數(shù)字金融影響了貨幣需求函數(shù) 的穩(wěn)定性嗎？

許月麗 李 帥 劉志媛

一、引 言

貨幣需求函數(shù)的穩(wěn)定性是關(guān)乎中央銀行貨幣政策中介目標(biāo)選擇的重大政策實踐問題。根據(jù)Poole(1970)的研究，如果貨幣需求函數(shù)是不穩(wěn)定的，那么中央銀行應(yīng)當(dāng)以利率作為中介目標(biāo)，否則應(yīng)將貨幣供應(yīng)作為中介目標(biāo)。由于會改變微觀經(jīng)濟主體的貨幣需求決策環(huán)境，因此金融結(jié)構(gòu)變遷通常被認(rèn)為是導(dǎo)致貨幣需求函數(shù)不穩(wěn)定的最重要誘因(Rao 和 Kumar，2009)。近些年來，中國金融市場所面臨最重大的技術(shù)性沖擊是數(shù)字金融的迅速興起。黃益平等(2018)認(rèn)為，數(shù)字金融泛指傳統(tǒng)金融機構(gòu)與互聯(lián)網(wǎng)公司利用數(shù)字技術(shù)實現(xiàn)融資、支付、投資和其他新型金融業(yè)務(wù)模式。雖然與其他缺乏監(jiān)管的金融創(chuàng)新類似，數(shù)字金融的發(fā)展也產(chǎn)生了諸如網(wǎng)貸詐騙和金融產(chǎn)品空轉(zhuǎn)套利等金融風(fēng)險問題，但一個毋庸置疑的事實是，無論是業(yè)態(tài)模式還是金融產(chǎn)品，數(shù)字金融的發(fā)展均對原有的金融結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了巨大的沖擊(周光友等，2018)。理論上，人們對貨幣的需求源自貨幣具有交易度量單位和價值貯藏等功能，顯然，數(shù)字金融發(fā)展引起的交易技術(shù)變化和由此衍生了新的金融產(chǎn)品，很可能對貨幣的這些功能產(chǎn)生沖擊，因而引發(fā)貨幣需求函數(shù)的不穩(wěn)定。然而，這一結(jié)果并非是顯而易見的。從經(jīng)濟的角度來看，如果經(jīng)濟中只有一種代表性主體且預(yù)期是理性的，那么，經(jīng)濟體對外來沖擊的調(diào)整就可能是突變的。但是，如果經(jīng)濟中代表性主體具有異質(zhì)性且預(yù)期是自適應(yīng)的，那么外來沖擊的調(diào)整就可能是漸進的，結(jié)構(gòu)變遷并不一定會帶來貨幣需求函數(shù)的不穩(wěn)定(Taylor 和 Mac-Donald，1992)。

在以發(fā)展中國家為對象的相關(guān)研究中，以20 世紀(jì)80 年代以來四個階段的金融自由化改革為背景，Pradhan 和Subramanian(2003)利用考慮區(qū)際轉(zhuǎn)移的單方程協(xié)整技術(shù)方法，分析了改革對印度長期貨幣需求函數(shù)穩(wěn)定性的影響。針對20 世紀(jì)80 年代以來亞洲國家金融改革沖擊，Rao 和Kumar(2009)基于亞洲14 個國家1970—2005 年的數(shù)據(jù)，利用考慮結(jié)構(gòu)斷點影響的可選擇面板估計模型對M1 貨幣需求的穩(wěn)定性進行了實證判斷，并得出雖然金融改革對貨幣需求有顯著影響，但貨幣需求函數(shù)仍舊穩(wěn)定的結(jié)論。Lee 和Chien(2008)利用1977—2002 年的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)中國經(jīng)濟金融改革的制度性變遷影響了M1 和M2 的穩(wěn)定性。Kumar(2011)通過對兩個子樣本區(qū)間進行對比分析，研究了始于20 世紀(jì)80 年代的金融改革是否對亞非20 個發(fā)展中國家的M1 需求函數(shù)的穩(wěn)定性產(chǎn)生影響。其研究發(fā)現(xiàn)，M1 仍是穩(wěn)定的，因而貨幣供應(yīng)量仍可選擇作為貨幣政策的中介目標(biāo)。在有關(guān)發(fā)達國家的研究之中，Wang(2011)利用穩(wěn)定的動態(tài)系統(tǒng)協(xié)整分析技術(shù)發(fā)現(xiàn)美國的貨幣需求函數(shù)存在兩個突變點。Lucas 和Juan(2015)分析了2007年全球金融危機后美國銀行部門的結(jié)構(gòu)變化對貨幣需求函數(shù)穩(wěn)定性的影響以及如何根據(jù)流動性調(diào)控要求，尋找穩(wěn)定的非常規(guī)貨幣量指標(biāo)的問題。利用1999—2013 年的樣本數(shù)據(jù)，Jung(2015)對2007 年金融危機是否造成了歐盟M3 貨幣需求的不穩(wěn)定進行了實證判斷與檢驗。他們的結(jié)果顯示，金融危機沖擊并未對歐盟的M3 需求函數(shù)的穩(wěn)定性產(chǎn)生顯著影響。上述的這些研究表明，無論是發(fā)達國家還是發(fā)展中國家，關(guān)于貨幣需求函數(shù)穩(wěn)定性的實證結(jié)果并不存在一致的意見，而研究結(jié)果具有對國別和時間選擇較強的敏感性。

