数字化支付时代的货币政策传导 :理论推演与经验证据
刘生福
(中国人民银行货币政策二司,北京 100800)
摘 要 :本文扩展了传统乘数模型,分析数字化支付发展对货币乘数和货币供给变动的影响机制;基于MIU模型分析引入数字化支付对货币流通速度和货币需求的影响;构建包含家庭、企业、商业银行、中央银行和政府五个部门在内的DSGE模型,探索数字化支付对中央银行福利损失函数和货币政策传导效率的作用机制;综合运用金融时间序列分析、TVP-VAR模型等计量方法,实证检验数字化支付对中国货币政策传导的影响。研究发现,支付领域创新不仅提高支付结算的效率,改变消费者支付习惯,也对传统的货币政策运行条件和传导渠道产生影响;数字化支付环境下,基于数量型调控的传统货币政策框架的政策传导效率大打折扣,梗阻明显增多。为此建议发展监管科技,完善数字化支付大数据监测与预警,为货币政策决策提供必要的数据支撑和稳定的金融环境,同时加快推动货币政策调控框架由数量型向价格型转变。
关键词 :数字化支付;货币政策;货币乘数;货币供给;货币流通速度;货币需求;DSGE模型;TVP-VAR模型
一、研究背景
近年来,金融科技(Fintech)的飞速发展推动了我国经济社会的深刻变革,这一点在支付领域体现得淋漓尽致。支付技术持续演进与新型支付方式不断革新,导致各种数字化支付方式持续替代现金,不同类型金融资产之间相互转换的门槛日益降低,使我国进入数字化支付时代,对传统货币政策运行环境与传导路径产生实质性影响。探讨数字化支付背景下的货币政策传导问题,对丰富货币政策研究框架和提升货币政策执行效果至关重要。
国内外文献中,与数字化支付相关度较高的概念包括电子货币、电子支付与数字货币。电子货币的概念出现较早,相关研究成果也比较成熟。相对而言,电子支付和数字货币是近年来兴起的新事物,但数字货币尚处于起步阶段,具体概念仍不明晰,难以进行严谨的实证分析。对于电子货币和数字货币这两类新型支付方式的研究文献,笔者已在另一篇文章中详细梳理[1],本文重点关注近年来在我国发展较为迅速的电子支付这种数字化支付方式。
国际清算银行(Bank for International Settlements,BIS)[2]最早研究指出,第三方网络支付和移动支付等代表的电子支付方式的发展使得商业银行以外的机构具备了创造电子支付手段的功能,这一变化会对短期市场利率产生影响,进而干扰中央银行的货币政策调控。这一观点在学术界一度引起争议,Arnone等[3]就指出,即便数字化支付方式能够带动支付结算体系创新,货币当局在一国支付结算体系中的作用也不会因此受到影响,数字化支付带来的冲击尚不足以驱动巨大的制度创新。但Ben等[4]则做出鲜明的判断,认为新的支付技术加速了数字化支付方式对传统现金与支票的替代,他们与新型商业模式相结合,正在潜移默化地改变人们的购买方式。Paola等[5]认为银行体系具有高昂的支付交易成本,他们的分析建立在一个微观福利损益分析模型之上,详细对比使用现金的交易环境和虚拟的无现金交易环境下的社会福利损益。Rysman等[6]研究发现,过去40年全球支付体系发生巨大变革,移动支付与快捷支付等数字化支付强烈地冲击了传统银行的业务模式。总体而言,在国外文献中,关于数字化支付方式对传统货币政策影响的理论推导和经验分析并不充分,尤其对于电子支付方面的研究更是凤毛麟角。相对而言,关于电子支付服务的对象、支付的原理以及公众对于电子支付方式的接受程度等领域的探讨则比较丰富[7]。
国内学者关于数字化支付的研究成果更为丰富。黄诚等[8]较早研究了电子货币的本质与网络经济条件下的金融制度创新,认为数字化支付方式取代金融货币或者纸币充当一般等价物,将推动商业银行模式的变迁,同时也消除传统货币流通层次并推动中央银行职能的转变。江晴等[9]从乘数范式的基础、货币政策工具杠杆的支点、货币政策的传导机制三个方面分析了数字化支付对货币乘数的冲击,认为广泛应用数字化支付会使传统货币体系中基础货币的界定变得困难,从而导致乘数对商业银行信用创造能力的约束逐渐减弱。赵平[10]基于货币制度变迁框架分析了私人电子货币的发展前景,认为私人电子货币不会给传统货币政策带来根本性冲击,但在“货币—银行”电子化的背景下,货币需求利率弹性增强,将使利率在货币政策操作框架中的地位明显提高。周金黄[11]借鉴加拿大、新西兰、欧盟和美国等发达经济体的经验,分析了现代支付体系发展与货币政策机制调整的关系,认为以数字化支付为主导的现代支付体系将对央行调节短期利率与市场流动性的机制产生显著影响。周光友[12]认为电子货币的产生与发展已经给传统的金融理论带来了极大的挑战,也给中央银行制定和实施货币政策产生了明显的影响。盛松成等[13]发现,支付系统快速发展将使货币乘数变大,这有助于提高支付系统的运行效率,从而相对地减少公开市场操作部门达到相同货币供给目标时所需要投放(回笼)的基础货币数量。巴曙松等[14]通过对比第三方支付监管的国际经验,揭示了第三方支付行业发展的规律和风险属性。谢平等[15]的研究表明,由于第三方数字化支付方式对传统现金支付具有很强的替代效应,货币乘数的内生性不断增强,第三方支付中的移动支付方式将给货币政策有效性带来更多不确定性,中央银行的传统货币政策工具和渠道必然受到冲击。李东荣[16]研究了我国电子现金发展的相关问题,在探讨电子现金的理论基础、历史变迁以及电子现金与货币供给关系的基础上,分析了推进电子现金应用面临的问题及对策。李淑锦等[17]实证检验互联网支付对各层次货币流通速度的冲击,得出数字化支付加快了货币流通速度的结论。刘宏海[18]研究发现,数字化支付方式下货币具有高流动性的特点,金融资产之间可以实现快速转化,且交易成本极低。这一特点会持续缩小不同类型资产之间的流动性差异,各层次货币间的界限更加模糊,原因在于凭借流动性差异对货币的层次进行划分更加困难。方兴等[19]研究发现数字化支付方式对于货币政策有效性具有正反两方面的影响,分别通过产出渠道和价格渠道发生作用,前者增强政策的有效性,后者则恰恰相反。史新鹭等[20]分别考察了银行卡和第三方支付对货币需求的影响,认为银行卡对现金的替代是不完全的,而第三方支付对现金产生完全替代,建议加快利率市场化改革步伐,在电子支付背景下,努力探索更加有效的货币政策。
