数字货币、汇率波动与基础货币投放

马英娟,芮庆琳

(兰州文理学院 经济管理学院,甘肃 兰州 730000)

一、引言

21世纪以来,在世界范围内互联网和通信技术取得了高速发展,使传统货币形式发生了变化,货币电子化、数字化的进程也大大加快。数字货币的出现间接造成了现代社会市场进入方式、交易方式和支付方式的变革。数字货币是指以区块链为底层技术,利用现代密码学技术和互联网中的P2P原理,基于一种规定的数学算法所产生的一种数字化、网络化、虚拟化货币的总称。数字货币的发展,在一定程度上引起全球货币数量的增加,我国对数字货币的态度在最近几年逐渐严格。最近人民银行又发布公告,旨在开展数字货币交易场所的整治。但是,其他国家对数字货币的放任态度,可能会引起人民币对该国货币汇率的波动,进而影响我国基础货币投放量。数字货币的发行是否会增大基础货币投放量,对基础货币投放量的影响机制是怎样的,学术界并没有形成统一的结论。本文探究数字货币对基础货币投放量的直接影响,并且检验影响渠道,使用汇率波动这一中介变量,进行中介效应检验,试图说明汇率波动这条隐形渠道可能会成为一条影响基础货币投放的渠道。从实践角度而言,基础货币投放影响整个宏观经济运行,而互联网时代数字货币势在必行,揭示出二者之间的关联性,能够为人民银行、银保监会等金融监管部门合理制定政策提供参考。

二、概念界定与理论机制分析

(一)概念界定

许多奇指出数字货币,又称为加密数字货币,是指以区块链为底层技术,利用现代密码学技术,基于一种规定的数学算法所产生的一种数字化、网络化、虚拟化货币的总称[1]。柯达认为数字货币是在电子货币和虚拟货币的基础上发展而来的,但是数字货币又与二者并不相同[2]。电子货币是法定货币的电子化,本质上还是属于中心化的信用货币体系,而数字货币虽然也是一种非实体货币,但是它的发行不依赖于任何机构,而是去中心化地由用户创造。并且,数字货币的价值也不像电子货币那样有国家信用作为保障,数字货币的价值取决于人们对它的认可程度。数字货币与虚拟货币的区别在于:虚拟货币的流通范围仅限于虚拟世界,而数字货币可以跨地区地在全球范围内流通。其对比见表1。

表1 电子货币、虚拟货币、数字货币的对比

(二)机制分析

数字货币对基础货币投放的影响主要分为两种途径,一是直接影响,即数字货币直接对基础货币投放产生影响。陈燕红认为数字货币其本质也属于货币,只不过当前的数字货币并不规范,发行数字货币的主体并不是政府,缺乏中央政府的背书,数字货币的公信力较差,但其仍具有货币属性,以比特币为代表,可以使用其购物,因此数字货币发行数量的增加,会导致基础货币投放总量增加。二是间接影响,即数字货币通过影响汇率波动进而影响基础货币投放。[3]何德旭认为数字货币刚兴起时,买卖数字货币可以获得巨额的收益,因此吸引了大批的投资者。以比特币为例,2017—2019年比特币价格持续上涨,引起大量投资进入,交易方式主要是美元,因此大量外国投资者购入美元,市场上美元的需求量提高,引起外币对美元汇率提高,人民币对美元汇率当时也有所下降,因此数字货币会对汇率波动产生影响。[4]张华强提出汇率上升会导致本币贬值,中央政府为保持汇率在合理的区间运行,会在离岸市场上抛出外汇,购入本币,这意味着基础货币投放量降低。[5]反之,当汇率提升,本币升值,中央政府为保障汇率在平稳区间,避免进出口受影响,会在离岸市场上购入外汇,这意味着本币投放数量增加,由此说明数字货币可以通过影响汇率波动影响基础货币投放。

三、实证检验与结果分析

(一)变量选取与数据来源

数字货币、汇率波动与基础货币投放之间的关联性,本文采用实证分析法将基础货币投放作为被解释变量,使用tf表示,使用年度流通中现金总量乘以货币流通速度衡量[6]。将数字货币作为核心解释变量,使用年度全球数字货币发行总量衡量,使用sz表示。将我国的汇率波动作为中介变量,使用人民币对美元的年度平均汇率衡量,用hl表示[7]。

