張培良，劉方濤

(1.首都經濟貿易大學 城市經濟與公共管理學院，北京 100070；2.泰康保險集團，北京 100031)

一、問題提出

近年來，隨著信息技術和金融科技的快速發(fā)展，各類非現金支付工具不斷涌現并迅速融入居民日常生活當中。特別是在2013年以來，隨著以支付寶和微信支付為代表的移動支付工具的出現、發(fā)展和普及，非現金支付對社會經濟中的現金使用呈現出明顯的替代作用。

一般而言，非現金支付是指使用除紙幣和硬幣外的銀行卡、各類票據以及移動支付終端進行的支付行為。非現金支付對現金的替代可以產生兩方面的影響。一方面，非現金支付方便了人們生活中日常消費支付，尤其是提升了小額支付的效率，解決了現金存儲和易丟失等問題。另一方面，非現金支付工具的發(fā)展通過放大貨幣乘數、提高貨幣流通速度、派生額外流動性等渠道改變了原有的貨幣供求規(guī)律和貨幣政策傳導途徑。非現金支付已經深度滲透至中國的金融領域，并且其影響日益增大。

深入研究非現金支付對金融體系運行影響，其中，研究非現金支付對流通中現金的替代規(guī)律是基礎和關鍵。目前關于非現金支付對流通中現金影響的認識僅停留在理論和定性分析層面，相關的實證研究仍較為缺乏。本文將基于經典的現金需求理論，建立研究非現金支付對現金替代的實證分析模型，從總量替代和增量替代兩個層面對非現金支付對現金支付的替代效應進行實證研究，為相關政策的制定提供有效的經驗參考。

二、理論梳理和文獻回顧

非現金支付對現金替代效應的理論基礎是貨幣需求理論，非現金支付可以看作是傳統貨幣需求影響因素的補充。因此，本文的文獻綜述分為兩個部分，一是對經典的貨幣需求理論進行梳理，二是對近期的相關研究進行回顧。

(一)貨幣需求經典理論梳理

貨幣是充當一般等價物的特殊商品，具有交換媒介、價值標準、延期支付標準、價值儲藏、世界貨幣等職能。隨著理論創(chuàng)新的不斷發(fā)展，貨幣需求理論經歷了古典理論、數量化理論、凱恩斯理論和后凱恩斯理論四個階段。古典理論認為產品市場是連續(xù)均衡的，經濟處于充分就業(yè)狀態(tài)。在這樣的一種環(huán)境下，貨幣的職能非常簡單，貨幣僅僅充當價值尺度角色，度量商品的價格和價值，但商品的真實價值并不受貨幣價值尺度的影響。杰文斯(Jevons，1875)認為，貨幣使用也促進了商品的交易(交易媒介)，但是貨幣并不決定商品的相對價格、真實利率、市場均衡下的商品數量和真實財富[1]。因此，貨幣是中性的，對實體經濟并無多大的影響。此后，以瓦爾拉斯一般均衡為基礎，貨幣數量論得到發(fā)展。費雪(Fisher，1911)認為貨幣流通速度是由制度因素決定的，它取決于消費者的支付習慣、信用發(fā)達程度、運輸與通訊條件等，并假設國民收入和就業(yè)水平在短期內穩(wěn)定不變，影響貨幣供應量變化的是物價及名義國民收入[2]。上述貨幣需求理論均沒有考慮利率在貨幣需求方面的關鍵作用，即缺乏微觀基礎。對此，凱恩斯(Keynes，1936)繼承和發(fā)展了馬歇爾等人關于貨幣需求動機的研究方法，并在此結構下探討貨幣需求量的決定因素，將貨幣需求分解為交易需求、預防需求和投機需求三種動機，并指出決定三種需求的因素包括總產出和利率水平[3]。

