1、電子貨幣對貨幣供給影響的實證研究內(nèi)容提要：在互聯(lián)網(wǎng)飛速發(fā)展的背景下，傳統(tǒng)貨幣已逐漸被電子貨幣替代。雖然電子貨幣對傳統(tǒng)貨幣的替代效應(yīng)增加了貨幣供給調(diào)控的難度，但電子貨幣便捷、交易快速的特性還是使利大于弊。本文嘗試性的研究電子貨幣對貨幣供給的影響，并提出相關(guān)管理電子貨幣的建議。關(guān) 鍵 詞：電子貨幣 基礎(chǔ)貨幣 貨幣乘數(shù) 貨幣供給中圖分類號：F831.4 15目 錄一、引言1（一）選題背景及意義1（二）文獻(xiàn)綜述1二、相關(guān)理論分析2（一）電子貨幣及其概念2（二）貨幣供給理論3三、電子貨幣對貨幣供給的實證分析3（一）理論分析3（二）電子貨幣對基礎(chǔ)貨幣影響的實證分析4（三）電子貨幣對貨幣乘數(shù)影響的實證分析1

2、0四、結(jié)論13五、總結(jié)及建議13參考文獻(xiàn)14后記151、 引言（一）選題背景及意義在互聯(lián)網(wǎng)飛速發(fā)展的背景下，一般貨幣已逐漸被電子貨幣替代。雖然電子貨幣對傳統(tǒng)貨幣的替代效應(yīng)增加了貨幣供給調(diào)控的難度，但借助電子貨幣便捷、快速的特性，還是能使利大于弊。本文嘗試性的研究電子貨幣對貨幣供給的影響，并提出相關(guān)管理電子貨幣的建議。（二）文獻(xiàn)綜述1.國外研究國際清算銀行BIS (1996)是國外最早對電子貨幣的產(chǎn)生、發(fā)展、交易過程及其對貨幣流通速度的影響等相關(guān)問題進(jìn)行探討的機(jī)構(gòu)。具體來看，學(xué)者James A.Dorn C 1996)認(rèn)為，電子貨幣首先會對流通中的貨幣速度產(chǎn)生影響，因此削弱了央行對基礎(chǔ)貨幣的控制

3、力。Setsuya Sato和John Hawkins C 2001)在對世界21個國家電子貨幣的使用情況進(jìn)行分析后，認(rèn)為電子貨幣會對傳統(tǒng)的金融市場與支付制度產(chǎn)生沖擊，通過影響貨幣流通速度與貨幣乘數(shù)，最終影響貨幣供應(yīng)量，為貨幣政策效果帶來不確定性。Susan M. Sullivan C 2002 )認(rèn)為，電子貨幣的發(fā)展與推廣，必然加快貨幣流通速度，削弱中央銀行對于貨幣供給的控制能力，同時減少政府鑄幣稅收入。Claudia Costa Storti, Paul De Grauwe C 2002)認(rèn)為電子貨幣具有加J決貨幣流通速度的功能，并會影響央行貨幣政策的實施，同時電子貨幣具有“彈性”，這種彈

4、性表現(xiàn)為電子貨幣導(dǎo)致貨幣最佳區(qū)域變化，最終擴(kuò)大貨幣最佳區(qū)域。Priyatama和Apriansah C 2010)通過印度尼西亞的電子貨幣與貨幣流通速度的相關(guān)數(shù)據(jù)，運用現(xiàn)金余額法進(jìn)行實證分析，結(jié)果顯示電子貨幣的存在加快了貨幣流通速度，改變了現(xiàn)金需求函數(shù)，減少了流通中的貨幣供給量。2.國內(nèi)研究大部分學(xué)者認(rèn)為電子貨幣會加快貨幣流通速度:方軼強(qiáng)(2009)研究發(fā)現(xiàn)支付模式的更新有助于貨幣流通速度加快，尤其是大額支付系統(tǒng)的發(fā)展使得貨幣流通速度呈現(xiàn)遞增態(tài)勢。謝平和劉海二(2013)提出電子貨幣對流通中的貨幣具有替代作用，因此加快了貨幣的流通速度，并且移動支付的發(fā)展改變了人們的貨幣需求，對貨幣供給產(chǎn)生了沖