关于数字化支付方式如何影响传统货币政策传导路径方面的研究,国内外学者已做出不少贡献,并取得了开创性成果,但大部分研究文献以定性分析为主,关于数字化支付影响货币政策传导的内在机理,缺乏严谨的数理推演。少数经验研究仅以银行卡发行和交易规模等指标作为数字化支付方式的代理变量进行实证检验,忽略了近年来电子支付在我国快速增长这一客观事实,实证结果缺乏稳健性。鉴于此,本文首先扩展传统乘数模型,分析数字化支付发展对货币乘数和货币供给变动的影响机制,基于货币效用(Money in Utility,MIU)模型分析引入数字化支付方式对货币流通速度和货币需求的影响。其次,构建包含家庭、企业、商业银行、中央银行和政府五个部门在内的DSGE模型,分析数字化支付方式对中央银行福利损失函数和货币政策传导效率的作用机理。在数理分析的基础上,采用我国电子支付领域的最新经验数据,综合运用金融时间序列分析、时变参数向量自回归(TVP-VAR)模型等计量方法,对数字化支付方式如何影响我国货币供求和政策传导效果进行实证检验。
二、理论推演
数字化支付发展不仅改变了货币的支付功能,也间接影响了货币的交换媒介和价值储藏等功能,从而对货币的供给和需求产生巨大的影响。本文运用货币创造理论和MIU理论分别从货币供给和货币需求的角度分析电子支付对货币总量的影响,并在此基础上构建DSGE模型,分析其对货币政策传导的影响机制。
(一)数字化支付方式下货币乘数模型的扩展
1.基于传统货币创造模型的货币乘数分析
在传统货币创造理论中,货币供给过程有三个参与者:中央银行、商业银行及家庭。中央银行发行基础货币,家庭出于支付的需要持有少量现金,支付用途以外的收入以存款的方式存入商业银行。按照法律规定和相关清算要求,商业银行会保留一部分法定准备金和超额准备金,其余资金用于发放贷款,贷款会派生存款,银行体系的资金经过循环往复之后将产生数倍于原始存款的派生存款。货币供给量与基础货币的比值,即货币乘数反映了这一货币创造的能力。通过标准的货币信用创造模型推导得到
(1)
(2)
其中,m n 为狭义货币乘数,m g 为广义货币乘数,a 为现金准备,b 为第三方理财以协议存款方式存放同业的比例,d 为家庭存款的比例,e 为超额准备金率,f 为带有即时支付功能的第三方互联网理财产品的比例,z 为活期存款的比例,r 为法定存款准备金率。
2.数字化支付背景下的货币乘数分析
数字化支付方式对传统信用货币创造的影响体现在几个方面。首先,数字化支付对具有较高流动性的现金支付有很强的替代效应,使得个人与银行不需要保留过多现金,现金漏损率明显下降,即a 会减小。其次,数字化支付方式的发展使得定期和活期存款的转换变得更加便捷,转换成本几乎下降为零,显著降低商业银行活期存款的占比,即z 会减小。再次,数字化支付迅速发展,导致银行持有的金融资产流动性明显增强,彼此转化的成本下降,从而增强了银行的资金头寸调度能力,同时也保证了资金的可得性,银行为应对流动性不足,只需持有少量的超额准备金,极端情况下甚至无需持有超额准备金,即e 下降。第三方数字化支付机构对于传统的信用货币创造过程产生影响,最主要的体现是加速金融脱媒。在数字化支付时代,越来越多的个人选择将其资产投资在带有即时支付功能的互联网理财产品上,或存放于利息更高的账户中,交易过程中,通过电子转账实现资金兑换,提高了金融脱媒的比重,减少了银行活期存款,在理论模型当中就体现为f 提高。
分析广义货币乘数发现
即当e 和a 减小时,广义货币乘数放大。
分析狭义货币乘数发现
即当z 下降较为显著时,狭义货币乘数缩小。
“这两年来学习得越多，我越害怕！”一家“粮食银行”负责人担忧地说，“‘粮食银行’现在处于‘三无’尴尬境地：一无名分，‘粮食银行’到工商部门注册不了，跟‘地下组织’一样，随时有被关停的可能；二无门槛，宣传多了大家都来搞，现在连非粮食加工企业也来搞；三无监管，出现风险无人兜底。”
在此案例中，教师破除自身的权威性，鼓励学生自主思考，表达自己的观点，发表自己的意见。这种平等民主的对话方式，不但让学生获得了解决问题的多样性答案，而且有利于和谐共生的师生关系的创建，他们都体验了积极的情感，知识在对话中潜移默化地生成，犹如“随风潜入夜,润物细无声”。
即带有即时支付功能的互联网理财产品规模增加导致狭义货币乘数缩小,广义货币乘数放大。
2008年全球金融危机后,我国第三方互联网支付整体呈现爆发式增长态势,2011年底规模达到7667亿元,增速超过100%。2014年,受互联网金融发展的带动,再次呈现“井喷式”增长,以支付宝、财付通、百度钱包等为代表的新型移动支付渠道蓬勃发展,2014年底规模达到23511.5亿元,2014年以来增速在50%左右波动,基本保持稳定(见图2)。从市场份额来看,2017年3月,第三方互联网支付市场中支付宝占比最高,达到31%,依托于微信的财付通占比为22%,这两大运营商贡献合计为53%;快钱和汇付天下分别为7%和6%,也占据了一定的市场份额。
