管昊

【摘 要】本文運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)電子支付發(fā)展與狹義貨幣乘數(shù)與廣義貨幣乘數(shù)實(shí)證分析，結(jié)果表明，電子支付發(fā)展確實(shí)與貨幣乘數(shù)間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，隨著電子支付的發(fā)展，狹義貨幣乘數(shù)有增大的趨勢(shì)，而廣義貨幣乘數(shù)從長(zhǎng)期來看有下降趨勢(shì)，但短期內(nèi)這種影響不是十分明顯。

【關(guān)鍵詞】協(xié)整檢驗(yàn)；貨幣乘數(shù)

一、引言

支付活動(dòng)隨著商品交換的發(fā)展而逐步發(fā)展。在交換活動(dòng)中逐步產(chǎn)生了一般等價(jià)物——貨幣，而貨幣的流通大大促進(jìn)了商品經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下，尤其是隨著全球經(jīng)濟(jì)一體化、金融國(guó)際化的加深，貨幣的支付職能發(fā)揮越來越重要的作用。

作為近幾十年快速發(fā)展的支付方式——電子支付在我國(guó)電子支付市場(chǎng)取得長(zhǎng)足發(fā)展。隨著04年阿里推出支付寶平臺(tái)服務(wù)項(xiàng)目，電子支付發(fā)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(zhǎng)近1100倍，而日交易額在16年雙十一高達(dá)1200億元。

電子支付方式的出現(xiàn)給中央銀行的金融監(jiān)管和貨幣政策實(shí)施提出了嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。研究電子支付的發(fā)展對(duì)貨幣政策的制定和實(shí)施的影響，具有一定意義。

二、文獻(xiàn)綜述

潘辛平[1]對(duì)我國(guó)網(wǎng)上支付、第三方支付以及支付產(chǎn)品創(chuàng)新等相關(guān)方面進(jìn)行了研究，并提出了自己獨(dú)特見解。

王小瑞[2]從電子貨幣對(duì)貨幣定義的影響、電子貨幣對(duì)貨幣供給的影響、電子貨幣對(duì)貨幣需求的影響、電子貨幣對(duì)貨幣政策工具的影響四個(gè)方面簡(jiǎn)要分析了電子貨幣對(duì)央行貨幣政策的可能影響，并提出了一些央行應(yīng)對(duì)電子貨幣影響的對(duì)策。

樊玉紅[3]在研究銀行卡對(duì)貨幣流通速度的影響時(shí)發(fā)現(xiàn)，銀行卡對(duì)傳統(tǒng)貨幣的替代會(huì)使現(xiàn)金流通速度加快；而銀行卡支付帶來的存款貨幣增加會(huì)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(duì)穩(wěn)定。

呼新橋[4]通過推導(dǎo)電子貨幣流通情況下貨幣乘數(shù)變化，得出了電子貨幣的發(fā)行會(huì)擴(kuò)大貨幣成熟，縮短貨幣乘數(shù)的實(shí)現(xiàn)周期。

全穎，楊大光[5]實(shí)證分析研究互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展、支付貨幣電子化對(duì)貨幣供給影響，研究發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)金融對(duì)貨幣供給有著深刻影響，尤其是支付貨幣電子化對(duì)流通中的現(xiàn)金和活期存款產(chǎn)生的替代效應(yīng)非常明顯。

三、實(shí)證分析

本文在實(shí)證分析電子支付對(duì)央行貨幣政策的影響，主要研究電子支付發(fā)展對(duì)貨幣乘數(shù)的影響。采用的指標(biāo)主要有狹義貨幣乘數(shù)m1和廣義貨幣乘數(shù)m2作為因變量。狹義貨幣乘數(shù)采用樣本期內(nèi)狹義貨幣供給量M1比上同期基礎(chǔ)貨幣，即 ，廣義貨幣乘數(shù)m2則采用樣本期內(nèi)廣義貨幣供給量M2比上同期基礎(chǔ)貨幣，即 。本文考慮到在我國(guó)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(shù)據(jù)作為我國(guó)電子支付發(fā)展的替代。本文數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)金融年鑒》以及中國(guó)人民銀行網(wǎng)站中《貨幣當(dāng)局資產(chǎn)負(fù)債表》的有關(guān)數(shù)據(jù)。鑒于我國(guó)電子支付發(fā)展時(shí)間較短，直接采用多元線性回歸難以檢驗(yàn)其影響，故采用協(xié)整檢驗(yàn)做變量之間的相關(guān)性。

