貨幣電子化的價格效應實證研究

施建淮 張義偉

隨著我國經濟的飛速發展，我國的貨幣電子化程度也日益加深。在我國，貨幣電子化的發展主要體現為通過銀行卡結算的余額日益增加。應該說，貨幣電子化的興起是我國M2規模的急劇擴張和銀行系統(特別是在線支付系統)的蓬勃發展共同作用的結果，而電子化貨幣的創造、流動必將對我國貨幣流通速度、貨幣政策傳導機制以及通貨膨脹率、利率等宏觀經濟變量之間相互作用的傳統理論提出新的挑戰。正因如此，研究貨幣電子化對我國宏觀經濟的影響顯得尤為重要。

本文從產業鏈結構入手，探索貨幣電子化興起對我國經濟中消費、生產、出口和進口等各個環節的價格效應，并分析其內在邏輯。本文的創新之處和主要貢獻在于：通過比較貨幣電子化程度提高對于進出口價格、生產者價格以及消費者價格的影響，有效地揭示了電子貨幣的傳導機制；同時，考慮到經濟中擾動項的同期相關，采用似不相關回歸探討電子貨幣對于各個分類價格指數的影響，是對以往單方程協整模型的有效拓展。

一、文獻綜述

本文從貨幣電子化對貨幣流通速度、貨幣政策有效性以及通貨膨脹的影響等方面來回顧國內外學者的相關研究，并提出研究切入點。

(一)貨幣電子化對貨幣流通速度的影響

由于電子貨幣特殊的存在形式，其流動過程與傳統貨幣有所差異。對于貨幣電子化的討論，其中一個重要理論領域就是貨幣電子化進程對于貨幣流通速度的影響。蒲成毅(2002)區分了電子貨幣發展的初期與后期，深入考察了電子貨幣對M0、M1、M2的替代情況，認為隨著貨幣電子化程度的逐步加深，貨幣流通速度將會先下降再上升。(1)蒲成毅：《數字現金對貨幣供應與貨幣流通速度的影響》，《金融研究》2002年第5期，第81-89頁。周光友(2006)將電子貨幣對傳統貨幣的替代分解為替代轉化效應和替代加速效應，認為現階段電子貨幣的發展起到了降低貨幣流通速度的作用。(2)周光友：《電子貨幣發展對貨幣流通速度的影響——基于協整的實證研究》，《經濟學》2006年第3期，第1219-1234頁。王亮、紀明明、張茜(2014)采用電子貨幣對不同層次的貨幣比率進行實證分析，得出了類似的結論。(3)王亮、紀明明、張茜：《電子貨幣、貨幣流通速度和貨幣政策有效性》，《金融理論與實踐》2014年第5期，第70-74頁?？梢姡P于電子貨幣對貨幣流通速度的影響方向，學術界還沒有一致的定論，由于學者們的分析中側重的傳導機制以及貨幣層次不同，得到的結論也不盡相同。

(二)貨幣電子化與貨幣政策有效性

此外，很多學者關注貨幣電子化對于貨幣政策有效性的影響。Friedman(1999)對比了十個國家和地區的貨幣組成情況，認為貨幣電子化對于貨幣政策有效性的影響并不像想象中那樣顯著。(4)Friedman,Benjamin M.,“The future of monetary policy:the central bank as an army with only a signal corps?”，International finance,Vol.2,No.3(1999)，pp.321-338.Woodford(2000)認為，宏觀經濟的穩定性主要取決于貨幣當局是否可以控制短期名義利率，電子貨幣的擴張并不會影響傳統貨幣政策的有效性。(5)Woodford,Michael，“Monetary policy in a world without money”，International Finance,Vol.3,No.2(2000),pp.229-260.都紅雯、徐斌(2016)區分了卡基電子貨幣和網基電子貨幣，同時將貨幣乘數細分為狹義貨幣乘數和廣義貨幣乘數，認為卡基電子貨幣對貨幣乘數有放大效應，而網基電子貨幣對兩種貨幣乘數的作用不同。(6)都紅雯、徐斌：《電子貨幣對貨幣乘數影響的實證分析》，《商業研究》2016年第5期，第52-57、186頁。賈麗平等(2019)認為，電子貨幣對現金的替代效應使得貨幣需求更加難以預測，貨幣電子化的發展削弱了貨幣政策有效性。(7)賈麗平、張晶、賀之瑤：《電子貨幣影響貨幣政策有效性的內在機理》，《國際金融研究》2019年第9期，第20-31頁。