(二)数字化支付下货币需求的MIU模型分析
传统货币需求理论一般都假定货币流通速度相对稳定,但是数字化支付方式的发展,对货币流通速度产生了重要的影响。变现成本以及不同支付方式的交易成本都影响家庭对货币的需求。数字化支付方式使家庭不仅可以更为便捷地支付,而且也可以更为方便地实现高收益资产与高流动性资产之间的转换,同时降低了支付的交易成本和货币转化为现金的交易成本。在这一部分,本文通过MIU理论研究数字化支付对于货币需求的影响。基本思想是在模型中引入交易成本变量,探讨数字化支付的低交易成本优势如何影响货币的需求。
家庭部门的效用可以表示为
(3)
其中,β 是贴现率,C t 、N t 分别表示第t 期的消费量和工作时间,M t /P t 表示实际货币余额,σ 、ω 、υ 分别表示消费、工作时间和实际货币余额的边际替代弹性的倒数。S t 表示交易成本,α 表示交易成本的效用系数。
家庭预算约束不变,此时家庭优化的一阶条件为
(4)
其中,P t 、C t 、R t 、M t 分别表示价格、消费量、债券利息和货币余额。
求解得到实际货币的对数形式为
(5)
其中,V t 表示货币流通速度,Y t 表示产出(在均衡时等于消费)。将方程写为对数的形式可得
货币数量交易方程式为
M t V t =P t Y t
(6)
其中,m 、p 、c 、s 分别代表M 、P 、C 和S 取对数后的形式,i 为名义利率
表示货币需求隐含的利率弹性。
m t +v t =p t +y t
(7)
如果家庭对消费和实际货币的边际替代弹性相同,即σ =ν ,则可以得到
(8)
由此可见,数字化支付方式的发展降低了交易成本,从而提高了货币的流通速度。根据货币需求方程,交易成本越低,货币的需求也越少。
假设交易成本与利率相关,此时货币需求的利率弹性为
(9)
因此,交易成本的变化降低了货币需求的利率弹性。
数字化支付使人们无论何时、何地或以何种方式,都可以得到便捷的金融服务,大大降低了货币的交易成本。根据MIU模型,交易成本下降提高了货币流通速度,从而降低了货币需求。可见,数字化支付减少了家庭对于货币的需求,同时降低了货币需求的利率弹性。
(三)基于DSGE模型分析数字化支付环境下的货币政策传导效果
由前文分析可以看出,数字化支付放大了货币乘数,降低了货币的需求以及货币需求的利率弹性,这将影响货币政策的传导过程。下面构建DSGE模型,分析货币需求的利率弹性以及货币供给变化对货币政策最终目标的影响。考虑到我国以银行为主的金融体系特征,在新凯恩斯主义价格粘性DSGE模型基础上,加入金融加速器模型。
1.DSGE模型构建
对民间武术家的观照，既要看到作为后现代性文化英雄的观光客，也要看到后现代性受害者的流浪者，同样也要关注为武术作出贡献的无名英雄，他们在观光客和流浪者之间流动又互相隐喻。对民间武术家的概括，既符合程大力教授指出的“民间性”、“传统性”，又符合马明达教授提出的德、技标杆，也应包含戴国斌教授指出的“自我生存”和“发展武术”两个方面内容。无论是杰出如刘宝山一样的民间武术家，还是普通的以“摩的”、“卖牛肉汤”为生的民间武术家，他们在武术发展前行的道路上欣赏了各自不同的风景，实践自己的自由和不自由，中国武术因为他们而色彩斑斓、与众不同。
(1)家庭。家庭的优化问题可以写为
(10)
其中,C j,t 、l j,t 、M j,t 、Y j,t 、I j,t 、B j,t 分别表示家庭消费、劳动时间、现金、产出、投资和购买的债券,P t 、T t 、b t 是价格水平、转移支付和债券价格,h 是家庭消费偏好的习惯形成参数,σ c 、σ l 、σ m 分别代表消费跨期替代弹性、劳动对实际工资弹性以及实际货币弹性的倒数,ε c 、ε l 、ε m 分别表示消费偏好冲击、劳动力供给冲击和货币需求的冲击,服从AR(1)过程。
假设只有一部分家庭可以将工资调整到最优水平,并且价格存在粘性,家庭通过最大化效用选择最优工资水平。
错因：该题利用稀硝酸的性质,设下了“陷阱”,很多同学只考虑到Cu与稀硝酸反应而不与稀硫酸反应,很快写出了化学反应方程式:3Cu+8HNO3==3Cu(NO3)2+2NO↑+4H2O,从方程式可以看出,Cu在反应中过量,按稀硝酸计算,生成的NO气体的物质的量为2mol,这样,就恰好掉进了命题人设置的“陷阱”而错选了答案A。
(2)企业。企业部门包括最终厂商、中间厂商和资本生产者。
最终厂商处于完全竞争状态,经济体中总产出是由最终厂商对处于连续分布区间的中间品进行Dixit-Stiglitz加总得到的。即
其中y j,t =(P c,t /P j,t )-θ Y t ,θ >1是不同中间商品之间的价格替代弹性,y t 和P c,t 是最终商品和最终商品的价格,y j,t 和P j,t 是生产最终商品所使用的中间产品及其价格。
资本生产者拥有经济中的初始资本存量,在完全竞争市场条件下,将从最终厂商买来的投资品转换为资本存量提供给中间厂商。他们面临投资调整的成本,对购买的消费品I t ,他们生产[1-S (I t /I t-1 )]I t x t 的资本存量,其中x t 是投资边际效率的冲击,服从AR(1)过程。资本K t =K t-1 (1-δ )+[1-Q (I t /I t-1 )]I t x t ,其中资本的折旧率为δ ,Q 是投资成本调整函数。生产者通过对投资品的选择进而达到利润最大化的目的。