（一）數(shù)據(jù)序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

根據(jù)計(jì)量相關(guān)理論，變量的時(shí)間序列需要滿足平穩(wěn)性等假設(shè)條件才能得到可靠的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，因此為避免“偽回歸”現(xiàn)象的出現(xiàn)，需先對(duì)相關(guān)變量的時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。為消除異方差性，事先對(duì)各時(shí)間序列做了對(duì)數(shù)處理。

首先利用Eviews6.0對(duì)變量LN（m1）、LN（m2）和LN（EI）的時(shí)序圖，以判斷ADF檢驗(yàn)的基本形式中是否代用趨勢(shì)項(xiàng)和截距項(xiàng)。

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

采用ADF檢驗(yàn)法對(duì)變量LN（m1）、LN（m2）和LN（EI）的時(shí)間序列分別進(jìn)行單位根檢驗(yàn)以判斷其平穩(wěn)性，

通過實(shí)證檢驗(yàn)變量LN（m1）的ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明，在1%、5%、10%的不同顯著水平下，t統(tǒng)計(jì)量的概率0.6714>0.05，且t統(tǒng)計(jì)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(yàn)，即不能拒絕原假設(shè)H0：LN（M1）存在單位根，說明該序列不平穩(wěn)。而對(duì)LN（m2）和LN（EI）的序列檢驗(yàn)結(jié)果的分析可得出同樣結(jié)論，即LN（m2）和LN（EI）序列也是非平穩(wěn)。

為了消除時(shí)間序列的不平穩(wěn)性，對(duì)各序列進(jìn)行一階差分后重新進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果表明，在對(duì)LN（m1）、LN（m2）和LN（EI）序列進(jìn)行一階差分處理后，可順利通過ADF檢驗(yàn)。

上述檢驗(yàn)結(jié)果表明，變量LN（m1）、LN（m2）和LN（EI）的時(shí)間序列都是一階單整序列，利用其一階差分序列進(jìn)行回歸分析和協(xié)整檢驗(yàn)可以有效避免“偽回歸”現(xiàn)象。

（二）變量相關(guān)關(guān)系協(xié)作檢驗(yàn)

1.狹義貨幣乘數(shù)LN（m1）與自變量LN（EI）之間的相關(guān)性Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

通過Eviews6.0對(duì)LN（m1）與LN（EI）之間的相關(guān)性進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，輸出結(jié)果如表4所示。LN（m1）與LN（EI）之間協(xié)整關(guān)系的Johansen檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在5%的顯著性水平下，零假設(shè)“none”（不存在協(xié)整關(guān)系）的跡統(tǒng)計(jì)量的值大于臨界值，即63.373>20.262，且其伴隨概率遠(yuǎn)小于0.05，表明LN（m1）與LN（EI）之間存在協(xié)整關(guān)，而最大特征值統(tǒng)計(jì)量的值也大于臨界值，即53.501>15.892，且其伴隨概率遠(yuǎn)小于0.05，亦表明這兩個(gè)變量間確實(shí)存在協(xié)整關(guān)系，根據(jù)回歸結(jié)果可以得出LN（m1）與LN（EI）之間的協(xié)整方程：

經(jīng)檢驗(yàn)，公式1具有良好的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)，表明電子支付增長(zhǎng)與貨幣乘數(shù)間確實(shí)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，從而為第二節(jié)的理論分析提供了實(shí)證的證據(jù)。電子支付增長(zhǎng)的系數(shù)為正，表明隨著電子支付的發(fā)展，狹義貨幣乘數(shù)有增大的趨勢(shì)，從數(shù)值來看，在滯后階數(shù)為一的情況下電子支付每正向變動(dòng)（增長(zhǎng)）一個(gè)百分點(diǎn)，狹義貨幣乘數(shù)將同向變動(dòng)0.04%。