(三)貨幣電子化與通貨膨脹

作為一種貨幣現象，通貨膨脹與貨幣電子化之間的關系也備受理論界關注。周光友、徐澤坤(2011)通過對我國1990年到2009年的年度數據進行協整檢驗，指出電子貨幣確實對通貨膨脹有推動效應。(8)周光友、徐澤坤：《電子貨幣對通貨膨脹影響的實證研究》，《財經理論與實踐》2011年第6期，第14-19頁。蘇素、張愛龍(2012)通過將CPI對電子貨幣使用率、GDP以及利率水平進行回歸，驗證了電子貨幣的使用的確對CPI有提升作用。(9)蘇素、張愛龍：《貨幣電子化條件下的CPI影響機制研究》，《技術經濟與管理研究》2012年第9期，第21-29頁。王亮、吳浜源(2013)采用誤差修正模型檢驗了電子貨幣的通貨膨脹效應，提出貨幣電子化的推動會從貨幣流通速度和貨幣乘數兩條途徑對通貨膨脹率產生影響。(10)王亮、吳浜源：《我國電子貨幣的通貨膨脹效應——基于2003—2011年季度數據的實證分析》，《財經科學》2013年第4期，第1-10頁。

在已有文獻的基礎上，本文力圖在研究角度和計量方法兩個方面對現有成果進行擴展。在研究視角方面，如上所述，目前研究貨幣電子化價格效應的文獻幾乎都將目光投向電子貨幣對于CPI的影響，然而，電子貨幣價格效應不限于其對于消費者價格指數的影響，對于進出口價格以及生產者價格的影響也應給予相當的重視，這為我們的研究提供了新的思路?？紤]到電子貨幣的興起必然會對傳統的理論提出挑戰，這樣的研究也是十分必要的。此外，在計量方法上，許多研究采用的是單方程協整方法及誤差修正模型方法，雖然可以揭示變量間的長期穩定關系，但是由于單方程模型固有的局限性，對傳導機制的討論不足，本文將做出相應改進。

二、研究設計

(一)模型設定

本文旨在從產業鏈條視角入手，分析貨幣電子化對于進出口價格、生產者價格以及消費者價格的影響。貨幣數量方程MV=PY說明價格水平P由M、V以及Y決定，其中M代表貨幣數量，V是貨幣流通速度，Y是經濟體的總產出，取對數得到lnP=lnM+lnV-lnY。根據相關研究，貨幣電子化主要通過影響貨幣乘數和貨幣流通速度對價格水平起作用，可以將貨幣流通速度V寫成貨幣電子化程度e的函數，即V=V(e)。(11)陳雨露、邊衛紅：《電子貨幣發展與中央銀行面臨的風險分析》，《國際金融研究》2002年第1期，第33-37頁。結合Mundell-Fleming理論分析框架探究Y的函數形式，有式(1)、式(2)：

M/P=L(i*,Y)

(1)

Y=E(Y,i*-πe,G,T,SP*/P)

(2)

綜上，可將價格水平P寫成式(3)：

lnP=lnM+lnV(e)-lnE(Y,i*-πe,G,T,SP*/P)

(3)