5、擊，這為央行控制貨幣量增加了難度。王亮、吳洪源（2013）分析了電子貨幣對各層次貨幣流通速度的影響，通過實證檢驗了電子貨幣和第三方支付對不同層次的貨幣流通速度均存在正向促進(jìn)作用。具體來說，盧花蘭(2015)通過選取季度數(shù)據(jù)，分析了季度GDP增長率、現(xiàn)金比率和第三方互聯(lián)網(wǎng)支付增長率與現(xiàn)金的流通速度之間的關(guān)系，實證結(jié)果表明第三方支付增長率與Mo的流通速度具有正相關(guān)關(guān)系。方興、郭子睿（2017）利用北京大學(xué)互聯(lián)網(wǎng)金融指數(shù)、借助時變TVP-VAR模型，研究第三方支付與我國貨幣流通速度的關(guān)系，得出結(jié)論:第三方支付的應(yīng)用與貨幣流通速度正相關(guān)，我國應(yīng)及早建立電子貨幣流通監(jiān)控機(jī)制，提升貨幣政策的有效性。劉達(dá)(

6、2017)通過構(gòu)建模型，以各層次貨幣流通速度為因變量，以第三方支付交易額為自變量，模型結(jié)果表明第三方互聯(lián)網(wǎng)支付交易額的增長率對我國Mo,Ml以及M:貨幣流通速度均具有顯著的促進(jìn)作用，并且從力度大小來看，第三方支付對現(xiàn)金與狹義貨幣的流通速度促進(jìn)作用更為明顯，對廣義貨幣的流通速度影響相對較小。2、 相關(guān)理論分析（一）電子貨幣及其概念1.電子貨幣的定義和分類隨著國家科技飛速發(fā)展，貨幣形態(tài)已從紙幣現(xiàn)金轉(zhuǎn)變?yōu)殡娮有畔⑿问降拇a，電子貨幣支付形式也從一開始的銀行卡轉(zhuǎn)賬逐漸變?yōu)橐苿佣酥Ц缎问健ｊP(guān)于電子貨幣的定義和界定范圍，各個國家的研究學(xué)者都有其獨特的見解。國際清算銀行（1996、1998）將電子貨幣定義為

7、：電子貨幣泛指一種存在于零售端的支付機(jī)制，是預(yù)付類或具有價值儲藏功能的產(chǎn)品，用于電子設(shè)備之間或在互聯(lián)網(wǎng)這樣的公共網(wǎng)絡(luò)中實現(xiàn)支付。可以看出，國際清算銀行將電子貨幣限定在預(yù)付卡和網(wǎng)絡(luò)支付領(lǐng)域。楊青和霍煒（2015）認(rèn)為電子貨幣分為三類：電子法幣、預(yù)付貨幣和虛擬貨幣。其中電子法幣是電子貨幣的主要形式，是由傳統(tǒng)的中央銀行發(fā)行的電子化中央銀行貨幣，與紙幣一樣作為銀行存款計入貨幣供應(yīng)量。根據(jù)上述定義，本文對電子貨幣的理解偏向于電子法幣，這類電子貨幣是以銀行賬戶為載體，體現(xiàn)為借記卡、信用卡、網(wǎng)上銀行、電話銀行、手機(jī)銀行等渠道支付的貨幣，但隨著支付形式的多樣化，電子貨幣的定義不能局限于當(dāng)前的定義，所以本文將以

8、非現(xiàn)金支付的稱為電子貨幣。（二）貨幣供給理論 1.貨幣供給量的組成結(jié)構(gòu)貨幣供給量決定于兩大因素，即基礎(chǔ)貨幣（貨幣基數(shù)）和貨幣乘數(shù)。菲利普斯（C.A. Phillips）、米德（J.E. Meade）和弗里德曼施瓦茲（M. Friedman and A.J. Schwartz）等人的貨幣供給量理論都決定于基礎(chǔ)貨幣與一個乘數(shù)的乘積。2.基礎(chǔ)貨幣基礎(chǔ)貨幣又稱貨幣基數(shù)，是貨幣當(dāng)局的凈貨幣負(fù)債。貨幣當(dāng)局對社會公眾的負(fù)債相當(dāng)于社會公眾的資產(chǎn)，也是存款機(jī)構(gòu)的負(fù)債的基礎(chǔ)和保證。基礎(chǔ)貨幣包括公眾所持通貨及商業(yè)銀行和其他存款機(jī)構(gòu)的存款準(zhǔn)備金，存款準(zhǔn)備金又包括法定存款準(zhǔn)備金和超額存款準(zhǔn)備金。3.貨幣乘數(shù)除了基礎(chǔ)貨幣

