第三方互聯(lián)網(wǎng)支付對(duì)我國(guó)廣義貨幣流通的影響

文先明 蘇孟婷 王姣

摘 要 以第三方互聯(lián)網(wǎng)支付為視角，通過(guò)建立向量誤差修正模型，定量分析第三方互聯(lián)網(wǎng)支付對(duì)我國(guó)廣義貨幣流通的影響，包括對(duì)廣義貨幣供應(yīng)量、廣義貨幣乘數(shù)和廣義貨幣流通速度的影響.研究表明：（1）第三方互聯(lián)網(wǎng)支付會(huì)拉動(dòng)廣義貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)、放大貨幣乘數(shù)效應(yīng)、對(duì)廣義貨幣流通速度起抑制作用.（2）第三方互聯(lián)網(wǎng)支付是廣義貨幣供應(yīng)量、廣義貨幣乘數(shù)、廣義貨幣流通速度的單向格蘭杰原因.最后，基于理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果為監(jiān)管機(jī)構(gòu)更好的管理第三方互聯(lián)網(wǎng)支付提出了相關(guān)對(duì)策建議.

關(guān)鍵詞 金融學(xué);第三方互聯(lián)網(wǎng)支付;廣義貨幣流通;VEC模型

中圖分類號(hào) F820.4?????????? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A

The Impact of Third Party Internet Payment

on Chinas Broad Currency Circulation

WEN Xianming，SU Mingting，WANG Jiao

（School of Economics &management，Changsha University of Science &Technology，Changsha，Hunan 410114，China）

Abstract In this paper， the thirdparty Internet payment is taken as a perspective to establish a vector error correction model to quantitatively analyze the impact of thirdparty Internet payment on China's general monetary circulation， including the impact on broad money supply， generalized money multiplier and general currency circulation speed . The research shows that： （1） Thirdparty internet payment will drive the growth of broad money supply and enlarge the monetary multiplier effect， which will promote the circulation speed of broad money. （2） Thirdparty internet payment is oneway Granger reason for broad money supply， broad money multiplier and general money circulation speed. Finally， based on the theoretical analysis and empirical test results， we put forward some countermeasures for the regulators to better manage the thirdparty Internet payment.

Key words finance; thirdparty internet payment; general currency circulation; "VEC" model

1 引 言

隨著互聯(lián)網(wǎng)金融的迅猛發(fā)展，以阿里巴巴、京東和騰訊為代表的電子商務(wù)企業(yè)不斷地拓展業(yè)務(wù).第三方支付作為電子商務(wù)發(fā)展的信用中介和一種提供交易雙方資金安全保障的支付結(jié)算方式，也取得了巨大的發(fā)展.其代表形式主要有支付寶和財(cái)付通（微信支付）.第三方支付可以分為第三方移動(dòng)支付、第三方卡基支付和第三方互聯(lián)網(wǎng)支付.近年來(lái)，第三方互聯(lián)網(wǎng)支付依靠互聯(lián)網(wǎng)網(wǎng)絡(luò)終端，以其交易便捷、流動(dòng)性強(qiáng)、成本低等優(yōu)勢(shì)，呈現(xiàn)快速增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)，有可能成為我國(guó)支付結(jié)算體系中市場(chǎng)份額最大的一種交易方式.第三方互聯(lián)網(wǎng)支付機(jī)構(gòu)與商業(yè)銀行體系相互獨(dú)立，在發(fā)生支付結(jié)算時(shí)，交易資金沉淀于第三方支付機(jī)構(gòu)，因而對(duì)傳統(tǒng)貨幣流通體系造成了巨大的沖擊.根據(jù)艾瑞咨詢統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2006年3月我國(guó)互聯(lián)網(wǎng)支付規(guī)模僅82.3億元，2017年9月已突破63815億元，增長(zhǎng)了775倍.其不斷增長(zhǎng)的規(guī)模和使用率嚴(yán)重影響到了對(duì)傳統(tǒng)貨幣的需求.因此，研究第三方互聯(lián)網(wǎng)支付對(duì)我國(guó)貨幣流通的影響，特別是廣義貨幣流通轉(zhuǎn)化的影響具有重要意義.

2 文獻(xiàn)綜述

相對(duì)來(lái)說(shuō)，很早就有國(guó)外學(xué)者對(duì)第三方支付的研究，并且大多集中于電子貨幣的發(fā)展對(duì)國(guó)家貨幣政策的影響方面.Freedman（2000）[1]認(rèn)為電子貨幣將不斷替代央行所發(fā)行的通貨，導(dǎo)致對(duì)央行的貨幣需求下降.與此同時(shí)，央行可以通過(guò)控制短期利率來(lái)維持貨幣政策的有效性.Williamson（2004）[2]研究發(fā)現(xiàn)人們使用電子貨幣交易會(huì)降低現(xiàn)金使用率，但央行可以通過(guò)電子貨幣的清算發(fā)揮影響.Shirvani和Delcoure（2014）[3]認(rèn)為政策指導(dǎo)會(huì)對(duì)貨幣流通速度產(chǎn)生重要影響.也有一些學(xué)者針對(duì)電子貨幣的優(yōu)點(diǎn)進(jìn)行研究.Singh（1999）[4]、Fujiki和Tanaka（2014）[5]認(rèn)為電子貨幣對(duì)現(xiàn)金的替代效應(yīng)能減少交易成本、節(jié)省時(shí)間、提高效率.Bhattacharya和Singh（2016）[6]使用消費(fèi)者財(cái)務(wù)狀況調(diào)查發(fā)現(xiàn)電子貨幣不能取代活期存款，電子貨幣所有權(quán)與支票賬戶中持有的最高余額相關(guān)聯(lián).AlLaham等（2009）[7]認(rèn)為，貨幣電子化會(huì)削弱中央銀行對(duì)貨幣供給的控制力，提升貨幣流通速度，鑄幣稅收入減少，貨幣乘數(shù)發(fā)生變化等.

