電子貨幣對貨幣流通速度影響實證分析

摘要:選取我國貨幣流通速度以及電子貨幣的相關樣本數據，，對電子貨幣與貨幣流通速度的相關性進行了統計檢驗，實證結果表明電子貨幣的替代轉化效應大于電子貨幣的替代加速效應從而導致貨幣流通速度的下降。

關鍵詞:電子貨幣;貨幣流通;影響

中圖分類號:F83

文獻標識碼:A

文章編號:1672-3198(2010)21-0174-01

電子貨幣產生與發展是信息科技和網絡經濟發展的必然結果。電子貨幣的產生被認為是自中世紀法幣取代鑄幣以來，貨幣形式發生的第二次根本性的變革。由于電子貨幣的便捷性和高效性，電子貨幣受到了人們的普遍歡迎，不僅逐漸改變了人們的生活習慣和支付方式，而且對傳統的貨幣理論也提出了挑戰。從理論上來說，電子貨幣不斷取代通貨和存款，電子貨幣對貨幣流通速度必然會產生一定的影響。從其他電子貨幣比較發達的國家的數據來看，自從電子貨幣出現以來，貨幣流通速度變的極其不穩定。因此，雖然影響貨幣速度的因素很多，電子貨幣也不是影響貨幣流通速度的主要因素，但對貨幣流通速度產生了一定的影響。電子貨幣和貨幣流通速度是什么樣的關系，以及電子貨幣對貨幣流通速度產生大多的影響就是要研究的問題。

1 文獻綜述

在國外，最先對電子貨幣進行研究的機構是國際清算銀行(BIS)，BIS從1996年到2004發表了六份報告對各國的電子貨幣情況以及風險和監管問題進行了介紹，同時也不同程度的涉及了電子貨幣對貨幣流通速度影響的內容，并一致認為電子貨幣加快了流通速度。以下是這六份報告Survey of Electronic Money (1996)， Implications for Central Banks of the Development of Electronic Money(1996 )， Risk Managementfor Electronic Banking and Electronic Money Activities ( 1998 )，Survey of Electronic Money Developments(2000，2001)，Survey of Developments in Electronic Money and Internet and Mobile Payments(2004)。

在國內，對電子貨幣的研究開始于1999年，最早的是，王魯濱(1999)從理論上分析了電子貨幣對貨幣政策的傳導機制時認為，電子貨幣替代通貨，從而加快了貨幣流通速度。尹龍(2000)總結和歸納了電子貨幣的定義、分類、屬性，并詳細地分析了電子貨幣對央行地位、貨幣政策的影響。董昕，周海(2001)認為在貨幣需求方面，網絡貨幣的替代作用使流通中的現金減少，加快了貨幣的流通速度，也使利用現金進行交易的次數減少。陳雨露、邊衛紅(2002)認為電子貨幣以光和電作為物質載體，以接近于光速的極限在因特網上高速流通，具有很強的隨機性，這導致短期貨幣流通速度難以預測或預測的準確性受到影響。。蒲成毅(2002)認為V在初期將隨貨幣供應量M0趨向減少而呈下降趨勢，而長期由于電子貨幣規模E的增大和M1總量的降低，V轉而呈上升趨勢。梁大鵬和齊中英(2004)采用金融相關率和金融創新度指標對我國三個層次的V進行回歸，得出我國金融創新與M0和M1的流通速度呈正相關，但與M2的流通速度呈負相關的結論。周光友(2006)通過協整研究認為電子貨幣影響貨幣流通速度的因素主要有:現金比率、貨幣供給的“流動性”、金融電子化程度以及貨幣電子化程度，它們對貨幣流通速度的影響是不同的，并得出電子貨幣在初級階段是降低貨幣流通速度的結論。游鴻輝苑德宇(2007)通過協整分析方法得出結論電子貨幣的發展會導致貨幣流通速度呈先降后升的趨勢，即導致V不穩定。

2 實證過程

2.1 技術路線

為了揭示電子貨幣與貨幣流通速度的關系，本文采用了協整的分析方法。本文在單位根檢驗上采用了ADF檢驗方法，以確定各指標的平穩性;而在協整檢驗上，采用EG兩步法對時間序列模型進行分析。

