電子貨幣使用、貨幣乘數變動與貨幣政策有效性

摘 要：本文基于我國1990—2011年的數據，分析了使用電子貨幣對貨幣乘數變動、貨幣政策有效性的影響，結果顯示：（1）在長期，我國貨幣乘數和電子貨幣使用率、存款準備金率以及現金漏損率之間存在均衡關系；電子貨幣使用率的提高對貨幣乘數具有雙重作用，且使貨幣乘數下降的作用更強。（2）在短期，我國狹義貨幣乘數非均衡的自我糾正速度快于廣義貨幣乘數；電子貨幣使用率的提高，使得現金漏損率與貨幣乘數出現了同向變化的情況，這與長期的結果相反。（3）電子貨幣的使用增強了我國貨幣乘數的內生性和不穩定性，降低了貨幣政策有效性。

關鍵詞：電子貨幣；使用率；貨幣乘數；貨幣政策

Abstract：By the view of the using rate of electronic money，the estimated results based on the data from 1990 to 2011 shows: （1）In the long term，there is balanced relationship between monetary multiplier and the using rate of electronic money，deposit reserve ratio and cash leakage rate. The increasing of using rate of electronic money has double side effect on monetary multiplier，and the effect of declining the monetary multiplier is more effective.（2）In the short term，the speed of non-balanced self-correction of M1 is faster than M2；the increasing of using rate of electronic money make cash leakage and the monetary multiplier change in the same direction，which is opposite to long-term results. （3）The usage of electronic money enhances the endogenous and instability of monetary multiplier and reduces the effectiveness of monetary policy.

Key Words：electronic money，using rate，monetary multiplier，monetary policy

中圖分類號：F820 文獻標識碼：A 文章編號：1674-2265（2012）07-0024-05

傳統的貨幣理論認為，貨幣供給主要由基礎貨幣和貨幣乘數兩個因素來決定。貨幣乘數是穩定并可以預測的，中央銀行可以在科學預測貨幣乘數的基礎上調整其可直接控制的基礎貨幣，實現對貨幣供給的調控。隨著電子金融的快速發展，電子貨幣的廣泛使用給傳統的貨幣理論帶來了強有力的沖擊，主要表現在其加大了中央銀行控制基礎貨幣的難度，增強了貨幣乘數的內生性和不穩定性。正確認識電子貨幣的使用對貨幣乘數的影響，對我國中央銀行準確把握電子貨幣條件下貨幣乘數變動的規律、提高貨幣政策有效性具有重要的現實意義。

一、文獻綜述

對于電子貨幣的定義，較權威的是1998年《巴塞爾協議》所描述的：電子貨幣是指在零售支付機制中，通過銷售終端、不同的電子設備之間以及在公開網絡上執行支付的“儲值”和“預付支付機制”。從已有的文獻看，國內外學者對電子貨幣條件下貨幣乘數的研究已取得了一些有價值的成果，但并沒有得出一致性的結論。

國外最早對電子貨幣的研究來自國際清算銀行的支付與清算委員會（BIS）。其于1996年、2000年、2001年和2004年先后發表了對電子貨幣的研究報告，分別就電子貨幣的界定、發展、風險和對貨幣供給和貨幣政策的影響等進行了研究。這些報告為電子貨幣的研究奠定了基礎。多恩（James A.Dorn，1996）認為電子貨幣的存在及其對貨幣流通速度的影響，降低了中央銀行控制基礎貨幣的能力。所羅門（Solomon，1997）在研究電子貨幣對貨幣總供給的影響時，指出應將電子貨幣的發行量直接計入貨幣總量，這樣就使貨幣乘數顯著增加。霍金斯（John Hawkins，2002）、沙利文（Susan M.Sullivan，2002）和歐文（Ann L.Owen，2004）等學者指出電子貨幣會使中央銀行難以控制商業銀行的行為，從而導致中央銀行降低了對基礎貨幣和貨幣乘數的控制能力。金（Mervyn King，1999）的觀點比較激進，他認為電子貨幣條件下，商業銀行不再需要基礎貨幣就可以滿足結算賬戶的平衡。弗里德曼（1999）則認為雖然電子貨幣會對基礎貨幣和貨幣乘數產生影響，但這種影響是有限的。