9、外，影響貨幣供給量的因素是貨幣乘數(shù)。貨幣乘數(shù)主要決定于通貨比率、準(zhǔn)備金比率和定期存款比率三個因素。通貨比率，也稱現(xiàn)金比率，是指非銀行公眾所持通貨與所持活期存款之比。準(zhǔn)備金比率是指存款貨幣機(jī)構(gòu)的準(zhǔn)備金存款與全部存款之比。定期存款比率就是公眾所持有的定期存款及儲蓄存款與活期存款之比。3、 電子貨幣對貨幣供給的實證分析（一）理論分析1.電子貨幣對基礎(chǔ)貨幣的影響分析由于電子貨幣對現(xiàn)金的替代作用，現(xiàn)金在生活中使用的比率持續(xù)下降。在中國，雖然現(xiàn)金流通量持續(xù)在上升，但現(xiàn)金流通量占GDP的比重（M0/GDP）由1990年的18.30%下降到2018年的8.13%，說明非現(xiàn)金的使用（本文指電子貨幣）持續(xù)增加，公

10、眾對現(xiàn)金的需求量持續(xù)減少。同時，由于現(xiàn)金需求量的減少，社會公眾在存款金融機(jī)構(gòu)的提現(xiàn)率下降，所以存款金融機(jī)構(gòu)的超額準(zhǔn)備金也跟著減少。總的來說，電子貨幣通過影響流通中的通貨和存款準(zhǔn)備金，使得整體基礎(chǔ)貨幣量下降，在下一節(jié)將運用實證分析法加以驗證。2.電子貨幣對貨幣乘數(shù)的影響分析除了基礎(chǔ)貨幣外，決定貨幣供給的另一個基本要素是貨幣乘數(shù)。根據(jù)貨幣乘數(shù)理論，貨幣乘數(shù)主要由通貨比率、準(zhǔn)備金比率和定期存款比率決定。電子貨幣的使用，影響了貨幣乘數(shù)的各個決定因素，進(jìn)而影響貨幣乘數(shù)。（1）電子貨幣與通貨比率從通貨比率的公式（k=M0/D，其中D為活期存款）來看，通貨比率深受流通中現(xiàn)金M0的影響，而電子貨幣對現(xiàn)金的替代

11、作用，顯著降低了通貨比率。（2）電子貨幣與準(zhǔn)備金比率電子貨幣的使用對準(zhǔn)備金比率的影響要從法定存款準(zhǔn)備金率和超額存款準(zhǔn)備金率來分析。在中國，法定存款準(zhǔn)備金率由中央銀行制定，中央銀行可以根據(jù)政策的需要，針對不同的存款金融機(jī)構(gòu)，制定不同的法定存款準(zhǔn)備金率水平。電子貨幣的使用無疑將會影響中央銀行的決策，但由于情況過于復(fù)雜且偏離主題，本文將不考慮法定存款準(zhǔn)備金的影響與法定存款準(zhǔn)備金相比，存款金融機(jī)構(gòu)能夠在一定條件下靈活調(diào)整超額準(zhǔn)備金率。電子貨幣對現(xiàn)金的替代效應(yīng)增強(qiáng)，使得公眾的提現(xiàn)率降低，因此存款金融機(jī)構(gòu)可以減少用于滿足提現(xiàn)要求的備付資金，即用于維持銀行流動性的超額存款準(zhǔn)備金減少。（3）電子貨幣與定期存款

12、比率電子貨幣對定期存款比率的影響，主要是通過電子貨幣支付結(jié)算快速的特性來實現(xiàn)的。在支付結(jié)算體系實現(xiàn)電子化的情況下，電子貨幣的使用令資金支付結(jié)算的效率提高，定期存款的收益率和比重相對提高，從而使得定期存款比率上升。（二）電子貨幣對基礎(chǔ)貨幣影響的實證分析1.變量選取（1）電子貨幣。隨著貨幣形態(tài)的轉(zhuǎn)移，現(xiàn)金和電子貨幣成了人們對立的選擇。在以往的研究中常以銀行卡交易額衡量中國電子貨幣發(fā)展情況，但考慮到近年來移動支付端的快速發(fā)展，銀行卡的交易已經(jīng)無法代表中國電子貨幣的發(fā)展，所以本文選擇2009年至2018年的“非現(xiàn)金支付業(yè)務(wù)額”作為電子貨幣量，記為EM。（2）基礎(chǔ)貨幣。由上述理論分析，基礎(chǔ)貨幣的影響因素