考虑到基础货币投放会受到多重宏观因素的影响,本文选取了若干控制变量。物价水平会影响居民的消费行为,进而影响流通中的现金数量,使用居民消费价格指数衡量,用cpi表示。地区经济发展水平对货币投放及流通中的现金总量具有明显影响,使用gdp衡量。进出口贸易是推动经济增长的重要因素,对地区汇率水平以及流通中现金总量甚至货币流通速度具有明显影响,使用进出口贸易总额衡量,用open表示。投资是拉动经济增长的重要因素之一,对现金流的依赖性较强,因此对基础货币投放具有一定的影响,使用tz表示[8]。数据来源于31个省区市的统计年鉴,数据时间跨度为2010—2020年。为避免模型的异方差性,对绝对值衡量的指标进行对数化处理并且进行贴现处理。对各变量进行描述性统计,结果如表2所示。其中,基础货币投放的最大值为5.754,最小值为1.191,标准差为2.798,说明我国31个省区市之间的基础货币投放量存在一定的异质性。数字货币选取的是全球主要数字货币的发行量,均值为1.018,最大值为6.357,最小最为1.854,说明近10年来全球数字货币总量不断扩大。汇率水平的最大值为0.052,最小值为0.012,均值为0.028,说明汇率水平差异性较小,10年间基本维持在稳定水平上。

表2 变量描述性统计分析

(二)变量相关性检验

对各变量进行相关性检验,可以初步判断各变量之间的相关关系,以便后续回归分析模型的构建,同时可以检验各解释变量之间是否存在多重共线性,避免对模型显著性的影响。相关性检验结果如表3所示。其中,sz与tf之间的相关系数为0.173且在1%的水平上显著,说明全球数字货币总量与我国基础货币投放量之间存在显著的正相关关系。hl与tf之间的相关系数为0.122且在1%的水平上显著,说明汇率波动与基础货币投放之间为显著的正相关关系。sz与hl之间的相关系数为0.834且在1%的水平上显著,说明汇率波动与数字货币之间存在强相关关系,因此本文选择汇率波动作为数字货币影响基础货币投放的中介变量是合理的。控制变量中,cpi、gdp、open、tz与tf的相关系数分别为0.228、0.471、0.538、0.274,相关系数至少在5%的水平上显著,说明各控制变量与基础货币投放之间存在明显的正相关关系。

表3 变量相关性检验

个别解释变量之间的相关系数过大,超过了0.6,可能会引起模型的多重共线性,为此本文进一步进行多重共线性检验,结果如表4所示。各变量的VIF值均低于10,根据高级计量经济学原理,VIF值低于10,则模型不存在多重共线性。

表4 多重共线性检验结果

(三)回归模型构建及结果分析

本文旨在探究数字货币对基础货币投放的影响,并检验汇率波动在数字货币对基础货币投放影响中的中介效应。三变量中介效应模型包含被解释变量Y,中介变量M和解释变量X,需要进行三步回归分析,第一步证明解释变量作用于被解释变量,即方程(1);第二步证明解释变量作用于中介变量,即方程(2);第三部证明中介变量和解释变量作用于被解释变量,即方程(3)。其原理如图1所示。

Y=cX+e1

(1)

M=aX+e2

(2)

Y=c′X+bM+e3

(3)

其中,c表示解释变量(X)作用于被解释变量(Y)的路径,即总效应。a表示解释变量(X)作用于中介变量(M)的路径。b表示中介变量(M)作用于解释变量的效应,两者构成图1(b)中变量间关系的间接效应。系数c′表示考虑中介变量后,解释变量(X)作用于被解释变量(Y)的效应,即解释变量(X)和被解释变量(Y)之间的直接效应。由此可知,总效应(c)=ab+c′,ab为中介效应,c′为直接效应[9-11]。基于此,构建本文回归模型如下所示:

tfit=β1*szit+β2*cpiit+β3*gdpit+β4*openit+β5*tzit+γ+εit

(4)

hlit=β1*szit+β2*cpiit+β3*gdpit+β4*openit+β5*tzit+γ+εit

(5)

tfit=β1*szit+β2*cpiit+β3*gdpit+β4*openit+β5*tzit+β6*hlit+γ+εit

(6)

其中,tf表示基础货币投放,hl表示汇率波动,sz表示数字货币,cpi表示物价水平,gdp表示经济发展水平,open表示进出口贸易水平,tz表示固定资产投资水平,β为回归系数,γ表示时间和个体固定效应,ε为残差。进行回归分析,结果如表5所示。