总的来看,数字化支付对货币政策传导有以下三个方面的影响。首先,数字化支付削弱了中央银行控制货币供给的能力。数字化支付方式扩大了货币乘数,而金融脱媒加剧使货币乘数变得更复杂,导致央行对货币供给的控制能力面临严峻的挑战。以货币供应量指标作为货币政策的中介目标,前提条件是货币乘数足够稳定。在数字化支付方式飞速发展的时代,货币乘数的形式变得更加复杂,波动性也更大,从而预测货币乘数就更困难,传统的货币政策调控框架面临考验,央行想要通过控制基础货币来控制货币供应量的难度增大。其次,数字化支付降低了货币需求。数字化支付使活期存款大量减少,相应的定期和同业等存款增加,使大量狭义货币转化为广义货币的统计范畴,淡化了各层次货币之间的界限。不同层次货币的划分对于货币政策制定和传导过程具有重要意义。数字化支付的发展使家庭可以快速实现不同流动性货币之间的相互转化,不同层次货币差别逐渐缩小,这不仅给货币供应量的统计带来挑战,也影响传统数量型货币政策调控框架下政策的制定和实施过程。再次,数字化支付降低传统货币政策框架下货币政策传导的有效性。数字化支付的发展使传统银行之外的机构也能创造货币,对货币政策信贷传导构成一定程度的威胁。数字化支付,尤其是第三方支付机构的发展,使中央银行货币政策对利率的影响减弱,干扰了货币政策的利率渠道。数字化支付降低了货币需求的利率弹性,使经济体系受到货币冲击后的波动更剧烈,数量型中介目标的可控性下降,传统货币政策调控框架下中介目标到最终目标的传导过程受到梗阻。
(3)商业银行。商业银行在经济中的作用是连接居民和中间厂商资金流动的桥梁。银行融资渠道有两种,一是通过货币市场吸收居民存款,二是从资本市场进行股权融资。中间厂商通过银行贷款获得资金。根据金融加速器理论[21],由于外部风险溢价与市场上中间厂商的资本净值是成反比的,因此杠杆率比较高的厂商在资本净值处于较低水平时,就会有更大的概率出现违约,外部风险溢价也就更高。由于资本净值是顺周期的,外部风险溢价具有逆周期性,通过对投资、生产和消费的作用放大经济周期。外部风险溢价p t =E t r k,t +1-r t 。
具体操作：打开EV录屏软件，视频框中勾选“区域拍摄”，将拍摄区域大小设置为与powerpoint播放时相同大小，音频框勾选“仅麦克风声音”，EV录屏界面如图4所示。
(4)中央银行。中央银行负责制定并执行货币政策。近年来,中国货币政策调控框架逐渐由数量型向价格型转变,鉴于货币供应量仍是人民银行制定货币政策的中介目标,本文在泰勒规则中加入货币供应量,货币政策规则设定为
其中,i 表示名义利率水平,γ 表示利率政策粘性,r 表示实际利率水平,(π t -π *)表示实际通货膨胀率与目标通货膨胀率的缺口,(y t -y *)表示实际产出与潜在产出的缺口,(m t -m *)表示实际货币供应量与目标货币供应量的缺口,a 1、a 2和a 3分别表示利率政策中的通货膨胀系数、产出系数和货币系数。
(5)市场均衡。实现市场均衡的条件是Y t =C t +G t +I t +Φ (K t-1 ),即家庭部门的消费、投资、政府部门的消费以及资本利用的成本加总就是最终厂商的总产出。这里假定政府支出是外生变量,政府部门通过实施财政政策保证财政收支平衡。
1.1 对象 2009年10月—2011年10月我院收治开放性外伤患者667例。损伤部位包括头面部、四肢和胸腹部等;受伤程度不包括骨折、肌腱和大神经损伤;伤口污染程度排除重度污染;受伤后6 h内经急诊在局部麻醉下行清创缝合术。667例患者中，男392例，女275例;年龄1～83岁，平均年龄28.6岁;伤口直径0.5～12.0 cm。按首次就诊日单双号分为对照组343例和观察组324例，两组患者的年龄、性别、受伤程度及部位、伤口污染程度及用药等比较，差异无统计学意义。两组患者均排除既往有精神病史，智能障碍，糖尿病等其他严重躯体疾病。
让“江山娇”转变为“伊一”，是李舍《西窗》立骨之所在，是小说题旨和意义之所在，也是人物性格规定性的发展。在李舍笔下，这个转变是借助网络自媒体实现的，李舍以颇为俏皮的“西窗”隐喻它。烛明西窗，共剪倩影，绵绵情话，巴山夜雨，该何等地富有诗意。作者的锦心绣笔，径取古意，兼取今日电脑之现代“窗口”。
2.数据来源与参数校准
采用产出、通货膨胀率、货币供应量以及利率等主要经济变量2004—2017年的季度数据进行参数校准和模型估计。实际产出是以2010年为不变价的当季GDP数据,进行对数处理减少异方差的影响,运用X11方法剔除季节因素,并计算产出的环比增长率。以消费者物价指数(CPI)的环比增长率代表经济中的通货膨胀率。目前,我国尚未明确向市场公开宣示一个货币政策的目标利率,本文参考国际经验并结合我国货币市场的现实状况,选择银行间市场隔夜质押式回购利率对模型进行估算。将经过季节调整后的广义货币供应量环比增速作为货币供应量指标的代理变量。通过校准方法得到的模型具体参数见表1。
表1 DSGE模型参数校准
3.数字化支付对中央银行福利损失的影响
σ m 表示实际货币弹性的倒数。根据前文分析,数字化支付影响了实际货币弹性。货币供给能力的扩大以及货币流通速度的提高降低了家庭对货币的依赖性,因此实际货币弹性减小,σ m 增加。