實證中判斷貨幣需求函數(shù)穩(wěn)定與否的關(guān)鍵是，如何在技術(shù)上識別貨幣需求函數(shù)是否出現(xiàn)了形式上的突變。近些年來，這些研究主要集中在協(xié)整或誤差修正技術(shù)及其各種變形上。Pradhan 和Subramanian(2003)提出了三種貨幣需求函數(shù)漂移方式：一是水平漂移；二是水平和趨勢漂移；三是區(qū)際漂移。為了識別這三種突變形式，他們提出了如下技術(shù)方法：通過求最大的ADF 負值并將其與臨界數(shù)值相對照，就可以發(fā)現(xiàn)貨幣需求函數(shù)是否存在突變以及突變的形式。Wu 等(2005)利用遞進旋轉(zhuǎn)方法估計了一個Goldfeld(1973)變系數(shù)部分調(diào)整ARMAX 貨幣需求函數(shù)，進而通過加入?yún)f(xié)整方程構(gòu)造誤差修正模型對長期條件下貨幣需求函數(shù)的穩(wěn)定性進行了檢驗。Austin 等(2007)對中國貨幣需求與通脹率之間的關(guān)系進行了估計，其使用的是門限自回歸(STR)模型。這一技術(shù)的特點是貨幣需求關(guān)于通脹是非線性的，在門限點貨幣需求自回歸函數(shù)會發(fā)生平滑的變化。Wang(2011)利用QU(2007)的結(jié)構(gòu)斷點協(xié)整檢驗技術(shù)，對美國長期貨幣需求函數(shù)的穩(wěn)定性進行了檢驗。相比于Stock 和Watson(1993)的用于檢驗長期協(xié)整關(guān)系穩(wěn)定性的動態(tài)OLS 估計技術(shù)，這一方法的優(yōu)點是對短期貨幣需求函數(shù)動態(tài)穩(wěn)定性要求不敏感。

綜上，貨幣需求函數(shù)的穩(wěn)定性可能受到來自不同因素的沖擊而發(fā)生改變，近年來迅速興起的數(shù)字金融對于中國貨幣需求函數(shù)的穩(wěn)定性也可能造成了一定程度的影響，但這一影響的強弱究竟如何，目前鮮有文獻對其進行研究。因此，本文同時利用基于Goldfeld(1973)的合意貨幣存量部分調(diào)整門限回歸模型和Pesaran 等(2001)的自回歸分布滯后(ARDL)協(xié)整突變檢驗技術(shù)，來分析數(shù)字金融發(fā)展對中國不同層次貨幣需求函數(shù)穩(wěn)定性的影響，并考察剔除利率市場化改革和金融創(chuàng)新與數(shù)字金融交互作用以及對貨幣量指標(biāo)做更符合貨幣投機性需求經(jīng)濟含義的內(nèi)部剖分對這種影響識別的重要性。其中，不穩(wěn)定性特征按貨幣需求函數(shù)的形式變化而進一步被從全局穩(wěn)定和邊際穩(wěn)定兩個層面加以識別。

本文后面部分內(nèi)容安排如下：一是遞進地提出不同情形下數(shù)字金融對中國貨幣需求函數(shù)穩(wěn)定性影響機理的概念性理論框架及假說；二是實證檢驗非約束條件下數(shù)字金融對中國貨幣需求函數(shù)穩(wěn)定性的影響；三是實證檢驗考慮金融結(jié)構(gòu)變遷的情形下數(shù)字金融對中國貨幣需求函數(shù)穩(wěn)定性的影響；四是實證檢驗考慮貨幣量內(nèi)部結(jié)構(gòu)剖分條件下數(shù)字金融對中國貨幣需求函數(shù)穩(wěn)定性的影響；最后是結(jié)論①限于篇幅，文中沒有列出穩(wěn)健性檢驗部分的相關(guān)實證結(jié)果，備索。。

二、研究假設(shè)

（一）基準(zhǔn)情形

從基于需求動因的內(nèi)部結(jié)構(gòu)劃分的角度來看，將貨幣需求總的分為交易性貨幣需求和投機性貨幣需求②預(yù)防性貨幣需求與緩沖存貨需求，總體上仍可歸于貨幣的交易需求。，這仍是關(guān)于貨幣需求函數(shù)問題的為數(shù)不多的基本共識之一。因此，貨幣需求函數(shù)的穩(wěn)定性可從如下三個方面予以考察：一是整個貨幣需求函數(shù)的形式是否發(fā)生了變化，二是貨幣需求的收入彈性是否發(fā)生了變化，三是貨幣需求的利率彈性是否發(fā)生了變化。

