银行卡支付对中国货币供给量影响的实证研究

[摘要]近年来随着银行卡的使用日益广泛，人们对现金的需求正在逐渐减少。银行卡支付一方面对现金漏损率产生影响；另一方面这也将直接导致货币供给结构发生变化。本文在梳理前人研究的基础上，选取1999—2011年的数据对银行卡支付对货币供应结构的影响进行实证研究，从而深入分析银行卡支付对货币供给量的影响。

[关键词]货币供给银行卡货币乘数

一、引言

银行卡最早起源于美国，在上世纪六十年代开始迅速发展。从1985年中国银行珠海分行发行大陆第一张信用卡——中银卡，到2002年银联标志卡先后在全国40个城市发行，银行卡在中国才开始迅速发展。截至2011年末全国累计发行银行卡达到29.49亿张，同比增长22.1%，是2002年的6倍多。随着银行卡受理环境的日趋成熟,银行卡的消费量和消费金额也在逐年增长。2011年中国银行卡消费支付64.13亿笔，金额为15.21万亿元，同比分别增长32.3%和45.8%。银行卡作为一种非现金支付工具，无论是从业务量还是交易金额来看都占据着十分重要的地位。

传统货币供给理论认为，货币供给量主要受基础货币和货币乘数的影响，而货币乘数又受法定准备金率、超额准备金率以及公众持币结构等因素影响。而银行卡的广泛使用，一方面削弱了货币当局对基础货币的控制力，另一方面银行卡支付对现金的替代效应以及对现金漏损率等指标的影响，使得货币乘数的变化更加复杂，这就加大了央行对货币供给的控制难度。所以深入探究以银行卡支付对货币供给量的影响，准确把握银行卡支付与货币乘数变化的内在联系，对央行灵活的运用货币政策调整货币供应量，提高货币政策的有效性具有十分重要的现实意义。

二、国内外研究文献综述

国内外学者对电子货币及其对货币供给量的影响已进行了广泛研究。在理论分析方面现有研究文献主要是从货币供应角度和货币需求角度出发。Setsuya Sato等学者（2001）指出电子货币的使用对基础货币、货币流通速度和货币乘数都产生了一定影响，进而影响了货币的供应量。尹龙（2002）认为电子货币的出现使得货币供给的过程表现为内生性，而货币供应结构由此变得不稳定。赵家敏（2000）提出，电子货币无论是替代现金还是替代存款都会使货币乘数扩大。

对电子货币的实证研究主要集中在电子货币对现金的替代效应，进而对货币供给和需求产生的影响方面。Viren和Boeschoten（1992）分别使用芬兰和荷兰的数据选取信用卡和ATM机两个变量进行研究，结果表明信用卡与现金持有量负相关，ATM机数量与现金持有量正相关。Snellman等学者（2000）对10个欧洲国家的货币需求进行研究认为，现金和银行卡、ATM、POS机数量之间存在明显的替代关系。王倩（2009）在研究中引入现金使用率、银行卡货币替代率和前一期的现金使用率作为变量。结果表明，银行卡货币替代率和现金使用率之间存在明显的负相关关系。周光友（2009）选取M0和M1的增长率作为因变量，选取电子货币替代率和现金漏损率作为自变量。结果显示，电子货币替代率和现金漏损率与现金都存在明显的负相关关系。

现有研究虽然已经相对完善，但在银行卡的使用对货币供给结构的影响方面现有的研究还有欠缺。本文在前人的研究基础之上，使用了更为准确的自变量对银行卡支付对中国货币供应结构的影响进行了实证研究，从而深入分析了银行卡支付对货币供给量的影响。

三、银行卡支付对货币供应结构影响的实证分析

（1）变量及数据的选取

本文在研究过程中引入现金在狭义货币中所占的比例（M0/M1）和狭义货币与广义货币量的比例（M1/M2）分别作为因变量，记为Y1和Y2；选取银行卡渗透率（即扣除了价格上涨因素的银行卡消费占社会消费品零售总额的比例）为自变量，记为X。考虑到数据的准确性和可得性，本文收集了中国1999—2011年13年共39个样本数据进行实证研究。