國內對于電子貨幣的研究雖然起步較晚，但是發展速度很快，對于電子貨幣影響貨幣乘數這一問題，研究出發點各不相同。胡海鷗和賈德奎（2003）指出電子貨幣將減少公眾對中央銀行基礎貨幣的需求，增強貨幣乘數的內生性，削弱以貨幣供給量為貨幣政策中介目標的貨幣政策效果，甚至可能使其失去作用。謝平、尹龍（2001）指出電子貨幣的發展影響了貨幣供求理論和中央銀行對貨幣政策的控制力度，貨幣乘數會增大。尹龍（2003）論證了電子貨幣使貨幣乘數的計算公式更為復雜，影響貨幣乘數的因素增加了，而且新增因素大多為經濟運行中的內生變量，增強了貨幣乘數的內生性。靳超、冷燕華（2004）認為電子貨幣作為一種媒介工具，將更多的貨幣納入到銀行系統乘數創造過程中，從而總體上增大了貨幣乘數。周光友（2007）也認為電子貨幣增強了貨幣乘數的內生性，并用實證方法證明了電子貨幣對貨幣乘數的放大效應。王倩、杜莉（2008）通過實證表明電子支付科技對貨幣乘數的影響并不是單一的擴張，而是具有雙重作用。

以往研究成果無疑為研究電子貨幣對貨幣乘數變動的影響提供了較好的理論基礎和研究方法。但是，以下三點仍有待改進：一是研究大多停留在定性分析的層面上，并且有較多的重復，定性分析的結果雖然對中央銀行制定貨幣政策有一定的參考作用，但很難操作。二是對我國電子貨幣影響貨幣乘數的實證研究局限于只能使用2006年以前的數據①，而恰恰是從2006年開始，我國狹義貨幣乘數和廣義貨幣乘數都由上升轉入了下降通道。三是較少從電子貨幣使用率的角度研究貨幣乘數變動，電子貨幣使用率一方面能說明電子貨幣的發展程度，另一方面能說明電子貨幣交易結算的規模。本文嘗試把電子貨幣使用率納入貨幣乘數決定的理論分析框架，利用1990—2011年的數據建立貨幣乘數的協整方程和誤差修正方程，揭示我國電子貨幣使用和貨幣乘數變動的相互關系和內在機理，為中央銀行合理地制定和實施貨幣政策、提高貨幣政策的有效性提供依據。

二、樣本數據說明和模型變量選擇

在進行實證研究時，因為月度和季度數據難以獲得，本文采用1990—2011年的年度數據。狹義貨幣乘數m1和廣義貨幣乘數m2分別由狹義貨幣供應量M1和廣義貨幣供應量M2與基礎貨幣之比計算得到。由于目前我國的電子貨幣主要以銀行卡的形態存在，因此，有關電子貨幣的數據用銀行卡數據來代替，數據取自相關年度《中國金融年鑒》和中國人民銀行網站，2011年度銀行卡數據取自CEIC中國經濟數據庫。本文的變量檢驗和模型估計均采用STATA11.0軟件包完成。

就我國當前電子貨幣發展所處的階段來看，電子貨幣對現金和活期存款的替代作用較為明顯，電子貨幣的使用也主要是通過與現金、準備金和活期存款相關的因素來影響貨幣乘數。因此，本文選擇現金漏損率、存款準備金率和電子貨幣使用率來揭示電子貨幣使用和貨幣乘數變動之間的相關關系。

（一）現金漏損率k

現金漏損率為流通中的現金和活期存款之比。現金漏損率上升，一方面，商業銀行為了應付客戶提取現金的需要必須保留更多的超額準備金，用于貸款和投資的資金必然減少，其存款貨幣創造能力會下降；另一方面，商業銀行原始存款的減少會使其信用創造能力降低。這都會導致貨幣乘數的下降，因此，現金漏損率與貨幣乘數負相關。電子貨幣取代流通中的現金并使其部分轉化為活期存款，這會降低現金漏損率，提高貨幣乘數。