通过在模型中比较分析不同的σ m 发现,随着实际货币弹性减小,σ m 增加,通货膨胀偏差和产出偏差都增加,央行的福利损失提高。说明不考虑数字化支付,实际货币弹性较高的情况下,中央银行损失均达到最小。而在数字化支付不断深化,实际货币弹性逐步减小的情况下,中央银行损失逐步提高。数字化支付加大了在数量型调控框架下中央银行实现货币政策最终目标的难度,导致中央银行的货币控制能力大大降低。具体见表2。
（2）预制构件数量较多，大量工作重复。对于装配式建筑来说，作为显著的优势在于构件标准化，因此在设计初期会将具有相同功能、种类的构件整合到一起，减少构件的数量。但是，随着模块化设计的不断深入，生产、施工单位介入进来，很可能出现许多外形相似但存在细微差别的构件，如若采用人工方式进行BIM建模，则会产生许多重复的工作量，造成大量资源浪费。
表2 中央银行损失函数 %
4.数字化支付对中央银行货币政策传导的影响
传染病医院收治的主要为各类肝炎、肝硬化和艾滋病患者。重型肝炎与肝硬化医院感染的病原菌是革兰氏阴性菌为主，主要革兰阴性菌中大肠埃希菌、肺炎克雷伯菌、鲍曼不动杆菌均为耐药性强的病原菌。
图1 货币冲击对通货膨胀、产出和利率的脉冲响应
中间厂商在劳动力市场向家庭购买劳动力支付工资,通过Cobb-Douglas生产函数生产中间商品,其生产函数为
其中y j,t 、K t 、re k,t 、τ t 、μ 分别表示产出、资本存量、边际生产率、技术冲击和生产函数中的资本比率,是资本使用成本函数弹性的倒数。中间厂商根据利润最大化与成本最小化的原则来确定劳动力和资本的需求,进而确定中间商品的市场价格,并且将其产品卖给垄断竞争市场上的最终商品生产商。此外,假定中间商品市场均属于垄断竞争的市场,且中间厂商所生产的产品有差异,从而中间厂商对其所生产的中间商品具有一定程度的定价能力。假定中间厂商采取Calvo定价策略,在每一期通过对其生产产品价格的设定达到在最终厂商的总需求约束下的折现期望利润最大化。
分析带有即时支付功能的互联网理财产品对货币乘数的影响发现
三、数字化支付影响货币政策传导的经验证据
(一)数据来源与变量说明
当前我国数字化支付领域发展呈现三方面的特征:一是以银行卡为代表的电子货币规模增长趋于平稳。截至2018年3季度末,银行卡在用发卡数量已达到73.85亿张,同比增长率为13.3%。二是余额宝和财付通两大巨头企业引领下的电子支付方式快速扩张,仅第三方移动支付的交易规模就由2012年1季度末的3589亿元增长至2018年3季度末的65.48万亿元,增长了182倍。三是数字货币尚处于探索起步阶段,以比特币为代表的私人数字货币受到严格限制,中央银行积极探索如何推出法定数字货币。从发展趋势上看,未来我国数字化支付方式将持续替代传统现金,预计2016—2020年非现金支付业务将实现36%的稳定增长;第三方互联网和移动支付方式将在全球处于领先地位,到2020年将有超过50%的智能手机用户采用移动支付方式。可见,以第三方互联网和移动支付为代表的电子支付是我国数字化支付领域发展最活跃的部分,也是我国在全球处于领先地位的金融科技创新。
图2 我国数字化支付发展趋势
可见,数字化支付使广义货币乘数扩大,对狭义货币乘数的影响具有一定的不确定性。如果活期存款的比重减小更为显著,狭义货币乘数将有所降低。这意味着数字化支付方式对货币供给有两方面的影响:一是扩大广义货币乘数。数字化支付方式对流动性较高的现金具有较强的替代效应,提高了资金的调度效率,使现金漏损率和超额准备金率下降,导致货币乘数提高。二是对狭义货币乘数发挥双重作用。一方面,资金调度效率提高降低了现金漏损率和超额准备金率,从而提高了货币乘数。另一方面,由于数字化支付使得定期存款和活期存款之间的转换更加简便,居民更倾向于投资定期存款以及具有即时支付功能的互联网理财产品,这使居民的活期存款大量减少。
当经济受到货币总量的冲击时,由于货币政策中考虑货币供应量的变化,货币总量的提高将降低利率水平,从而导致产出增加,物价降低,最终趋于稳定。随着数字化支付的发展,σ m 增加,利率、通货膨胀率和产出的变化幅度都显著增加,收敛速度更慢,表明数字化支付使货币冲击下经济的波动更加剧烈,降低了货币政策的可控性,如图1所示。
鉴于数据可得性,实证分析中,数字化支付选择第三方互联网和移动支付交易额的同比增长率。数据均选择季度数据,样本区间为2008年1季度至2017年3季度。第三方移动支付的数据与互联网支付的变化趋势基本一致,由于数据时间长度较短,本文主要采用第三方互联网支付数据进行分析。数据来源于Wind数据库。
按照时步对隧道进行开挖，开挖全过程拱顶位移变化如图7所示，3号断面位移云图见图8，对3号断面两隧道拱顶位移监测数据进行分析，提取左洞拱顶位移值。
在货币乘数分析中,分别选择狭义货币乘数和广义货币乘数。其中,狭义货币乘数定义为狭义货币与基础货币的比值,广义货币乘数定义为广义货币与基础货币的比值。理论分析表明,现金漏损率和存款准备金率对货币乘数都具有显著影响,因此选择存款准备金率和现金漏损率作为控制变量。存款准备金率定义为大型存款类金融机构法定准备金率,现金漏损率根据流通中的现金除以活期存款得出。根据货币数量方程式,货币流通速度等于“实际经济增速+价格增速(通货膨胀率)-货币数量增速”。以当季GDP增速作为实际经济增速变量,以M1增速和M2增速作为货币数量增速变量,以CPI作为通货膨胀变量,由此得到狭义货币流通速度和广义货币流通速度。由于货币流通速度与利率水平高度相关,因此选择7天上海银行间同业拆放利率(Shibor)作为控制变量。物价稳定和产出增长是我国货币政策的两个重要目标,为分析数字化支付对货币政策传导的影响,选择GDP同比增长率和CPI同比增长率来衡量产出和物价水平。为剔除经济危机的影响,数据的时间跨度为2009年1季度至2017年3季度。