互聯(lián)網(wǎng)金融在國(guó)內(nèi)雖然起步較晚，但發(fā)展迅速.國(guó)內(nèi)學(xué)者就第三方互聯(lián)網(wǎng)支付的研究，主要集中在以下幾個(gè)方面：一是對(duì)第三方支付風(fēng)險(xiǎn)及其監(jiān)管進(jìn)行研究.張傳勇（2015）[8]指出第三方支付在為買賣雙方提供便利的同時(shí)，也存在著包括信用風(fēng)險(xiǎn)、技術(shù)風(fēng)險(xiǎn)、流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)、隱私保護(hù)問(wèn)題以及監(jiān)管難度較大等諸多問(wèn)題.趙增強(qiáng)（2018）[9]指出互聯(lián)網(wǎng)金融具備金融風(fēng)險(xiǎn)和互聯(lián)網(wǎng)風(fēng)險(xiǎn)的雙重風(fēng)險(xiǎn)，并且風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)聯(lián)度極高.二是對(duì)第三方支付與商業(yè)銀行的影響分析.宮曉林 （2013）[10] 發(fā)現(xiàn)銀行缺少散戶有效信用信息、大數(shù)據(jù)挖掘能力和市場(chǎng)敏感性， 而互聯(lián)網(wǎng)金融第三方企業(yè)剛好與之互補(bǔ).史亞榮和張茗（2018）[11]通過(guò)研究得出不同的互聯(lián)網(wǎng)金融形態(tài)對(duì)不同類型商業(yè)銀行的盈利發(fā)展和非利息收入的影響不盡相同.劉忠璐（2016）[12]表明互聯(lián)網(wǎng)金融對(duì)不同類型的商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)行為的影響具有差異性.三是對(duì)貨幣流通及貨幣政策有效性的影響進(jìn)行研究.在貨幣流通方面，全穎和楊大光（2016）[13]提出支付貨幣電子化的發(fā)展能提升商業(yè)銀行的信用創(chuàng)造能力，增加貨幣供給.楊弋帆（2014）[14]指出電子貨幣可以通過(guò)貨幣創(chuàng)造機(jī)制對(duì)貨幣供給和貨幣乘數(shù)產(chǎn)生影響，且第三方支付機(jī)構(gòu)對(duì)貨幣乘數(shù)的放大效應(yīng)尤為明顯.陶士貴和鄒藝（2017）[15]認(rèn)為第三方支付在長(zhǎng)期范圍內(nèi)對(duì)現(xiàn)金和狹義貨幣流通速度起抑制作用，但會(huì)刺激廣義貨幣流通速度.在貨幣政策有效性方面，方興和郭子睿（2017）[16]、尹龍（2000）[17]等認(rèn)為電子支付對(duì)貨幣政策的影響具有不確定性.印文和裴平（2015）[18]則認(rèn)為貨幣電子化有即時(shí)效應(yīng)與滯后效應(yīng)，能顯著提高我國(guó)貨幣政策的有效性.對(duì)此有些學(xué)者持相反觀點(diǎn)，周光友（2007）[19]研究指出第三方支付加劇了貨幣乘數(shù)的波動(dòng)，降低了我國(guó)貨幣政策的有效性.謝平和劉海二（2013）[20]認(rèn)為移動(dòng)支付和電子貨幣具有網(wǎng)絡(luò)規(guī)模效應(yīng)，隨著這種效應(yīng)的凸顯，人們會(huì)減少對(duì)現(xiàn)金貨幣的需求，從而改變貨幣需求形式，沖擊貨幣供給，降低央行對(duì)貨幣控制的有效性.

第三方支付的發(fā)展不單單推動(dòng)了傳統(tǒng)支付方式和支付習(xí)慣的改變，也對(duì)我國(guó)貨幣政策的制定和實(shí)施提出了挑戰(zhàn).從直觀方面來(lái)講，由于第三方支付的普及及其功能的拓展，人們一方面減少了對(duì)現(xiàn)金的需要，另一方面也會(huì)因?yàn)榈谌街Ц杜c銀行的緊密關(guān)系而改變銀行的存款結(jié)構(gòu)，進(jìn)而對(duì)貨幣供給、貨幣乘數(shù)和貨幣流通速度造成影響.