13、包括流通中現(xiàn)金和商業(yè)銀行存款準(zhǔn)備金等，而電子貨幣會通過這些因素對基礎(chǔ)貨幣產(chǎn)生影響。本文選取貨幣當(dāng)局資產(chǎn)負(fù)債表中的儲備貨幣作為基礎(chǔ)貨幣量，記為MB（3）現(xiàn)金漏損率。由上述理論分析，通過電子貨幣的替代作用，現(xiàn)金的使用減少，現(xiàn)金漏損率（M0/M1）也將減少。記為K。（4）超額存款準(zhǔn)備金。由于電子貨幣的使用使得社會公眾對現(xiàn)金的需求量下降，商業(yè)銀行需要為社會公眾準(zhǔn)備的用于向中央銀行兌換現(xiàn)金的超額準(zhǔn)備金就下降。記為RER。2.數(shù)據(jù)預(yù)處理為了使數(shù)據(jù)的時間長度更加符合VAR模型檢驗的需要，本文將2009年至2018年的年度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為季度數(shù)據(jù)，具體運用Quadratic-match Average二次匹配平均法

14、進(jìn)行轉(zhuǎn)換。為了降低數(shù)據(jù)的異方差性，在實證之前對基礎(chǔ)貨幣數(shù)據(jù)MB和電子貨幣數(shù)據(jù)EM進(jìn)行對數(shù)處理，分別表示為LNMB和LNEM。3.各變量的平穩(wěn)性檢驗在建立模型之前需要對所有經(jīng)濟(jì)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗，以判斷變量是否平穩(wěn)，只有所有變量是平穩(wěn)或同階單整的，建立的模型才可靠，模型反應(yīng)的各變量間的關(guān)系才可信。本文采用ADF單位根檢驗法對變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果如下表所示。表1 ADF檢驗結(jié)果變量ADF統(tǒng)計量臨界值P值結(jié)論1%5%10%K-1.413728-3.615588-2.941145-2.6090660.5654非平穩(wěn)D(K)-1.77697-3.615588-2.941145-2.609066

15、0.3859非平穩(wěn)D(K,2)-7.001922-3.621023-2.943427-2.6102630.0000平穩(wěn)LNMB-2.25733-3.639407-2.951125-2.61430.191非平穩(wěn)D(LNMB)-2.131136-3.639407-2.951125-2.61430.2343非平穩(wěn)D(LNMB,2)-5.972904-3.639407-2.951125-2.61430.0000平穩(wěn)LNEM-1.202189-3.639407-2.951125-2.61430.6621非平穩(wěn)D(LNEM)-1.851338-3.639407-2.951125-2.61430.3504非

16、平穩(wěn)D(LNEM,2)-5.478743-3.639407-2.951125-2.61430.0001平穩(wěn)RER-2.575671-3.639407-2.951125-2.61430.1078非平穩(wěn)D(RER)-5.352498-3.6329-2.948404-2.6128740.0001平穩(wěn)資料來源：電子貨幣來自wind資訊數(shù)據(jù)庫，其余來自國泰安經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫。由檢驗結(jié)果可知，變量K、LNMB、LNEM、RER的ADF檢驗對應(yīng)的P值均大于0.05，因此在5%的顯著性水平下，接受原假設(shè)，這些變量是非平穩(wěn)序列。對原始變量進(jìn)行一階差分后得到的變量，其中RER的一階差分的ADF檢驗P值小于0.05，因此

17、在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即一階差分后的RER變量是平穩(wěn)的，而其他變量仍為非平穩(wěn)變量。對變量K、LNMB、LNEM進(jìn)行二階差分得到的變量，對其進(jìn)行ADF檢驗，相應(yīng)得到的P值小于0.05，因此在5%的顯著性水平下，變量K、LNMB、LNEM二階差分后是平穩(wěn)的。由此可見，變量K、LNMB、LNEM是二階單整序列，變量RER是一階單整序列。在實證分析為了使所有變量都為同階單整，因此實證分析中使用變量K、LNMB、LNEM一階差分后的變量和一階差分平穩(wěn)的變量RER，這樣使用的變量皆為一階單整序列，具備進(jìn)行協(xié)整檢驗和進(jìn)一步分析的平穩(wěn)性基礎(chǔ)。4.VAR模型滯后階數(shù)的確定和穩(wěn)定性檢驗最優(yōu)滯后階數(shù)的確定