创业公司紧跟科技时代步伐，通过与搜索引擎、社交媒体、抖音等短视频平台、视频播放平台等进行合作对VR产品进行智能营销推广。
(二)数字化支付对货币供给影响的实证分析
对第三方互联网支付规模增长率、存款准备金率、现金漏损率、超额准备金率和货币乘数建立VAR框架,并进行格兰杰因果检验,通过施瓦兹准则确定VAR系统的滞后阶数为2,结果见表3。从狭义货币乘数的分析可以看出,法定存款准备金率、现金漏损率和超额存款准备金率是狭义货币乘数的格兰杰原因,这验证了前文模型的分析结论。同时,第三方互联网支付是狭义货币乘数的格兰杰原因。通过对广义货币乘数的分析可以看出,法定存款准备金率和超额存款准备金率是广义货币乘数的格兰杰原因,同时第三方互联网支付也是广义货币乘数的格兰杰原因,表明数字化支付对我国货币乘数有显著影响。
需要注意[27]：（1）肾功能不全患者：①如肌酐清除率小于60 mL/min，不能选择TDF或调整TDF剂量；②肌酐清除率小于50 mL/min而大于30 mL/min，可考虑选择包含TAF+（FTC/3TC）的方案。TAF尚未批准应用于肾小球滤过率的估算值（eGFR）＜30 mL/（min·1.73 m2）患者；③不能使用 TDF/TAF时，在HAART方案的基础上应加用恩替卡韦。（2）妊娠期妇女：如HIV/HBV合并感染者为妊娠期妇女，建议使用包含3TC（FTC）+TDF在内的用药方案，TAF尚未批准用于妊娠期妇女。
表3 货币乘数的格兰杰因果检验
注:***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。
对广义货币乘数和狭义货币乘数分别建立回归模型,进一步分析数字化支付发展对其产生的影响,结果见表4。从回归结果看,法定存款准备金率、现金漏损率对货币乘数有显著的负向影响,与理论预期一致。第三方互联网支付对于狭义货币乘数具有显著的正向影响。从广义的货币乘数来看,第三方互联网支付对其具有显著的影响,回归系数为负,很大程度上是由于2011年10月之前,非存款性金融机构在存款性金融机构的存款并未纳入广义货币统计范畴。因此,带有即时支付功能的互联网理财产品对应的货币市场基金所投资的同业存款不计入广义货币范畴,
从而数字化支付及互联网金融发展所带来的金融脱媒使广义货币
乘数反而减小。实际上,对2011年3季度之后的数据进行回归发现,第三方互联网支付的系数为正,可见数字化支付方式对狭义和广义货币乘数都有显著影响。
(三)数字化支付对货币需求影响的实证检验
根据相关信息判定标准,构建滞后阶数为1的VAR模型,将第三方互联网支付、狭义和广义货币流通速度纳入其中进行格兰杰因果关系检验。从表5列示的结果可以看出,第三方互联网支付增长率是广义货币流通速度的格兰杰原因,这验证了数字化支付对于货币流通速度的显著作用。与此同时,广义货币流通速度与狭义货币流通速度互为格兰杰原因。狭义货币流通速度并没有显著受到第三方互联网支付增长率的影响,究其原因,可能是狭义货币流通速度同时受到支付习惯和定、活期存款比例的影响,情况较为复杂。
“改革走在前列，开放服务大局”，这是习近平总书记对江苏提出的明确要求，也是江苏的应有担当。建功新时代，全省上下当进一步强化共识、凝聚合力、奋力创新、锐意进取，实现建设“强富美高”新江苏的新跨越。□
表4 货币乘数的回归结果
注:括号内数字为标准误差,***、**和*分别代表1%、5%和10%的显著性水平,下同。
表5 货币流通速度的格兰杰因果检验
考虑到第三方互联网支付以及利率对货币流通速度的重要影响,对广义货币流通速度和狭义货币流通速度分别建立回归模型,结果见表6。从回归结果来看,利率和第三方互联网支付对货币流通速度都有显著的正向影响。第三方互联网支付每增长1个百分点,狭义货币流通速度将提高0.04个百分点。第三方互联网支付每增长1个百分点,广义货币流通速度将提高0.02个百分点。这验证了理论模型的结论。
(四)数字化支付对货币政策传导影响的TVP-VAR模型分析
表6 货币流通速度的回归结果
建立带有时变参数的向量自回归(TVP-VAR)模型,探究数字化支付对我国货币政策传导的影响。TVP-VAR模型允许系数矩阵和协方差矩阵均有时变性,模型的时变参数可以捕捉我国经济发展和波动的动态特征,具有很大的灵活性。模型设定、先验选择以及估计算法都参考现有研究的标准设定。根据TVP-VAR模型的估计结果,本文通过脉冲响应分析来讨论数字化支付对货币政策最终目标的影响,结果如图3所示。
一方面,考虑带有滞后期的脉冲响应函数,即考虑冲击之后特定时期内经济系统的变化情况。分别考虑滞后期为4(4个季度,即1年)、6(6个季度,即1年半)和8(8个季度,即2年)的情形,见图3(a)和图3(b)。分析发现,第三方互联网支付规模增长率的随机扰动对经济增长呈现正效应,第三方支付凭借其低成本、交易便捷的特点大幅度提升了金融市场交易的效率,缓解了市场上的信息不对称问题,进而也促进了货币政策的产出效应,提升总体产出水平。对产出的正向效应在2011年之后明显提高,这与我国2011年第三方互联网支付的爆发式增长态势相一致。2014年之后,随着互联网金融的高速发展,第三方支付对经济增长的影响更为显著。第三方支付在提高货币供给的同时降低了货币需求,对通货膨胀的影响较为复杂,在不同时点可能表现出异质性。总的来看,第三方互联网支付规模增长率的随机扰动对物价水平呈现正效应,该效应在2009—2011年有所下降,主要是由于金融危机后信贷扩张推高了物价水平,物价水平受第三方互联网支付规模的影响降低。2014年以来,第三方互联网支付对物价水平的推高作用进一步显著。