綜上所述，以往對(duì)第三方互聯(lián)網(wǎng)支付的研究大都停留在理論方面，并且對(duì)第三方支付風(fēng)險(xiǎn)和監(jiān)管、對(duì)商業(yè)銀行的影響研究以及對(duì)貨幣政策有效性的影響研究相對(duì)較多，對(duì)貨幣流通的影響研究較少，且大多針對(duì)某一個(gè)方面進(jìn)行研究.在前人研究的基礎(chǔ)上，構(gòu)建向量誤差修正模型（VEC）全面分析第三方互聯(lián)網(wǎng)支付對(duì)廣義貨幣層次流通的影響，結(jié)果表明第三方互聯(lián)網(wǎng)支付能增加廣義貨幣供給、擴(kuò)大廣義貨幣乘數(shù)、減緩廣義貨幣流通速度.

3 理論分析與假設(shè)

伴隨著電子商務(wù)的迅速發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)金融對(duì)傳統(tǒng)貨幣的替代效應(yīng)越來(lái)越明顯，流通中的現(xiàn)金（M0）減少，貨幣流通速度（V）增大.由費(fèi)雪方程式MV=PQ可知，在價(jià)格水平和生產(chǎn)總量均保持不變的情況下，貨幣需求（M）將減小.從2006年到2017年，我國(guó)M0增長(zhǎng)率持續(xù)下降，但M0與GDP的比值卻保持相對(duì)穩(wěn)定，這種穩(wěn)定的原因并非GDP的下降造成的，恰恰相反，在2006年到2017年間，我國(guó)社會(huì)總支出保持快速增長(zhǎng)，這種穩(wěn)定的真正原因是互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展對(duì)現(xiàn)金的替代效應(yīng)[21][22].

3.1 第三方支付對(duì)廣義貨幣供給的影響

現(xiàn)代貨幣理論認(rèn)為貨幣是內(nèi)生的，假設(shè)短期內(nèi)貨幣供給量和貨幣需求量相等，第三方互聯(lián)網(wǎng)支付可以通過(guò)影響貨幣需求從而影響貨幣供給.凱恩斯貨幣需求理論指出，人們持有貨幣的原因，主要是由于交易性貨幣需求、預(yù)防性貨幣需求以及投機(jī)性貨幣需求.目前第三方互聯(lián)網(wǎng)支付的應(yīng)用已經(jīng)從線上支付慢慢拓展到線下超市等營(yíng)業(yè)場(chǎng)所，人們可以持有更少的貨幣滿足日常交易，使得人們因交易動(dòng)機(jī)而持有的貨幣減少.而第三方支付在一定程度上也滿足了因轉(zhuǎn)換成本、機(jī)會(huì)成本和流動(dòng)性成本等因素決定的預(yù)防性貨幣需求，因此人們因預(yù)防性動(dòng)機(jī)而持有的貨幣需求也降低.對(duì)于投機(jī)性貨幣需求，隨著互聯(lián)網(wǎng)金融創(chuàng)新的發(fā)展，日新月異的互聯(lián)網(wǎng)金融產(chǎn)品被推出。金融產(chǎn)品的增加也增加了投機(jī)機(jī)會(huì)，人們會(huì)減少投機(jī)性現(xiàn)金的持有，轉(zhuǎn)而更多的持有第三方支付等電子貨幣.由于凱恩斯貨幣需求理論中的貨幣指的是流通中的現(xiàn)金，因而第三方支付影響的是貨幣M0.綜上，第三方支付將減少貨幣M0的持有量，增加M1和M2的持有量.而根據(jù)凱恩斯貨幣需求理論，在社會(huì)財(cái)富相對(duì)穩(wěn)定的情況下，貨幣供給量和貨幣需求量相等.因此，貨幣供應(yīng)量M0將減少，M1和M2將增加.

3.2第三方支付對(duì)廣義貨幣乘數(shù)的影響

貨幣乘數(shù)等于貨幣供應(yīng)量和基礎(chǔ)貨幣的比值，廣義貨幣供應(yīng)量M2對(duì)應(yīng)的貨幣乘數(shù)即為K2.由現(xiàn)代貨幣乘數(shù)理論可得：

K2=M2B=C+D+SC+Rt+Re=1+krt+re+k，（1）

其中，Rt=rt（D+S），Re=re（D+S），C代表流通中現(xiàn)金，D代表活期存款，S代表定期存款，Rt代表法定存款準(zhǔn)備金，Re代表超額準(zhǔn)備金，k代表現(xiàn)金漏損率，rt代表法定存款準(zhǔn)備金率，re代表超額準(zhǔn)備金率.一般而言，法定存款準(zhǔn)備金率是由中央銀行規(guī)定的，第三方互聯(lián)網(wǎng)支付不會(huì)對(duì)其產(chǎn)生影響，但會(huì)對(duì)現(xiàn)金比率、定期存款與活期存款比和超額準(zhǔn)備金率產(chǎn)生影響.第三方支付的便利加快了資金周轉(zhuǎn)，減少了人們對(duì)現(xiàn)金支付的需求，從而降低了現(xiàn)金漏損率，導(dǎo)致現(xiàn)金比率下降，廣義貨幣乘數(shù)擴(kuò)大;對(duì)于定期存款與活期存款比，理性主體為了保值增值勢(shì)必會(huì)增加定期存款來(lái)增加收益，因而定期存款與活期存款比率上升，增加了貨幣乘數(shù)的不穩(wěn)定性;與此同時(shí)，第三方支付簡(jiǎn)化了交易過(guò)程，減少了傳統(tǒng)貨幣流轉(zhuǎn)的在途時(shí)間，商業(yè)銀行因此會(huì)降低超額準(zhǔn)備金的持有量，增大廣義貨幣乘數(shù).