此后，學者們對凱恩斯貨幣需求理論進行了拓展或者建立了全新的理論，形成內容豐富的現代貨幣理論體系。后凱恩斯理論貨幣需求模型主要基于貨幣的交易媒介和價值儲存功能，主要包括存貨理論、預防性貨幣需求、貨幣資產模型和消費者需求理論。存貨理論模型由鮑莫爾(Baumol，1952)和托賓(Tobin，1956)提出，將貨幣當作一種用于交易目的的存貨[4-5]。預防性貨幣需求模型也是基于交易動機，人們持有貨幣是因為人們對于他們將要支付數量的不確定性而為。在這種框架下，一個人持有的貨幣量越多，便更少承擔流動性不足的成本，但是他放棄的利息收入也越多。因此，決策者不得不平衡利息成本和流動性不足的成本從而決定最優(yōu)的貨幣持有量[6]。基于消費者需求的理論模型由弗里德曼(Friedman，1956)和巴奈特(Barnett，1992)提出，將貨幣納入消費者商品需求的框架下進行分析，認為人們持有貨幣是可以從中得到效用[7-8]。

綜合來看，貨幣需求理論經歷長期的演變，形成了較為完善的分析框架，但是近年來出現的影響貨幣需求的眾多新因素可能對現有的貨幣需求框架形成沖擊，需要進一步研究和完善相關理論，本文的研究可以為貨幣需求理論的完善提供實證參考。

(二)相關文獻回顧

中國學者針對貨幣需求的影響因素和非現金支付進行了一定的研究。從貨幣需求影響因素來看，除產出和利率等傳統因素外，現有文獻主要從匯率、股票收益率以及經濟體制等方面進行了實證研究。在匯率方面，萬曉莉等(2010)在開放經濟下發(fā)現，在考慮匯率和外部因素的情況下，中國在長期才具有穩(wěn)定的貨幣需求函數，雖然中國資本賬戶還未完全放開，但人民幣的貶值(升值)預期將顯著減少(增加)居民和企業(yè)對人民幣的需求[9]。易行健和楊碧云(2010)檢驗了人民幣升值對貨幣需求的影響，結論顯示人民幣預期升值率的上升將通過貨幣提現效應與資本流動效應顯著增加中國微觀經濟主體對狹義貨幣(M1)與廣義貨幣(M2)的持有需求[10]。黃桂田和何石軍(2011)認為利率和匯率管制降低了持幣成本，直接增加了貨幣需求，其導致的投資和對外經濟結構扭曲則間接地增加了貨幣需求，中國的貨幣高速增長就是為了滿足超額貨幣需求所致[11]。在股票收益率方面，伍戈(2009)采用誤差修正模型考察近年來中國金融體系發(fā)生顯著變化的背景下廣義貨幣需求、物價、產出、利率、匯率以及股票價格之間的聯系，認為中國依然存在相當穩(wěn)定的廣義貨幣需求函數[12]。肖衛(wèi)國和袁威(2011)研究發(fā)現，通脹預期、股票價格波動和人民幣匯率是影響長期貨幣需求的重要因素[13]。在經濟體制方面，康繼軍等(2012)考察了中國的貨幣需求函數，認為只有通過引入制度變量，才可以得到穩(wěn)定的貨幣需求函數[14]。

從非現金支付的研究來看，現有文獻對非現金支付的現狀進行了分析，并初步探討了非現金支付對現金需求的影響。康華一(2013)從非現金支付服務市場主體、非現金支付工具體系、使用渠道和功能領域等方面對目前非現金支付業(yè)務發(fā)展現狀和存在問題進行了分析，并提出了相應的政策建議[15]。單超(2015)、陳磊和劉元甲(2016)分析了非現金支付對實體經濟和信用體系建設的影響[16-17]。從替代效應來看，中國人民銀行合肥中心支行課題組(2012)從理論和實證兩個層面研究了非現金支付對現金的影響，提出了“增量替代”新思路[18]。王春麗(2014)對非現金支付快速發(fā)展和現金持續(xù)增長的現狀進行了解釋，肯定了非現金支付對現金支付存在增量替代效應，并且認為非現金支付不可能完全取代現金支付[19]。

從現有研究來看，在貨幣需求方面，均未能考慮新興的非現金支付工具這一因素對貨幣需求的影響。少數文獻研究了非現金支付對現金需求的影響，但僅是描述性的理論探討，或者建立向量自回歸模型(VAR)等計量模型分析二者的相關關系，鮮有文獻給出衡量非現金支付發(fā)展的指標，也沒有文獻直接從非現金支付出發(fā)研究其對現金支付的替代關系。因此，本文將從總量替代和增量替代兩個角度實證研究非現金支付對現金的替代效應。