（二）存款準備金率r

存款準備金率為商業銀行在中央銀行的儲備與存款總額（包括活期存款、定期存款、儲蓄存款和其他存款）之比。存款準備金率的提高使商業銀行用于貸款和投資的資金減少，這會降低商業銀行的存款貨幣創造能力，使貨幣乘數下降。因此，存款準備金率與貨幣乘數負相關。電子貨幣交易額的增加使銀行卡賬戶上的資金清算額加大，其贖回所需要的等值傳統貨幣的數量也就越多，這樣會使商業銀行增加用于結算的儲備金，使存款準備金率上升，貨幣乘數下降。

（三）電子貨幣使用率eu

電子貨幣使用率為銀行卡交易額和GDP之比。電子貨幣使用率代表電子貨幣被用作交易媒介的程度，它既能說明電子貨幣替代現金的程度，又能說明電子貨幣交易結算的規模。一方面，電子貨幣使用率的提高會通過電子貨幣替代現金并使其部分轉化為活期存款，降低現金漏損率，從而使貨幣乘數增大；另一方面，電子貨幣結算規模的擴大會使商業銀行增加用于結算的儲備金，通過提高存款準備金率使貨幣乘數減小。對貨幣乘數的最終影響取決于這兩種作用機制力度的大小。

（四）電子貨幣使用率與貨幣乘數變動趨勢分析

總體上看，1990—2005年，我國狹義貨幣乘數m1和廣義貨幣乘數m2都呈上升趨勢，而從2006年開始，二者均出現下降。m1由1990年的1.05上升到2005年的最大值1.67，到2011年降為1.29；m2由1990年的2.12上升到2005年的最大值4.64，到2011年降為3.79。這種變動趨勢有兩個重要特點：一是m1和m2同步變化，二是m2的變化比m1快。

與此同時，電子貨幣使用率一直處于上升通道，其從1990年的0.05上升到2011年的6.87，上升了137倍，尤其從2006年開始，電子貨幣使用率增長趨勢明顯加快；現金漏損率由1990年的0.61下降到2011年的0.21，處于明顯的下降通道，這是由于電子貨幣的使用減少了現金的使用，并使其一部分轉化為活期存款，而使現金占活期存款的比重下降。另外，與貨幣乘數相反，存款準備金率大致經過了先下降后上升的過程，其從1996年的最大值0.27下降到2005年的最小值0.15，到2011年上升為0.22（見圖1）。

圖1：現金漏損率、存款準備金率和電子貨幣使用率變動趨勢

由此可見，電子貨幣的使用對狹義貨幣乘數m1和廣義貨幣乘數m2有明顯的影響，它們之間存在明顯的相關性。本文將通過構建貨幣乘數的協整方程和誤差修正方程進一步揭示它們之間的相互關系。

三、實證過程

（一）平穩性檢驗

為了防止偽回歸的發生，需要對各變量進行平穩性檢驗。檢驗方法采用單位根檢驗中的ADF方法，檢驗結果如表1所示。m1、m2、k、r和eu在5%的顯著水平下是非平穩的；而經過一階差分變換后，D（m1）、D（m2）、D（k）、D（r）和D（eu）在5%的顯著水平下是平穩的，即m1、m2、k、r和eu都是一階單整的，滿足協整檢驗的前提。

表1：變量及其差分序列的單位根檢驗結果

注：（1）（c，t，n）表示ADF檢驗中的常數項、時間趨勢項和滯后期數。（2）Δ為變量的一階差分項。（3）**表示在5%顯著水平下的臨界值。

（二）Johansen協整檢驗

本文采用多變量的協整檢驗方法——Johansen協整檢驗。比較Johansen協整檢驗的5種趨勢假設的結果，選擇有常數項、沒有時間趨勢項的模型進行檢驗。Johansen協整檢驗結果見表2。

表2：Johanson協整檢驗結果

注：*表示在5%的顯著水平拒絕原假設，滯后階數的選取按照FPE與SBIC準則，最大特征根統計量與跡統計量的臨界值來自于 Osterwald-Lenum， M . （1992）。