一般來說，對貨幣需求函數(shù)穩(wěn)定性的沖擊主要來自金融產(chǎn)品創(chuàng)新和金融技術(shù)革新(Judd 和 Scadding，1990；Bae 和 Kakkar，2006)。微觀上，這些創(chuàng)新與沖擊會導(dǎo)致家庭與企業(yè)部門投資組合選擇范圍的變化、財務(wù)管理技術(shù)變化以及銀行等中介支付與交易技術(shù)變化。數(shù)字金融的發(fā)展既帶來了金融技術(shù)變遷，同時也催生了諸如余額寶等新的金融理財產(chǎn)品的創(chuàng)新。故在邏輯上，數(shù)字金融發(fā)展有可能使得在其他條件不變的情況下，家庭與企業(yè)等微觀主體的貨幣需求決策行為均發(fā)生重大的結(jié)構(gòu)性突變，從而使得貨幣需求函數(shù)形式發(fā)生變化。同時，通過支付與交易技術(shù)的重大變革，數(shù)字金融對貨幣交易需求也會產(chǎn)生重大影響，從而影響貨幣需求交易彈性。同理，通過發(fā)行新的數(shù)字金融產(chǎn)品，數(shù)字金融還可能通過產(chǎn)品替代效應(yīng)對貨幣的投機需求彈性產(chǎn)生影響。據(jù)此，我們有如下的假說1。

假說1：數(shù)字金融發(fā)展對貨幣需求函數(shù)會產(chǎn)生多重的具體影響。首先，總體上通過改變微觀經(jīng)濟主體的貨幣需求決策行為，數(shù)字金融發(fā)展會顯著改變貨幣需求函數(shù)形式，即造成貨幣需求函數(shù)的全局不穩(wěn)定性①這里的穩(wěn)定性僅是函數(shù)形式變化意義上的，而非微分和差分方程解或經(jīng)濟動態(tài)一般均衡的均衡解意義上的，下同。。其次，數(shù)字金融發(fā)展還可能產(chǎn)生兩種形式的邊際不穩(wěn)定性：一是通過改變支付技術(shù)與交易方式，數(shù)字金融發(fā)展會改變貨幣需求函數(shù)的收入彈性；二是通過數(shù)字金融理財產(chǎn)品的替代效應(yīng)，數(shù)字金融發(fā)展還可能改變貨幣需求函數(shù)的利率彈性。

（二）考慮金融結(jié)構(gòu)變遷的拓展

通常認(rèn)為，標(biāo)準(zhǔn)理論難以被直接用于發(fā)展經(jīng)濟體的分析，既非源于發(fā)展經(jīng)濟體的微觀主體行為不符合理性假定，也非新古典的分析工具在發(fā)展中國家失效，而是因為發(fā)展經(jīng)濟體與發(fā)達經(jīng)濟體在經(jīng)濟結(jié)構(gòu)上存在差異(林毅夫，2011；Agénor 和 Montiel，2015)。對中國來說，數(shù)字金融的興起最早可以追溯到2004 年支付寶賬戶體系的上線(黃益平等，2018)，在此期間，中國面臨的可能影響貨幣需求函數(shù)的主要經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性特征包括兩個方面：一是金融制度方面利率市場化改革的不斷推進；二是金融產(chǎn)品方面各種理財產(chǎn)品的風(fēng)起云涌。

利率市場化改革和理財產(chǎn)品發(fā)行對數(shù)字金融的影響邏輯，源于利率的經(jīng)濟本質(zhì)。從貨幣需求微觀主體的最優(yōu)化行為來看，家庭部門對超額貨幣需求的變化也是由于對貨幣替代品債券需求的變化所致，因此無論哪一種利率決定理論，債券市場的供需均衡都是關(guān)鍵的決定機制，只是古典理論的作用是即時的，而凱恩斯理論則有一個均衡時滯。據(jù)此，利率市場化改革與理財產(chǎn)品市場的興起對數(shù)字金融的影響機制將通過如下兩個效應(yīng)來實現(xiàn)：一是信號傳遞效應(yīng)。利率市場化改革通過構(gòu)建有效的資金價格信號，對貨幣、數(shù)字金融理財產(chǎn)品和其他理財產(chǎn)品進行了更為正確的風(fēng)險定價，向家庭部門傳遞了更有效的價格信息，從而使得家庭部門能夠在更大范圍內(nèi)做出投資組合優(yōu)化，即通過價格信號傳遞影響了數(shù)字金融對家庭部門貨幣需求的沖擊。二是產(chǎn)品替代效應(yīng)。其他理財產(chǎn)品對數(shù)字金融理財產(chǎn)品具有明顯的替代作用，因此其他非數(shù)字金融理財產(chǎn)品的發(fā)行，將通過產(chǎn)品替代效應(yīng)而對數(shù)字金融的作用產(chǎn)生影響。于是，我們有如下假說。

假說2：利率市場化改革和理財產(chǎn)品市場的發(fā)展，是中國金融市場的兩個重大結(jié)構(gòu)性變革，這一變革通過利率市場化改革的資金風(fēng)險價格信號傳遞機制和理財產(chǎn)品市場的產(chǎn)品替代效應(yīng)，對數(shù)字金融影響貨幣投機性需求的效果產(chǎn)生了沖擊，而這種沖擊是以這些結(jié)構(gòu)變遷與數(shù)字金融發(fā)展相互交織的非線性形式進行的。