三、流通中現金變化趨勢與非現金支付發(fā)展現狀

圖1 流通中現金和同比增速變化趨勢

在實證研究之前，有必要對流通中現金以及非現金支付的發(fā)展現狀和趨勢進行分析。由圖1可知，改革開放以來，隨著中國經濟的快速發(fā)展以及社會貿易規(guī)模的不斷擴大，流通中現金呈快速增長態(tài)勢。1980—2017年，中國M0由346億增加至7萬億，年平均增長率超過15%。從增速來看，M0增速整體經歷了高位波動、平穩(wěn)運行和持續(xù)下行三個階段。其中，1980—2000年，中國經濟快速增長導致貨幣需求日益增大，但貨幣存量明顯偏低，因此流通中現金高速增長，M0平均增速為21%，其年度增速總體在平均值上下大幅波動。2001—2010年，隨著中國加入世界貿易組織(WTO)，經濟總量和貿易需求繼續(xù)快速增長，M0保持了兩位數增速，但較上一階段波動明顯減小，年度增速基本處于10%左右。2011—2017年，一方面中國經濟發(fā)展進入新常態(tài)，經濟增速總體放緩，另一方面，各類非現金支付手段迅速發(fā)展，二者共同導致了中國M0增速的下降。尤其是2013年以來，移動支付的出現對現金需求形成明顯的沖擊，2014年M0增速創(chuàng)下2.9%的歷史新低，2017年增速也僅為3.4%。本文認為，經濟增速的下行對M2的影響較大，對M0的影響有限，現階段M0增速下降主要是由于非現金支付對現金的替代效應。

與M0增速下降同時發(fā)生的是，隨著中國互聯網技術的快速發(fā)展，各類非現金支付工具層出不窮。從歷史來看，最早出現的是以大額支付為主的票據、銀行卡、匯兌，現階段支付寶、微信支付等以小額支付為主的移動支付工具則成為主流手段，促進了非現金支付體系的迅猛發(fā)展，其應用領域也不斷擴張。中國人民銀行公布數據顯示，2017年全國共辦理非現金支付業(yè)務1 608.78億筆，總金額達到了3 759.94萬億元，同比增長率分別為28.59%和1.97%，依舊保持穩(wěn)定增長態(tài)勢。其中，移動支付業(yè)務375.52億筆，金額202.93萬億元，同比分別增長46.06%和28.80%。上述數據包含三層含義：一是非現金支付業(yè)務保持快速增長；二是在非現金支付中，移動支付的比重在不斷上升；三是非現金支付和移動支付的交易量增速明顯高于現金交易金額增速，表明以移動支付為主導的非現金支付主要應用于小額支付場景。綜合來看，由于非現金支付具有便捷性、高流動性、無時空限制等特點，其快速發(fā)展對現金形成了明顯的替代，特別是移動支付的迅速發(fā)展對實物現金沖擊較大?；诖?，本文將構建非現金支付對現金的替代模型，實證研究其總量和增量替代效應。

四、實證研究

(一)現金總量替代率的間接測算

1.現金替代率的含義和測算方法

非現金支付對現金支付的替代率，統稱為“現金替代率”?，F有研究對現金替代率并沒有明確的定義。王倩(2009)采用銀行卡交易額除以M1或者銀行卡年末存款余額除以M1來代表銀行卡對現金的替代率，但這種表示并不直觀，沒有反應這種替代對現金本身的影響程度[20]。本文定義了一種能夠直觀反映非現金支付對現金支付的替代率指標?，F實中，觀察到流通中的現金(M0)是非現金支付影響后的結果，假設不考慮非現金支付工具的影響，為滿足日常的交易需求，應當存在一個隱含的資金實際需求M0*。理論來講，M0*的數值要大于M0，因為不考慮非現金支付時，在觀察到的M0基礎上還需要額外的現金需求ΔM0來彌補非現金支付所替代的部分。因此，ΔM0可以代表被非現金支付替代的現金需求，從而可以通過下式定義并測算現金替代率：

