摘要:銀行卡的迅速發展對現金流通產生了替代效應。本文運用銀行卡因素凸現之前在現金流通量和社會商品零售額間形成的長期協整關系和短期誤差修正模型,預測了1995年之后的現金流通量,并以預測值與實際值的差額作為現金替代效應的估計。在此基礎上,進一步考慮存款準備和央行票據負債的綜合加權平均成本后估算了我國央行2003-2008年間的鑄幣稅損失情況。結果表明,我國銀行卡的發展引起了明顯的鑄幣稅損失。
關鍵詞:銀行卡;現金替代;鑄幣稅損失
Abstract:With the rapid development of bankcard payments,they have substituted for traditional cash. Based on the estimated value of substitution effect of bankcard payments for currency usage,we estimate the seigniorage loss of central bank in China from 2003-2008. Our research shows bankcard payments' rising has caused significant seigniorage loss of the People' Bank of China for the past six years.
Key Words:bankcard,seigniorage loss,substitution for currency
中圖分類號:F830.4 文獻標識碼:A文章編號:1674-2265(2009)11-0017-04
一、引言
二十世紀90年代中期以來,隨著全國范圍內“金卡”工程的實施,銀行卡以其快捷、方便、安全和低成本的優勢,對傳統紙質現金形成了明顯的替代。據中國人民銀行發布的《中國支付體系報告》,2008年末,我國人均持有銀行卡1.36張,當年銀行卡交易總筆數為166.7億筆,交易金額為126.16萬億元,占全部非現金交易的比例分別為91%和20%。銀行卡已經成為我國消費領域最頻繁使用的非支付現金工具。與此同時,我國流通現金占GDP的比例持續下降,從2001年的16.7%降到了2008年的11.31%。
發行通貨是現代中央銀行極為重要的負債項目,而且是無息的。無息通貨負債與中央銀行有息資產之間的利息差構成了中央銀行鑄幣稅①收入的主要來源(John·Hawkings,2003)。銀行卡日益廣泛使用對傳統現金流通的替代,必然會減少中央銀行的鑄幣稅收入。而鑄幣稅收入是支持中央銀行貨幣政策操作的重要財力基礎,其數量的多少通過影響中央銀行損益表,也與中央銀行的獨立性有關聯。因此,研究銀行卡使用所導致的中央銀行鑄幣稅損失問題,對于我們理解和應對非現金支付工具發展所帶來的貨幣政策挑戰有重要理論和現實意義。
Gene Amromin和Sujit Chakravorti(2007)運用13個發達國家1988-2003年間的面板數據對銀行借記卡的現金替代效應問題進行了研究,發現借記卡使用終端量和不習慣用卡的小店數量對現金流通分別具有顯著的正向和負向影響。早在二十世紀70年代,隨著信用卡支付方式在美國的興起,有經濟學家就擔心信用卡會完全取代現金流通,進而沖擊傳統貨幣政策操作(Brunner ,Meltzer,1990)。二十世紀90年代末以來,Friedman(1999)、Freedman(2000)、Palley(2002)和Fullwiler(2004)研究了電子貨幣對包含通貨在內的中央銀行負債(基礎貨幣)的縮減效應及其貨幣政策影響。電子貨幣通過現金替代而產生的鑄幣稅減少問題,是他們討論電子貨幣的負面貨幣政策效應的一個切入點,但僅限于理論說明而缺乏實證分析。多年以來,我國學術界不乏有關鑄幣稅的研究(夏俊榮,2001;歐陽勇、曾志耕,2004;史瑜璐,2009),但大多采用理論和定性的方法,目前尚未見到將銀行卡發展與鑄幣稅損失聯系起來的實證分析文獻。
二、我國銀行卡發展的現金替代估計:1995-2008
(一)現金替代估計的思路