尽管非现金支付对现金会产生一定的替代效应，但事实上流通中的现金和狭义货币量的绝对量都在持续上升，所以在研究银行卡消费对现金的替代作用时若只使用增长率作为因变量则不能完全反应现金需求的变化。狭义货币量M1代表了交易媒介的货币总量，一定程度上可以代表人们当期的购买力。所以M0在M1中占比的变化才能更加直观的代表人们在交易中使用现金的比例。选择M1/M2则能反映交易职能货币在货币供给中的占比，反映了使用银行卡消费对货币供给结构的影响。

(2)模型的单位根检验及模型建立

在建模分析之前首先对时间序列数据进行平稳性检验,结果表明数据都存在二阶单整，二次差分后再检验，在置信区间为0.05时，X和Y1、Y2都是平稳的。则X和Y1、Y2都是二阶单整序列满足协整检验，可以进行回归分析。采用OLS方法对数据进行回归分析，得到模型如下：

LNY1=-1.9048-0.1772 LNX

?摇?摇?摇(-56.25)?摇(-12.436)

其中，R2=0.9336，DW=1.48，F=154.66。数据拟合程度很好，且数据经过怀特检验及拉格朗日乘数检验后不存在异方差和序列相关。

LNY2=-1.079-0.0426 LNX

?摇?摇?摇（-60.484）（-5.678）

R2=0.7456，DW=2.62，F=32.245，数据通过了怀特检验不存在异方差，但拉个朗日乘数检验发现，模型存在二阶序列相关。在使用科克伦奥科特迭代法进行修正后得到模型为： LNY2=-1.075 -0.0418 LNX

?摇?摇?摇?摇（-251.34）（-22.648）

R2=0.924，DW=1.775，F=28.32，模型拟合程度很好。

（3）实证结论

从上述结果可以看出，银行卡消费与流通中的现金存在负相关关系，具体表现为银行卡渗透率每增加1%，将会引起现金在M1中占比下降0.178个百分点。这说明银行卡的消费确实替代率部分现金；而银行卡消费与M1之间也同样存在负相关关系，银行卡渗透率每增加1%，会引起M1在M2中占比下降0.043个百分点。这说明银行卡支付不仅替代了现金同时对于活期存款也存在一定的替代作用，使得货币供给层次中的M0在广义货币M1中的占比逐渐下降，同时对M1本身产生了一定的影响，使得M1在M2中的占比也呈下降趋势。

四、结论及启示

理论分析及实证研究都表民，银行卡支付与流通中的现金存在负相关关系，银行卡的支付对流通中的现金产生了替代效应，使得货币供给层次中的M0在广义货币M1中的占比逐渐下降，同时M1在M2中的占比也呈下降趋势。由此可以看出银行卡消费已经使中国的货币供给结构产生了变化，而且随着银行卡业的继续发展，狭义货币中现金比例将会越来越低，同时狭义货币在广义货币中占比也还会继续下降。

综上所述，随着相关配套服务的逐渐完善，银行卡作为一种便捷的支付方式，在中国居民的日常消费中将会占据越来越重要的地位。其对货币供给结构产生的影响将会直接使中国货币供给的内生性逐渐增强，导致中央银行对于货币供给量的控制能力进一步减弱。因此，央行应该在充分考虑银行卡支付对货币供给结构产生的影响其对现金的替代效应和替代程度的基础上，科学地安排货币发行使其适应经济发展需要。在实施货币政策过程中，通过调整基础货币从而调控货币供给的政策必须同时配合其他的货币政策工具，以确保货币政策对宏观经济调节的有效性。

参考文献：

[1]尹龙，网络银行与电子货币——网络金融理论初探[D]，西南财经大学金融学院，2002.

[2]靳超、冷燕华，电子化货币、电子货币与货币供给[J]，上海金融，2004(9).

[3]周光友，電子货币的替代效应对货币层次的影响,华东经济管理，2009(11).

[4]王倩、纪玉山，电子货币对货币供应量的冲击及应对策略[J]，经济社会体制比较，2005(4).

[5]王倩，银行卡替代现金及替代途径的实证分析[J]，经济体制改革，2009(3).

[6]赵家敏，论电子货币对货币政策的影响[J ]，国际金融研究，2000(11).

作者简介：唐薇（1988.11—），在读硕士研究生，首都经济贸易大学。