(1)

其中，考慮非現金支付替代后的M0數據可以直接觀測，未考慮非現金支付替代的M0*則無法直接觀測，需要采用特定的方法進行估計，主要采用回歸模型預測法?；貧w模型預測法的過程如下：首先，根據經典貨幣需求理論構建現金需求方程，根據鄒檢驗(Chow Test)判斷結構性斷點，該斷點即代表非現金支付開始對現金支付產生替代作用的時點；其次，以上述斷點為分界點，將樣本分為兩個階段，根據第一階段的回歸結果預測第二階段的M0*；最后根據測算的第二階段M0*和實際的M0計算現金替代率。

2.回歸模型和數據

本文首先使用回歸模型法測算M0*，進而計算現金替代率。根據經典的凱恩斯貨幣需求模型，貨幣的交易性和謹慎性需求與經濟總量正相關，貨幣的投機性需求與利率負相關，即：

(2)

其中，M代表名義的貨幣需求，P代表價格指數，實際的貨幣需求是收入水平Y和利率水平i的函數，貨幣需求與收入水平正相關，與實際利率水平負相關。巴曙松和嚴敏(2010)指出，中國的貨幣需求函數中，貨幣化程度指標不可忽略[21]。在上述模型中應該加入貨幣化程度指標。借鑒其思路后，貨幣需求函數擴展為：

(3)

其中，I代表貨幣化程度?？紤]到研究的需要和數據的可獲得性，本文選取M0代表名義的貨幣需求量，選取CPI衡量價格總水平，選取名義GDP代表總收入水平，利率為剔除通貨膨脹率后的一年期實際存款利率，并使用M2/GDP衡量中國的貨幣化程度。由于高頻數據固有的季節(jié)性和高波動性影響估計結果，本文使用的數據為1980—2017年的年度時間序列數據，原始數據來源于國家統計局和中國人民銀行網站。模型構建如下：

(4)

將上式對數線性化后可以表示為：

(5)

3.回歸結果和現金替代率測算

需要說明的是，由于1986年之前的M2數據缺失，在回歸模型中實際使用的樣本區(qū)間為1986—2017年。本文首先對上述回歸方程進行結構性斷點檢驗，根據不斷的試探性檢驗，確定了1995年前后模型結構發(fā)生了明顯變化，即本文認為1995后非現金支付開始對現金支付產生明顯替代。表1顯示了以1995年為斷點的鄒檢驗結果，可以看出，所有統計量的P值均接近于零，表明斷點檢驗結果非常顯著。

為了估計1996年以后隱含的現金需求M0*，本文使用1986—1995年的子樣本數據建立基準回歸模型，得到回歸參數后，將1996—2017年的被解釋變量數據代入基準模型即可估算出隱含的現金需求M0*。由表2的回歸結果可以看出，R2達到了0.96，表明模型總體估計結果良好。從系數來看，實際貨幣需求與實際收入水平和貨幣化程度正相關，其系數均在1%的水平下顯著；與實際利率水平負相關，其系數在15%的水平下顯著。根據回歸結果，本文確定了如下的基準模型：

(6)

表1 回歸方程以1995年為斷點的鄒檢驗結果

表2 基準模型回歸結果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著，后表同。

根據估計的模型，將1996—2017年經濟變量代入模型中，即可得到隱含的現金需求M0*，M0*與實際M0相減便得出現金替代量，同時根據式(1)可以計算出現金替代率，相關計算結果見圖2和圖3?？梢钥闯?，2000年之后M0*與實際M0的差距開始擴大，近年來更是呈現出加速擴大的態(tài)勢，這表明以銀行卡和移動支付為主的非現金支付對現金具有明顯的替代效應。2017年，現金替代量達到了3.2萬億，同比增長25%，比2000年增長20倍；現金替代率為31%，同比上升4個百分點，比2000年上升22個百分點。進一步來看，2013年以來，移動支付開始出現和普及，期間現金替代量和現金替代率均加速上升，表明移動支付正成為非現金支付替代現金的主要途徑。與此同時，現金替代率與經濟周期有密切的關系，經濟蕭條時，現金替代率下降，比如1999年和2008年現金替代率均降至階段性低點，表明在經濟危機時期居民更偏好持有現金。