（三）考慮貨幣層次內(nèi)部剖分的拓展

貨幣需求函數(shù)估計過程中經(jīng)常要碰到的一個重要問題是，經(jīng)驗?zāi)Ｐ椭袑嶋H變量指標(biāo)與貨幣需求函數(shù)中的理論變量指標(biāo)經(jīng)濟含義不一致，而只有將二者加以統(tǒng)一才能實現(xiàn)理論與實證的邏輯自洽性。從我國M0、M1 和M2 的含義來看，有必要分別從家庭與企業(yè)角度對貨幣量進行結(jié)構(gòu)剖分，原因是家庭與企業(yè)在貨幣投機性需求行為方面有著重大差異。從中國企業(yè)的實際運營來看，企業(yè)存款的主要目的是為了應(yīng)對生產(chǎn)交換過程中經(jīng)常性支出的需要，將資金在不同證券之間進行投資組合邊際決策，不能反映其主要的貨幣需求決策行為特征。相對而言，家庭的貨幣需求既具有交易和預(yù)防性需求的特征，又具有將儲蓄在不同證券資產(chǎn)之間進行最優(yōu)投資組合配置的特征。易行健等(2018)的研究指出，中國數(shù)字普惠金融的發(fā)展顯著促進了居民消費，由于家庭的儲蓄與消費對偶，但消費相對于投資要穩(wěn)定得多，而企業(yè)的貨幣需求通常與投資相關(guān)，因此以家庭儲蓄存款作為貨幣需求量指標(biāo)的貨幣需求函數(shù)，可能更為穩(wěn)定。因此，我們有如下假說。

假說3：由于與投機性貨幣需求函數(shù)理論經(jīng)濟含義更為契合，因此從理論與實證含義一致的邏輯自洽性角度來看，家庭部門的儲蓄存款是比統(tǒng)計數(shù)據(jù)中M0、M1 和M2更為適合的刻畫投機性貨幣需求的指標(biāo)，而且相對于傳統(tǒng)的貨幣存量指標(biāo)，家庭儲蓄存款需求函數(shù)可能具有更強的穩(wěn)定性。

三、研究設(shè)計與數(shù)據(jù)來源

（一）實證模型構(gòu)建

1. 基準(zhǔn)實證模型

本文之所以同時采用考慮區(qū)際轉(zhuǎn)移的部分調(diào)整門限回歸模型和在傳統(tǒng)ARDL 模型中加入?yún)f(xié)整向量的長期斷點檢驗方法(Pesaran 等，2001；Bharumshah 等，2009)作為實證模型的選擇，主要原因有四。一是Ball(2012)的研究表明，只要在利率等變量適當(dāng)選擇的條件下，利用傳統(tǒng)的合意貨幣存量部分調(diào)整模型，可以很好地解釋貨幣的短期需求。而且，變量的非平穩(wěn)性主要影響的是系數(shù)約束檢驗(Wald 檢驗)結(jié)果，而在大樣本下對系數(shù)估計效果并無影響。二是協(xié)整分析只能用于估計長期貨幣需求函數(shù)，而不能用于短期貨幣需求函數(shù)，且其本身的經(jīng)濟理論含義并不強。如果存在多個協(xié)整關(guān)系，需要增加額外的經(jīng)濟理論約束才能對這種協(xié)整結(jié)果加以識別。三是協(xié)整分析的結(jié)果對于樣本時期和樣本量具有很強的敏感性。協(xié)整分析需要觀察長期數(shù)據(jù)才能發(fā)現(xiàn)變量之間是否存在共同趨勢，如果數(shù)據(jù)樣本期過短則估計結(jié)果會變得很不可靠，但中國的樣本數(shù)據(jù)時期仍不夠長且缺乏遍歷性。四是Pesaran 等(2001)的ARDL 協(xié)整技術(shù)估計結(jié)果對于變量平穩(wěn)性不敏感。

其中，前者用于一般性分析，后者用于穩(wěn)健性檢驗。對于前者，我們擬選擇合意貨幣存量的逐步調(diào)整模型作為回歸基準(zhǔn)模型，具體出于兩個原因：一是這一模型包含了弗里德曼所強調(diào)的貨幣需求取決于永久收入的觀點；二是這一模型還與貨幣與非貨幣間的調(diào)整具有成本(Baumol，1952)、習(xí)慣具有持續(xù)性以及人們對利率和收入的變動是否是長期的判斷具有滯后性等理論邏輯相一致。具體模型設(shè)定如下：

其中，α′、β′等系數(shù)為式(1)中的相關(guān)系數(shù)與式(2)中的γ組合計算而得。根據(jù)研究的問題，我們假定數(shù)字金融發(fā)展改變了貨幣需求的收入和利率彈性，即改變了收入與利率對貨幣需求的邊際影響①數(shù)字金融需求也可能直接改變貨幣的需求函數(shù)形式，但是由于線性函數(shù)形式可以看作是非線性函數(shù)的泰勒展開式，因此，從判斷數(shù)字金融是否改變了貨幣需求函數(shù)的角度來看，如果不考慮高階的情況，數(shù)字金融對于二者的影響是等價的。，故將用于估計的基準(zhǔn)模型設(shè)定為如下的門限回歸 模型：