長期以來,由于我國面向個人的銀行轉賬支付體系不發達,以及普通消費者對傳統現金支付方式的偏好,導致我國個人消費領域的現金使用量大、使用頻率高。因此,零售商品消費市場的動態成為決定現金流通量的最主要因素。研究我國現金流通的季節性規律,我們會發現每當春節前的一、二個月,流通中的現金量會急劇上升,節后一、二個月又會迅速恢復到正常水平。究其原因,中國人春節集中消費的傳統習慣,使得個人零售商品消費市場在這個季節非常活躍,從而必然會帶動現金的季節性集中投放。我國現金這一非常明顯的季節性投放現象,恰好印證了個人零售商品消費交易對現金流通量的決定性影響。
然而,1994年開始實施“金卡工程”后,我國銀行卡事業逐步加速發展,銀行卡日益成為大眾化的零售支付工具。因此,以二十世紀90年代中期為界,個人零售品消費市場交易對現金流通的影響度必然會前后有所不同。90年代中期以前,個人消費基本通過現金交易完成,零售消費品市場對現金流通具有可信和穩定的決定性影響;90年代中期后,銀行卡逐步開始在個人支付領域占據重要地位,零售品市場對現金流通的決定性作用也因此受到了挑戰和沖擊。
出于以上考慮,本部分擬以1952-1994年的歷史年度數據建立現金流通量關于社會商品零售總額的回歸模型,然后用1995-2008年的實際社會商品零售總額數據估計出同期每一年的現金流通數量,最后對這一期間現金流通的估計值和實際值進行差值分析。
(二)估計過程及結果
本文主要數據來自《新中國五十年統計資料匯編》以及《中國統計年鑒》。本文用RS(Retail-sale)表示社會商品零售總額,表示流通中的現金,計量分析時均采用其對數序列。為防止物價波動對數據產生異常影響,本文采用經居民消費價格指數調整后的實際數據。所有計量分析均用Eviews3.1軟件完成。
1. 協整檢驗。為了防止偽回歸現象,在建立回歸模型之前,必須對這兩個時間序列變量進行平穩性檢驗。
(1)序列平穩性的單位根檢驗。本文用ADF方法對流通中的現金和社會商品零售總額對數序列的平穩性檢驗結果,報告如下表1。
檢驗結果表明,流通中的現金和社會商品零售總額取對數的序列,即 和 是非平穩的,但在1%的臨界水平上以及的一階差分都是平穩的,記為。
(2)協整關系檢驗。我們利用Engle-Granger兩步法檢驗兩變量是否有協整關系。
第一步,用OLS法估計方程,建立 與
的回歸模型:
發現殘差項有較強的一階自相關性。考慮加入適當的滯后項,得與的分布滯后模型:
自相關性消除,因此可初步認為是與
的長期穩定關系。
第二步,檢驗 的單整性。如果為平穩序列,則認為變量 ,為(1,1)階協整。檢驗方法即是上述采用的ADF檢驗。由于協整回歸中已含有截距項,則檢驗模型中無需再用截距項。殘差項的穩定性檢驗如下:
這里的t檢驗值小于1%顯著性水平下的ADF臨界值-2.62,說明 與是(1,1)階協整的,方程(2)即為它們長期穩定的均衡關系。
2. 格蘭杰因果檢驗。我們對兩變量進行格蘭杰因果關系檢驗。具體結果報告如下表2。
表2的檢驗結果表明,在5%的顯著水平下,
是的格蘭杰原因,但 卻顯著地不是
的格蘭杰原因。
3. 誤差修正模型(ECM)。根據本文前面的分析,我國1952-1994年的流通現金和社會商品零售總額時間序列之間不僅存在協整關系,而且因果關系也非常明確。在兩者存在長期均衡關系的基礎上,我們依據Granger定理建立誤差修正模型,將協整變量之間的長期均衡和短期變動有機地結合起來,用以反映兩者之間的動態關系。我們以平穩序列作為誤差修正項,建立誤差修正模型并估計如下:
4. 銀行卡使用對現金流通替代的估計。如果在沒有銀行卡這一新興支付方式沖擊的情況下,我們可以利用前面估計的協整方程(2)和誤差修正方程式(3),以1995年以后的社會商品零售總額年度數據對此后每一年的現金流通量進行預測。然后根據現金流通量的預測與實際差值來判斷和度量銀行卡的現金替代效應。1995年的現金流通量預測如下:
利用方程(2)得到1994年關于長期均衡點的偏差:
利用方程(3)預測1995年的短期波動為:
因此,
以此類推,我們逐一對1995-2008年的年度現金流通量進行預測并將對數還原回居民消費價格指數調整前的名義數據,具體如下表3所示:
可以看出,1995至2008年,現金流通的預測結果均大于實際數據,特別是2000年之后差值呈持續大幅遞增發展趨勢。這說明,二十世紀90年代中期以來,由于銀行卡使用的快速推廣,流通中的現金增加與此前相比已明顯持續減少,銀行卡使用的現金替代效應明顯存在。
三、我國銀行卡替代現金的鑄幣稅損失估算:2003-2008
在始自2003年的中國經濟新一輪強勁擴張中,對外出口高速增長,國際資本迅猛流入,央行外匯占款大幅持續攀升,直接推動了央行資產的快速擴張。中國人民銀行的總資產由2003年末的6.2萬億元迅速增加到了2008年末時的20.7萬億元。
在本文第二部分我們發現,自我國二十世紀90年代中期推進“金卡工程”以來,一直明顯存在銀行卡對現金的替代效應。2000年后,替代效應明顯加劇。在這種背景下,中央銀行資產的超速擴張必然要更多地依賴其他非通貨有息負債來支持。觀察中國人民銀行的資產負債表,我們發現央行票據和金融機構存款準備兩個負債項目自2003年來以來明顯持續增加,所占央行總負債的比重從2003年的41%上升到了2008年的67%。這一期間如果沒有銀行卡對現金的替代效應,通貨發行量肯定要比實際發行高出很多,而中國人民銀行的央行票據和存款準備負債相應地要比實際低出很多。由于鑄幣稅主要源于央行有息資產與無息通貨負債之差,因此中央銀行為彌補通貨發行減少而增加央行票據和存款準備有息負債所“額外”支付的利息成本構成了其鑄幣稅損失。用公式表示如下:
上式中,、 、分別表示第 年的鑄幣稅損失、銀行卡對現金的替代數額以及央行存款準備和票據負債的綜合加權利息成本。、、 和分別表示第 年的存款準備金利息率、央行票據利息率、存款準備金和央行票據額。
我們在本文第二部分已經估算出了1995年以來銀行卡對現金的替代數額。關于存款準備金利息率的估算,我們以法定存款準備和超額存款準備占總存款準備的比例為權數,對法定存款準備金利率和超額存款準備金利率進行加權平均,以此作為存款準備金利息率。其中,在存款準備金利率(法定和超額存款準備利率)有調整的年份,分別以調整前后的利率實際執行天數占360天的比例為權數,加權平均計算當年的存款準備金利率。我們以具有代表性的3個月央行票據利率作為央行票據利率。在2003-2008年間,中國人民銀行每年發行的3個月央行票據分別為33期、43期、44期、44期、47期和46期,相應的年均利率分別為2.43%、2.49%、1.41%、2.23%、2.23%和2.81%。存款準備金和央行票據額數據直接取自中國人民銀行每年末公布的“貨幣當局資產負債表”統計資料。最后的估算結果及相關數據報告如表4。
估算結果表明,2003年以來我國銀行卡使用導致的中央銀行鑄幣稅收入損失逐年大幅增加,鑄幣稅損失從2003年的86.42億元已增至2008年的305.41億元。與此同時,鑄幣稅損失占GDP的比例從2003年的0.064%提高到了2008年的0.102%。
四、結論
我們的研究表明,自二十世紀90年代中期“金卡工程”實施以來,一直存在銀行卡的現金替代效應,而且2000年之后隨著銀行卡支付方式的加速發展,替代效應越來越顯著。
本文估算表明,近年來我國銀行卡發展所導致的中央銀行鑄幣稅損失呈逐年增加的趨勢,損失額已由2003年的86.42億元增加到了2008年的305.41億元。鑄幣稅損失占GDP的比例區間為0.064%-0.104%。而根據John·Hawkings(2003)的估計,1999-2001年間中國通貨發行產生的全部鑄幣稅收入占GDP的平均比例也就在0.7%左右,同期發達國家的這一比例則僅為0.1%。因此,我國銀行卡發展引起的中央銀行鑄幣稅收入損失不僅絕對數額可觀,而且相對損失比例也相對較高。在我國日益轉向間接調控型貨幣政策的背景下,中央銀行的財務狀況不再是一個與其貨幣政策操作沒有關聯的因素。銀行卡發展所引起的鑄幣稅損失,完全有可能通過影響中國人民銀行的財務狀況對其貨幣政策能力和獨立性產生沖擊。
注:
①雖然對鑄幣稅有不同的界定,但均與中央銀行貨幣發行收入有關。
參考文獻:
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(特約編輯 張立光)