圖2 M0與M0*測算結果趨勢對比

圖3 現金替代量和替代率

(二)現金增量替代率的直接測算

上述模型通過間接測算方法從總體上對現金替代率進行了測算，為從多個角度認識非現金支付對現金替代的作用強度，本文提出現金使用量與經濟活動總量的比率指標，并以此為基礎直接測算現金的增量替代率。相對現金支付工具而言，非現金支付工具更加適應個人和企事業(yè)單位支付活動日益多樣化和復雜化的需求，因而不僅能保持較高的增長速度，而且能促使人們相對甚至絕對減少現金的使用數量，并最終使社會經濟中現金使用量與經濟活動總量的比率出現下降。從這個角度看，一個社會經濟中現金使用量與經濟活動總量的比率可以作為評價非現金支付發(fā)展對現金替代效果的一個重要參考指標。研究思路如下：首先，通過理論模型的擴展，構建衡量非現金支付發(fā)展對現金替代的比率指標；其次，根據現金需求模型計算非現金支付工具發(fā)展對上述比率指標的影響系數；然后，根據模型回歸結果直接測算現金增量替代率。最后，計算的現金增量替代率(采用直接測算方法)，其模型構建和計算思路均與前述的間接測算方法不同，因此二者的測算結果僅可以用于相互印證，其具體數值水平則不具有可比性。

1.理論模型

有關居民部門現金需求的經典文獻通常從現金的交易媒介功能和持有現金的機會成本角度出發(fā)展開研究，比較有代表性的是托賓-鮑莫爾(Tobin-Baumol)模型，該模型可以表述為：

Ct/Pt=L(it，Yt)

(7)

其中，Ct表示居民現金持有水平，Pt表示當前價格水平，it表示存款利率水平，Yt表示當前居民收入水平。函數L為利率水平的減函數和居民收入水平的增函數。該模型描述了居民持有現金時面臨一個平衡點：一方面，持有的現金足以滿足交易需求；另一方面，持有的現金也不宜過多，以規(guī)避利息所帶來的機會成本。Ct/Pt是一個復合變量，代表實際現金余額。在給定名義收入和利率水平時，價格水平越高，人們?yōu)榻粨Q到同等數量的商品和服務所需要的現金越多，即隱含表明名義現金持有量是價格水平的增函數?；趯σ陨蠋讉€變量關系的判斷，在保留各變量原有關系的基礎上，將式(7)轉化為以下表達式：

Ct/Yt=f(it，Pt)

(8)

本文將Ct/Yt稱之為現金收入比率。式(8)表明，在給定名義收入水平下，人們持有現金的水平受利率和價格水平的影響。其中，f是利率的減函數，同時是價格水平的增函數。然而，上述兩個表達式均沒有考慮到影響居民持有現金的其他關鍵因素，比如非現金支付工具的發(fā)展等。在現有研究中，賀力平和盧川(2009)對式(8)進行了拓展，引入衡量非現金支付發(fā)展水平的變量Zt，進而論證非現金支付工具發(fā)展對現金收入比率的影響[22]?；颈磉_式為：

Ct/Yt=f(it，Pt，Zt)

(9)

其中，Zt在宏觀上代表非現金支付的發(fā)展水平，但是并沒有規(guī)定其確切的含義，需要在具體研究中進行設定，可以肯定的是，現金收入比率應當是Zt的減函數。

2.計量模型構建、指標選取和回歸結果

為根據式(9)構建計量模型，首先需要對Zt的具體含義和衡量方式進行界定。從現階段非現金支付的發(fā)展來看，以手機終端為代表的移動支付已經成為非現金支付的主要方式，但是移動支付數據的樣本區(qū)間相對較短，無法用于計量模型。因此，本文使用普及率相對較高和受眾范圍相對較廣的銀行卡數據衡量非現金支付發(fā)展水平，即使用銀行卡消費金額代表Zt，并做對數處理。受限于數據的可得性，本文選取1999—2017年的樣本范圍。其中，收入水平可以使用國內生產總值衡量，也可以使用社會消費品零售總額衡量[23-25]，同時使用上述兩個指標衡量收入水平，以提升回歸結果的穩(wěn)健性，其他變量的選取和處理方式與上文相同。所有的原始數據均來自國家統計局網站、中國人民銀行網站以及萬得(Wind)數據庫。