3.3 第三方支付對(duì)廣義貨幣流通速度的影響

在第三方支付替代傳統(tǒng)貨幣的過(guò)程中，將傳統(tǒng)需求分為兩部分，一部分為傳統(tǒng)貨幣與流通速度，另一部分為電子貨幣（主要是第三方支付）與流通速度.可建立恒等式：

MiVi+MdVd=PY，（2）

其中，i代表電子貨幣，d代表傳統(tǒng)貨幣，P代表商品價(jià)格，Y代表商品交易數(shù)量.從該方程可知，當(dāng)電子貨幣交易數(shù)量和交易頻率較大時(shí)，其規(guī)模會(huì)影響貨幣流通速度.可將其影響分為兩種不同的效應(yīng)：加速效應(yīng)和轉(zhuǎn)化效應(yīng).隨著第三方互聯(lián)網(wǎng)支付交易規(guī)模的不斷擴(kuò)張，電子貨幣交易數(shù)量和頻率的增加會(huì)提高貨幣流通速度.即加速效應(yīng)使得電子貨幣對(duì)貨幣流通速度具有正向影響，進(jìn)一步影響人們對(duì)貨幣的需求數(shù)量.當(dāng)轉(zhuǎn)化效應(yīng)占主導(dǎo)地位時(shí)，電子貨幣對(duì)貨幣流通速度具有負(fù)效應(yīng)影響，能減緩貨幣流通速度[23].根據(jù)艾瑞咨詢數(shù)據(jù)得知，隨著第三方互聯(lián)網(wǎng)交易規(guī)模的增加，M2層次的貨幣流通速度表現(xiàn)出下降的趨勢(shì).

4 第三方支付對(duì)廣義貨幣流通影響的

實(shí)證分析

4.1 指標(biāo)選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

4.1.1 指標(biāo)選取

選取第三方互聯(lián)網(wǎng)支付交易規(guī)模總額為自變量，通過(guò)不同的控制變量分別研究第三方互聯(lián)網(wǎng)支付對(duì)廣義貨幣供應(yīng)量、廣義貨幣乘數(shù)和廣義貨幣流通速度的影響（如表1）.我國(guó)2006年第一季度第三方互聯(lián)網(wǎng)支付交易規(guī)?？傤~TPI為82.3億元，2017年第三季度已經(jīng)達(dá)到63815.51億元;而廣義貨幣供應(yīng)量M2一直呈現(xiàn)逐漸增長(zhǎng)的趨勢(shì)，從2006年第一季度的310490.7億元增加到2017年第三季度的1655662.07億元，增長(zhǎng)了五倍;其中，廣義貨幣乘數(shù)K2等于廣義貨幣供應(yīng)量與基礎(chǔ)貨幣之比;現(xiàn)金比率CR等于流通中現(xiàn)金與商業(yè)銀行活期存款之比;定期存款與活期存款比TD等于商業(yè)銀行定期存款與商業(yè)銀行活期存款之比;廣義貨幣流通速度V2等于名義GDP與廣義貨幣供應(yīng)量之比;貨幣流動(dòng)性比率CL等于狹義貨幣供應(yīng)量M1與廣義貨幣供應(yīng)量M2之比.

4.1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

由于第三方互聯(lián)網(wǎng)支付起步較晚，年度數(shù)據(jù)并不豐富，因此選取的數(shù)據(jù)是2006第一季度至2017第三季度的季度時(shí)間序列數(shù)據(jù).其中，名義GDP季度數(shù)據(jù)、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入PCI來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，第三方互聯(lián)網(wǎng)支付交易規(guī)模總額數(shù)據(jù)TPI來(lái)源于艾瑞咨詢網(wǎng)，信貸規(guī)模數(shù)據(jù)CS來(lái)源于東方財(cái)富網(wǎng)，流通中現(xiàn)金M0、狹義貨幣供應(yīng)量M1、廣義貨幣供應(yīng)量M2、基礎(chǔ)貨幣B、外匯儲(chǔ)備FER、商業(yè)銀行活期存款DD、商業(yè)銀行定期存款TT等數(shù)據(jù)均來(lái)源于中國(guó)人民銀行官網(wǎng).