其中，inf 為門限變量，φ表示inf 的門限值，其余變量定義同上。1j(inft,φ)為示性函數(shù)，變量Z 中始終包含景氣指數(shù)(bi)，以剔除供給因素對觀測貨幣量的影響。選擇這一變量加以控制的理由如下：理論上，貨幣供給變動取決于兩點，一是央行的自主調(diào)節(jié)，二是商業(yè)銀行的貨幣乘數(shù)放大效應(yīng)。后者是一個長期制度性問題，可看作常數(shù)。由于央行是根據(jù)經(jīng)濟景氣指數(shù)調(diào)整貨幣政策，故可通過經(jīng)濟景氣指數(shù)來控制前一個因素。式(4)可以用于識別兩種不同形式的貨幣需求函數(shù)不穩(wěn)定性：一是全局性不穩(wěn)定，二是邊際不穩(wěn)定。如果門限回歸結(jié)果出現(xiàn)了明顯的分段，那么就表明數(shù)字金融發(fā)展帶來了貨幣需求函數(shù)的全局性不穩(wěn)定。如果數(shù)字金融發(fā)展僅引起了貨幣需求關(guān)于收入與利率的彈性變化，則說明數(shù)字金融發(fā)展引起了貨幣需求函數(shù)的邊際不穩(wěn)定。我們的檢驗邏輯如下：①如果數(shù)字金融的發(fā)展影響了貨幣需求函數(shù)的全局穩(wěn)定性，那么式(4)中應(yīng)至少存在一個門限值，使得式(4)函數(shù)形式發(fā)生區(qū)間分段。②由于收入水平反映人們對貨幣的交易需求與預(yù)防需求的大小，而數(shù)字金融發(fā)展可以有效降低貨幣與非貨幣之間的轉(zhuǎn)換成本，從而減少家庭對交易性貨幣的需求，故我們預(yù)期交叉項inf*lnY 的系數(shù)將顯著為負，且伴隨著數(shù)字金融發(fā)展，該系數(shù)絕對值會增大。③由于利率水平反映人們對貨幣的投機需求大小，而數(shù)字金融的發(fā)展為家庭提供了更多的理財產(chǎn)品選擇，因而家庭投資組合會對利率的變動更為敏感，故我們預(yù)期交叉項inf*R 的系數(shù)顯著為負，且隨數(shù)字金融的發(fā)展絕對值也可能增大。其中，②、③檢驗的是貨幣需求的兩種邊際不穩(wěn)定形式。

2. 金融結(jié)構(gòu)變遷影響實證模型

經(jīng)常性的結(jié)構(gòu)變遷，是轉(zhuǎn)型國家經(jīng)濟發(fā)展過程的一個典型特征。已有研究表明，這些結(jié)構(gòu)變遷可能是貨幣需求函數(shù)不穩(wěn)定的來源，并且不同的結(jié)構(gòu)變遷的作用往往會交織在一起(Baba 和 Hendry，1992；Francesco，2009；Fassil，2013)，數(shù)字金融對貨幣需求函數(shù)的影響，同樣可能與這些因素相互作用。據(jù)此，按照假說2，本部分我們將分離利率市場化改革和理財產(chǎn)品的作用與數(shù)字金融作用，從而更清晰地識別數(shù)字金融對貨幣需求函數(shù)穩(wěn)定性的獨立影響。

根據(jù)前面理論分析框架所給出的邏輯，我們將基準(zhǔn)模型拓展為如下形式：

這里，RM 為利率市場化水平，F(xiàn)P 為銀行理財產(chǎn)品發(fā)展水平，其他變量同前。如果假說2 成立，應(yīng)當(dāng)有：第一，對于不同層次的貨幣政策需求函數(shù)而言，在模型中控制的利率市場化與數(shù)字金融的交叉項系數(shù)大多應(yīng)為負但不顯著，而控制的銀行理財產(chǎn)品與數(shù)字金融的交叉項系數(shù)大多應(yīng)顯著為負；第二，控制利率市場化或者銀行理財產(chǎn)品相關(guān)變量后，各貨幣需求函數(shù)中的利率與數(shù)字金融交叉項的系數(shù)絕對值大小和顯著性水平均有所降低，且控制銀行理財產(chǎn)品后比控制利率市場化降低幅度更大；第三，控制利率市場化或銀行理財產(chǎn)品后，各層次的貨幣需求函數(shù)關(guān)于數(shù)字金融的分段區(qū)間均應(yīng)有所減少，且控制銀行理財產(chǎn)品后的變化更加明顯。

3. 貨幣存量內(nèi)部結(jié)構(gòu)剖分實證模型

計量實證中經(jīng)常遇到的一個重要問題是，現(xiàn)實經(jīng)濟變量的指標(biāo)與理論所規(guī)定的變量經(jīng)濟含義存在差異，這一點在投機性貨幣需求變量上有著明顯的表現(xiàn)。如前所述，按照貨幣投機性需求的理論以及我國的貨幣量統(tǒng)計指標(biāo)，無論是M0、M1 還是M2，都不是與貨幣需求函數(shù)理論內(nèi)涵規(guī)定相一致的投機性貨幣需求指標(biāo)。相對而言，家庭儲蓄存款很可能是一個能更好刻畫貨幣投機性需求的指標(biāo)。本部分我們來驗證一下假說3的預(yù)期，即從貨幣投機性需求角度來看，數(shù)字金融對于家庭儲蓄存款作為貨幣需求指標(biāo)的影響是否更小。

由于本部分我們需要檢驗家庭儲蓄存款是否更加適合作為貨幣需求指標(biāo)，因此我們同樣利用前文中式(4)～式(6)進行回歸分析，僅將其中的被解釋變量替換為城鄉(xiāng)居民儲蓄存款余額，其余變量定義不變。如果假說3 成立，我們預(yù)期：第一，相對于其他層次的貨幣需求函數(shù)，家庭儲蓄存款層次的貨幣需求函數(shù)關(guān)于數(shù)字金融的區(qū)間分段數(shù)應(yīng)當(dāng)較??；第二，家庭儲蓄存款層次的貨幣需求函數(shù)中收入彈性系數(shù)較不顯著而利率彈性系數(shù)十分顯著；第三，家庭儲蓄存款層次的貨幣需求函數(shù)中數(shù)字金融與收入的交叉項系數(shù)并不顯著，而數(shù)字金融與利率的交叉項系數(shù)顯著為負。