初始模型設定為如下形式：Pt=Pt(M2,e,GDP,REER,R),其中總體價格指數Pt包含進口價格指數(IPIt)、出口價格指數(XPIt)、生產者價格指數(PPIt)以及消費者價格指數(CPIt)。影響價格水平的變量包括國內貨幣政策(M2)、貨幣電子化程度(e)、國內生產總值(GDP)、實際匯率(reer)、利率(r)。取對數形式得到：

lnPt=α0+α1lnM2t+α2lnrt+α3lnreert+α4lnGDPt+α5lnet+ut

(4)

在式(4)中，α0為常數項，αi(i=1，2，3，4，5)分別表示價格指數的貨幣政策彈性、價格指數的貨幣電子化彈性、價格指數的國內生產總值彈性、價格指數的實際匯率彈性以及價格指數的利率彈性，其中價格指數的貨幣電子化彈性是本文重點關注的對象。在模型選取方面，本文首先假定各方程中的誤差項不相關，將OLS回歸作為基準估計結果。考慮到可能存在的誤差項同期相關性，選擇似不相關回歸(SUR)方法對模型進行改進。似不相關模型由Zellner(1962)提出，考慮的問題是在多方程系統中，各被解釋變量相對獨立，而擾動項相關的情形下應該如何改進回歸結果，屬于多方程的系統估計。(12)Zellner,Arnold，“An efficient method of estimating seemingly unrelated regressions and tests for aggregation bias”，Journal of the American statistical Association，Vol.57,No.298(1962),pp.348-368.和單方程的OLS回歸相比，在存在擾動項相關的前提下，SUR回歸會提高估計的效率。似不相關模型的一般形式為：假定方程數為n，每個方程觀測值為T，T>n。用矩陣形式表示為：

y=Xβ+ε

(5)

第i個方程的方差記作σij，當不同方程的擾動項之間存在同期相關時，擾動項ε的協方差矩陣Ω中的第(i，j)個矩陣(i≠j)為：

(6)

(二)變量選擇與數據說明

被解釋變量為出口價格指數(XPI)、進口價格指數(IPI)、生產價格指數(PPI)和消費者價格指數(CPI)，解釋變量包括電子貨幣使用率(e)、人民幣實際有效匯率(REER)、名義GDP、貨幣供應量(M2)以及利率(R)。變量說明如表1所示：

表1 變量說明

表1數據均來自Wind數據庫，頻率為月度?？紤]到數據可得性，樣本期間從2008年1月到2020年9月。其中，GDP和銀行卡消費額為季度數據。對于銀行卡消費額數據，采用Eviews5中的quatratic-match sum方法將其轉化為月度數據。對于GDP數據，本文采用月度工業增加值調整，調整式為：月度工業增加值/季度工業增加值=月度GDP/季度GDP。(13)李叢文：《中國影子銀行與貨幣政策調控——基于時變Copula動態相關性分析》，《南開經濟研究》2015年第5期，第42-60頁。這樣處理保留了更多有效信息，較為準確地反映了GDP的變動。此外，將CPI和PPI的原始環比數據轉化為以2008年1月為基期的數據。采用STATA14.1軟件進行分析，各變量的描述性統計如表2所示：

表2 各變量的描述性統計

三、實證分析

(一)單位根檢驗

為了消除可能存在的異方差問題，將以上各變量數據取對數，這樣并不會改變數據固有的性質以及長期關系，同時可以將各數據序列的數值范圍保持在相近的范圍內，有利于進一步分析。各對數時間序列的單位根檢驗結果如表3所示?？梢?，在10%的顯著性水平下，所有對數差分序列均為平穩序列，故對數序列均為I(1)過程。

表3 各變量單位根檢驗

(二)協整檢驗

接下來考慮各變量之間是否存在協整關系。單位根檢驗表明各變量的對數序列均為I(1)過程，滿足協整檢驗的前提條件，因此，分別對各解釋方程進行Johansen檢驗。結果表明，在10%的顯著性水平下，四個解釋方程均存在至少一個協整向量，故變量間存在協整關系。

