电子货币对货币乘数影响的实证分析

都红雯　徐斌

摘要：以货币乘数理论为依据建立电子货币对货币乘数影响的分析框架，并运用2008-2014年的季度数据进行实证检验。研究结果表明，电子货币的发行会影响货币乘数，进而影响货币供应量；不同类别的电子货币对不同层次的货币乘数有不同的影响：卡基电子货币会放大货币乘数m1和m2，而网基电子货币会减小货币乘数m1、放大货币乘数m2。

关键词：电子货币；货币乘数；货币供应量

中图分类号：F820文献标识码：A

一、文献综述与问题提出

根据巴塞尔委员会（1998）给出的定义，电子货币是指在零售支付机制中，通过销售终端、不同的电子设备之间以及在公开网络上执行支付的“储值”和预付支付机制。

国内现有的研究普遍认为电子货币对货币乘数和货币供应量存在放大效应。如谢平和尹龙（2001）通过货币乘数公式的推导，认为无论电子货币替代的是现金还是存款，都会放大货币乘数；靳超和冷燕华（2004）认为电子化货币的发行会有更多的基础货币进入到货币乘数的创造中去，并使银行存款增加，使货币乘数有增大趋势；周光友（2007）对电子货币与货币乘数的相关性进行了统计检验，结果表明电子货币放大了货币乘数；王倩（2008）通过实证分析认为电子支付科技对货币乘数的影响是双重的，因此增大了货币供给的内生性，并指出我国目前处于银行卡发展初期，扩大货币乘数的作用还没有完全发挥，故而我国狭义货币乘数只有小幅度提升；周光友（2009）对电子货币与货币供给的相关性进行实证研究，结论是电子货币替代了流通中的现金，将其中一部分转化为存款，从而导致M0增长速度减慢，M1呈快速增长趋势；戴逸飞（2009）以定性分析为主结合数据分析，认为电子货币放大了货币乘数。也有部分研究提出了不同的观点，如杨军（2010）建立了电子货币对货币乘数影响的理论分析框架，认为电子货币对狭义货币乘数m1具有双重影响作用，对广义货币乘数m2则有放大作用；蒋少华（2013）通过实证分析认为在长期，电子货币增大了狭义货币乘数而减小广义货币乘数，但在短期影响并不显著。

上述研究存在两个问题：一是实证数据较为陈旧（多数为2010年前）；二是以银行卡代表电子货币，如周光友（2007）和王倩（2008）等分别选取了1990-2004年、1994-2005年的年度数据进行验证并得出相关结论。那么2010年以后，尤其是最近五年第三方支付业务不断扩张的情况下，除原有的卡基电子货币（以银行卡为代表）外还出现了大量的网基电子货币（以支付宝为代表），它们是否依然对货币乘数存在放大效应呢？从货币乘数变动趋势图（如图1）可以看到，货币乘数m1、m2在2006年之前确实均呈现稳定的上升趋势，但2006年以后便开始下降，在随后5年内上下波动，并于2008年形成一个低谷；2011年以后，货币乘数m1与m2甚至呈现出相反的走势，m1呈下降趋势同时m2呈明显的上升趋势。

对此，本文以货币乘数理论为依据，对2008-2014年的季度数据进行实证检验，来分析电子货币对货币乘数的影响。

二、电子货币影响货币乘数的机理分析

（一）货币乘数理论

根据中国人民银行提供的货币统计数据，我国目前将货币供应量划分为M0（流通中的现金）、M1（狭义货币供应量）、M2（广义货币供应量）三类。若B为基础货币，m1为狭义货币乘数，m2为广义货币乘数，则根据货币乘数理论，货币乘数受现金漏损率k、存款准备金率r和定期存款比率t影响，狭义货币供应量M1和广义货币供应量M2影响，具体由式（1）和式（2）决定：