（二）變量定義與數(shù)據(jù)來源

1. 實際收入水平(Y)。貨幣需求理論中的實際收入有三種指標(biāo)選擇方法：當(dāng)期收入、預(yù)期收入和永久收入。預(yù)期收入的計算通常依據(jù)理性預(yù)期理論，但由于理性預(yù)期是基于“合適理論”而對未來的預(yù)測，因而結(jié)果對理論選擇具有很強的敏感性。相對而言，永久收入既與貨幣需求函數(shù)理論邏輯更契合，計算方法又具有更廣泛的適用性。弗里德曼認(rèn)為，貨幣需求取決于財富而非僅是當(dāng)前的收入水平，而財富可用永久收入水平表示，即收入的長期平均預(yù)期值。考慮到弗里德曼貨幣需求計算公式的本質(zhì)是認(rèn)為永久收入取決于過去收入的加權(quán)平均值，因而我們直接利用自回歸移動平均(ARMA)模型來測算這一指標(biāo)。其中，當(dāng)期收入用實際GDP 水平表示。

2. 名義利率(R)。貨幣需求函數(shù)中用的是名義利率而非真實利率，原因是貨幣投機需求是經(jīng)濟主體在貨幣與非貨幣兩種金融資產(chǎn)收益率之間的權(quán)衡。對于不同的金融資產(chǎn)而言，同時用其名義收益率或真實收益率對于投資組合最優(yōu)決策是完全等價的①貨幣需求函數(shù)中的貨幣資產(chǎn)的名義收益率為0，所以，其他金融資產(chǎn)的名義收益率水平，即是貨幣與非貨幣金融資產(chǎn)的真實收益率水平差異。。不過，不同于理論，在我國，除了M0 外，M1 和M2 都是支付利息的。由于基準(zhǔn)存款利率即是M1 和M2 的無風(fēng)險收益率，因而直接用存款利率作為貨幣需求函數(shù)中的利率顯然不合適，貨幣需求函數(shù)中利率的選擇，需要尋找微觀主體能夠方便進行投資組合選擇的貨幣替代品資產(chǎn)收益率。為此，我們選擇市場化的且一般家庭均可納入投資組合選項的國債收益率②經(jīng)過測算，股票收益率不是一個好的指標(biāo)，原因可能在于我國股票市場投機引起的波動性太強。作為真實利率的指標(biāo)變量。同時，考慮到金融市場仍具有較強的分割性，我們也選擇了居民消費價格指數(shù)(CPI)作為貨幣需求函數(shù)中的利率指標(biāo)。這一指標(biāo)在相當(dāng)廣泛的程度上反映了持幣成本，也是一些關(guān)于發(fā)展中國家貨幣需求函數(shù)研究中經(jīng)常選用的指標(biāo)(Liu，2017)。

3. 數(shù)字金融發(fā)展(inf)。參考黃益平等(2018)對于數(shù)字金融的定義，部分學(xué)者選擇將北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心發(fā)布的中國數(shù)字金融普惠發(fā)展指數(shù)作為數(shù)字金融發(fā)展的指標(biāo)變量(謝絢麗等，2018；邱晗等，2018)。然而，這一指標(biāo)對于中國數(shù)字金融的發(fā)展測度雖然具有較高的準(zhǔn)確性，但由于該指標(biāo)的時間跨度較短且時間頻率為年度，與本文的研究樣本存在較大差異，因此我們不得不尋找其他的指標(biāo)變量來對中國的數(shù)字金融發(fā)展進行測度?！皵?shù)字金融”這一概念與中國人民銀行等十部委定義的“互聯(lián)網(wǎng)金融”并無較大差異，二者之間的細微差別可以近似忽略不計(黃益平等，2018)?；ヂ?lián)網(wǎng)金融則主要包括三種業(yè)務(wù)模式：移動支付、互聯(lián)網(wǎng)金融理財產(chǎn)品與網(wǎng)絡(luò)信貸(王健輝等，2015)，考慮到在當(dāng)今環(huán)境下，后兩者的發(fā)展都出現(xiàn)了一些諸如資金空轉(zhuǎn)套利和違約風(fēng)險等問題，因此互聯(lián)網(wǎng)金融功能主要體現(xiàn)在便利支付方面，且這一判斷得到了統(tǒng)計數(shù)據(jù)的支持③Wind 資訊的數(shù)據(jù)顯示，截至2018 年底，中國第三方支付的市場規(guī)模遠大于其余二者。。故此，我們最終決定選擇第三方支付作為數(shù)字金融的指標(biāo)變量，數(shù)據(jù)來自Wind 數(shù)據(jù)庫中第三方支付市場規(guī)模。不過，這一數(shù)據(jù)始自2007 年，對于缺失的2005—2006 年的數(shù)據(jù)，我們利用后向趨勢修正移動平均法補齊。由于2005 年前數(shù)字金融發(fā)展非常緩慢且規(guī)模很小，故將2005 年之前的數(shù)字金融發(fā)展數(shù)據(jù)均設(shè)定為0。