4.2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于所選數(shù)據(jù)以季度為單位，因此采用Eviews 9.0中的X12季節(jié)調(diào)整模型對(duì)各變量的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行處理.將消除季節(jié)因素影響后的數(shù)據(jù)用SA來(lái)表示，剔除季節(jié)因素影響后的以下變量可以表示為：K2=M2_SA/B_SA，CR=M0_SA/TT_SA，TD=TT_SA/DD_SA，V2=GDP_SA/M2_SA，CL=M1_SA/M2_SA.為了消除異方差性、增強(qiáng)時(shí)間序列的平穩(wěn)性，對(duì)季節(jié)處理后的水平變量TPI_SA，M2_SA，CS_SA，F(xiàn)ER_SA和CPI_SA分別取對(duì)數(shù)變成LNTPI_SA，LNM2_SA，LNCS_SA，LNFER_SA和LNCPI_SA.下面將對(duì)這3個(gè)模型的時(shí)間序列平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)：

平穩(wěn)? 注：在檢驗(yàn)形式（C，T，P）中，C代表時(shí)間序列有截距項(xiàng)，T代表時(shí)間序列有趨勢(shì)項(xiàng)，P表示由AIC準(zhǔn)則確定的最優(yōu)滯后階數(shù).

從表2可知，LNTPI_SA、LNM2_SA、LNCS_SA、LNFER_SA的ADF值都大于其在1%、5%、10%顯著性水平下的臨界值，無(wú)法拒絕原假設(shè)，說(shuō)明這四個(gè)變量的原序列均為非平穩(wěn)時(shí)間序列.經(jīng)過(guò)一階差分后，所有變量的ADF值都小于臨界值，因此拒絕存在單位根的原假設(shè)，均為平穩(wěn)的時(shí)間序列.由此可得：變量LNTPI_SA、LNM2_SA、LNCS_SA、LNFER_SA都是一階單整序列，因而第三方互聯(lián)網(wǎng)支付、廣義貨幣供應(yīng)量、信貸規(guī)模、外匯儲(chǔ)備之間可能存在協(xié)整關(guān)系.

由表3可知，所有變量原序列的ADF值均大于其臨界值，因此都是非平穩(wěn)時(shí)間序列.經(jīng)過(guò)一階差分后的變量，其P值均小于0.01，有理由拒絕原假設(shè).所以，第三方互聯(lián)網(wǎng)支付、廣義貨幣乘數(shù)、現(xiàn)金比率、定期存款與活期存款比均為一階單整序列，它們之間可能存在協(xié)整關(guān)系.

_SA、LNCS_SA、LNFER_SA的ADF值都大于其在1%、5%、10%顯著性水平下的臨界值，無(wú)法拒絕原假設(shè)，說(shuō)明這四個(gè)變量的原序列均為非平穩(wěn)時(shí)間序列.經(jīng)過(guò)一階差分后，所有變量的ADF值都小于臨界值，因此拒絕存在單位根的原假設(shè)，均為平穩(wěn)的時(shí)間序列.由此可得：變量LNTPI_SA、LNM2_SA、LNCS_SA、LNFER_SA都是一階單整序列，因而第三方互聯(lián)網(wǎng)支付、廣義貨幣供應(yīng)量、信貸規(guī)模、外匯儲(chǔ)備之間可能存在協(xié)整關(guān)系.

由表4可知，第三方互聯(lián)網(wǎng)支付、廣義貨幣流通速度、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、貨幣流動(dòng)性比率之間可能存在協(xié)整關(guān)系.

4.3 協(xié)整檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證各模型變量間是否存在協(xié)整關(guān)系，必須先確定VAR滯后階數(shù).結(jié)合AIC信息準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則、LR（似然比）檢驗(yàn)法確定廣義貨幣供應(yīng)量（LNM2_SA）、廣義貨幣乘數(shù)（K2）及廣義貨幣流通速度（V2）模型與第三方支付和各控制變量間的最佳滯后階數(shù)分別為1、1、2.在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步做協(xié)整檢驗(yàn).目前，協(xié)整檢驗(yàn)的方法主要有兩種，一是EG兩步法，用來(lái)檢驗(yàn)兩個(gè)變量間的協(xié)整關(guān)系.二是Johansen檢驗(yàn)法，該方法可以對(duì)多個(gè)變量間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn).選擇Johansen檢驗(yàn)法來(lái)確定各模型變量間的協(xié)整關(guān)系.

以確定LNM2_SA與LNTPI_SA、LNCS_SA、LNFER_SA之間的協(xié)整關(guān)系為例，由于最佳滯后階數(shù)為1，因此滯后區(qū)間選擇“0 0”，協(xié)整檢驗(yàn)方程選擇“序列Yt有線性時(shí)間趨勢(shì)，協(xié)整方程存在截距項(xiàng)”的情形構(gòu)造VEC模型，檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示.

從表5中可以看出，當(dāng)假設(shè)“方程最多只有2種協(xié)整關(guān)系”時(shí)，跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)量的值均大于5%的臨界值.在假設(shè)“方程最多只有3種協(xié)整關(guān)系”時(shí)，跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)量的P值均>0.05，不能拒絕原假設(shè).因此，該模型含有3個(gè)協(xié)整方程，說(shuō)明變量間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系.但根據(jù)以往經(jīng)驗(yàn)，第一種協(xié)整關(guān)系最具有經(jīng)濟(jì)意義.