表5 模型回归结果

模型1中,sc与tf之间的回归系数为0.553,回归系数在1%的水平上显著,说明全球数字货币发行量与我国基础货币投放量之间为明显的正相关关系,全球数字货币发行量扩大1个单位,会引起我国基础货币投放量提升0.553个单位。结合模型2中,sc与hl之间的回归系数为0.102且在1%的水平上显著,说明数字货币与汇率波动之间明显的正相关关系,由此说明通过中介效应的第二步检验。模型3中,sz与tf的回归系数为0.364且在1%的水平上显著,说明数字货币对基础货币投放的直接影响是0.364,即全球数字货币总量扩大1个单位能够直接引起基础货币投放增加0.364个单位。hl与tf之间的回归系数为1.853且在1%的水平上显著,说明汇率波动在数字货币对基础货币投放的影响中具有部分中介作用,中介作用的单位为0.189,占总效应的比重为34.18%,由此说明汇率波动在数字货币对基础货币投放影响中承担了34.18%的中介作用。控制变量中,cpi与tf的回归系数均为正且至少在5%的水平上显著,说明物价水平上涨会导致我国基础货币投放量增加。gdp与tf的回归系数均为正且至少在5%的水平上显著,说明经济发展水平提高会导致我国基础货币投放量增加。open与tf的回归系数均为正且至少在10%的水平上显著,说明进出口贸易水平提高会导致我国基础货币投放量增加。tz与tf的回归系数均为正且均在1%的水平上显著,说明固定资产投资水平提高会导致我国基础货币投放量增加。

四、结论与启示

(一)结论

研究得出数字货币对基础货币投放的影响分为直接和间接影响,直接影响是数字货币直接增加基础货币投放量,间接影响是数字货币通过汇率波动影响基础货币投放;数字货币对基础货币投放量的直接影响,并且检验影响渠道,使用汇率波动这一中介变量,进行中介效应检验,发现汇率波动这条隐形渠道可能会成为影响基础货币投放。其中,汇率波动在数字货币对基础货币投放的影响中具有部分中介作用,中介作用的单位为0.189,占总效应的比重为34.18%,即汇率波动在数字货币对基础货币投放影响中承担了34.18%的中介作用;物价水平上涨、经济发展水平提高、进出口贸易水平提高、固定资产投资水平提高会引起基础货币投放量增加。

(二)启示

第一,强化对数字化货币动态监测,完善风险预警机制。加强对数字人民币试点使用的动态监测,全面掌握数字人民币对我国货币政策传导机制、货币流通速度、金融体系稳定的影响,及时总结梳理数字人民币试点过程的有益经验与不足,对风险性事件及时预警。中央银行提高对宏观经济中流通货币总量把控力度,严格监测流通中货币的总量和货币流通速度,通过调节利率或者公开市场操作,保障基础货币总量在合理区间内。关注人民币汇率波动状况,避免全球数字货币超发导致人民币对美元汇率大幅下降或者上升,影响我国实体经济发展。

第二,增加数字化人民币试点力度,丰富应用场景。数字化货币发行虽然在一定程度上会增加基础货币投放,但是其便捷性、安全性相对较高。特别是数字人民币既是数字化的人民币现金,又是更安全的电子支付工具,能够进一步带动居民消费水平提升。当前,我国在深圳、上海等经济发展水平较高地区开展了数字人民币试点活动,中西部地区开展试点地区较少,并且数字化人民币的应用范围较狭窄,需要进一步拓展和丰富数字人民币应用场景,从小额、高频、零售业务领域逐步扩展至大额、批发业务领域以及从消费领域逐步扩大至生产领域。

第三,健全货币政策宏观调控机制,保持货币发行量在合理区间。基础货币发行会通过乘数效应,影响宏观经济运行。在互联网时代,全球联系更加紧密,数字货币、虚拟货币等货币的出现,对各国货币发行调控都有一定影响。因此,我国要积极健全基础货币投放机制和货币供应调控机制,强化流动性、资本和利率约束的长效机制,从总量和结构两个方面考量我国基础货币投放量,既要保证我国货币发行量符合宏观经济发展的需要,避免因少发或者多发货币引起经济疲软或者过热,也要避免大量货币涌入某一领域或者行业,形成行业泡沫经济。政府部门要及时进行周期和逆周期调节,在稳定宏观经济运行的同时,确保一段时期内货币供应量与社会融资规模增速同经济增速基本匹配。