18、有多種方法，如：LR檢驗、FPE檢驗、AIC信息準(zhǔn)則、SC準(zhǔn)則、HQ檢驗等。多種方法確定的最優(yōu)滯后階數(shù)如下表所示，其中標(biāo)有“*”的就是對應(yīng)方法確定的最優(yōu)滯后階數(shù)。表2 最優(yōu)滯后階數(shù)確定結(jié)果滯后階數(shù)LR檢驗FPE檢驗AIC信息準(zhǔn)則SC準(zhǔn)則HQ檢驗0NA1.63E-16-25.00062-24.82468-24.939211151.2671*3.04E-18*-28.99132*-28.11159*-28.68427*221.556183.45E-18-28.90081-27.31729-28.3481236.9112156.81E-18-28.31241-26.0251-27.51408由表可知

19、：五種方法全部確定的最優(yōu)滯后階數(shù)皆為1階，因此本文確定最優(yōu)滯后階數(shù)為1階。AR根的穩(wěn)定性結(jié)果顯示，單位根全落在單位圓內(nèi)，這說明VAR模型是穩(wěn)定的，可以對VAR模型進(jìn)行一個標(biāo)準(zhǔn)差的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。圖1 AR根穩(wěn)定性結(jié)果5.協(xié)整檢驗根據(jù)平穩(wěn)性檢驗結(jié)果，變量D(K)、D(LNMB)、D(LNEM)和RER均為同階單整序列，因此具備進(jìn)行協(xié)整檢驗的條件。本文運用Johansen協(xié)整檢驗方法進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗。對變量D(K)、D(LNMB)、D(LNEM)和RER進(jìn)行協(xié)整檢驗，結(jié)果如下表3 D(LNEM)、D(K)、RER和D(LNMB)變量協(xié)整檢驗協(xié)整方程數(shù)特征值跡統(tǒng)計量5%臨界值P值None*0.23

20、216272.1942147.856130.0001At most 10.2065144.7199129.797070.0005At most 20.15051320.6631815.494710.0076At most 30.0349363.6983823.8414660.0545由上表可知：第一行的原假設(shè)為“變量之間不存在協(xié)整關(guān)系”，對應(yīng)的跡統(tǒng)計量大于5%顯著性水平下的臨界值，同時相應(yīng)的P值小于0.05，因此拒絕原假設(shè)，即變量之間存在協(xié)整關(guān)系。由第三行可知，原假設(shè)為“至多存在2個協(xié)整關(guān)系”，但對應(yīng)的跡統(tǒng)計量大于5%顯著性水平下的臨界值，同時相應(yīng)的P值小于0.05，因此拒絕原假設(shè)，即變量之間

21、存在3個協(xié)整關(guān)系。6.格蘭杰因果關(guān)系檢驗本節(jié)通過格蘭杰因果檢驗方法，對變量D(K)、D(LNMB)、D(LNEM)和RER之間的格蘭杰因果關(guān)系進(jìn)行分析，結(jié)果如下：表4 格蘭杰因果檢驗結(jié)果滯后1階滯后2階滯后3階滯后4階滯后5階 Null Hypothesis:F-StatisticProb. F-StatisticProb. F-StatisticProb. F-StatisticProb. F-StatisticProb. D(K) does not Granger Cause D(LNEM)0.355930.55460.390620.67980.314680.81460.67770.613

22、60.589540.708 D(LNEM) does not Granger Cause D(K)0.016520.89850.316490.7310.232820.87280.066230.99150.270540.9246 D(LNMB) does not Granger Cause D(LNEM)0.690560.41160.350960.70670.357550.7841.811450.15690.829780.5417 D(LNEM) does not Granger Cause D(LNMB)2.747580.10631.069250.35521.267150.30419.1645

23、2.00E-0711.73621.00E-05 RER does not Granger Cause D(LNEM)4.521780.04062.673930.08441.581890.21511.084930.38440.710610.6216 D(LNEM) does not Granger Cause RER2.947460.09490.489540.61740.044280.98741.189570.33870.662910.6552 D(LNMB) does not Granger Cause D(K)0.175220.67810.418930.66130.323960.8080.1