(a)第三方支付对产出的冲击
(b)第三方支付对通货膨胀的冲击
(c)第三方支付对产出的冲击
(d)第三方支付对通货膨胀的冲击
图3 第三方数字化支付对货币政策最终目标的脉冲响应
另一方面,考虑时点脉冲响应函数,即在某个特定时点给予一个冲击,分析其对经济系统的影响。这里考虑在第18期(2013年2季度)和第27期(2015年3季度)给定冲击,见图3(c)和图3(d)。其中2013年6月出现了带有即时支付功能的互联网理财产品,这种“T+0”方式的互联网金融产品明显放大了数字化支付的规模。2015年7月,中国人民银行等十部门联合发布《关于促进互联网金融健康发展的指导意见》,规范了对互联网支付的监管。时点脉冲响应分析结果表明,两个样本区间的脉冲响应函数较为接近。期初对产出的影响为正,一年之后逐渐提高,随后逐步衰减。对通货膨胀率的影响期初为负,一年后逐渐转正。比较发现,2015年3季度监管规范文件出台后,第三方支付对货币政策最终目标的冲击更显著,持续时间更长。
总的来看,数字化支付方式的普及在改变货币供给和货币需求的同时,影响了货币政策中介目标向最终目标的传导,在传统的数量型货币政策调控框架下增大了货币政策最终目标的波动幅度。随着数字化支付的发展,从保持宏观经济平稳运行的角度出发,我国货币政策调控框架也有待进一步调整和完善。
四、结论与政策建议
本文从理论层面系统分析了数字化支付方式发展对货币政策传导的影响。基于货币创造理论扩展乘数模型,分析数字化支付方式下的货币创造过程发现,数字化支付对流动性较高的现金具有较强的替代效应,提高了资金的调度效率,从而现金漏损率和超额准备金率均有所下降,导致广义货币乘数扩大。但其对狭义货币乘数发挥双重作用。一方面,资金调度效率提高降低了现金漏损率和超额准备金率,从而放大狭义货币乘数;另一方面,数字化支付使高收益和高流动性资产之间的转换更加便捷,消费者更倾向于持有具有即时支付功能的互联网理财产品,活期存款大幅减少,狭义货币乘数也随之降低。通过MIU理论研究数字化支付对货币需求的影响,在模型中引入交易成本变量,探讨数字化支付的低交易成本优势如何影响货币需求。研究发现,数字化支付明显改善了支付效率和金融服务,降低了货币交易成本,提高了货币流通速度,不仅降低了家庭对货币的需求,同时也提高了货币需求的利率弹性。进一步,构建包括家庭、厂商、商业银行、中央银行和政府五个经济主体在内的DSGE模型,分析数字化支付环境下货币需求的利率弹性,货币供给变化对货币政策传导及中央银行福利损失的影响发现,数字化支付削弱了中央银行调节货币供给的能力,降低了货币需求,制约了传统数量型货币政策调控框架下货币政策传导的效果。
在理论分析的基础上,基于2007年1季度至2017年3季度的数据,采用金融时间序列分析方法进行实证检验。结果显示,数字化支付对广义货币乘数和狭义货币乘数具有放大效应。第三方互联网支付对狭义货币乘数有显著的正向影响,对广义货币乘数的影响在2011年3季度之前显著为负,之后由负转正,一定程度与带有即时支付功能的互联网理财产品所对应的货币市场基金投资的同业存款是否计入广义货币范畴有关。数字化支付能够提升货币流通速度,从而降低货币需求。数字化支付对货币流通速度有显著的正向效应,第三方互联网支付每增长1个百分点,狭义货币流通速度将提高0.04个百分点,广义货币流通速度将提高0.02个百分点。在DSGE模型的基础上,采用TVP-VAR方法,实证探索数字化支付方式与中国货币政策的传导效果的内在关联,研究发现,数字化支付方式在影响货币供给和货币需求的同时,加剧了数量型货币政策中介目标的波动幅度,使得中央银行在传统数量型货币政策调控框架下调节货币供应量的难度增加,原有货币政策工具与传导渠道的有效性受到干扰。
本文的政策建议有两个方面。一是发展监管科技,完善数字化支付大数据监测与预警。可以借鉴日本银行的经验,建立并公开发布数字化支付的统计报告,为我国货币政策的决策提供必要数据支撑。持续规范界定数字化支付的概念和涵盖范围,明确数字化支付的统计口径,对重要的数字化支付及其支付工具发行规模加强统计监测,提高统计的全面性和时效性。严格区分数字化支付的支付功能、理财功能和其他金融服务功能,并分别进行监测。在保证数字化支付市场健康、可持续发展的同时,加强对数字化支付发行、流通、赎回等环节的管理,保证电子货币的稳定运行。尽快建立完备的数字化支付方式风险预警机制,密切监测数字化支付方式对货币流通和货币供求的影响。二是推进传统的货币政策调控框架逐步转型。短期内,在数量型的调控框架下制定货币政策目标时,必须充分考虑数字化支付方式发展对货币供给及货币乘数的影响,完善准备金制度和对第三方支付机构备付金的管理制度。长期中,应积极推动货币政策调控框架转型,逐步调整货币政策的中介指标,完善价格型调控框架,丰富价格型的货币政策调控工具和机制,充分发挥价格杠杆在调节和传导中的作用,进一步提升数字化支付下货币政策的有效性。积极推进构建利率调控机制,不断探索完善利率走廊机制,疏通利率传导渠道,持续增强中央银行对市场利率的调节与引导能力。
参考文献 :
[1] 刘生福. 数字化支付对货币政策的影响: 综述与展望 [J]. 经济学家, 2018(7): 88-95.