M1=B*m1=B*1+kk+r（1+t）（1）

M2=B*m2=B*1+k+tk+r（1+t）（2）

依据式（1）和式（2），货币乘数由现金漏损率k、准备金率r和定期存款比率t决定。其中，准备金率r由法定存款准备金率rl和超额存款准备金率re两部分构成。货币乘数和基础货币决定了货币供应量。传统货币供给理论认为，央行控制基础货币B和法定存款准备金率rl，而现金漏损率k、超额准备金率re和定期存款比率t主要决定于商业银行和社会公众的行为。因此，电子货币对货币乘数的影响机制是：电子货币通过影响现金漏损率k、超额存款准备金率re和定期存款比率t，来放大或缩小货币乘数。

（二）电子货币对现金漏损率k的影响

为了研究电子货币对现金漏损率k的影响，假定t和r已定，通过对狭义货币乘数m1和广义货币乘数m2求偏导，可以得到：

m1k=r（1+t）-1[k+r（1+t）]2（3）

m2k=（r-1）（1+t）[k+r（1+t）]2（4）

由图1可知，m1在11到18之间，即m1>1，因此r（1+t）<1，m1k<0。这意味着m1是k的减函数，即现金漏损率k上升则m1下降，k下降则m1上升。同样，由于r<1，因此m2k<0。这意味着m2也是k的减函数，即现金漏损率k上升则m2下降，k下降则m2上升。

随着支付结算系统电子化，电子货币的快捷支付功能增加了各级金融资产的流动性，使得银行卡里的部分银行存款也能充当现金完成人们日常交易活动。人们通过银行卡刷卡交易实现安全支付的同时，还能享受到活期存款的利息。因此，以银行卡为代表的卡基电子货币降低了人们对现金的偏好，使一部分现金变成了银行存款，银行活期存款增加，流通中的现金减少，从而现金漏损率k减小，货币乘数放大。

随着第三方支付的兴起，除卡基电子货币外，又出现了网基电子货币。由于第三方支付机构独立于商业银行，对商业银行的存款有分流作用，减少了商业银行存款进而增大现金漏损率。因此，网基电子货币因增大现金漏损率进而缩小货币乘数。但2015年7月18日由央行等十部委发布的《关于促进互联网金融健康发展的指导意见》第十四条对客户资金第三方存管制度作了规定：除另行规定外，从业机构应当选择符合条件的银行业金融机构作为资金存管机构，这意味着在《指导意见》实施以后，第三方支付机构对商业银行的存款分流作用会减少。

图2显示了自2000年以来我国现金漏损率的变动情况。从中可以看到，现金漏损率数值从2000年的04一直下降到2011年的02，这表明以银行卡为代表的电子货币占据主导地位，降低了现金漏损率。2011年以后现金漏损率趋于稳定，从时间来看正好是以支付宝为首的第三方支付兴起的时代，第三方支付的发展有增大现金漏损率的效用，从而放缓了现金漏损率的减小速度。从实证来看，我国15年来现金漏损率呈下降趋势，这说明卡基电子货币对现金漏损率的作用力更强。虽然网基电子货币不断发展有减缓现金漏损率减小趋势，但从图2中并没有找到现金漏损率从“下降”到“上升”的拐点，因此总体来说，我国电子货币对现金漏损率有减小作用。

（三）电子货币对定期存款比率t的影响

同上，先假设k和r已定，分别对狭义货币乘数m1、广义货币乘数m2关于定期存款比率t求偏导，得出：

m1t=-r（1+k）[k+r（1+t）]2（5）

m2t=k（1-r）[k+r（1+t）]2（6）

显然，m1t<0，m2t>0。这意味着m1是t的减函数，即定期存款比率t上升则m1下降，t下降则m1上升；m2是t的增函数，即定期存款比率t上升则m2上升，t下降则m2下降。

电子货币对定期存款比率t的影响，主要表现在电子货币增加了金融资产的流动性，改变了公众的流动性偏好。在电子货币出现之前，公众为了满足交易需求必须持有一部分以现金或活期存款形式存在的交易准备金。但在支付结算体系实现电子化的条件下，电子货币大大提高了全社会支付结算的效率，全社会资金占用就会减少，使得流通中的现金和活期存款比重下降，从而使定期存款比率t相对上升。而近年来第三方支付兴起，以余额宝、支付宝为首的各类“宝宝”的出现给人们以启发，即高收益与高流动性、低风险是可以并存的，打破了人们对金融资产的传统概念。已有学者指出，余额宝等会分流商业银行的活期存款，而互联网金融的冲击会使我国商业银行活期存款占比快速下降。

