摘 要：本文基于我國1990—2011年的數(shù)據(jù)，分析了使用電子貨幣對貨幣乘數(shù)變動(dòng)、貨幣政策有效性的影響，結(jié)果顯示：（1）在長期，我國貨幣乘數(shù)和電子貨幣使用率、存款準(zhǔn)備金率以及現(xiàn)金漏損率之間存在均衡關(guān)系；電子貨幣使用率的提高對貨幣乘數(shù)具有雙重作用，且使貨幣乘數(shù)下降的作用更強(qiáng)。（2）在短期，我國狹義貨幣乘數(shù)非均衡的自我糾正速度快于廣義貨幣乘數(shù)；電子貨幣使用率的提高，使得現(xiàn)金漏損率與貨幣乘數(shù)出現(xiàn)了同向變化的情況，這與長期的結(jié)果相反。（3）電子貨幣的使用增強(qiáng)了我國貨幣乘數(shù)的內(nèi)生性和不穩(wěn)定性，降低了貨幣政策有效性。

關(guān)鍵詞：電子貨幣；使用率；貨幣乘數(shù)；貨幣政策

Abstract：By the view of the using rate of electronic money，the estimated results based on the data from 1990 to 2011 shows: （1）In the long term，there is balanced relationship between monetary multiplier and the using rate of electronic money，deposit reserve ratio and cash leakage rate. The increasing of using rate of electronic money has double side effect on monetary multiplier，and the effect of declining the monetary multiplier is more effective.（2）In the short term，the speed of non-balanced self-correction of M1 is faster than M2；the increasing of using rate of electronic money make cash leakage and the monetary multiplier change in the same direction，which is opposite to long-term results. （3）The usage of electronic money enhances the endogenous and instability of monetary multiplier and reduces the effectiveness of monetary policy.

Key Words：electronic money，using rate，monetary multiplier，monetary policy

中圖分類號：F820 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1674-2265（2012）07-0024-05

傳統(tǒng)的貨幣理論認(rèn)為，貨幣供給主要由基礎(chǔ)貨幣和貨幣乘數(shù)兩個(gè)因素來決定。貨幣乘數(shù)是穩(wěn)定并可以預(yù)測的，中央銀行可以在科學(xué)預(yù)測貨幣乘數(shù)的基礎(chǔ)上調(diào)整其可直接控制的基礎(chǔ)貨幣，實(shí)現(xiàn)對貨幣供給的調(diào)控。隨著電子金融的快速發(fā)展，電子貨幣的廣泛使用給傳統(tǒng)的貨幣理論帶來了強(qiáng)有力的沖擊，主要表現(xiàn)在其加大了中央銀行控制基礎(chǔ)貨幣的難度，增強(qiáng)了貨幣乘數(shù)的內(nèi)生性和不穩(wěn)定性。正確認(rèn)識電子貨幣的使用對貨幣乘數(shù)的影響，對我國中央銀行準(zhǔn)確把握電子貨幣條件下貨幣乘數(shù)變動(dòng)的規(guī)律、提高貨幣政策有效性具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、文獻(xiàn)綜述

對于電子貨幣的定義，較權(quán)威的是1998年《巴塞爾協(xié)議》所描述的：電子貨幣是指在零售支付機(jī)制中，通過銷售終端、不同的電子設(shè)備之間以及在公開網(wǎng)絡(luò)上執(zhí)行支付的“儲值”和“預(yù)付支付機(jī)制”。從已有的文獻(xiàn)看，國內(nèi)外學(xué)者對電子貨幣條件下貨幣乘數(shù)的研究已取得了一些有價(jià)值的成果，但并沒有得出一致性的結(jié)論。