[2] Bank for International Settlements. Electronic finance: A new perspective and challenges [R]. BIS Papers No. 7, 2001.
[3] Arnone M, Bandiera L. Monetary policy, monetary areas, and financial development with electronic money [R]. IMF Working Paper, No. WP/04/122, 2004.
[4] Ben F, Miguel M, Gerald S. Electronic money and payments: Recent developments and issues [R]. Bank of Canada Discussion Paper, No. 2014-2, 2014.
[5] Paola B, Gabriele C. Money, credit and banking and the cost of financial activity [R]. Sveriges Riskbank Working Paper Series, No. 331, 2015.
[6] Rysman M, Schuh S. New innovation in payments [J]. Innovation Policy and Economy, 2017(17): 27-48.
[7] Sergei K, Marc R, Scott S, et al. Explaining adoption and use of payment instruments by U.S. consumers [R]. Federal Reserve Bank of Boston Working Papers, No. 12-14, 2014.
[8] 黄诚, 李纯安. 电子货币的本质与网络经济条件下的金融制度创新 [J]. 经济科学, 2000(2): 49-55.
[9] 江晴, 陈诤直. 电子支付系统对货币乘数范式的冲击 [J]. 世界经济, 2001(11): 54-56.
[10]赵平. E时代的货币自由化: 发展前景与货币政策含义 [J]. 经济学家, 2006(4): 90-97.
[11]周金黄. 信贷支付体系发展与货币政策机制调整 [J]. 金融研究, 2007(1): 154-162.
[12]周光友. 电子货币发展、货币乘数变动与货币政策有效性 [J]. 经济科学, 2007(3): 68-75.
[13]盛松成, 方轶强. 支付系统发展对公开市场操作效果的影响 [J]. 金融研究, 2009(10): 7-21.
[14]巴曙松, 杨彪. 第三方支付国际监管研究及借鉴 [J]. 财政研究, 2012(4): 72-75.
[15]谢平, 刘海二. ICT、移动支付与电子货币 [J]. 金融研究, 2013(10): 1-14.
[16]李东荣. 我国电子现金发展相关问题研究 [J]. 金融研究, 2014(3): 1-10.
[17]李淑锦, 张小龙. 第三方互联网支付对中国货币流通速度的影响 [J]. 金融论坛, 2015(12): 25-33.
[18]刘宏海. 电子货币对货币供给的影响研究——基于第三方支付视域 [D]. 石家庄: 河北经贸大学, 2016.
[19]方兴, 郭子睿. 第三方互联网支付、货币流通速度与货币政策有效性——基于TVP-VAR模型的研究 [J]. 经济问题探索, 2017(3): 183-190.
[20]史新鹭, 周政宁. 电子支付发展、电子货币替代对货币需求的影响研究 [J]. 中央财经大学学报, 2018(12): 77-86.
[21]Bernanke B, Gertler M, Gilchrist S. The financial accelerator in a quantitative business cycle framework [R]. NBER Working Paper Series, No. 6455, 1998.
Monetary Policy Transmission in Digital Payment Era :Theoretical Deduction and Empirical Evidence
LIU Shengfu
(Monetary Policy Department II, The People’s Bank of China, Beijing 100800, China)
Abstract :This paper extends the traditional multiplier model and analyzes the influence mechanism of digital payment development on money multiplier and money supply. We also analyze the influence of digital payment on the velocity of money circulation and the demand for money based on the MIU model. The DSGE model including households, enterprises, commercial banks, central bank and government departments is constructed to explore the mechanism of digital payment on the welfare loss function of central bank and the transmission efficiency of monetary policy. At the same time, the financial time series analysis, TVP-VAR model and other measurement methods are comprehensively used to empirically test the impact of digital payment on monetary policy transmission in China. It finds that innovation in the field of payment not only changes consumers’ payment habits and improves the efficiency of payment and settlement, but also changes the operating environment and transmission path of traditional monetary policy. In the era of digital payment, the transmission of monetary policy under the traditional quantitative monetary policy framework is disturbed and the obstruction effect is amplified. It is suggested to develop supervision technology, improve digital payment big data monitoring and early warning, provide necessary data support and stable financial environment for monetary policy decisions, as well as accelerate the transformation of monetary policy control framework from quantitative to price-based.
Keywords :Digital payment; Monetary policy; Money multiplier; Money supply; Velocity of money; Money demand; DSGE model; TVP-VAR model
收稿日期 :2018-12-23
作者简介 :刘生福,男,经济学博士,中国人民银行货币政策二司,研究方向:货币政策和金融稳定,电子邮箱:lshengfu@pbc.gov.cn。本文仅是作者个人学术观点,不代表所在机构。
文献标识码 :A
文章编号: 1002-2848-2019(02)-0001-12
责任编辑、校对: 高原
标签：数字化支付论文; 货币政策论文; 货币乘数论文; 货币供给论文; 货币流通速度论文; 货币需求论文; DSGE模型论文; 中国人民银行货币政策二司论文;