圖4 M0/GDP和M0/社會消費品零售總額變動趨勢

圖4展示了1999—2017年M0/GDP以及M0/社會消費品零售總額的變化趨勢。可以看出，1999年以來，M0在GDP和社會消費品零售總額中的占比均呈現出明顯的下降趨勢。一方面，表明隨著中國貨幣體系的發(fā)展，經濟運行過程中所需的現金比例下降；另一方面，M0占比下降也說明了非現金支付在經濟發(fā)展和貿易流通環(huán)節(jié)中對M0的替代效應越來越明顯。期間，M0占GDP比重由15%左右下降至8%左右，M0占社會消費品零售總額比重由40%左右下降至20%左右。

由于收入水平代理變量的不同，本文構建了如式(10)所示的模型1和如式(11)所示的模型2：

M0t/GDPt=c+β1it+β2CPIt+β3ln(BANKt)+εt

(10)

M0t/RETAILSALESt=c+β1it+β2CPIt+β3ln(BANKt)+εt

(11)

其中，RETAILSALESt代表社會消費品零售總額，式(10)和式(11)的回歸結果見表3?？梢钥闯?，模型的總體擬合優(yōu)度較好，R2分別為96%和90%，同時兩個模型中回歸系數的正負情況保持一致，回歸結果大體相同。除模型1中CPI的系數外，其他變量的回歸系數均至少在10%的水平下顯著。其中，利率項回歸系數為負，而價格水平的回歸系數為正，表明利率上升提高了持有現金的機會成本，導致收入現金比下降，而一般價格水平上漲導致了現金實際需求的上升，促進了收入現金比上升。從非現金支付代理變量來看，銀行卡消費金額的上升將導致收入現金比下降，即表明非現金支付對現金需求具有替代效應。

表3 現金增量替代基準模型回歸結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著，括號內數值為回歸系數對應的P值。

3.增量替代率測算

本文基于以上回歸分析的結果，采用微觀經濟理論中的彈性概念來計算現金增量替代率。簡化起見，令Y1t=M0t/GDPt，Y2t=M0t/RETAILSALESt。本文以Y1t為例對增量替代率測算方法進行介紹，Y2t與之類似。根據式(10)的估計結果可得：

(12)

(13)

(14)

圖5 基于M0/GDP和M0/社會消費品零售總額計算的現金增量替代率

由式(14)可以看出，現金增量替代率大小與銀行卡消費金額增長率以及回歸系數的絕對值正相關，與當期現金收入比指標負相關。據此，本文分別基于M0/GDP和M0/社會消費品零售總額計算了2001年以來的現金增量替代率。由圖5可以看出，基于上述兩個指標計算的現金增量替代率的走勢高度一致，這表明本文構建的增量替代率計算模型的回歸結果比較穩(wěn)健。2001—2017年，現金增量替代率大體在[1.0%，4.5%]的區(qū)間波動，并且與經濟周期具有一定的關聯性，2007年的經濟局部過熱階段，現金增量替代率達到峰值水平，2009年的金融危機時期則快速降至低位。近三年，現金增量替代率出現了持續(xù)的下降。需要說明的是，本文的實證結果是基于銀行卡消費數據，而沒有考慮移動支付因素，因此近三年增量替代率的下降是由于銀行卡消費對現金替代邊際作用的下降。如果將移動支付考慮在內，推測現金增量替代率將繼續(xù)快速上升，甚至可能達到5%以上，即結果有可能低估了目前的現金增量替代率。此外，移動支付不僅對現金形成替代，同時也對銀行卡消費形成了替代，這也是基于銀行卡消費數據計算的現金增量替代率下降的原因之一。