國外最早對電子貨幣的研究來自國際清算銀行的支付與清算委員會（BIS）。其于1996年、2000年、2001年和2004年先后發(fā)表了對電子貨幣的研究報(bào)告，分別就電子貨幣的界定、發(fā)展、風(fēng)險(xiǎn)和對貨幣供給和貨幣政策的影響等進(jìn)行了研究。這些報(bào)告為電子貨幣的研究奠定了基礎(chǔ)。多恩（James A.Dorn，1996）認(rèn)為電子貨幣的存在及其對貨幣流通速度的影響，降低了中央銀行控制基礎(chǔ)貨幣的能力。所羅門（Solomon，1997）在研究電子貨幣對貨幣總供給的影響時(shí)，指出應(yīng)將電子貨幣的發(fā)行量直接計(jì)入貨幣總量，這樣就使貨幣乘數(shù)顯著增加?；艚鹚梗↗ohn Hawkins，2002）、沙利文（Susan M.Sullivan，2002）和歐文（Ann L.Owen，2004）等學(xué)者指出電子貨幣會使中央銀行難以控制商業(yè)銀行的行為，從而導(dǎo)致中央銀行降低了對基礎(chǔ)貨幣和貨幣乘數(shù)的控制能力。金（Mervyn King，1999）的觀點(diǎn)比較激進(jìn)，他認(rèn)為電子貨幣條件下，商業(yè)銀行不再需要基礎(chǔ)貨幣就可以滿足結(jié)算賬戶的平衡。弗里德曼（1999）則認(rèn)為雖然電子貨幣會對基礎(chǔ)貨幣和貨幣乘數(shù)產(chǎn)生影響，但這種影響是有限的。

國內(nèi)對于電子貨幣的研究雖然起步較晚，但是發(fā)展速度很快，對于電子貨幣影響貨幣乘數(shù)這一問題，研究出發(fā)點(diǎn)各不相同。胡海鷗和賈德奎（2003）指出電子貨幣將減少公眾對中央銀行基礎(chǔ)貨幣的需求，增強(qiáng)貨幣乘數(shù)的內(nèi)生性，削弱以貨幣供給量為貨幣政策中介目標(biāo)的貨幣政策效果，甚至可能使其失去作用。謝平、尹龍（2001）指出電子貨幣的發(fā)展影響了貨幣供求理論和中央銀行對貨幣政策的控制力度，貨幣乘數(shù)會增大。尹龍（2003）論證了電子貨幣使貨幣乘數(shù)的計(jì)算公式更為復(fù)雜，影響貨幣乘數(shù)的因素增加了，而且新增因素大多為經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的內(nèi)生變量，增強(qiáng)了貨幣乘數(shù)的內(nèi)生性。靳超、冷燕華（2004）認(rèn)為電子貨幣作為一種媒介工具，將更多的貨幣納入到銀行系統(tǒng)乘數(shù)創(chuàng)造過程中，從而總體上增大了貨幣乘數(shù)。周光友（2007）也認(rèn)為電子貨幣增強(qiáng)了貨幣乘數(shù)的內(nèi)生性，并用實(shí)證方法證明了電子貨幣對貨幣乘數(shù)的放大效應(yīng)。王倩、杜莉（2008）通過實(shí)證表明電子支付科技對貨幣乘數(shù)的影響并不是單一的擴(kuò)張，而是具有雙重作用。

以往研究成果無疑為研究電子貨幣對貨幣乘數(shù)變動(dòng)的影響提供了較好的理論基礎(chǔ)和研究方法。但是，以下三點(diǎn)仍有待改進(jìn)：一是研究大多停留在定性分析的層面上，并且有較多的重復(fù)，定性分析的結(jié)果雖然對中央銀行制定貨幣政策有一定的參考作用，但很難操作。二是對我國電子貨幣影響貨幣乘數(shù)的實(shí)證研究局限于只能使用2006年以前的數(shù)據(jù)①，而恰恰是從2006年開始，我國狹義貨幣乘數(shù)和廣義貨幣乘數(shù)都由上升轉(zhuǎn)入了下降通道。三是較少從電子貨幣使用率的角度研究貨幣乘數(shù)變動(dòng)，電子貨幣使用率一方面能說明電子貨幣的發(fā)展程度，另一方面能說明電子貨幣交易結(jié)算的規(guī)模。本文嘗試把電子貨幣使用率納入貨幣乘數(shù)決定的理論分析框架，利用1990—2011年的數(shù)據(jù)建立貨幣乘數(shù)的協(xié)整方程和誤差修正方程，揭示我國電子貨幣使用和貨幣乘數(shù)變動(dòng)的相互關(guān)系和內(nèi)在機(jī)理，為中央銀行合理地制定和實(shí)施貨幣政策、提高貨幣政策的有效性提供依據(jù)。