(三)基于最小二乘的估計結果

表4中模型1一列展示了最小二乘回歸的結果?？梢娔Ｐ?的結果不夠理想：雖然四個方程的可決系數普遍較高，但是多個回歸系數不顯著，特別是某些系數的符號和預期不符，如在以lnCPI和lnPPI為解釋變量的方程中，lne的系數符號是相反的。而根據相關理論，貨幣電子化的發展對消費者和生產者價格的推動方向理應一致。以上現象啟示我們應對模型做出修正。R2很高而多個回歸系數不顯著意味著方程很可能存在多重共線性的問題。經檢驗，lnM2與lne之間的相關系數高達0.985 9，說明在樣本期間，我國貨幣與準貨幣發行量和貨幣電子化程度變動趨勢高度一致，變量lnM2與lne其實是反映了貨幣政策的不同側面，因此，從模型中刪除解釋變量lnM2，重新進行回歸，結果如模型2一列所示?？傮w來看，相比模型1，模型2的結果有了很大改善。從回歸結果可知：

方程1說明銀行間加權利率、實際匯率、貨幣電子化程度的上升對消費者價格有正面作用，其彈性分別為0.035、0.102 4、0.081 3，而GDP的上升將會導致消費者價格下降，但彈性的絕對值很小，近似于0。方程2說明銀行間加權利率、貨幣電子化程度的上升將會促使生產者價格指數上升，GDP和實際匯率的上升會導致生產者價格下降。方程3和方程4顯示，銀行間加權利率的上升和貨幣電子化程度提高對進口價格指數和出口價格指數有正面作用，兩類價格指數對于實際匯率和GDP的彈性為負。通過各方程解釋系數的對比，可以發現在其他條件不變的前提下，銀行間加權利率的上升和貨幣電子化程度的提高將會導致四類價格指數的上升。在四類價格指數中，貨幣電子化程度提高對于出口品價格的提升幅度最大，對于進口品價格指數的影響最小。

模型2提供了貨幣電子化程度對于價格指數影響的信息，但還存在不足：lnGDP的系數均不顯著，說明GDP變動對各價格指數變動的解釋力很弱。另外，作為關鍵解釋變量的lne在方程3中的系數不顯著，削弱了整體模型的解釋力，所以有必要繼續對模型進行修正?？紤]到誤差項的同期相關性，本文選擇似不相關回歸(SUR)方法對模型進行改進。

表4 各模型回歸結果的比較

續表4 各模型回歸結果的比較

(四)似不相關模型結果及分析

模型2中擾動項表示宏觀經濟中的其他變量對于價格指數的影響。顯然，影響消費者價格指數的因素同時也會作用于生產者價格指數，這一論斷對于其他解釋方程也成立，所以各個方程的擾動項很可能同期相關。由此采用似不相關模型進行改進。借鑒此前結果，首先將似不相關模型設定如下：

lnCPIt=α0+α1lnrt+α2lnREERt+α3lnGDPt+α4lnet+u1t

(7)

lnPPIt=β0+β1lnrt+β2lnREERt+β3lnGDPt+β4lnet+u2t

(8)

lnIPIt=γ0+γ1lnrt+γ2lnREERt+γ3lnGDPt+γ4lnet+u3t

(9)

lnXPIt=δ0+δ1lnrt+δ2lnREERt+δ3lnGDPt+δ4lnet+u4t

(10)

估計結果如表4中模型3一列所示。Breusch-Pagan檢驗統計量高達90.477，拒絕各方程擾動項無同期相關的原假設，表明似不相關模型比OLS估計更有效率。對比模型2和模型3的結果，可見各方程的擬合優度和解釋系數均未發生明顯改變，模型2中不顯著的解釋變量系數在模型3中仍然不顯著。于是考慮在變量選擇上進一步修正，刪除各方程中不顯著的解釋變量，再做似不相關回歸，此時模型形式為：

lnCPIt=α0+α1lnrt+α2lnet+u1t

(11)

lnPPIt=β0+β1lnrt+β2lnREERt+β3lnet+u2t

(12)

lnIPIt=γ0+γ1lnrt+γ2lnREERt+u3t

(13)

lnXPIt=δ0+δ1lnrt+δ2lnREERt+δ3lnet+u4t

(14)