Eviews 9.0顯示第一種協(xié)整關(guān)系結(jié)果如下：

LNM2_SA=0.063085LNTPI_SA+0.154602（0.03599） LNCS_SA（0.06094）

+0.148817（0.15004）LNFER_SA，（3）

其中，似然率為275.2804，括號(hào)內(nèi)的數(shù)字是各個(gè)變量估計(jì)值的標(biāo)準(zhǔn)差.從式（1）可以看出，長(zhǎng)期內(nèi)，第三方互聯(lián)網(wǎng)支付LNTPI_SA、信貸規(guī)模LNCS_SA、外匯儲(chǔ)備LNFER_SA與廣義貨幣供應(yīng)量LNM2_SA之間是一種正向相關(guān)關(guān)系.當(dāng)?shù)谌交ヂ?lián)網(wǎng)支付交易規(guī)模增大時(shí)，廣義貨幣乘數(shù)隨之增加.

同理，對(duì)K2、V2進(jìn)行協(xié)整關(guān)系研究，可得出以下兩個(gè)表達(dá)式：

K2=0.327008（0.15379） LNTPI_SA+14.01646（6.29814） CR-3.658399（1.26544）TD ，（4）

V2=-0.018353（0.00441） LNTPI_SA+0.065001（0.02737） LNPCI_SA+0.111147（0.04448）CL.（5）

由前后順序，似然率分別是384.6696和531.3842.其中，第三方互聯(lián)網(wǎng)支付LNTPI_SA、現(xiàn)金比率CR、定期存款與活期存款比TD對(duì)廣義貨幣乘數(shù)K2的彈性分別是0.327008、14.01646、-3.658399，說(shuō)明廣義貨幣乘數(shù)與第三方互聯(lián)網(wǎng)支付、現(xiàn)金比率成正比，與定期存款與活期存款比成反比.而第三方互聯(lián)網(wǎng)支付LNTPI_SA、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入LNPCI_SA和貨幣流動(dòng)性比率CL對(duì)廣義貨幣流通速度V2的彈性分別是-0.018353、0.065001和0.11114，這說(shuō)明在長(zhǎng)期中，第三方互聯(lián)網(wǎng)支付規(guī)模的擴(kuò)張會(huì)抑制廣義貨幣流通速度的發(fā)展，城鎮(zhèn)居民收入水平的提高和貨幣流動(dòng)比率的增加則會(huì)刺激廣義貨幣流通速度的加快.

4.4 向量誤差修正模型

上述協(xié)整檢驗(yàn)證實(shí)了三個(gè)模型各變量間確實(shí)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但無(wú)法解釋短期的影響情況.在短期內(nèi)，變量有可能偏離均衡狀態(tài).為了進(jìn)一步探究各模型變量在短期中的關(guān)系和修正機(jī)制，建立了VEC模型.以研究廣義貨幣供應(yīng)量模型為例，上文已經(jīng)利用Eviews 9.0得出了其VAR滯后階數(shù)為1，因此模型中沒(méi)有一階差分的滯后項(xiàng)，建立VEC（0）模型.將LNM2_SA、LNTPI_SA、LNCS_SA、LNFER_SA數(shù)據(jù)導(dǎo)入VEC（0）模型中，得到LNM2_SA的向量誤差修正模型：

D（Lnm2_sa）=-0.033087（0.00693） [-4.77372]CointEq1（1）+0.036607

（0.00187）[19.5933]

其中，

CointEq1（1）=Lnm2_sa-0.063085（0.03599）[-1.75279]LNTPI_SA（-1）-0.154602

（0.06094）[-2.53693]LNCS_SA（-1）-0.148817（0.15004）[-0.99185]LNFER_SA（-1）-10.17449

當(dāng)變量的短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，存在一種調(diào)整力度ECM可以將其從非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài).上式中，小括號(hào)內(nèi)的數(shù)字表示各變量估計(jì)值的標(biāo)準(zhǔn)差，方括號(hào)內(nèi)的數(shù)字表示各變量估計(jì)值的t檢驗(yàn)值.CointEq1（1）表示誤差修正項(xiàng)，用來(lái)反映變量間的長(zhǎng)期關(guān)系.CointEq1（1）的系數(shù)是-0.033087，表示當(dāng)廣義貨幣供應(yīng)量短期波動(dòng)偏離均衡時(shí)，協(xié)整關(guān)系將以-0.033087的調(diào)整力度將其從非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài).

同理，可以得到K2和V2的VEC模型.估計(jì)結(jié)果如下所示：

D（K2）=0.025756（0.04178）[ 0.61649]CointEq1（2）+0.010885（0.02179）[ 0.49954]，

其中，CointEq1（2）=K2（-1）-0.327006（0.15379）[-2.12627]

LNTPI_SA（-1）-14.01638CR（6.29815） [-2.22547]（-1）

+3.658383TD（-1）（1.26544）[ 2.89100]，

D（V2）=-1.179526（0.13145）[-8.97334]

CointEq1（3）+0.792428D（0.12376） [6.40274]

（V2（-1））+0.033212（0.01533）[2.16690] D（LNTPI_SA（-1））

-0.042596（0.08515）[-0.50024]

D（LNPCI_SA（-1））-1.291482D（0.15760）[-8.19483]

（CL（-1））-0.004932 （0.00285）[-1.72950]，

其中，CointEq1（3）=V2（-1）+0.016569（0.00697）[2.37772]

LNTPI_SA（-1）-0.061169（0.04301）[-1.42227]

LNPCI_SA（-1）

-0.142677（0.06818） [-2.09272]CL（-1）+0.286135.