二、樣本數(shù)據(jù)說明和模型變量選擇

在進(jìn)行實(shí)證研究時(shí)，因?yàn)樵露群图径葦?shù)據(jù)難以獲得，本文采用1990—2011年的年度數(shù)據(jù)。狹義貨幣乘數(shù)m1和廣義貨幣乘數(shù)m2分別由狹義貨幣供應(yīng)量M1和廣義貨幣供應(yīng)量M2與基礎(chǔ)貨幣之比計(jì)算得到。由于目前我國的電子貨幣主要以銀行卡的形態(tài)存在，因此，有關(guān)電子貨幣的數(shù)據(jù)用銀行卡數(shù)據(jù)來代替，數(shù)據(jù)取自相關(guān)年度《中國金融年鑒》和中國人民銀行網(wǎng)站，2011年度銀行卡數(shù)據(jù)取自CEIC中國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫。本文的變量檢驗(yàn)和模型估計(jì)均采用STATA11.0軟件包完成。

就我國當(dāng)前電子貨幣發(fā)展所處的階段來看，電子貨幣對現(xiàn)金和活期存款的替代作用較為明顯，電子貨幣的使用也主要是通過與現(xiàn)金、準(zhǔn)備金和活期存款相關(guān)的因素來影響貨幣乘數(shù)。因此，本文選擇現(xiàn)金漏損率、存款準(zhǔn)備金率和電子貨幣使用率來揭示電子貨幣使用和貨幣乘數(shù)變動(dòng)之間的相關(guān)關(guān)系。

（一）現(xiàn)金漏損率k

現(xiàn)金漏損率為流通中的現(xiàn)金和活期存款之比?，F(xiàn)金漏損率上升，一方面，商業(yè)銀行為了應(yīng)付客戶提取現(xiàn)金的需要必須保留更多的超額準(zhǔn)備金，用于貸款和投資的資金必然減少，其存款貨幣創(chuàng)造能力會下降；另一方面，商業(yè)銀行原始存款的減少會使其信用創(chuàng)造能力降低。這都會導(dǎo)致貨幣乘數(shù)的下降，因此，現(xiàn)金漏損率與貨幣乘數(shù)負(fù)相關(guān)。電子貨幣取代流通中的現(xiàn)金并使其部分轉(zhuǎn)化為活期存款，這會降低現(xiàn)金漏損率，提高貨幣乘數(shù)。

（二）存款準(zhǔn)備金率r

存款準(zhǔn)備金率為商業(yè)銀行在中央銀行的儲備與存款總額（包括活期存款、定期存款、儲蓄存款和其他存款）之比。存款準(zhǔn)備金率的提高使商業(yè)銀行用于貸款和投資的資金減少，這會降低商業(yè)銀行的存款貨幣創(chuàng)造能力，使貨幣乘數(shù)下降。因此，存款準(zhǔn)備金率與貨幣乘數(shù)負(fù)相關(guān)。電子貨幣交易額的增加使銀行卡賬戶上的資金清算額加大，其贖回所需要的等值傳統(tǒng)貨幣的數(shù)量也就越多，這樣會使商業(yè)銀行增加用于結(jié)算的儲備金，使存款準(zhǔn)備金率上升，貨幣乘數(shù)下降。

（三）電子貨幣使用率eu

電子貨幣使用率為銀行卡交易額和GDP之比。電子貨幣使用率代表電子貨幣被用作交易媒介的程度，它既能說明電子貨幣替代現(xiàn)金的程度，又能說明電子貨幣交易結(jié)算的規(guī)模。一方面，電子貨幣使用率的提高會通過電子貨幣替代現(xiàn)金并使其部分轉(zhuǎn)化為活期存款，降低現(xiàn)金漏損率，從而使貨幣乘數(shù)增大；另一方面，電子貨幣結(jié)算規(guī)模的擴(kuò)大會使商業(yè)銀行增加用于結(jié)算的儲備金，通過提高存款準(zhǔn)備金率使貨幣乘數(shù)減小。對貨幣乘數(shù)的最終影響取決于這兩種作用機(jī)制力度的大小。

（四）電子貨幣使用率與貨幣乘數(shù)變動(dòng)趨勢分析

總體上看，1990—2005年，我國狹義貨幣乘數(shù)m1和廣義貨幣乘數(shù)m2都呈上升趨勢，而從2006年開始，二者均出現(xiàn)下降。m1由1990年的1.05上升到2005年的最大值1.67，到2011年降為1.29；m2由1990年的2.12上升到2005年的最大值4.64，到2011年降為3.79。這種變動(dòng)趨勢有兩個(gè)重要特點(diǎn)：一是m1和m2同步變化，二是m2的變化比m1快。