結果列示在表4模型4一列。BP檢驗統計量高達86.458，拒絕各方程擾動項無同期相關的原假設，說明似不相關模型更優越。與模型3相比，模型4各方程擬合優度僅輕微下降，所有解釋變量的系數均顯著。由此，模型4是本文最終選取的解釋模型。方程1表示，如果其他條件均保持不變，那么銀行卡消費額與M1的比值上升1%將會導致消費者價格指數上升0.033%。銀行間加權利率的上升也會推動消費者價格上漲，GDP與實際匯率的變化對消費者價格的影響并不明顯。方程2表示，貨幣電子化程度和銀行間加權利率的提高對生產者價格起正面作用，彈性分別為0.05和0.06，實際匯率的升高將會降低生產者價格，其彈性為-0.382。方程3顯示GDP的變動和貨幣電子化程度的提高對進口價格指數的影響均不明顯，僅有銀行間加權利率和實際匯率對進口價格指數有顯著影響。方程4顯示貨幣電子化程度與銀行間加權利率的提高對于出口品價格有促進作用，貨幣電子化程度每上升1%，出口品價格指數將會上升0.316%；另外，實際匯率的下降會導致出口品價格指數的上升，GDP的變動對出口品價格指數沒有明顯影響。

綜合上述結果，可以得出如下結論：1.BP檢驗顯示各解釋方程的擾動項存在同期相關，似不相關模型的估計結果優于OLS的估計結果。2.變量lnM2與lne的高度線性相關導致多重共線性問題，考慮到本文著重討論貨幣電子化程度對價格指數的作用，所以刪除變量lnM2。進一步剔除了各方程中不顯著解釋變量后，剩余解釋變量均顯著，各方程擬合優度較高，模型總體表現良好。3.模型4顯示，貨幣電子化程度的提升對出口品價格指數影響最大，對消費者價格指數影響稍弱，對生產者價格指數影響最小，對應的彈性分別為0.315、0.088和0.051，對進口品價格指數的影響不明顯。4.對比模型3與模型4的結果，發現解釋變量lnGDP的系數在四個方程中均不顯著。經檢驗，lnGDP與lnr、lnreer、lne的相關系數分別為0.465 6、0.578 5、0.706 7，說明變量lnGDP的解釋力不足是由GDP與其他解釋變量的相關性導致的。5.在全部四個方程中，銀行間加權利率項系數均顯著。這證明利率對于各類價格指數有廣泛調節作用。當銀行間加權利率上升時，各類價格指數均會升高，其中進口品價格指數上升程度最高，消費品價格指數上升程度最低。6.實際加權匯率的變動對生產者價格指數、進口品價格指數與出口品價格指數均有顯著影響，表明在2008年到2014年間，我國經濟開放程度逐步提高，人民幣匯率變動對于進出口價格指數有明顯影響。由于部分生產品和外貿關系密切，匯率變動對生產品價格指數也有顯著作用。由于消費品價格指數與進出口關聯程度有限，匯率變動對其影響不顯著。實際加權匯率的變動對進口價格指數和出口價格指數的影響明顯大于對消費品價格指數和生產者價格指數的影響。

(五)穩健性檢驗

為了檢驗結果的穩健性，本文采用另一個反映貨幣電子化程度的指標——電子貨幣替代率EM，定義為銀行卡存款余額占狹義貨幣量M1的比值。(14)周光友、施怡波：《互聯網金融發展、電子貨幣替代與預防性貨幣需求》，《金融研究》2015年第5期，第67-82頁。該比率越高，表示貨幣電子化程度越高。銀行卡存款余額數據來自于中國人民銀行網站，M1數據來源于CEIC數據庫。單位根檢驗表明其對數序列同樣為一階單整過程，并通過了協整檢驗。將模型3中電子貨幣使用率e替換為電子貨幣替代率EM進行回歸，結果如表5所示：