4. 貨幣需求量(dM )。在考慮剔除供給因素影響的條件下，我們采用常見的M0、M1 和M2 三個貨幣存量劃分層次。此外，由于現(xiàn)實中觀測到的貨幣量是供需共同決定的結(jié)果，但貨幣需求函數(shù)要求的貨幣存量僅指需求行為決定的部分，因此需要將供給引起的貨幣觀測值變動因素予以剔除。由于央行是影響貨幣供給的最重要機構(gòu)，且通常采取綜合平滑和前瞻性經(jīng)濟發(fā)展預(yù)期來相機抉擇制定貨幣政策的政策操作規(guī)則，因此可以認(rèn)為，貨幣供給行為主要取決于過去與未來經(jīng)濟發(fā)展趨勢綜合狀況，故我們采取控制宏觀經(jīng)濟景氣先行指數(shù)(bi)前后三期平均值的方式剔除供給因素的影響。

5. 利率市場化改革(RM)。已有的研究關(guān)于利率市場化改革指標(biāo)的選取主要有三種方法：一是虛擬變量法。這一方法是利用重要政策指令出臺劃分時間區(qū)段來設(shè)置虛擬變量(張宗益等，2012；尹雷等，2016)，但不同研究給出的時間區(qū)段劃分并不相同。二是直接選取基準(zhǔn)存貸款利率水平作為指標(biāo)。一些研究認(rèn)為，央行的存貸款基準(zhǔn)利率在一定程度上包含了利率市場化的信息，故可將處理后的基準(zhǔn)貸款利率直接作為利率市場化程度的指標(biāo)(張孝巖等，2010)。三是構(gòu)造加權(quán)平均指標(biāo)。例如，彭建剛等(2016)選取了12 項利率組成的利率市場化水平的指標(biāo)體系，并對其進行賦值和加權(quán)，從而得到中國利率市場化指數(shù)?？梢?，利率市場化改革指標(biāo)選取在實踐中存在較大爭議。一個有效利率市場化指標(biāo)的選取，無疑應(yīng)當(dāng)是這一指標(biāo)能夠較好地反映出市場資金供需由利率決定的程度。據(jù)此，我們構(gòu)造了如下的新的利率市場化指標(biāo)：將金融機構(gòu)各項貸款余額(L)關(guān)于產(chǎn)出和利率進行回歸，取“殘差的絕對值(u－u 的平均值)與貸款余額絕對值(L－L 的平均值)之比”作為利率市場化程度的指標(biāo)。這一計算方法背后的邏輯是，在信貸配給條件下，當(dāng)控制貸款需求因素后，利率市場化水平越高，貸款總波動中由貸款供給引起的波動占比越高①在信貸配給的條件下，利率市場化程度越高，均衡貸款量的波動越由供給變動引起。因為從基本的信貸供需曲線的簡單比較靜態(tài)分析可知，如果利率沒有市場化，那么均衡的貸款供給是常數(shù)，實際測算到的貸款量的變化都是由需求變化引起的。。由于此處的利率需要反映信貸市場的利率水平，故我們選取了6 個月的短期貸款利率。

6. 銀行理財產(chǎn)品發(fā)展水平(FP)。關(guān)于這一變量的測度通常選用兩種指標(biāo)，一種是銀行理財產(chǎn)品規(guī)模，另一種是銀行理財產(chǎn)品預(yù)期收益率(昌忠澤等，2018)，也有部分學(xué)者利用銀行理財產(chǎn)品預(yù)期收益率與存款基準(zhǔn)利率之差作為指標(biāo)變量(項后軍等，2017)。從本文的具體研究問題來看，銀行理財產(chǎn)品發(fā)展主要是影響了人們的持幣成本，從而為人們的資產(chǎn)投資組合提供了一種有競爭力的選擇。據(jù)此，我們決定采用6 個月銀行理財產(chǎn)品預(yù)期收益率作為理財產(chǎn)品發(fā)展水平的指標(biāo)變量。需要說明的是，6 個月銀行理財產(chǎn)品預(yù)期收益率這一數(shù)據(jù)的樣本時段為2004—2018 年，同時考慮到中國的銀行理財產(chǎn)品從2005 年起才正式形成了多樣化、競爭性的格局并持續(xù)快速發(fā)展(陳良凱等，2014；項后軍等，2017)，因此我們將2004 年之前的這一指標(biāo)數(shù)據(jù)通過平滑移動平均法進行補齊。在對這一指標(biāo)數(shù)據(jù)進行了初步的描述性統(tǒng)計分析后，我們發(fā)現(xiàn)2007 年這一指標(biāo)出現(xiàn)了一次爆發(fā)性的增長，這與劉毓(2008)在其研究中曾指出的2007 年是人民幣理財產(chǎn)品的一個爆發(fā)期相一致，因此2007 年的數(shù)據(jù)相對于總體樣本而言可視為異常值，為避免異常值對本文研究造成偏誤影響，我們將這一年的樣本數(shù)據(jù)剔除并使用平滑移動平均法進行補齊。

文中樣本數(shù)據(jù)均為季度頻率的時間序列數(shù)據(jù)，樣本時段為2000 年第一季度至2018 年第二季度。其中，GDP 和貨幣存量等宏觀數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局和中國人民銀行，第三方支付來自Wind 資訊，部分月度和周度頻率的數(shù)據(jù)通過加權(quán)平均的方式轉(zhuǎn)化為季度頻率，相關(guān)變量數(shù)據(jù)均進行了季節(jié)調(diào)整，部分缺失數(shù)據(jù)采用平滑移動平均法予以補齊。