五、結論和政策建議

近年來，非現金支付的快速發(fā)展一定程度上改變了傳統的貨幣流通和創(chuàng)造規(guī)律，對流通中現金形成明顯的沖擊，其本質上是貨幣形態(tài)由實物貨幣向電子貨幣演進的必然結果，其影響程度也需要科學的研究和預判?；诮浀涞默F金需求理論構建實證分析模型，從總量替代和增量替代兩個層面對非現金支付對現金支付的替代效應進行實證研究。結果表明，以銀行卡和移動支付為主的非現金支付對現金具有明顯的替代效應，并且移動支付的替代效應呈現加速發(fā)展態(tài)勢；利率上升會提高持有現金的機會成本，居民會減少現金持有，反之亦然；現金替代率與經濟周期有密切的關系，經濟蕭條時現金替代率下降，居民更偏好持有現金；經濟繁榮時現金替代率上升，居民持有現金會出現下降?？偭刻娲Y果顯示，2017年，現金總替代量達到了3.2萬億，同比增長25%，比2000年增長20倍，現金總量替代率為31%，同比上升4個百分點，比2000年上升22個百分點。增量替代結果顯示，2001—2017年，現金增量替代率大體在1.0%～4.5%的區(qū)間波動。需要說明的是，本文的增量替代計算結果是基于銀行卡消費數據，并未考慮移動支付，有可能低估了目前的現金增量替代率。非現金支付對現金的替代效應實證結果表明，基于中國支付清算體系建設的重大成就，非現金支付發(fā)展取得了長足進步，電子貨幣對實物貨幣的替代發(fā)展到了新階段。功能金融理論認為，支付是金融服務的基礎功能，非現金支付的快速發(fā)展，能夠提高跨地區(qū)支付效率，提高交易頻率，實現交易資金實時清算，減少在途資金，降低交易成本，加快資金周轉，對經濟活動產生外部效應，進而提高經濟活動效率?？梢姡乾F金支付的快速發(fā)展是經濟活動發(fā)展的必然要求。因此，為促進支付體系的健康發(fā)展，防范信用風險和系統性金融風險的發(fā)生，本文提出如下政策建議：

首先，促進非現金支付健康發(fā)展，更好發(fā)揮金融服務實體經濟功能。引導并規(guī)范移動支付等新型非現金支付的業(yè)務開展，助力普惠金融和實體經濟發(fā)展。移動支付等非現金支付工具作為更便捷的支付手段，其快速發(fā)展有助于提高結算效率和降低交易成本，其低門檻優(yōu)勢有助于普惠金融的實施，對實體經濟發(fā)展具有一定的促進作用。非現金支付可以提升經濟運行效率，降低經濟運行成本，促進服務業(yè)發(fā)展，優(yōu)化產業(yè)結構，進而促進經濟增長。因此，應通過放開市場準入、引入競爭和完善激勵淘汰機制等政策手段促進非現金支付的健康發(fā)展。

其次，推動科技與傳統非現金支付業(yè)務的深度融合?？萍歼M步推動了全球經濟和社會快速發(fā)展和變革，“金融+科技”正進入深度融合、快速變革階段，傳統非現金支付工具應充分運用大數據、云計算、人工智能等技術，開啟以金融科技為引擎，與生產、生活場景深度融合的有益嘗試。此外，央行法定數字貨幣具有私人貨幣所不具備的公信力，具有當前非現金支付工具所不具備的技術優(yōu)勢，其本質上也是追求零售支付系統的高效率，提升交易便利性和安全性，整體提升支付體系的高效率、低成本和安全可靠。因此，在金融科技浪潮下，中央銀行更要加快法定數字貨幣研發(fā)。

最后，完善相關政策法規(guī)，防范發(fā)展風險。針對目前存在的法律法規(guī)滯后性問題，宜建立符合票據、銀行卡和第三方支付工具全新特征的監(jiān)管體系，結合非現金支付市場創(chuàng)新發(fā)展實際和未來趨勢，使非現金支付在更為完善合理的監(jiān)管法律框架下發(fā)展。要重視非現金支付過快發(fā)展的潛在風險，對個別商家為推廣業(yè)務而進行的非法宣傳、補貼和惡性競爭，用戶隱私無法得到有效保護等問題，應加強法律法規(guī)跟進，提升監(jiān)管強度，規(guī)范市場秩序。