協整檢驗的結果表明，對于m1和k、r、eu，特征根跡檢驗和最大特征根檢驗都在5%的顯著水平下拒絕了0個協整向量的原假設，說明4個序列之間至少存在1個協整向量；需進一步檢驗至少1個協整向量的原假設，結果表明特征根跡檢驗和最大特征根檢驗都不能在5%的顯著水平下拒絕原假設，說明m1和k、r、eu之間只存在1個協整向量；同理，協整檢驗結果表明，m₂和k、r、eu之間也只存在1個協整向量，即m₁和k、r、eu之間以及m₂和k、r、eu之間都存在長期均衡關系。

（三）建立誤差修正模型

由于m1和k、r、eu之間以及m2和k、r、eu之間都存在協整關系，因此可以構建m₁和m₂的協整方程②為：

（1）

（22.31）* （24.26）* （11.73） *

（2）

（23.47）* （7.01）* （11.51） *

由（1）和（2）可得m1和m2的誤差修正項為：

（3）

（4）

m1和m2的誤差修正方程的估計結果③為：

（-2.00）** （-0.41） （1.90）*** （0.09） （-1.54）

R²=0.80 RMSE=0.06

（-1.79）*** （0.30） （1.97）** （0.97） （-0.80）

R²=0.71 RMSE=0.17

兩個誤差修正方程的擬合優度R2都較高，說明m1和m2的誤差修正方程擬合效果較好。

（四）對實證結果的分析

m1和m2的協整方程（1）和（2）以及誤差修正方程（5）和（6）表明我國貨幣乘數和電子貨幣使用率、存款準備金率以及現金漏損率之間存在長期均衡關系和短期動態關系。

在長期均衡關系中，電子貨幣使用率eu與狹義貨幣乘數m1和廣義貨幣乘數m2均呈顯著的負相關關系，即電子貨幣使用率的提高會使貨幣乘數下降。電子貨幣的使用依托于商業銀行的轉賬結算服務，電子貨幣使用率的上升會提高商業銀行的轉賬結算規模，增加商業銀行清算賬戶頭寸規模，這會通過提高存款準備金率而降低貨幣乘數。實證分析的負相關關系說明，我國電子貨幣使用率的提高降低現金漏損率使貨幣乘數增大的作用要弱于其提高存款準備金率使貨幣乘數減小的作用。現金漏損率k和存款準備金率r對狹義貨幣乘數m1和廣義貨幣乘數m2的影響都顯著為負，這說明傳統貨幣乘數的影響因素仍在發揮著明顯作用。電子貨幣使用率的提高降低了現金漏損率，這使貨幣乘數增大。電子貨幣使用率的提高增加了商業銀行的清算準備金，提高了商業銀行的存款準備金率，商業銀行用于貸款和投資的資金減少，存款貨幣創造能力降低，這使貨幣乘數下降。

在短期，誤差修正方程的誤差修正項ecm的系數反映了m1和m2偏離長期均衡時的調整速度，其都顯著為負說明當m1和m2偏離長期均衡時，經濟力量將以一定的力度將其從非均衡拉回均衡狀態。就m1而言，當短期波動偏離長期均衡時，經濟力量會以-0.95的速度將其拉回均衡態，即m1與長期均衡的偏差需要大約1年的時間得以糾正；而m2的調整速度為-0.55，即m2與長期均衡的偏差在下一年約55%會得到糾正。Δkt-1的系數都顯著為正，說明短期內現金漏損率降低會使貨幣乘數減小，這與長期的結果相反。本文認為，這是由于在短期，電子貨幣使用率的提高一方面降低了現金漏損率；另一方面加速了貨幣流通，進而縮短了貨幣的循環周期，從而降低了貨幣乘數，從而使得現金漏損率與貨幣乘數出現了同向變化的情況。但這個觀點需進一步研究才能得以證實。

