第三方互聯網支付對我國貨幣乘數影響的實證研究
——基于喬頓貨幣乘數模型

（福州大學 經濟與管理學院，福建 福州 350116）

第三方互聯網支付對我國貨幣乘數影響的實證研究
——基于喬頓貨幣乘數模型

楊涵

（福州大學 經濟與管理學院，福建 福州 350116）

近年來，隨著互聯網金融行業蓬勃發展，第三方互聯網支付的規模擴張迅速，對傳統的貨幣金融體系造成了巨大的沖擊，給我國貨幣供給的管控造成了前所未有的挑戰。文章基于喬頓貨幣乘數模型，將第三方互聯網支付對決定貨幣乘數因素的影響進行理論分析，通過建立第三方互聯網支付替代率、準備金率與貨幣乘數的計量經濟模型，實證研究第三方互聯網支付對我國貨幣乘數的影響。實證結果表明：第三方互聯網支付使我國狹義貨幣乘數減小，廣義貨幣乘數增大。

第三方互聯網支付；喬頓貨幣乘數模型；貨幣乘數

隨著計算機信息技術的普及和快速發展，第三方互聯網支付的規模近年來擴張迅速。據艾瑞咨詢統計，2016年第二季度我國第三方互聯網支付交易規模達到4.6萬億元，龐大的交易規模對于傳統的貨幣金融體系造成了巨大的沖擊，對貨幣供給的影響尤為明顯。

現代貨幣供給理論表明，貨幣供給由基礎貨幣和貨幣乘數決定，基礎貨幣作為外生變量是央行比較容易實行干預的，而貨幣乘數則是央行難以掌控的內生變量。第三方互聯網支付的發展加大了貨幣乘數的內生性，給央行對貨幣供給的調控帶來巨大壓力。因此，本文通過實證研究分析第三方互聯網支付對我國貨幣乘數的影響。

一、文獻回顧

第三方互聯網支付是指單位或個人在第三方交易平臺上通過電子終端，直接或間接向銀行業金融機構發出支付指令，實現貨幣支付與資金轉移的支付方式[1]。第三方互聯網支付是賬戶依存型的電子貨幣[2]。對此，不同的學者、專家等業內人士從不同角度對電子貨幣與貨幣乘數的關系加以了討論研究。

李忠民和李坤坤（2010）通過實證研究電子貨幣與非電子貨幣存款之比與貨幣乘數間關系，認為電子貨幣的發展從長期來看會擴大貨幣乘數的大小，但是在短期將會縮小貨幣乘數[3]。陳仲常、李志龍和夏進文（2010）通過實證研究現金漏損率和貨幣乘數間的關系，認為電子支付工具擴大了貨幣乘數，且縮短了貨幣乘數實現的時滯[4]。王亮和劉瑞娜（2012）通過研究電子貨幣使用率與貨幣乘數間的關系，指出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[5]。蔣少華（2013）實證研究了電子支付與貨幣乘數間關系后認為電子支付發展與貨幣乘數間存在長期均衡關系，狹義貨幣乘數有增大的趨勢，而廣義貨幣乘數從長期來看有下降趨勢[6]。楊弋帆（2014）通過理論分析三種不同發行電子貨幣的方式對貨幣供給及貨幣乘數的影響后，認為第三方支付機構作為電子貨幣發行的主力軍，具有進一步放大貨幣乘數的效應[7]。何夢彬（2015）實證研究了狹義電子貨幣對短期利率和貨幣乘數的影響后，認為電子貨幣使用率的提升使狹義貨幣乘數減小[8]。

本文以喬頓貨幣乘數模型為基礎，將第三方互聯網支付對決定貨幣乘數的因素的影響進行理論分析，通過實證分析第三方互聯網支付對我國貨幣乘數的影響，并提出相關的建議。

二、第三方互聯網支付對貨幣乘數影響的理論分析

1、喬頓貨幣乘數模型

根據現代貨幣供給理論，貨幣供給等于貨幣乘數與基礎貨幣之積。貨幣乘數是指貨幣的擴張系數，決定貨幣供給擴張能力的大小?；A貨幣為流通中的通貨與商業銀行的準備金存款之和。若以M表示貨幣供給；m表示貨幣乘數；B表示基礎貨幣；C表示通貨；R表示商業銀行的存款準備金，根據上述理論可知：

喬頓貨幣乘數模型采用狹義貨幣的定義，若以M1表示狹義貨幣，D表示商業銀行的活期存款，Rd表示活期存款法定準備金，Rt表示定期存款法定準備金，E表示超額準備金，T表示定期存款，rd表示活期存款的法定準備金比率，rt表示定期存款的法定準備金比率，e表示超額準備金比率，t表示定期存款比率即定期存款同活期存款之比，k表示通貨比例即通貨與商業銀行的活期存款之比，設m1表示與狹義貨幣M1相應的貨幣乘數，則：

