电子支付发展对央行货币政策影响

　　【摘要】本文运用协整检验对电子支付发展与狭义货币乘数与广义货币乘数实证分析，结果表明，电子支付发展确实与货币乘数间存在长期均衡关系，随着电子支付的发展，狭义货币乘数有增大的趋势，而广义货币乘数从长期来看有下降趋势，但短期内这种影响不是十分明显。
　　【关键词】协整检验；货币乘数
　　一、引言
　　支付活动随着商品交换的发展而逐步发展。在交换活动中逐步产生了一般等价物货币，而货币的流通大大促进了商品经济的发展。在市场经济条件下，尤其是随着全球经济一体化、金融国际化的加深，货币的支付职能发挥越来越重要的作用。
　　作为近几十年快速发展的支付方式电子支付在我国电子支付市场取得长足发展。随着04年阿里推出支付宝平台服务项目，电子支付发展迅猛。支付宝由05年的日均交易量的一万笔到16年6月末的1100万笔，近十一年增长近1100倍，而日交易额在16年双十一高达1200亿元。
　　电子支付方式的出现给中央银行的金融监管和货币政策实施提出了严峻挑战。研究电子支付的发展对货币政策的制定和实施的影响，具有一定意义。
　　二、文献综述
　　潘辛平〔1〕對我国网上支付、第三方支付以及支付产品创新等相关方面进行了研究，并提出了自己独特见解。
　　王小瑞〔2〕从电子货币对货币定义的影响、电子货币对货币供给的影响、电子货币对货币需求的影响、电子货币对货币政策工具的影响四个方面简要分析了电子货币对央行货币政策的可能影响，并提出了一些央行应对电子货币影响的对策。
　　樊玉红〔3〕在研究银行卡对货币流通速度的影响时发现，银行卡对传统货币的替代会使现金流通速度加快；而银行卡支付带来的存款货币增加会使狭义货币流通速度减慢，但广义货币流通速度则保持相对稳定。
　　呼新桥〔4〕通过推导电子货币流通情况下货币乘数变化，得出了电子货币的发行会扩大货币成熟，缩短货币乘数的实现周期。
　　全颖，杨大光〔5〕实证分析研究互联网金融发展、支付货币电子化对货币供给影响，研究发现互联网金融对货币供给有着深刻影响，尤其是支付货币电子化对流通中的现金和活期存款产生的替代效应非常明显。
　　三、实证分析
　　本文在实证分析电子支付对央行货币政策的影响，主要研究电子支付发展对货币乘数的影响。采用的指标主要有狭义货币乘数m1和广义货币乘数m2作为因变量。狭义货币乘数采用样本期内狭义货币供给量M1比上同期基础货币，即，广义货币乘数m2则采用样本期内广义货币供给量M2比上同期基础货币，即。本文考虑到在我国电子支付中银行卡交易仍然占大部份额，故而选用银行卡交易数据作为我国电子支付发展的替代。本文数据来源于《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》以及中国人民银行网站中《货币当局资产负债表》的有关数据。鉴于我国电子支付发展时间较短，直接采用多元线性回归难以检验其影响，故采用协整检验做变量之间的相关性。
　　（一）数据序列的平稳性检验
　　根据计量相关理论，变量的时间序列需要满足平稳性等假设条件才能得到可靠的协整检验结果，因此为避免伪回归现象的出现，需先对相关变量的时间序列进行平稳性检验。为消除异方差性，事先对各时间序列做了对数处理。
　　首先利用Eviews6。0对变量LN（m1）、LN（m2）和LN（EI）的时序图，以判断ADF检验的基本形式中是否代用趋势项和截距项。
　　实证可知变量LN（m1）、LN（m2）的时间序列图均呈现先升后降的趋势，表明回归中将包含截距项，而变量LN（EI）的时间序列图层析较快上升趋势，表明回归中既包括趋势项又包括截距项。
　　采用ADF检验法对变量LN（m1）、LN（m2）和LN（EI）的时间序列分别进行单位根检验以判断其平稳性，
　　通过实证检验变量LN（m1）的ADF检验结果表明，在1、5、10的不同显著水平下，t统计量的概率0。67140。05，且t统计量的值为1。195247大于表1其他三种不同显著性水平下的临界值，说明该序列不能通过检验，即不能拒绝原假设H0：LN（M1）存在单位根，说明该序列不平稳。而对LN（m2）和LN（EI）的序列检验结果的分析可得出同样结论，即LN（m2）和LN（EI）序列也是非平稳。
　　为了消除时间序列的不平稳性，对各序列进行一阶差分后重新进行ADF检验，结果表明，在对LN（m1）、LN（m2）和LN（EI）序列进行一阶差分处理后，可顺利通过ADF检验。
　　上述检验结果表明，变量LN（m1）、LN（m2）和LN（EI）的时间序列都是一阶单整序列，利用其一阶差分序列进行回归分析和协整检验可以有效避免伪回归现象。