2.2 指標的選取

本文選取V指標作為因變量。V由GDP和貨幣供應量M決定，三個層次的V的指標公式分別為:V0=GDP/M0、V1=GDP/M1和V2=GDP/M2。

在解釋變量的選取上，選電子貨幣年末存款余額占狹義貨幣量M1的比重(E1)和電子貨幣年交易量占年末社會商品零售總額的比重(E2)作為解釋變量建立協整模型。電子貨幣年末存款余額用銀行卡年末存款余額代替，電子貨幣年交易量用銀行卡年交易量代替。選擇E1的理由是我國的電子貨幣還處在發展的初級階段，電子貨幣主要是替代流通的現金和活期存款(M1)，改變貨幣結構，進而影響貨幣流通速度。選擇E2的理由是:就目前來看，電子貨幣主要用于小額支付，取代現金支付和部分的小額轉賬支付，它對貨幣流通速度的影響可通過電子貨幣交易量在社會商品零售總額中的比重表現出來。

選擇數據時考慮到月度數據和季度數據的找尋難度，本文采用年度指標。考慮到我國進入20世紀90年代以來，特別是1994年開始實施“金卡”工程以后，電子貨幣得到了廣泛使用和迅速發展，它對我國的經濟金融產生了一定影響。又因為2008年金融年鑒進行了改版銀行卡年末存款余額難以獲得，本文選取1990-2006年的年度數據做樣本數據。并對各變量進行對數處理，消除異方差，

2.3 單位根檢驗

為了防止偽回歸出現，利用Eeviwes6.0對時間序列進行平穩性檢驗，本文中采用ADF(Augmented DickeyFuller Test)F檢驗方法。在檢驗過程中，根據序列的時序圖確定是否存在趨勢項和常數項，即確定ADF檢驗的基本形式，再根據赤池信息準則(AIC)確定滯后階數，得出ADF統計值。如果ADF統計量的絕對值大于臨界值的絕對值，則該變量平穩;反之則不平穩。

2.4 協整關系檢驗

本文采用E-G兩步法進行檢驗，其思路是:第一步對非平穩變量用最小二乘法進行線性回歸;第二步對殘差進行單位根檢驗。如果殘差序列是平穩的，則變量之間協整。反之，沒有協整關系。

2.5 誤差修正模型

如果一組變量之間存在協整關系，那么協整回歸總能轉換成誤差修正模型。采用E-G兩步法建立誤差修正模型，得誤差修正模型初步回歸方程:

△LV2=-0.046288+0.029001△LE1-0.011226△LE2-0.082176et-1

(-2.5314) (0.243583) (-0.190386) (-0.322649)

R2=0.051024 DW=1.164429

△LV1=-0.015872-0.024189△LE1-0.036871△LE2-0.378680et-1

(-0.5567) (-0.1704) (-0.4667) (-1.2877)

R2=0.1396 DW=1.1390

修正項系數為負，而且值較小，分別為-0.082176和-0.37680，說明長期均衡對短期

波動影響很小。

3 實證結果分析

從結果可以看，LV1，LV2的模型都通過了DW和F檢驗，各變量都通過了T檢驗，且擬合度分別達0.8724，0.9439整體解釋效果較好。而LV0模型的結果不理想。

LV1，LV2回歸模型中的(E1)電子貨幣年末存款余額占狹義貨幣量M1的比重的對數的系數為負，說明電子貨幣年末存款余額占狹義貨幣量M1的比重的提高會降低貨幣流通速度，它與貨幣流通速度呈負相關關系。即電子貨幣替代狹義貨幣量M1的比重越高，貨幣流通速度越小。出現這種現象的原因可以理解為電子貨幣替代轉化效應，即指電子貨幣對傳統貨幣進行替代時加快了不同層次貨幣形態之間相互轉化的速度。由于電子貨幣的存在，不同層次貨幣之間可進行快速的低成本或無成本的轉化，這意味著持有高層次的貨幣并不會降低貨幣的流通速度，而持有高層次的貨幣收益比較高，所以被電子貨幣替代的貨幣就會從低層次的貨幣轉化成高層次的貨幣，這使的貨幣流通速度的整體水平下降。

LV1，LV2回歸模型中的(E2)電子貨幣年末交易量占年末社會商品零售總額的比重的系數為正，可以說明隨著電子貨幣在商品交易中廣泛使用，使得電子貨幣交易量在社會商品零售總額中所占的比重逐年增加，且加快了貨幣流通速度。可以理解為電子貨幣替代加速效應，即電子貨幣對傳統貨幣的替代加快貨幣流通速度。由于電子貨幣的高流通性，以及無時空限制性，在商品交易中代替傳統貨幣加快整體貨幣的流通速度。

LV0模型之所以不理想，是因為V0僅僅是現金的流通速度，不是整體流通速度，不符合上述的解釋，所以模型并不擬合。