把喬頓貨幣乘數模型的貨幣定義擴大到廣義貨幣M2可以得到廣義貨幣乘數m2的公式：

通過上述公式可得，影響貨幣乘數的因素包括通貨比例k、活期存款的法定準備金比率rd、定期存款的法定準備金比率rt、超額準備金比率e、定期存款比率t。

2、第三方互聯網支付對各因素的影響

（1）對通貨比率k的影響：基于費雪方程式MV=PQ，在價格水平P和生產總量Q保持不變的情況下，由于第三方互聯網支付的便利性，大幅減少了轉賬支付的時間，加快了資金的周轉，從而減少了交易中對現金支付的需求，減少了現金漏損，導致通貨比率的下降。

（2）對法定準備金比率rd、rt的影響：由于法定準備金比率作為外生變量，由央行直接控制，不做討論。

（3）對超額準備金比率e的影響：超額準備金是商業銀行出于流動性以及風險性考慮實際準備金超過法定準備金的部分。第三方互聯網支付一方面加強了資金的周轉，較強的資金流通性能夠解決大部分流動性不足的問題，從而降低超額準備金比率；另一方面流通性的增強意味著資金波動性的增強，而銀行為了應對波動性造成的風險又需要提高超額準備金比率。這些都增加了貨幣乘數的不穩定性。

（4）定期存款比率t的影響：由于主流的第三方互聯網支付拓展的貨幣基金業務在具有流動性強的優勢的同時，收益率還高于銀行活期存款收益率（比如螞蟻金服與天弘基金合作的貨幣基金“余額寶”），據調查研究，從商業銀行流向第三方支付機構的活期存款規模大于定期存款規模，導致定期存款比率的上升。

第三方互聯網支付會對上述各因素產生不同的影響從而影響貨幣乘數，綜上理論分析所述：第三方互聯網支付具有一定的內生性，加大了貨幣乘數的不穩定性。

三、模型構建

1、計量經濟模型與研究變量

根據上述分析，本文構建如下計量經濟模型來研究第三方互聯網支付對我國貨幣乘數的影響：

表1 貨幣乘數m1、貨幣乘數m2、第三方互聯網支付替代率me和準備金率r

其中，常數項c1、c2表示其他因素對于貨幣乘數的影響，m1表示狹義貨幣乘數，m2表示廣義貨幣乘數，me表示第三方互聯網支付替代率，定義其為第三方互聯網支付規模占狹義貨幣供應量的比率，r表示準備金率，定義其為準備金存款與納入廣義貨幣的存款總額之比，ε1、ε2表示誤差項。

2、樣本選取與數據來源

基于2009年3月—2016年6月的季度時間序列數據，整理得到變量貨幣乘數m1、貨幣乘數m2、第三方互聯網支付替代率me和準備金率r，如表1所示：

3、模型建立

基于上述數據，本文采用普通最小二乘估計方法，建立如下回歸模型：

由修正的可決系數可以看出，式（1）、式（2）中樣本回歸模型對總體解釋分別占84.2%、98.1%，模型對樣本的擬合程度較好。從F值可以看出，兩個方程都通過了顯著性檢驗，由t值得出參數系數顯著不為0，即第三方互聯網支付替代率和準備金率對狹義貨幣乘數和廣義貨幣乘數都有顯著影響。

4、序列相關性檢驗

D.W.檢驗的結果表明，在5%的顯著水平下，n=28，k=3（包含常數項），查表得dl=1.26、du=1.56，式（1）、（2）的D.W.值均落在了不確定區間，無法判斷模型殘差序列的自相關性。

再對式（1）、（2）序列相關性的拉格朗日乘數檢驗。式（1）含一階滯后殘差項的輔助回歸為：

計算得到，LM=28×0.031=0.868，該值小于顯著性水平為5%、自由度為2的卡方分布的臨界值5.99，故判斷該隨機模型不存在序列相關。同理檢驗式（2）模型不存在序列相關。

5、序列平穩性檢驗

只有平穩的時間序列才適用于回歸分析，為了防止時間序列的不平穩性導致“偽回歸現象”的出現，故檢驗時間序列的平穩性。本文通過EViews9采用ADF單位根檢驗法進行檢驗，對序列m1、m2、me、r以及它們的一階差分序列進行ADF單位根檢驗，結果如表2所示：