與此同時(shí)，電子貨幣使用率一直處于上升通道，其從1990年的0.05上升到2011年的6.87，上升了137倍，尤其從2006年開始，電子貨幣使用率增長趨勢明顯加快；現(xiàn)金漏損率由1990年的0.61下降到2011年的0.21，處于明顯的下降通道，這是由于電子貨幣的使用減少了現(xiàn)金的使用，并使其一部分轉(zhuǎn)化為活期存款，而使現(xiàn)金占活期存款的比重下降。另外，與貨幣乘數(shù)相反，存款準(zhǔn)備金率大致經(jīng)過了先下降后上升的過程，其從1996年的最大值0.27下降到2005年的最小值0.15，到2011年上升為0.22（見圖1）。

圖1：現(xiàn)金漏損率、存款準(zhǔn)備金率和電子貨幣使用率變動(dòng)趨勢

由此可見，電子貨幣的使用對狹義貨幣乘數(shù)m1和廣義貨幣乘數(shù)m2有明顯的影響，它們之間存在明顯的相關(guān)性。本文將通過構(gòu)建貨幣乘數(shù)的協(xié)整方程和誤差修正方程進(jìn)一步揭示它們之間的相互關(guān)系。

三、實(shí)證過程

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了防止偽回歸的發(fā)生，需要對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)方法采用單位根檢驗(yàn)中的ADF方法，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。m1、m2、k、r和eu在5%的顯著水平下是非平穩(wěn)的；而經(jīng)過一階差分變換后，D（m1）、D（m2）、D（k）、D（r）和D（eu）在5%的顯著水平下是平穩(wěn)的，即m1、m2、k、r和eu都是一階單整的，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提。

表1：變量及其差分序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：（1）（c，t，n）表示ADF檢驗(yàn)中的常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢項(xiàng)和滯后期數(shù)。（2）Δ為變量的一階差分項(xiàng)。（3）**表示在5%顯著水平下的臨界值。

（二）Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

本文采用多變量的協(xié)整檢驗(yàn)方法——Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。比較Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的5種趨勢假設(shè)的結(jié)果，選擇有常數(shù)項(xiàng)、沒有時(shí)間趨勢項(xiàng)的模型進(jìn)行檢驗(yàn)。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表2：Johanson協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

注：*表示在5%的顯著水平拒絕原假設(shè)，滯后階數(shù)的選取按照FPE與SBIC準(zhǔn)則，最大特征根統(tǒng)計(jì)量與跡統(tǒng)計(jì)量的臨界值來自于 Osterwald-Lenum， M . （1992）。

協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果表明，對于m1和k、r、eu，特征根跡檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)都在5%的顯著水平下拒絕了0個(gè)協(xié)整向量的原假設(shè)，說明4個(gè)序列之間至少存在1個(gè)協(xié)整向量；需進(jìn)一步檢驗(yàn)至少1個(gè)協(xié)整向量的原假設(shè)，結(jié)果表明特征根跡檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)都不能在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，說明m1和k、r、eu之間只存在1個(gè)協(xié)整向量；同理，協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，m₂和k、r、eu之間也只存在1個(gè)協(xié)整向量，即m₁和k、r、eu之間以及m₂和k、r、eu之間都存在長期均衡關(guān)系。

（三）建立誤差修正模型

由于m1和k、r、eu之間以及m2和k、r、eu之間都存在協(xié)整關(guān)系，因此可以構(gòu)建m₁和m₂的協(xié)整方程②為：

（1）

（22.31）* （24.26）* （11.73） *

（2）

（23.47）* （7.01）* （11.51） *

由（1）和（2）可得m1和m2的誤差修正項(xiàng)為：

（3）

（4）

m1和m2的誤差修正方程的估計(jì)結(jié)果③為：

（-2.00）** （-0.41） （1.90）*** （0.09） （-1.54）

R²=0.80 RMSE=0.06

（-1.79）*** （0.30） （1.97）** （0.97） （-0.80）

R²=0.71 RMSE=0.17

兩個(gè)誤差修正方程的擬合優(yōu)度R2都較高，說明m1和m2的誤差修正方程擬合效果較好。

（四）對實(shí)證結(jié)果的分析

m1和m2的協(xié)整方程（1）和（2）以及誤差修正方程（5）和（6）表明我國貨幣乘數(shù)和電子貨幣使用率、存款準(zhǔn)備金率以及現(xiàn)金漏損率之間存在長期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。

