農村支付環境建設對貨幣流通速度影響的實證分析

一、引言

影響貨幣流通速度變化的因素有很多，國外不少學者從經濟貨幣化程度和金融創新的角度分析貨幣流通速度變化的原因。而國內學者多從經濟貨幣化角度，較少從金融創新角度分析我國貨幣流通速度的變化。金融創新是金融資源重新組合的過程，包括金融工具的創新，金融市場的創新和金融制度的創新（梁大鵬、齊中英，2004）。農村地區經濟的發展更多的重視于政府政策的變動，與相關政策性金融政策導向。但是我國改革開放三十多年來，農村地區發展不斷多元化，隨著農業生產技術現代化的提高，我國農村經濟市場化程度今年來不斷加深。因此我們在研究農村經濟時就更加應該重視多年來農村各項基礎設施所產生的一系列乘數效用，從而更好的使得各部門對農村經濟發展的有更加確切的掌握與投入產出分析。

二、楊凌農業高新區農村支付服務環境建設概況

楊凌農業高新示范區作為國家級農業高新區，農村支付環境建設在本地區金融經濟發展過程中具有重要意義，同時，對本地區支付環境建設研究分析具有突出代表作用。自2009年以來，國家將農村支付環境建設作為重點工作來，楊凌示范區在結合本地區農業發展的基礎上積極在全區進行支付環境建設及宣傳工作取得良好效果。實現了惠農支付、電商產業和縣域經濟共贏發展積極引導轄區農業銀行、農村商業銀行和郵儲銀行充分發揮品牌優勢，推出“金融惠農卡”，向農戶提供小額貸款、財政補貼、農村養老金和農合醫療等多種特色服務。并實行助農取款點與惠農卡組合營銷策略，為持卡農戶疏通了交易渠道，幫助農民足不出村就可以取現。開展“千點百鄉”支付環境建設工作，到2017年第三季度末，POS、ATM等機具布放覆蓋率達100%，特約商戶覆蓋全區鄉鎮。

三、農村支付環境建設對貨幣流通速度影響的模型建立與實證分析

（一）數據選取與來源

影響貨幣流通速度的主要因素有經濟增長、城鄉居民儲蓄、貨幣化程度及支付發展狀況等，本文在研究區域貨幣流通速度與農村支付環境建設之間的關系，因此選取的指標包括：（1）經濟增長率GY，該指標用地方GDP的增長率表示，根據貨幣學派理論，經濟增長率與貨幣流通速度之間成正相關關系；（2）農村支付環境基礎設施建設和活動狀況指標REA；（3）現金流通速度V0（VO=GDP/MO）；（4）現金比率REC。數據采用2009年-2015年數據陜西省楊凌區地方經濟數據。

為更加客觀反映支付環境建設對貨幣流通速度的影響分析，根據謝漢陽和袁錦湘運用Delphi專家評級法和多層次算法，以及董國勝基于AHP模型構建了支付環境建設科學考核評價體系選取主要的制度環境建設的指標，基礎設施建設和活動狀況做為主要的分析指標。基礎設施建設包括：每萬人金融機構網點數、每萬人ATM布放數、每萬人POS終端布放數、每萬人特約商戶數、每萬人單位基本帳戶數、個人賬戶人均數。活動狀況包括：非現金交易額占社會零售總額比重（%）、非現金支付工具交易增長（%）、銀行卡消費交易量增長（%）、電子支付交易量增長（%）。本文樣本數據選取2009年-2016年，楊凌農業示范區全區2個鄉鎮，55個行政村各項支付指標情況。

（二）區域貨幣流通速度微觀模型建立

1.模型建立

本文實證分析使用不同的指標對貨幣流通速度的影響進行實證分析，在對支付增長率進行實證分析時，把農村支付環境基礎設施建設和活動狀況指標作為因變量，把經濟增長GY，現金比率RC作為自變量，為消除異方差，對因變量V0去對數進行分析，而其他自變量因為已是比例式，所以無需再取對數。將log（V0）與GY、RC、REA之間建立線性回歸模型：

log（VO）=REA+GY+RC

本文通過平穩性檢驗，來分析出解釋變量與被解釋變量之間的長期均衡關系，然后根據建立VEC誤差修正模型，分析這四個變量之前的短期動態的關系，最后進行Granger因果關系，最后通過回歸分析，分析出四個變量之間的具體定性關系，得出支付環境建設對貨幣流通速度影響。

2.實證分析

2.1平穩性檢驗

在對數據進行協整關系檢驗之前，先對GY、RC、V0、REA進行單位根檢驗，即平穩性檢驗，避免出現“偽回歸”的現象。本文采取eview7.0軟件進行操作，單位根檢驗采取的是ADF檢驗方法。