24、87730.94270.210010.9548 D(K) does not Granger Cause D(LNMB)0.728940.3990.412640.66540.275460.84260.679760.61222.394950.0689 RER does not Granger Cause D(K)4.085660.05093.839830.0322.147950.11581.093560.38041.20310.3389 D(K) does not Granger Cause RER7.093220.01161.856280.17271.340240.28061.282660.30

25、233.435750.0183 RER does not Granger Cause D(LNMB)2.311150.13742.755840.07871.683070.19241.647830.19241.441480.2472 D(LNMB) does not Granger Cause RER0.041050.84060.470360.6290.081750.96940.251230.90630.343480.8811由檢驗結(jié)果可知：在10%的顯著性水平下，變量D(K)和D(LNEM)在滯后1至5階的情況下，F(xiàn)統(tǒng)計量對應(yīng)的P值均大于0.1，接受原假設(shè)，不存在格蘭杰因果關(guān)系。變量D(LNE

26、M)對D(LNMB)在滯后階數(shù)為4和5時，F(xiàn)統(tǒng)計量對應(yīng)的P值小于0.1，拒絕原假設(shè)，存在格蘭杰因果關(guān)系。即變量D(LNEM)的變動，對較長期以后的D(LNMB)產(chǎn)生影響。在10%的顯著性水平下，變量RER和D(LNEM)之間在滯后1階時存在相互的格蘭杰因果關(guān)系，即兩個變量存在相互影響。變量D(K)對D(LNMB)在滯后階數(shù)為5時F統(tǒng)計量對應(yīng)的P值小于0.1，拒絕原假設(shè)，存在格蘭杰因果關(guān)系。在10%的顯著性水平下，變量D(K)和RER之間在滯后1階時存在相互的格蘭杰因果關(guān)系。在10%的顯著性水平下，變量RER對D(LNMB)在滯后階數(shù)為2時存在格蘭杰因果關(guān)系。7.脈沖響應(yīng)分析本節(jié)運用脈沖響應(yīng)函數(shù)

27、，分析變量D(K)、D(LNMB)、D(LNEM)和RER之間的相互關(guān)系，變量D(LNEM)的沖擊引起其他變量的脈沖響應(yīng)圖如下所示。圖2 脈沖響應(yīng)分析圖由第一張圖可知，變量D(LNEM)的一個單位正向沖擊會對變量D(LNMB)產(chǎn)生負(fù)向影響，并且這種負(fù)向影響在第一期時最大，隨后快速減小，至第四期時負(fù)向影響基本消失。說明電子貨幣的增長變動D(LNEM)對基礎(chǔ)貨幣的變動D(LNMB)產(chǎn)生負(fù)向影響，而且這種負(fù)向影響是短期性的。由第二張圖可知，變量D(LNEM)的一個單位正向沖擊會對變量D(K)產(chǎn)生負(fù)向影響，在第一期時最大，并逐漸減小，在第十四期基本消失。說明電子貨幣的增長變量對現(xiàn)金漏損率的變動產(chǎn)生負(fù)向

28、影響，并且負(fù)向影響持續(xù)時間較長。由第三張圖可知，變量D(LNEM)的一個單位正向沖擊會對變量RER產(chǎn)生負(fù)向影響，在前三期的時候較大，隨后快速減小，在第八期時負(fù)向影響基本消失，并且前三期負(fù)向影響較大，滯后影響逐漸減小。8.小結(jié)電子貨幣的變動和基礎(chǔ)貨幣的變動、現(xiàn)金漏損率、超額準(zhǔn)備金率之間存在長期均衡關(guān)系。其中，超額準(zhǔn)備金率和電子貨幣變動之間存在相互的影響關(guān)系，電子貨幣使用量的增加使得流通中的紙質(zhì)貨幣減少，貨幣供應(yīng)量下降，進(jìn)而引起超額準(zhǔn)備金率的下降。同時，電子貨幣增長變動對基礎(chǔ)貨幣的變動有著負(fù)向影響，即電子貨幣使用量的增加會減少基礎(chǔ)貨幣量的需求。電子貨幣增長變量還會對現(xiàn)金漏損率產(chǎn)生負(fù)向影響，即電子貨