图3是自2000年以来定期存款比率季度数据的走势图。从中可以看到，定期存款比率t走势大体分为两个阶段：2000-2011年，定期存款比率没有明显的上升趋势，总体停留在22左右，但明显可以观察到该指标于2005年末和2008年末出现两个峰值；2011年以后，定期存款比率t表现出快速上升趋势，从217上升到324。因此，从实证来看，基于银行卡的电子货币（卡基电子货币）对定期存款比率影响作用并不明显，但第三方支付的发展（网基电子货币）明显增大了定期存款比率。

（四）电子货币对超额准备金率re的影响

超额准备金率re包含在准备金率r中。假设t和k已定，分别对狭义货币乘数m1和广义货币乘数m2关于准备金率r求偏导：

m1r=-（1+k）（1+t）[k+r（1+t）]2（7）

m2r=-（1+k+t）（1+t）[k+r（1+t）]2（8）

显然，m1r<0，m2r<0。这意味着m1、m2是r的减函数，即准备金率r上升则m1、m2下降，r下降则m1、m2上升。

电子货币对超额准备金率re的影响体现在两个层次。第一，电子货币部分取代了流通中现金，使人们对现金的偏好减弱，因此商业银行可以减少原来用于满足客户提取现金要求的备付金，从而减少超额准备金re；第二，随着银行存款货币的电子化，商业银行各级金融资产流动性增加，集中式资金运营可以实现各分支机构之间的资金调剂，增强了商业银行调节资金头寸的能力，减少备付金的需求，减小银行超额准备金率re，从而放大货币乘数。

图4显示了自2000年以来各层次准备金率的变动趋势，证明电子货币确实减小了超额准备金率。图中法定存款准备金率呈明显的上升趋势：2007年“防止经济增长由偏快转为过热”被确定为宏观调控的首要任务，随后在“一个防止”的基础上增加到“两个防止”，即防止经济增长由偏快转为过热、防止价格由结构性上涨演变为明显通货膨胀，法定准备金率随即从2007年初的75%提高到2008年中175%，上升势头异常凶猛。2008年下半年，受金融危机的影响，我国开始实行积极的财政政策和宽松的货币政策，法定准备金率下调。同时为了支持中小企业及三农发展，对大型金融机构和中小型金融机构实行差额法定准备金率，大型金融机构的法定准备金率rl1高于中小型金融机构的法定准备金率rl2。2011年起再度实行稳健的货币政策，随即而来的是连续六个月存款准备金率的上调。

准备金率的变动趋势与法定准备金率的变动趋势相同，总体呈上升趋势，但同时也注意到，准备金率与法定准备金率两条曲线越走越近，这意味着超额准备金率在下降。2000年第一季度超额准备金率为695%，到2008年第二季度，这一数字已经减小到211%。

（五）电子货币对货币乘数综合影响分析

根据上文的分析及结论，将电子货币对货币乘数影响汇总，如表1。

表1显示，电子货币会减小现金漏损率k，导致货币乘数m1、m2增大；电子货币减小了超额准备金率re，导致货币乘数m1、m2增大；电子货币增大定期存款比率t，导致货币乘数m1减小、m2增大。综合来看，电子货币对狭义货币乘数m1的影响是两增一减，最终影响方向不确定；电子货币对货币乘数m2的影响是三个增加，因此最终影响是电子货币放大了广义货币乘数。