在長期均衡關(guān)系中，電子貨幣使用率eu與狹義貨幣乘數(shù)m1和廣義貨幣乘數(shù)m2均呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即電子貨幣使用率的提高會使貨幣乘數(shù)下降。電子貨幣的使用依托于商業(yè)銀行的轉(zhuǎn)賬結(jié)算服務(wù)，電子貨幣使用率的上升會提高商業(yè)銀行的轉(zhuǎn)賬結(jié)算規(guī)模，增加商業(yè)銀行清算賬戶頭寸規(guī)模，這會通過提高存款準(zhǔn)備金率而降低貨幣乘數(shù)。實(shí)證分析的負(fù)相關(guān)關(guān)系說明，我國電子貨幣使用率的提高降低現(xiàn)金漏損率使貨幣乘數(shù)增大的作用要弱于其提高存款準(zhǔn)備金率使貨幣乘數(shù)減小的作用?，F(xiàn)金漏損率k和存款準(zhǔn)備金率r對狹義貨幣乘數(shù)m1和廣義貨幣乘數(shù)m2的影響都顯著為負(fù)，這說明傳統(tǒng)貨幣乘數(shù)的影響因素仍在發(fā)揮著明顯作用。電子貨幣使用率的提高降低了現(xiàn)金漏損率，這使貨幣乘數(shù)增大。電子貨幣使用率的提高增加了商業(yè)銀行的清算準(zhǔn)備金，提高了商業(yè)銀行的存款準(zhǔn)備金率，商業(yè)銀行用于貸款和投資的資金減少，存款貨幣創(chuàng)造能力降低，這使貨幣乘數(shù)下降。

在短期，誤差修正方程的誤差修正項(xiàng)ecm的系數(shù)反映了m1和m2偏離長期均衡時(shí)的調(diào)整速度，其都顯著為負(fù)說明當(dāng)m1和m2偏離長期均衡時(shí)，經(jīng)濟(jì)力量將以一定的力度將其從非均衡拉回均衡狀態(tài)。就m1而言，當(dāng)短期波動(dòng)偏離長期均衡時(shí)，經(jīng)濟(jì)力量會以-0.95的速度將其拉回均衡態(tài)，即m1與長期均衡的偏差需要大約1年的時(shí)間得以糾正；而m2的調(diào)整速度為-0.55，即m2與長期均衡的偏差在下一年約55%會得到糾正。Δkt-1的系數(shù)都顯著為正，說明短期內(nèi)現(xiàn)金漏損率降低會使貨幣乘數(shù)減小，這與長期的結(jié)果相反。本文認(rèn)為，這是由于在短期，電子貨幣使用率的提高一方面降低了現(xiàn)金漏損率；另一方面加速了貨幣流通，進(jìn)而縮短了貨幣的循環(huán)周期，從而降低了貨幣乘數(shù)，從而使得現(xiàn)金漏損率與貨幣乘數(shù)出現(xiàn)了同向變化的情況。但這個(gè)觀點(diǎn)需進(jìn)一步研究才能得以證實(shí)。

由此可見，電子貨幣使用率的提高對貨幣乘數(shù)的雙重作用增加了影響貨幣乘數(shù)的因素，增強(qiáng)了貨幣乘數(shù)的不穩(wěn)定性。在影響貨幣乘數(shù)的3個(gè)因素中，央行可以通過法定準(zhǔn)備金政策控制存款準(zhǔn)備金率，而現(xiàn)金漏損率和電子貨幣使用率則取決于人們對交易媒介的偏好和我國金融科技的發(fā)展程度，是經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的內(nèi)生變量，央行能控制因素所占比例的降低增加了貨幣乘數(shù)的內(nèi)生性。