表2 m1、m2、me、r及其一階差分序列的單位根檢驗結果

由表2可見m1、m2、me和r都是非平穩序列，而它們的一階差分序列是平穩序列，即它們都是一階單整的。

6、協整關系檢驗

由ADF根檢驗結果，可以得到m1、m2、me、r都是一階單整的，因此，各變量間可能存在協整關系。本文采用Engle-Granger兩步法進行協整檢驗，分別對式（1）、（2）計算的殘差序列e1、e2進行ADF單位根檢驗，結果如表3所示：

表3 殘差序列單位根檢驗結果

可見殘差序列e1、e2是平穩的時間序列，據此判斷，接受m1、me與r以及m2、me與r是協整的假設，說明它們之間存在長期穩定的均衡關系。

7、格蘭杰因果關系檢驗

通過協整關系檢驗證明m1、me與r以及m2、me與r存在長期穩定均衡關系，但它們之間是否構成因果關系是未知的，現將通過格蘭杰因果關系檢驗來進行判定，檢驗結果如表4所示：

表4 me和m1、me和m2格蘭杰因果關系檢驗結果

可以看出在5%顯著水平下，存在me對m1的單向格蘭杰因果關系，以及me對m2的單向格蘭杰因果關系。

8、實證結果分析

上述實證驗證了第三方互聯網支付替代率和貨幣乘數之間存在協整關系，通過建立相應的長期均衡方程可以得出，第三方互聯網支付替代率me與狹義貨幣乘數m1呈現負相關關系，同時與廣義貨幣乘數m2呈現正相關關系。分析結果表明，第三方互聯網支付增強了貨幣乘數的內生性與不穩定性，使狹義貨幣乘數減小，廣義貨幣乘數增大。

四、結論與政策建議

第三方互聯網支付較強的資金流動性和較高的對流通中的貨幣及活期存款的替代率，推動著狹義貨幣朝廣義貨幣的流動，對我國當前的貨幣層次產生影響，一定程度上削弱了央行對于貨幣市場的控制能力。

基于上述分析，本文提出以下三點建議，以期能推動我國貨幣金融體系可持續健康發展：

第一，擇機制定相應反壟斷法規。目前我國第三方支付市場屬于寡頭壟斷市場 [9]，而在我國以往的市場發展中，由于法律依據的缺失，我國銀聯的壟斷問題一直沒有得到有效的解決。這給第三方支付行業敲響了警鐘，我國應制定相應的反壟斷法規，實行一定的限價管理，從而降低個別企業對我國貨幣乘數造成的沖擊。

第二，適時制定第三方支付存款準備金制度。歐盟規定第三方支付平臺應提取大量資金到中央銀行開設的專門賬戶里。我國央行可借鑒其做法，制定第三方支付存款準備金制度，為應對第三方支付對商業銀行存款準備金的沖擊，要求第三方支付機構提取一定比例的存款準備金，降低第三方支付的流動性風險，同時給第三方支付資金的安全提供制度上的保證，增強對于貨幣供給量的控制。

第三，大力鼓勵商業銀行與第三方支付平臺的合作。鑒于第三方支付對流通中的現金和活期存款的高替代性，以及央行對第三方支付的監管程度遠小于對商業銀行的監管。為了增強央行對第三方支付資金的可控性，應鼓勵商業銀行發揮自身在公信力以及資金的安全性方面遠高于第三方支付的優勢，加大與第三方支付平臺的合作，將第三方支付平臺中大量的結轉現金存放于商業銀行中，減少現金漏損，從而使貨幣供應量有著更精準的衡量，有效發揮央行對貨幣的管控作用。

[1] 陳旭光：第三方支付模式研究[M]．大連：東北財經大學出版社，2006．

[2] 王利鋒：第三方支付發展及其對我國金融體系影響研究[D]．蘇州大學，2010．

[3] 李忠民、李坤坤：電子貨幣對貨幣乘數影響的實證分析[J]．西部商學評論，2010（01）．

[4] 陳仲常、李志龍、夏進文：電子支付工具發展與貨幣乘數時效性分析[J]．重慶大學學報（社會科學版），2010（04）．

[5] 王亮、劉瑞娜：電子貨幣使用、貨幣乘數變動與貨幣政策有效性[J]．金融發展研究，2012（07）．

[6] 蔣少華：電子支付發展對央行貨幣政策的影響研究[D]．中國社會科學院研究生院，2013．

[7] 楊弋帆：電子貨幣對貨幣供給及貨幣乘數的影響機制研究——包含第三方支付機構的三級創造體系[J]．上海金融，2014（03）．

[8] 何夢彬：電子貨幣對貨幣政策有效性的影響研究[D]．外交學院，2015．

[9] 陳麗莉：第三方支付市場寡頭壟斷定價研究[J]．價格理論與實踐，2016（01）．

（責任編輯：楊青）