以上分析可以解释图1货币乘数的变动趋势。对于货币乘数m1，2006年之前电子货币主要减少了现金漏损率k和超额准备金率re，而定期存款比率t并没有明显增大，因此m1有增大趋势；2011年以后，第三方支付的兴起使现金漏损率k不再减小，而定期存款比率t快速增大，因此m1有减小趋势。对于货币乘数m2，由于无论通过哪个影响因素都是起到放大货币乘数的作用，因此在2006年之前及2011年以后m2都是呈上升趋势。2006-2011年间，m1、m2变化最为特殊：两层次货币乘数都呈减小趋势，并且伴随剧烈波动。从图4可以看到，在这段时期内尽管受电子货币的影响，超额存款准备金率re在不断减小，但由于宏观调控政策，法定存款准备金率有两次大幅度的上调：第一次上调于2006年7月开始至2008年6月结束，法定存款准备金率从75%上调至175%；第二次上调于2010年11月开始至2011年6月结束，大型金融机构与中小型金融机构法定存款准备金率分别从17%、135%上调至215%、18%。法定存款准备金率两次大幅度的上调使总存款准备金率大幅度上升，导致同期货币乘数减小。

综上所述，电子货币放大了货币乘数m2，对货币乘数m1的影响方向不确定，卡基电子货币会放大货币乘数m1，网基电子货币会减小货币乘数m1。

三、实证分析

（一）模型建立与数据选取

如前所述，卡基电子货币和网基电子货币对货币乘数的影响方向是不同的。因此，本文在参照周光友（2007）和王倩（2008）已有研究基础上，将电子货币这一概念细分，不再单独地用银行卡数据作为替代电子货币的指标，建立如式（9）模型：

m1，2=α+β1k+β2r+β3t+β4lnE1+β5lnE2+ε（9）

其中：E1为卡基电子货币，用各季度银行卡消费转账金额指标代替，数据来源于中国人民银行《支付体系运行总体情况》；E2为网基电子货币，用第三方互联网支付业务交易规模代替，数据来源于艾瑞网《中国互联网经济核心数据发布》。由于第三方支付数据的可得性，本文选择2008-2014年间的季度数据作为样本。

（二）实证过程

本文用ADF检验法对各序列做单位根检验。在样本期内，m1、k、t、lnE1、lnE2有明显的随时间增减趋势，因此设定带趋势和截距的ADF方程；m2、r变动不规则，因此设定带截距而不带趋势项的ADF方程。检验结果显示，m1、m2、k、t都是零阶单整，r、lnE1、lnE2都是一阶单整。张晓峒（2005）指出，解释变量多于一个时，满足以下两点视为满足协整检验前提：（1）被解释变量的单整阶数不高于任何一个解释变量的单整阶数；（2）当解释变量单整阶数高于被解释变量的单整阶数时，则必须至少有两个解释变量单整阶数高于被解释变量的单整阶数。本文检验结果满足以上两个条件，即满足协整检验的前提。

接下来采用E-G两步法进行协整检验，检验结果如下：

检验结果显示，残差序列都通过了10%的显著性检验，说明货币乘数m1、m2与k、r、t、E1、E2之间存在长期稳定的协整关系。

（三）结果分析

实证结果与理论分析是吻合的。

第一，方程式（10）中k、r、t的系数都为负，说明m1是k、r、t的减函数，与理论分析一致。E1的系数为正，E2的系数为负，说明卡基电子货币放大了货币乘数m1，网基电子货币减小了货币乘数m1，该结论与理论分析一致。

第二，方程式（11）中k、r的系数为负，t的系数为正，说明m2是k、r的减函数，是t的增函数，与理论分析一致。E2的系数为正，说明网基电子货币放大了货币乘数m2，这部分结论同样与理论分析一致。

第三，方程式（11）中E1的系数为负，说明卡基电子货币减小了货币乘数m2，这与前文理论分析不一致，在理论分析中，无论是卡基电子货币还是网基电子货币都会放大货币乘数m2。原因可能是在模型选择的样本期内，卡基、网基两种电子货币的交易规模都随时间的推移而增长，两者之间的相关系数高，导致模型出现了不完全多重共线性，使估计的回归系数符号相反。