四、結(jié)論及啟示

本文通過構(gòu)建狹義貨幣乘數(shù)m1和廣義貨幣乘數(shù)m2的協(xié)整方程和誤差修正方程，考察了電子貨幣使用和貨幣乘數(shù)變動(dòng)之間的相關(guān)關(guān)系，得到結(jié)論為：首先，從長期來看，我國貨幣乘數(shù)和電子貨幣使用率、現(xiàn)金漏損率以及存款準(zhǔn)備金率之間存在均衡關(guān)系。電子貨幣使用率的提高對貨幣乘數(shù)有雙重作用：一方面，電子貨幣使用率的提高通過提高存款準(zhǔn)備金率而降低貨幣乘數(shù)；另一方面，電子貨幣使用率的提高通過降低現(xiàn)金漏損率而提高貨幣乘數(shù)。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，電子貨幣使用率的提高對我國貨幣乘數(shù)減小的作用要大于使其增大的作用。其次，從短期來看，狹義貨幣乘數(shù)m1和廣義貨幣乘數(shù)m2在偏離長期均衡態(tài)時(shí)都具有負(fù)向的自我修正機(jī)制，且狹義貨幣乘數(shù)m1的調(diào)整速度（-0.95）要快于廣義貨幣乘數(shù)m2（-0.55）；現(xiàn)金漏損率降低會使貨幣乘數(shù)減小，這與長期的結(jié)果相反。最后，除了以上基本結(jié)論外，我們還需對以下問題進(jìn)行深入思考。

第一，近年來我國貨幣乘數(shù)為何進(jìn)入了下降通道？2006年以前，我國狹義貨幣乘數(shù)m1和廣義貨幣乘數(shù)m2均呈上升趨勢，在此期間，我國的電子貨幣使用率還相對較低，其通過提高存款準(zhǔn)備金率使貨幣乘數(shù)下降的作用還沒完全體現(xiàn)。從2006年開始，電子貨幣使用率增長趨勢明顯加快，電子貨幣使用率的提高通過提高存款準(zhǔn)備金率使貨幣乘數(shù)下降的作用得以體現(xiàn)，存款準(zhǔn)備金率也在2006年由下降開始轉(zhuǎn)為上升，電子貨幣使用率的提高和存款準(zhǔn)備金率的上升都對貨幣乘數(shù)施加了向下的驅(qū)動(dòng)力，致使貨幣乘數(shù)下降。

第二，電子貨幣條件下，我國能否仍把貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策的中介目標(biāo)？貨幣乘數(shù)不穩(wěn)定性和內(nèi)生性增強(qiáng)使中央銀行預(yù)測貨幣乘數(shù)的變化，進(jìn)而通過調(diào)整基礎(chǔ)貨幣控制貨幣供給量的難度加大，這使我國以貨幣供應(yīng)量作為中介目標(biāo)的貨幣政策效果大打折扣，從而降低了貨幣政策有效性。甚至有學(xué)者認(rèn)為，由于目前我國中央銀行還沒有對電子貨幣收繳存款準(zhǔn)備金，理論上現(xiàn)金漏損率的降低會使貨幣乘數(shù)無限上升，從而導(dǎo)致中央銀行喪失維持貨幣政策有效性的能力。但本文的實(shí)證結(jié)果表明，電子貨幣使用率的提高對貨幣乘數(shù)的影響并不是單一的擴(kuò)張，也有通過提高商業(yè)銀行的存款準(zhǔn)備金率使貨幣乘數(shù)減小的作用，而且使貨幣乘數(shù)減小的作用要更強(qiáng)；另外，電子貨幣條件下，中央銀行選擇貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策中介目標(biāo)的3個(gè)標(biāo)準(zhǔn)——可測性、可控性和相關(guān)性仍能夠得以滿足。因此，電子貨幣條件下，貨幣供給量仍可以作為我國中央銀行的貨幣政策中介目標(biāo)，央行應(yīng)當(dāng)將電子貨幣的使用對貨幣乘數(shù)變動(dòng)的影響考慮進(jìn)去，加強(qiáng)對電子貨幣的統(tǒng)計(jì)與控制，從而提高貨幣政策的有效性。

注：

①反映電子貨幣數(shù)量的指標(biāo)——銀行卡年末存款余額的統(tǒng)計(jì)資料只到2006年。

②經(jīng)檢驗(yàn)并比較誤差修正模型的5種趨勢假設(shè)的結(jié)果，對m1和m2均采用協(xié)整方程和誤差修正方程有常數(shù)項(xiàng)、沒有時(shí)間趨勢項(xiàng)的形式進(jìn)行估計(jì)；參數(shù)上標(biāo)*、**、***分別表示估計(jì)系數(shù)在1%、5%、10%置信水平下顯著（以下同）。

③穩(wěn)定性檢驗(yàn)表明所有根的模都小于等于1，說明誤差修正模型是穩(wěn)定的。殘差檢驗(yàn)表明殘差是不存在自相關(guān)的正態(tài)分布，說明誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果是無偏且一致的（結(jié)果備索）。

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（責(zé)任編輯 耿 欣；校對 GX）