29、幣使用量的增加，大大降低了對紙質(zhì)貨幣的需求和使用，使提現(xiàn)率降低，流出銀行的現(xiàn)金減少，現(xiàn)金漏損率減小。并且這種負(fù)向影響具有長期性。（三）電子貨幣對貨幣乘數(shù)影響的實證分析本節(jié)首先對中國2009年至2018年的狹義貨幣供應(yīng)量M1的乘數(shù)（m1）和廣義貨幣供應(yīng)量M2的乘數(shù)（m2）的變化進(jìn)行觀察和分析其次，將狹義貨幣供應(yīng)量M1的乘數(shù)和廣義貨幣供應(yīng)量M2的乘數(shù)分別表示為通貨比率k、超額準(zhǔn)備金比率RER和電子貨幣使用量EM的函數(shù)進(jìn)行回歸，并對各變量對m1和m2的影響進(jìn)行相關(guān)性分析。最后根據(jù)分析結(jié)果進(jìn)行總結(jié)。1.中國貨幣乘數(shù)變化趨勢分析根據(jù)貨幣乘數(shù)的計算公式：狹義貨幣乘數(shù)m1=M1/基礎(chǔ)貨幣；廣義貨幣乘數(shù)m2=

30、M2/基礎(chǔ)貨幣。具體情況如下：表5 2009-2018年中國貨幣乘數(shù)變化情況（億元）年份基礎(chǔ)貨幣M1M2狹義貨幣乘數(shù)m1廣義貨幣乘數(shù)m22009143985.00220001.50606225.001.534.212010185311.08266621.54725851.791.443.922011224641.76289847.70851590.901.293.792012252345.17308664.23974148.801.223.862013271023.09337291.051106524.981.244.082014294093.02348056.411228374.811.18

31、4.182015276377.49400953.441392278.111.455.042016308979.61486557.241550066.671.575.022017321870.76543790.151676768.541.695.212018330956.50551685.901826744.221.675.52資料來源：根據(jù)國泰安經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫中貨幣當(dāng)局資產(chǎn)負(fù)債表統(tǒng)計數(shù)據(jù)匯總整理圖3 2009-2018年中國貨幣乘數(shù)變化趨勢（1）狹義貨幣乘數(shù)的變化趨勢分析從狹義貨幣乘數(shù)m1來看，貨幣乘數(shù)從2009年的1.53逐步上升到2018年的1.67。2014年為1.18，呈現(xiàn)出先下降、后上升

32、的態(tài)勢。總體來看，電子貨幣對狹義貨幣的影響越來越大。（2）廣義貨幣乘數(shù)的變化趨勢分析由圖3可見，在電子貨幣的影響下，廣義貨幣乘數(shù)也呈現(xiàn)出先下降、后上升的態(tài)勢。總的來看，廣義貨幣乘數(shù)的增長速度要遠(yuǎn)快于狹義貨幣乘數(shù)的增長速度。（3）電子貨幣與貨幣乘數(shù)變化的相關(guān)性分析首先，分別以狹義貨幣乘數(shù)m1和廣義貨幣乘數(shù)m2為被解釋變量，以通貨比率K和電子貨幣使用量EM作為解釋變量建立函數(shù)關(guān)系式，其中電子貨幣使用量取自然對數(shù)。回歸方程如下：m1=0+1K+2LNEMm2=0+1K+2LNEM其次，運用Quadratic-match Average二次匹配平均法將2009-2018年的年度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為季度數(shù)據(jù)，使得

33、回歸結(jié)果更可靠。最后運用Eviews軟件對回歸方程進(jìn)行回歸，并通過擬合優(yōu)度檢驗和F檢驗得出經(jīng)濟(jì)意義和結(jié)論，結(jié)果和分析如下。（4）狹義貨幣乘數(shù)m1為被解釋變量m1=6.81717-10.2717K-0.20464LNEM（1=-10.2717，2=-0.20464）1=-10.2717，表示狹義貨幣乘數(shù)m1與通貨比率K是負(fù)向關(guān)系，通貨比率K自2014年起急劇下降，到2017年年底時才稍稍回升，最低點出現(xiàn)再2017年第四季；而同期狹義貨幣乘數(shù)m1則在2014年起急劇上升，最高點也出現(xiàn)在2017年第四季。因此，總體來看，該回歸系數(shù)與實體經(jīng)濟(jì)情況大致相同。2=-0.20464，表示狹義貨幣乘數(shù)m1與電