第四，在货币乘数公式中，只有变量t对货币乘数m1、m2的影响方向是相反的。而回归方程式（10）和式（11）显示，网基电子货币减小了货币乘数m1却放大了货币乘数m2，这说明网基电子货币主要通过影响定期存款比率t进而影响到货币乘数m1、m2，这与前面理论分析以及定期存款比率t的变动趋势相符。

四、结论与政策建议

本研究得出以下结论：

第一，电子货币对不同层次的货币乘数产生不同的影响。电子货币对货币乘数m1的影响方向不确定，电子货币通过影响k、r会放大货币乘数m1，但也会通过影响t减小m1，最终的影响方向取决于两者哪个力量更强。电子货币对货币乘数m2的影响方向是确定的，电子货币会放大m2。

第二，不同类别的电子货币对货币乘数会产生不同影响。结合实证数据来看，以银行卡为代表的卡基电子货币会通过减小k、r从而放大货币乘数m1，而以第三方支付为代表的网基电子货币会减缓k的减小趋势，同时增大t，从而减小货币乘数m1。

第三，目前电子货币发展尚不构成对央行货币发行权的威胁。电子货币并非影响货币乘数的唯一因素。正如前面分析，货币乘数受很强的政策影响。法定存款准备金率的提高直接导致货币乘数在2006-2011年减小，尽管从理论分析电子货币在这段时期内放大了货币乘数。这说明宏观政策的影响大于电子货币对货币乘数的影响。而相比于货币乘数，央行对基础货币的控制力更强。因此，虽然电子货币会影响货币乘数和基础货币，并且影响机制复杂、方向不定，但就目前的发展情况来看，电子货币仅仅是传统货币（即央行发行的现钞和硬币）的替代品，货币供应量的控制权仍然在央行的掌控中。

第四，电子货币发展会逐渐改变央行货币政策的制定与运行。随着电子货币的发展，电子货币可能完全替代流通中的现金。一旦人类社会进入无现金时代，传统三大货币政策工具的作用将会大幅度下降，届时央行是否依然掌控货币发行权目前难以确定。

对于以上结论，本文提出建议：央行要正确处理电子货币发展与货币政策实施之间的关系。一方面，电子货币的发展降低了社会的交易成本，对社会经济发展有着积极作用，央行应该制定完善的法律法规来引导、规范电子货币的发展，不能因为电子货币的发展会冲击货币政策而限制其发展。另一方面，货币政策是一国宏观经济调控的重要手段之一，把握着一国经济运行的命脉，央行应在电子支付的新环境下，制定合理有效的货币政策，继续发挥好宏观经济的调节作用，促进经济平稳运行。

参考文献：

[1]戴逸飞.电子货币对广义货币乘数和狭义货币乘数的影响研究[J].韶关学院学报，2009（9）.

[2]蒋少华.电子支付发展对央行货币政策的影响研究[D].北京：中国社会科学院研究生院博士学位论文，2013.

[3]靳超，冷燕华.电子化货币、电子货币与货币供给[J].上海金融，2004（9）.

[4]邱勋.余额宝对商业银行的影响和启示[J].新金融，2013（9）.

[5]王倩，杜莉.电子支付科技影响货币乘数的实证分析[J].社会科学战线，2008（12）.

[6]谢平，尹龙.网络经济下的金融理论与金融治理[J].经济研究，2001（4）.

[7]杨军.电子货币对货币乘数的作用与影响研究[J].区域金融研究，2010（4）.

[8]杨弋帆.电子货币对货币供给及货币乘数的影响机制研究——包含第三方支付机构的三级创造体系[J].上海金融，2014（3）.

[9]张晓峒.计量经济学基础[M].天津：南开大学出版社，2005.

[10]中国人民银行等十部委.关于促进互联网金融健康发展的指导意见[Z].2015-07.

[11]周光友.电子货币发展对货币乘数影响的实证研究[J].数量经济技术经济研究，2007（5）.

[12]周光友.电子货币的替代效应与货币供给的相关性研究[J].数量经济技术经济研究，2009（3）.

[13]Basle Committee on Banking Supervision： Risk Management for Electronic Banking and Electronic Money Activities，March 1998.