綜上，CointEq1（2）的系數(shù)是0.025756，說(shuō)明當(dāng)K2在短期內(nèi)波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，其協(xié)整關(guān)系的調(diào)整力度為0.025756，將其從非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài).CointEq1（3）系數(shù)為-1.179526，說(shuō)明當(dāng)V2在短期內(nèi)偏離長(zhǎng)期均衡條件時(shí)，所存在的調(diào)整力度為-1.179526，使波動(dòng)調(diào)整回長(zhǎng)期均衡狀態(tài).第三方互聯(lián)網(wǎng)支付對(duì)廣義貨幣流通速度V2的短期彈性為0.033212，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的彈性為-0.042596，貨幣流動(dòng)性比率的彈性為-1.291482.說(shuō)明在短期內(nèi)，第三方互聯(lián)網(wǎng)支付的發(fā)展刺激了廣義貨幣流通速度的加快.

4.5 格蘭杰因果檢驗(yàn)

經(jīng)過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)得知上述三個(gè)模型各變量之間存在協(xié)整關(guān)系，但仍需進(jìn)一步驗(yàn)證變量間是否存在因果效應(yīng).采用Granger檢驗(yàn)來(lái)判斷這種均衡關(guān)系的是否存在時(shí)間上的因果（先后）關(guān)系及其因果方向.考慮到不同滯后階數(shù)對(duì)檢驗(yàn)結(jié)果的影響，因此該檢驗(yàn)依據(jù)前文建立的VAR模型所確立的滯后階數(shù)選定樣本檢驗(yàn)的滯后期.然后根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果的P值判斷存在因果關(guān)系的概率.檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示.

根據(jù)上述檢驗(yàn)結(jié)果，在5%顯著性水平下，第三方互聯(lián)網(wǎng)支付LNTPI_SA是引起廣義貨幣供應(yīng)量LNM2_SA、廣義貨幣乘數(shù)K2、廣義貨幣流通速度V2發(fā)生變動(dòng)的格蘭杰原因，但LNM2_SA、K2、V2并不能引起LNTPI_SA的格蘭杰變動(dòng).說(shuō)明第三方互聯(lián)網(wǎng)支付與廣義貨幣流通之間存在單向的Granger因果變動(dòng)關(guān)系.

4.6 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

為研究模型中各變量間的動(dòng)態(tài)變化關(guān)系，構(gòu)建了VAR模型，采用脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)一步分析當(dāng)因變量受到其他變量殘差沖擊時(shí)的短期反應(yīng).應(yīng)用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，選擇滯后20期的模型，分析第三方互聯(lián)網(wǎng)支付LNTPI_SA分別對(duì)廣義貨幣供應(yīng)量LNM2_SA、廣義貨幣乘數(shù)K2、廣義貨幣流通速度V2的脈沖響應(yīng).

圖1為各變量對(duì)廣義貨幣供應(yīng)量的脈沖響應(yīng)圖.當(dāng)?shù)谌交ヂ?lián)網(wǎng)支付LNTPI_SA對(duì)廣義貨幣供應(yīng)量LNM2_SA產(chǎn)生一個(gè)正向沖擊時(shí)，短期內(nèi)，廣義貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生一個(gè)正向反應(yīng)，在第7期達(dá)到極值1%左右，此后反應(yīng)逐漸減小.表明第三方互聯(lián)網(wǎng)支付對(duì)廣義貨幣供應(yīng)量具有明顯且持久的正向影響.

圖2 為各變量對(duì)廣義貨幣乘數(shù)的脈沖響應(yīng)圖.反映了各變量對(duì)廣義貨幣乘數(shù)的沖擊效果.當(dāng)?shù)谌交ヂ?lián)網(wǎng)支付LNTPI_SA對(duì)廣義貨幣乘數(shù)K2產(chǎn)生一個(gè)正向沖擊時(shí)，廣義貨幣乘數(shù)出現(xiàn)一個(gè)明顯的正向反應(yīng)，且在第8期達(dá)到最大值，而后反應(yīng)逐漸減弱，但始終維持在2%以上.

圖3為各變量對(duì)廣義貨幣流通速度的脈沖響應(yīng)圖.當(dāng)?shù)谌交ヂ?lián)網(wǎng)支付LNTPI_SA產(chǎn)生一個(gè)正向沖擊時(shí)，廣義貨幣流通速度V2先是出現(xiàn)一個(gè)較小的正向反應(yīng)，而后迅速減小變?yōu)樨?fù)向反應(yīng)，然后逐漸趨于平緩.

4.7 方差分解分析

通過(guò)上述脈沖響應(yīng)函數(shù)分析可以判斷各模型變量間滯后期是怎樣產(chǎn)生影響的，卻無(wú)法解釋變量間的影響程度.因此應(yīng)用方差分解分析當(dāng)一個(gè)變量的波動(dòng)引起內(nèi)生變量波動(dòng)影響時(shí)的貢獻(xiàn)率.