34、子貨幣使用量也是負(fù)向關(guān)系。Adjusted R-squared = 0.89，表示估計的樣本回歸方程較好的擬合了樣本觀測值。并且解釋變量與被解釋變量間存在較強(qiáng)的相關(guān)性。F統(tǒng)計量為150.8805，Prob(F-statistic) = 0.00000，所以回歸方程是顯著的，即狹義貨幣乘數(shù)m1與通貨比率K和電子貨幣使用量LNEM之間存在顯著的線性關(guān)系。（5）廣義貨幣乘數(shù)m2為被解釋變量m2=0.95924-14.6957K+0.378313LNEM（1=-14.6957，2=0.37831）1=-14.6957，表示廣義貨幣乘數(shù)m2與通貨比率K是負(fù)向關(guān)系，結(jié)合圖形來看，該回歸系數(shù)與實體經(jīng)濟(jì)情況大

35、致相同。2=0.37831，表示廣義貨幣乘數(shù)m2隨著電子貨幣使用量LNEM的增加而增加。Adjusted R-squared = 0.88，表示估計的樣本回歸方程較好的擬合了樣本觀測值。并且解釋變量與被解釋變量間存在較強(qiáng)的相關(guān)性。F統(tǒng)計量為134.5836，Prob(F-statistic) = 0.00000，所以回歸方程是顯著的，即廣義貨幣乘數(shù)m2與通貨比率K和電子貨幣使用量LNEM之間存在顯著的線性關(guān)系。四、結(jié)論五、總結(jié)及建議電子貨幣日益普及，其對傳統(tǒng)貨幣的替代效應(yīng)也使得貨幣供給調(diào)控的難度增加，不過電子貨幣有其固有特性，應(yīng)用得當(dāng)，對金融市場必定利大于弊。然而在當(dāng)前，電子貨幣的增加直接影響

36、著流通中的貨幣，也使得央行對基礎(chǔ)貨幣控制力減弱，針對這種情況，分析電子貨幣對貨幣供給影響極為必要。在本文中，逼著通過模型的構(gòu)建來進(jìn)行具體分析。具體來說，實證部分主要包括兩大方面。其一，探析電子貨幣對基礎(chǔ)貨幣的影響，因為電子貨幣通過影響流通中的通貨和存款準(zhǔn)備金，使得整體基礎(chǔ)貨幣量下降；其二，探析電子貨幣對貨幣乘數(shù)的影響，因為電子貨幣會影響貨幣乘數(shù)的各個決定因素，從而會對貨幣乘數(shù)產(chǎn)生影響。為對這兩方面進(jìn)行分析，筆者選擇電子貨幣、基礎(chǔ)貨幣、現(xiàn)金漏損率以及超額存款準(zhǔn)備金作為變量，對各個變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗等，通過VAR模型滯后階數(shù)的確定和穩(wěn)定性檢驗，確定最優(yōu)滯后階數(shù)為1階。接著通過協(xié)整檢驗、格蘭杰因果關(guān)

37、系檢驗等，得出以下結(jié)論：其一，電子貨幣的變動和基礎(chǔ)貨幣的變動、現(xiàn)金漏損率、超額準(zhǔn)備金率之間存在長期均衡關(guān)系。其中，超額準(zhǔn)備金率和電子貨幣變動之間存在相互的影響關(guān)系，電子貨幣使用量的增加使得流通中的紙質(zhì)貨幣減少，貨幣供應(yīng)量下降，進(jìn)而引起超額準(zhǔn)備金率的下降。其二，電子貨幣增長變動對基礎(chǔ)貨幣的變動有著負(fù)向影響，即電子貨幣使用量的增加會減少基礎(chǔ)貨幣量的需求。電子貨幣增長變量還會對現(xiàn)金漏損率產(chǎn)生負(fù)向影響，即電子貨幣使用量的增加，大大降低了對紙質(zhì)貨幣的需求和使用，使提現(xiàn)率降低，流出銀行的現(xiàn)金減少，現(xiàn)金漏損率減小。并且這種負(fù)向影響具有長期性。針對以上影響，筆者提出了三點建議，其一，合理調(diào)整貨幣供應(yīng)量的統(tǒng)計內(nèi)涵，制定恰當(dāng)合理的指標(biāo)體系；其二，央行