2.廣義貨幣乘數(shù)LN（m2）與自變量LN（EI）之間的相關(guān)性Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)LN（m2）與自變量LN（EI）之間的相關(guān)性Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表在5%顯著性水平下，統(tǒng)計(jì)值均大于臨界值，30.133>20.262，11.935>9.164，表明這兩個(gè)變量之間存在協(xié)整關(guān)系；最大特征值統(tǒng)計(jì)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(gè)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，根據(jù)回歸結(jié)果可以得出LN（m2）與自變量LN（EI）之間的協(xié)整方程：

經(jīng)檢驗(yàn)，公式2具有良好的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)，表明電子支付增長(zhǎng)確實(shí)與廣義貨幣乘數(shù)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。電子支付增長(zhǎng)的系數(shù)為負(fù)，表明隨著電子支付的發(fā)展，廣義貨幣乘數(shù)有減少的趨勢(shì)，從數(shù)值看，在滯后階數(shù)為二的情況下電子支付每正向變動(dòng)（增長(zhǎng)）一個(gè)百分點(diǎn)，狹義貨幣乘數(shù)將反向變動(dòng)0.0687%。這表明，從長(zhǎng)期來看，電子支付發(fā)展將導(dǎo)致貨幣供給的流動(dòng)性增強(qiáng)。這一點(diǎn)從LN（m2）對(duì)LN（EI）的脈沖響應(yīng)圖上也可以看出來，在經(jīng)過二期沖擊以后，廣義貨幣乘數(shù)即處于下降的趨勢(shì)。

說明：圖中橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)（單位：季度），縱軸表示LN（m2）的變化，實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

（三）建立誤差修正模型

上文的協(xié)整檢驗(yàn)證明了LN（M1）與LN（EI）之間以及LN（m2）與LN（EI）之間確實(shí)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，這屬于一種靜態(tài)模型，為了彌補(bǔ)長(zhǎng)期靜態(tài)模型的不足，可以將協(xié)整回歸中的誤差項(xiàng)看做均衡誤差，通過建立短期動(dòng)態(tài)模型以便更精確地反映電子支付發(fā)展與貨幣乘數(shù)之間的短期動(dòng)態(tài)變動(dòng)關(guān)系，這種模型稱為誤差修正模型。

對(duì)LN（m1）與LN（EI）之間的相關(guān)關(guān)系可以根據(jù)建立協(xié)整方程公式（1）時(shí)得到的殘差序列用（1，1）階分布滯后形式構(gòu)建如下ECM模型（誤差修正模型）：

對(duì)方程（4）的檢驗(yàn)結(jié)果顯示方程顯著相關(guān)，參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果顯示狹義貨幣乘數(shù)的上期波動(dòng)對(duì)其當(dāng)期波動(dòng)有顯著影響；電子支付上期波動(dòng)波動(dòng)對(duì)其當(dāng)期波動(dòng)有顯著性影響；電子支付上期波動(dòng)對(duì)狹義貨幣乘數(shù)的影響要大于其當(dāng)期波動(dòng)對(duì)狹義貨幣乘數(shù)的影響。

對(duì)方程5的檢驗(yàn)結(jié)果顯示方程顯著線性相關(guān)，參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果顯示廣義貨幣乘數(shù)的上期波動(dòng)對(duì)其當(dāng)期波動(dòng)有顯著性影響；電子支付上期波動(dòng)對(duì)廣義貨幣乘數(shù)的影響要大于其當(dāng)期波動(dòng)對(duì)廣義貨幣乘數(shù)的影響。

通過協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)電子支付發(fā)展帶來的通貨存款比變化對(duì)貨幣乘數(shù)的影響進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。實(shí)證結(jié)果表明，電子支付發(fā)展確實(shí)與貨幣乘數(shù)間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，隨著電子支付的發(fā)展，狹義貨幣乘數(shù)有增大的趨勢(shì)，而廣義貨幣乘數(shù)從長(zhǎng)期來看有下降趨勢(shì)，但短期內(nèi)這種影響不是十分明顯。

【參考文獻(xiàn)】

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