從廣義貨幣供應(yīng)量模型中可以看出，第一期時(shí)，廣義貨幣供應(yīng)量LNM2_SA對(duì)自身的貢獻(xiàn)率為100%，然后逐漸下降.而第三方互聯(lián)網(wǎng)支付LNTPI_SA的貢獻(xiàn)率則快速提升，在第十期達(dá)到63.93296%.信貸規(guī)模LNCS_SA的貢獻(xiàn)率則略有下降.與此相反，外匯儲(chǔ)備LNFER_SA的貢獻(xiàn)率則略有上升，但總體貢獻(xiàn)水平較低.從廣義貨幣乘數(shù)模型中可以看出，對(duì)廣義貨幣乘數(shù)K2貢獻(xiàn)最大的是現(xiàn)金比率，在第十期的貢獻(xiàn)率接近30%，而其自身的貢獻(xiàn)則逐漸減少至67.33971%.第三方互聯(lián)網(wǎng)支付LNTPI_SA、定期存款與活期存款比率TD的貢獻(xiàn)率總體較小，但呈增加趨勢(shì).從廣義貨幣流通速度模型中可以看出，貨幣流動(dòng)性比率CL對(duì)廣義貨幣流通速度V2的影響大于第三方互聯(lián)網(wǎng)支付LNTPI_SA和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入LNPCI_SA對(duì)V2的影響，第三方互聯(lián)網(wǎng)支付的貢獻(xiàn)率保持穩(wěn)步增長(zhǎng)，在第十期已達(dá)到8.363962%.如表7所示.

5 結(jié)論和建議

通過(guò)第三方互聯(lián)網(wǎng)支付LNTPI_SA與廣義貨幣供應(yīng)量LNM2_SA之間的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知，長(zhǎng)期內(nèi)第三方支付與廣義貨幣供應(yīng)量之間存在正相關(guān)關(guān)系，第三方互聯(lián)網(wǎng)支付的發(fā)展有助于擴(kuò)大廣義貨幣供應(yīng)量LNM2_SA.通過(guò)格蘭杰因果分析顯示，第三方互聯(lián)網(wǎng)支付LNTPI_SA是引起廣義貨幣供應(yīng)量LNM2_SA變化的的Granger原因，而LNM2_SA不是引起LNTPI_SA變化的Granger原因，即第三方互聯(lián)網(wǎng)支付與廣義貨幣供應(yīng)量之間存在單向的因果關(guān)系.脈沖響應(yīng)函數(shù)分析說(shuō)明，短期內(nèi)第三方互聯(lián)網(wǎng)支付對(duì)廣義貨幣供應(yīng)量具有正向影響.

通過(guò)對(duì)第三方互聯(lián)網(wǎng)支付LNTPI_SA與廣義貨幣乘數(shù)K2之間協(xié)整分析說(shuō)明第三方互聯(lián)網(wǎng)支付與廣義貨幣乘數(shù)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系.Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果顯示，第三方互聯(lián)網(wǎng)支付LNTPI_SA與廣義貨幣乘數(shù)K2之間存在單向的因果關(guān)系，且LNTPI_SA是引起K2變化的Granger原因.由脈沖響應(yīng)函數(shù)分析可知，當(dāng)?shù)谌交ヂ?lián)網(wǎng)支付受到一個(gè)正向沖擊時(shí)，廣義貨幣乘數(shù)在第一期產(chǎn)生正向反應(yīng)，而后逐漸增大，在第八期達(dá)到最大值后反應(yīng)逐漸減少并趨于平穩(wěn).

通過(guò)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，第三方互聯(lián)網(wǎng)支付LNTPI_SA與廣義貨幣流通速度V2之間存在協(xié)整關(guān)系，且為負(fù)向關(guān)系.說(shuō)明第三方互聯(lián)網(wǎng)支付的發(fā)展會(huì)使得廣義貨幣流通速度減慢.Granger因果檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，第三方互聯(lián)網(wǎng)支付LNTPI_SA與廣義貨幣流通速度V2之間存在單向因果關(guān)系，且第三方互聯(lián)網(wǎng)支付是引起廣義貨幣流通速度變化的原因.通過(guò)VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析可知：短期內(nèi)，當(dāng)?shù)谌交ヂ?lián)網(wǎng)支付LNTPI_SA受到一個(gè)正向沖擊時(shí)，廣義貨幣流通速度V2在第一期產(chǎn)生正向反應(yīng)，第二期又變?yōu)樨?fù)向的，而后逐漸達(dá)到最大，之后趨于平穩(wěn).

結(jié)合現(xiàn)實(shí)情況提出以下幾點(diǎn)政策建議.

第一，優(yōu)化貨幣層次的劃分，確定貨幣監(jiān)管政策.

第二，制定第三方支付存款準(zhǔn)備金制度，加強(qiáng)風(fēng)險(xiǎn)防控.

第三，整合相關(guān)資源，鼓勵(lì)第三方支付平臺(tái)和商業(yè)銀行合作.

第四，深化金融市場(chǎng)改革，完善相關(guān)法律、法規(guī).

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