由此可見，電子貨幣使用率的提高對貨幣乘數的雙重作用增加了影響貨幣乘數的因素，增強了貨幣乘數的不穩定性。在影響貨幣乘數的3個因素中，央行可以通過法定準備金政策控制存款準備金率，而現金漏損率和電子貨幣使用率則取決于人們對交易媒介的偏好和我國金融科技的發展程度，是經濟運行中的內生變量，央行能控制因素所占比例的降低增加了貨幣乘數的內生性。

四、結論及啟示

本文通過構建狹義貨幣乘數m1和廣義貨幣乘數m2的協整方程和誤差修正方程，考察了電子貨幣使用和貨幣乘數變動之間的相關關系，得到結論為：首先，從長期來看，我國貨幣乘數和電子貨幣使用率、現金漏損率以及存款準備金率之間存在均衡關系。電子貨幣使用率的提高對貨幣乘數有雙重作用：一方面，電子貨幣使用率的提高通過提高存款準備金率而降低貨幣乘數；另一方面，電子貨幣使用率的提高通過降低現金漏損率而提高貨幣乘數。實證結果發現，電子貨幣使用率的提高對我國貨幣乘數減小的作用要大于使其增大的作用。其次，從短期來看，狹義貨幣乘數m1和廣義貨幣乘數m2在偏離長期均衡態時都具有負向的自我修正機制，且狹義貨幣乘數m1的調整速度（-0.95）要快于廣義貨幣乘數m2（-0.55）；現金漏損率降低會使貨幣乘數減小，這與長期的結果相反。最后，除了以上基本結論外，我們還需對以下問題進行深入思考。

第一，近年來我國貨幣乘數為何進入了下降通道？2006年以前，我國狹義貨幣乘數m1和廣義貨幣乘數m2均呈上升趨勢，在此期間，我國的電子貨幣使用率還相對較低，其通過提高存款準備金率使貨幣乘數下降的作用還沒完全體現。從2006年開始，電子貨幣使用率增長趨勢明顯加快，電子貨幣使用率的提高通過提高存款準備金率使貨幣乘數下降的作用得以體現，存款準備金率也在2006年由下降開始轉為上升，電子貨幣使用率的提高和存款準備金率的上升都對貨幣乘數施加了向下的驅動力，致使貨幣乘數下降。

第二，電子貨幣條件下，我國能否仍把貨幣供應量作為貨幣政策的中介目標？貨幣乘數不穩定性和內生性增強使中央銀行預測貨幣乘數的變化，進而通過調整基礎貨幣控制貨幣供給量的難度加大，這使我國以貨幣供應量作為中介目標的貨幣政策效果大打折扣，從而降低了貨幣政策有效性。甚至有學者認為，由于目前我國中央銀行還沒有對電子貨幣收繳存款準備金，理論上現金漏損率的降低會使貨幣乘數無限上升，從而導致中央銀行喪失維持貨幣政策有效性的能力。但本文的實證結果表明，電子貨幣使用率的提高對貨幣乘數的影響并不是單一的擴張，也有通過提高商業銀行的存款準備金率使貨幣乘數減小的作用，而且使貨幣乘數減小的作用要更強；另外，電子貨幣條件下，中央銀行選擇貨幣供應量作為貨幣政策中介目標的3個標準——可測性、可控性和相關性仍能夠得以滿足。因此，電子貨幣條件下，貨幣供給量仍可以作為我國中央銀行的貨幣政策中介目標，央行應當將電子貨幣的使用對貨幣乘數變動的影響考慮進去，加強對電子貨幣的統計與控制，從而提高貨幣政策的有效性。

注：

①反映電子貨幣數量的指標——銀行卡年末存款余額的統計資料只到2006年。

②經檢驗并比較誤差修正模型的5種趨勢假設的結果，對m1和m2均采用協整方程和誤差修正方程有常數項、沒有時間趨勢項的形式進行估計；參數上標*、**、***分別表示估計系數在1%、5%、10%置信水平下顯著（以下同）。

③穩定性檢驗表明所有根的模都小于等于1，說明誤差修正模型是穩定的。殘差檢驗表明殘差是不存在自相關的正態分布，說明誤差修正模型的估計結果是無偏且一致的（結果備索）。

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（責任編輯 耿 欣；校對 GX）