截距項，而變量LN（EI）的時間序列圖層析較快上升趨勢，表明回歸中既包括趨勢項又包括截距項。

采用ADF檢驗法對變量LN（m1）、LN（m2）和LN（EI）的時間序列分別進行單位根檢驗以判斷其平穩性，

通過實證檢驗變量LN（m1）的ADF檢驗結果表明，在1%、5%、10%的不同顯著水平下，t統計量的概率0.6714>0.05，且t統計量的值為-1.195247大于表1其他三種不同顯著性水平下的臨界值，說明該序列不能通過檢驗，即不能拒絕原假設H0：LN（M1）存在單位根，說明該序列不平穩。而對LN（m2）和LN（EI）的序列檢驗結果的分析可得出同樣結論，即LN（m2）和LN（EI）序列也是非平穩。

為了消除時間序列的不平穩性，對各序列進行一階差分后重新進行ADF檢驗，結果表明，在對LN（m1）、LN（m2）和LN（EI）序列進行一階差分處理后，可順利通過ADF檢驗。

上述檢驗結果表明，變量LN（m1）、LN（m2）和LN（EI）的時間序列都是一階單整序列，利用其一階差分序列進行回歸分析和協整檢驗可以有效避免“偽回歸”現象。

（二）變量相關關系協作檢驗

1.狹義貨幣乘數LN（m1）與自變量LN（EI）之間的相關性Johansen協整檢驗

通過Eviews6.0對LN（m1）與LN（EI）之間的相關性進行Johansen協整檢驗，輸出結果如表4所示。LN（m1）與LN（EI）之間協整關系的Johansen檢驗結果顯示，在5%的顯著性水平下，零假設“none”（不存在協整關系）的跡統計量的值大于臨界值，即63.373>20.262，且其伴隨概率遠小于0.05，表明LN（m1）與LN（EI）之間存在協整關，而最大特征值統計量的值也大于臨界值，即53.501>15.892，且其伴隨概率遠小于0.05，亦表明這兩個變量間確實存在協整關系，根據回歸結果可以得出LN（m1）與LN（EI）之間的協整方程：

經檢驗，公式1具有良好的統計性質，表明電子支付增長與貨幣乘數間確實存在長期均衡關系，從而為第二節的理論分析提供了實證的證據。電子支付增長的系數為正，表明隨著電子支付的發展，狹義貨幣乘數有增大的趨勢，從數值來看，在滯后階數為一的情況下電子支付每正向變動（增長）一個百分點，狹義貨幣乘數將同向變動0.04%。

2.廣義貨幣乘數LN（m2）與自變量LN（EI）之間的相關性Johansen協整檢驗

對LN（m2）與自變量LN（EI）之間的相關性Johansen協整檢驗，結果如表在5%顯著性水平下，統計值均大于臨界值，30.133>20.262，11.935>9.164，表明這兩個變量之間存在協整關系；最大特征值統計量的值也均大于臨界值，即18.198>15.892，11.935>9.166，同樣表明這兩個變量之間存在協整關系，根據回歸結果可以得出LN（m2）與自變量LN（EI）之間的協整方程：

經檢驗，公式2具有良好的統計性質，表明電子支付增長確實與廣義貨幣乘數之間存在長期均衡關系。電子支付增長的系數為負，表明隨著電子支付的發展，廣義貨幣乘數有減少的趨勢，從數值看，在滯后階數為二的情況下電子支付每正向變動（增長）一個百分點，狹義貨幣乘數將反向變動0.0687%。這表明，從長期來看，電子支付發展將導致貨幣供給的流動性增強。這一點從LN（m2）對LN（EI）的脈沖響應圖上也可以看出來，在經過二期沖擊以后，廣義貨幣乘數即處于下降的趨勢。

說明：圖中橫軸表示沖擊作用的滯后期間數（單位：季度），縱軸表示LN（m2）的變化，實線表示脈沖響應函數，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。

（三）建立誤差修正模型

上文的協整檢驗證明了LN（M1）與LN（EI）之間以及LN（m2）與LN（EI）之間確實存在長期均衡關系，這屬于一種靜態模型，為了彌補長期靜態模型的不足，可以將協整回歸中的誤差項看做均衡誤差，通過建立短期動態模型以便更精確地反映電子支付發展與貨幣乘數之間的短期動態變動關系，這種模型稱為誤差修正模型。

對LN（m1）與LN（EI）之間的相關關系可以根據建立協整方程公式（1）時得到的殘差序列用（1，1）階分布滯后形式構建如下ECM模型（誤差修正模型）：

對方程（4）的檢驗結果顯示方程顯著相關，參數檢驗結果顯示狹義貨幣乘數的上期波動對其當期波動有顯著影響；電子支付上期波動波動對其當期波動有顯著性影響；電子支付上期波動對狹義貨幣乘數的影響要大于其當期波動對狹義貨幣乘數的影響。

對方程5的檢驗結果顯示方程顯著線性相關，參數檢驗結果顯示廣義貨幣乘數的上期波動對其當期波動有顯著性影響；電子支付上期波動對廣義貨幣乘數的影響要大于其當期波動對廣義貨幣乘數的影響。

通過協整檢驗對電子支付發展帶來的通貨存款比變化對貨幣乘數的影響進行了實證檢驗。實證結果表明，電子支付發展確實與貨幣乘數間存在長期均衡關系，隨著電子支付的發展，狹義貨幣乘數有增大的趨勢，而廣義貨幣乘數從長期來看有下降趨勢，但短期內這種影響不是十分明顯。

【參考文獻】

[1]潘辛平.支付產品結構化模型研究[J].金融電子化2010年第1期，第62‐64頁.

[2]王小瑞.電子貨幣對央行貨幣政策的影響探究[J].經濟論壇2011年第8期，第12‐14頁.

[3]樊玉紅.銀行卡對貨幣流通速度的影響[J].生產力研究2010年第5期，第95‐96頁.

[4]呼新橋.電子貨幣對貨幣乘數的影響淺析[J].時代金融，2016年第10期.

[5]全穎，楊大光.互聯網金融發展、支付貨幣電子化及對貨幣供給的影響[J].中國流通經濟，2016年第7期.