表5 穩健性檢驗——使用替代變量回歸

續表5 穩健性檢驗——使用替代變量回歸

表5的結果表明，采用電子貨幣替代率EM代替電子貨幣使用率e進行回歸導致GDP的解釋作用有所增強，而電子貨幣對于價格變化的解釋作用減弱，表現為電子貨幣替代率的系數絕對值普遍減小，并且僅對生產者價格指數與進口品價格指數具有顯著影響。我們認為，可以通過不同貨幣電子化指標的側重點差異來解釋這一變化。電子貨幣替代率偏重測度經濟的存量，而電子貨幣使用率更多考慮的是經濟的流量變動?？傮w而言，采用替代變量回歸并沒有改變模型的結論，證明了模型的穩健性?？紤]到本文的研究主旨，采用電子貨幣使用率是更好的選擇。

四、結論與政策建議

隨著移動支付的快速普及，貨幣電子化程度深化對于社會價格體系的影響將日益顯著。本文分別選取最小二乘回歸和似不相關回歸方法考察了貨幣電子化程度的加深對各類價格指數的影響。結果發現擾動項存在同期相關，似不相關回歸更為有效。貨幣電子化程度的加深顯著提高了消費者價格指數、生產者價格指數和出口品價格指數，對進口品價格指數的影響不明顯。此外，GDP的變動對各類價格指數均無顯著影響。實際加權匯率對消費者價格指數沒有明顯作用，銀行間加權利率對四類價格指數均有顯著影響。使用電子貨幣替代率替換電子貨幣使用率進行估計，模型結論沒有明顯改變，證明估計結果穩健。

價格體系是社會商品、勞務交換的重要依據，影響十分廣泛，為此，經濟當局有必要從政策制定、金融基礎設施、監測機制等方面密切關注貨幣電子化對價格體系的沖擊，因此，提出以下政策建議：

第一，央行在制定貨幣政策時不僅要關注貨幣政策對于宏觀價格水平和經濟總量的影響，也要充分考慮到貨幣電子化程度日益提高對于各類價格指數的作用。由于貨幣電子化對于貨幣流通速度等難以觀測的變量的影響，央行需要對貨幣供應量作為貨幣政策中介目標的有效性進行重新評估，在實際操作中可以考慮逐步過渡到以利率為貨幣政策中介目標。同時，有必要進一步豐富貨幣政策操作工具，促使貨幣政策調節過程向微觀化、精準化方向發展。第二，貨幣電子化的通脹效應作用范圍十分廣泛，其電子支付的形式隨支付場景不同也有所差異。為此金融當局需要推進金融系統基礎設施建設，在疏通貨幣政策傳導渠道的同時加強對移動支付行業的管理。這里所說的金融系統基礎設施是一個廣義的概念，不單單指貨幣當局與金融機構等有形實體，而且是包含了制度因素與投資者結構在內的有機整體。從宏觀角度看，貨幣當局需要以銀行為核心，對券商、保險等市場機構實行統籌管理，建立健全市場資金的流動渠道與監控體系；而從微觀層面看，貨幣當局則需要密切關注移動支付的不同場景下各類用戶的行為偏好，做好資金流向的監測工作。在這方面，目前央行著力推行的數字貨幣無疑是一個有益的嘗試。第三，匯率和利率波動對于各類價格指數具有明顯沖擊。貨幣當局應重點防范外部金融風險，對資本流動做好控制，避免系統性風險的爆發。同時，完善多層次資本市場建設，在做好監管工作的前提下拓寬投資者的投資渠道，豐富投資工具，完善微觀風險對沖機制。