分別對每組序列進行ADF單位根檢驗來檢驗每個序列的平穩性，檢測結果如表1所示。

注：檢驗形式（C；T；K）中，依次分別表示截距項、趨勢項和滯后階數，0表示不含滯后項。

從表1的單位根檢驗中，可以看出來原序列都是一階平穩，即同階平穩序列，所以，四個變量之間可以進行協整檢驗。

2.2因格蘭因果關系檢驗

為了檢驗每個變量與支付因素變量的相互作用和影響的關系，用因果關系檢驗的方法來檢驗該模型中每兩個變量之間的相互關系，滯后階數采取AIC準則。其檢驗結果如表2所示：

對于表2中的涉及到支付增長率因果關系假設分析如下：

對于假設1：支付增長率不是現金流通速度變化的原因，但是現金流通速度是導致支付增長率變化的原因。他們之間是單項因果的關系。在10%的顯著性水平下，三方支付增長率沒有帶動現金流通速度的增長，但反過來，現金流通速度的增加卻帶動了三方支付增長率的提高。

對于假設2：支付增長不是經濟變化增長變化的原因，同時，經濟增長也不是支付增長變化的原因。

對于假設3：支付增長率是現金比率變化的原因，同時，現金比率也是支付增長率變化的原因。這是雙向因果關系。

經過以上單整檢驗、協整檢驗以及因果關系檢驗，可以看到現金流通速度、經濟增長、支付增長以及現金比率等都是一階單整序列，同時他們之間有因果關系，所以，采用每個序列的一階差分建模，在eview7.0中用OLS法進行線性回歸，建立回歸方程。結果如下：

LV=23.1578*RC-0.5143*GY+1.6799*REA+1.1578 （2）

t=（2.769065）（-2.105377）（2.65424）（2.338142）

=0.571343 D-W=2.059685 F=12.96285

從式（2）可以看出來，用該模型對REC進行線性回歸的可決系數是0.571343，表明似合優度一般，各自變量經濟增長率，現金比率和三方支付增長率5%的顯著性水平下都通過了t檢驗，D-W檢驗和F檢驗，說明該模型的回歸結果可信。

支付增長率REA的系數為證，說明支付增長確實能夠加快貨幣的流通速度。從回歸系數來看，支付增長速度每提高一個百分點，貨幣流通速度就會增加1.6799個百分點；反之，則會降低1.6799個百分點。

三、結論

本文通過模型建立，需找變量之間的關系。對變量進行了單整檢驗和協整檢驗，并且進行了誤差修正模型的構建，發現變量之間存在長期和短期的穩定關系。這些變量都是一階單整，他們之間的協整關系也是存在的，即存在長期穩定的均衡關系，并且將偏離長期穩定的短期誤差系數進行了糾正。英格蘭因果關系檢驗中，也能夠看到經濟增長速度與貨幣流通速度之間成雙向因果關系，現金比率、經濟增長速度與貨幣流通速度之間是雙向因果關系，但是支付增長率與貨幣流通速度之間是單向因果關系。最后的回歸模型中，可以看到支付增長率對貨幣流通速度系數是1.6799.正相關關系說明支付環境建設過程中，支付綜合指標指數的增長是促進貨幣流通速度增長的重要原因之一。

為了更好的利用農村支付環境建設對農村地區貨幣流通速度的影響，有以下建議：

（1）加大對農村支付環境建設，持續促進貨幣流通速度。支付環境基礎建設指數每增加一個百分點，能夠促進貨幣流通速度提高1.6799個百分點，效果較為明顯，能夠促進貨幣加速流通的同時，貨幣流通速度的加快能促進經濟發展速度，支付環境建設能夠促進貨幣流通速度，促進經濟發展，而且不會帶來通過膨脹。同時使貨幣流通效率更高，資金的收益效果更加明顯。

（2）加強農村地區支付宣傳工作，提高支付工具使用率。隨著支付工具的不斷創新要不斷加強農村地區支付宣傳工作，使得支付工具得以廣泛普及并高效使用。通過支付環境建設、信用村鎮建設的持續推進和金融知識的大力普及，改善農村金融服務環境，提高農村地區支付工具使用率，促進農村地區貨幣流通速度。同時，有效解決農民取款難、結算難和金融知識匱乏等金融需求問題。

（3）合理協調貨幣流通速度與支付環境建設相互關系。貨幣流通速度的提高也能夠促進支付環境建設發展，所以加大對農村支付環境建設的同時，對支付風險做出防范，防止各種利用支付工具的詐騙行為。完善農村地區支付環境建設的同時增強農村居民的金融意識、風險防范意識和誠信意識。（作者單位為中國人民銀行楊凌支行）

作者簡介：李京鴻（1986.8-）女，陜西寶雞人，本科，現供職于中國人民銀行楊凌支行。