　　（二）变量相关关系协作检验
　　1。狭义货币乘数LN（m1）与自变量LN（EI）之间的相关性Johansen协整检验
　　通过Eviews6。0对LN（m1）与LN（EI）之间的相关性进行Johansen协整检验，输出结果如表4所示。LN（m1）与LN（EI）之间协整关系的Johansen检验结果显示，在5的显著性水平下，零假设none（不存在协整关系）的迹统计量的值大于临界值，即63。37320。262，且其伴随概率远小于0。05，表明LN（m1）与LN（EI）之间存在协整关，而最大特征值统计量的值也大于临界值，即53。50115。892，且其伴随概率远小于0。05，亦表明这两个变量间确实存在协整关系，根据回归结果可以得出LN（m1）与LN（EI）之间的协整方程：
　　经检验，公式1具有良好的统计性质，表明电子支付增长与货币乘数间确实存在长期均衡关系，从而为第二节的理论分析提供了实证的证据。电子支付增长的系数为正，表明随着电子支付的发展，狭义货币乘数有增大的趋势，从数值来看，在滞后阶数为一的情况下电子支付每正向变动（增长）一个百分点，狭义货币乘数将同向变动0。04。
　　2。广义货币乘数LN（m2）与自变量LN（EI）之间的相关性Johansen协整检验
　　对LN（m2）与自变量LN（EI）之间的相关性Johansen协整检验，结果如表在5显著性水平下，统计值均大于临界值，30。13320。262，11。9359。164，表明这两个变量之间存在协整关系；最大特征值统计量的值也均大于临界值，即18。19815。892，11。9359。166，同样表明这两个变量之间存在协整关系，根据回归结果可以得出LN（m2）与自变量LN（EI）之间的协整方程：
　　经检验，公式2具有良好的统计性质，表明电子支付增长确实与广义货币乘数之间存在长期均衡关系。电子支付增长的系数为负，表明随着电子支付的发展，广义货币乘数有减少的趋势，从数值看，在滞后阶数为二的情况下电子支付每正向变动（增长）一个百分点，狭义货币乘数将反向变动0。0687。这表明，从长期来看，电子支付发展将导致货币供给的流动性增强。这一点从LN（m2）对LN（EI）的脉冲响应图上也可以看出来，在经过二期冲击以后，广义货币乘数即处于下降的趋势。
　　说明：图中横轴表示冲击作用的滞后期间数（单位：季度），纵轴表示LN（m2）的变化，实线表示脉冲响应函数，虚线表示正负两倍标准差偏离带。
　　（三）建立误差修正模型
　　上文的协整检验证明了LN（M1）与LN（EI）之间以及LN（m2）与LN（EI）之间确实存在长期均衡关系，这属于一种静态模型，为了弥补长期静态模型的不足，可以将协整回归中的误差项看做均衡误差，通过建立短期动态模型以便更精确地反映电子支付发展与货币乘数之间的短期动态变动关系，这种模型称为误差修正模型。
　　对LN（m1）与LN（EI）之间的相关关系可以根据建立协整方程公式（1）时得到的残差序列用（1，1）阶分布滞后形式构建如下ECM模型（误差修正模型）：
　　对方程（4）的检验结果显示方程显著相关，参数检验结果显示狭义货币乘数的上期波动对其当期波动有显著影响；电子支付上期波动波动对其当期波动有显著性影响；电子支付上期波动对狭义货币乘数的影响要大于其当期波动对狭义货币乘数的影响。
　　对方程5的检验结果显示方程显著线性相关，参数检验结果显示广义货币乘数的上期波动对其当期波动有显著性影响；电子支付上期波动对广义货币乘数的影响要大于其当期波动对广义货币乘数的影响。
　　通过协整检验对电子支付发展带来的通货存款比变化对货币乘数的影响进行了实证检验。实证结果表明，电子支付发展确实与货币乘数间存在長期均衡关系，随着电子支付的发展，狭义货币乘数有增大的趋势，而广义货币乘数从长期来看有下降趋势，但短期内这种影响不是十分明显。
　　【参考文献】
　　〔1〕潘辛平。支付产品结构化模型研究〔J〕。金融电子化2010年第1期，第6264页。
　　〔2〕王小瑞。电子货币对央行货币政策的影响探究〔J〕。经济论坛2011年第8期，第1214页。
　　〔3〕樊玉红。银行卡对货币流通速度的影响〔J〕。生产力研究2010年第5期，第9596页。
　　〔4〕呼新桥。电子货币对货币乘数的影响浅析〔J〕。时代金融，2016年第10期。
　　〔5〕全颖，杨大光。互联网金融发展、支付货币电子化及对货币供给的影响〔J〕。中国流通经济，2016年第7期。