四、實證結(jié)果

（一）基準(zhǔn)模型實證結(jié)果

表1 給出了基于式(4)的基準(zhǔn)模型估計結(jié)果，可以得到以下結(jié)論。

第一，無論哪一種情形，數(shù)字金融發(fā)展都會導(dǎo)致貨幣需求函數(shù)的明顯區(qū)間分段，即貨幣需求函數(shù)的全局不穩(wěn)定性，但在時間維度上仍是可識別的。從表1 看，無論貨幣需求函數(shù)變量與利率變量具體選擇哪一種指標(biāo)，估計結(jié)果均表明，數(shù)字金融發(fā)展對于貨幣需求函數(shù)的影響可被顯著地分為若干個不同的區(qū)段，即在數(shù)字金融發(fā)展的不同階段，貨幣需求函數(shù)有著不同的函數(shù)形式。這說明數(shù)字金融發(fā)展從總體上對貨幣需求函數(shù)的穩(wěn)定性產(chǎn)生了突變性的影響。制度變遷與技術(shù)沖擊歷來是引起貨幣需求函數(shù)不穩(wěn)定的最重要的兩個誘因，其背后的機理是，制度變遷與技術(shù)沖擊會引起金融市場機構(gòu)準(zhǔn)入、金融新產(chǎn)品開發(fā)、金融市場定價和金融交易技術(shù)的結(jié)構(gòu)性變化，從而引起家庭與企業(yè)貨幣需求決策行為的變化。雖然表1 中的實證結(jié)果并未給出關(guān)于中國需求函數(shù)不穩(wěn)定的經(jīng)濟動因，但是按照上述邏輯并結(jié)合近些年來數(shù)字金融在中國的發(fā)展變化現(xiàn)實，可以得到一些啟發(fā)。數(shù)字金融是近幾年來中國金融市場所面臨的最重要的技術(shù)沖擊，通過移動支付功能，數(shù)字金融改變了M1 和M2 的流動性，并創(chuàng)造了余額寶等形式的金融產(chǎn)品，促使傳統(tǒng)銀行等金融機構(gòu)不斷采取新的交易支付技術(shù)與開發(fā)新的產(chǎn)品，從而引起微觀主體貨幣需求行為的變化，進而引起內(nèi)部貨幣存量決定形式的變化。不過，表1 的實證結(jié)果給我們的另一個重要啟示是：雖然數(shù)字金融發(fā)展引起了貨幣需求函數(shù)的全局不穩(wěn)定性，但是這種不穩(wěn)定性是分時段的，也就是說，貨幣需求函數(shù)仍在時間維度上是可以識別的。這可能主要與中國對金融產(chǎn)品創(chuàng)新管制仍較嚴(yán)格有關(guān)。同時，這一結(jié)論也為數(shù)量式貨幣政策，尤其是盯住社會流動性規(guī)模或貨幣量的貨幣政策的有效性提供了證據(jù)支持。

第二，雖然數(shù)字金融發(fā)展對M0、M1 和M2 關(guān)于收入均表現(xiàn)出一定程度的邊際不穩(wěn)定性，但這種影響的顯著性隨著貨幣需求度量尺度的不同而顯著改變，且隨數(shù)字金融發(fā)展水平不同而不同。從表1 看，無論是選擇哪一種利率指標(biāo)，對于M0、M1 和M2，交叉項inf*lnY 關(guān)于M0 在三個數(shù)字金融發(fā)展區(qū)段上都是顯著為負的，但是對M1的影響是僅在前兩個區(qū)段顯著為負，而對M2 在三個區(qū)段上影響均不顯著。且無論對于M1 還是M2，隨著區(qū)段的升高即數(shù)字金融發(fā)展水平的提高，inf*lnY 的系數(shù)絕對值都逐步減小。這表明，數(shù)字金融發(fā)展總體上顯著減少了傳統(tǒng)貨幣的交易需求量，但是這種影響是邊際遞減的。對此，可以從當(dāng)前中國數(shù)字金融的主要功能方面獲得一定程度的解釋。總的來看，雖然數(shù)字金融發(fā)展具有支付與交易的便利性、增加市場中金融產(chǎn)品以及解決借貸雙方的信息不對稱等三種功能，但就目前而言，中國的數(shù)字金融發(fā)展主要體現(xiàn)在支付與交易的便利性方面，后二者的發(fā)展要么大多是利用金融市場的分割性而在金融市場內(nèi)部空轉(zhuǎn)套利，要么無法有效防止違約問題而產(chǎn)生許多金融風(fēng)險。以移動支付為代表的數(shù)字金融發(fā)展，大大降低了支付過程中的成本及不同貨幣層次(例如活期存款與現(xiàn)金)之間實現(xiàn)資產(chǎn)轉(zhuǎn)換的成本，因此數(shù)字金融的發(fā)展顯著降低了對貨幣的交易性需求，但與任何新的技術(shù)或投入一樣，這種沖擊具有邊際遞減的特征，即隨著數(shù)字金融發(fā)展水平提高而遞減的特征。同時，由于M0、M1 和M2 與貨幣交易需求的相關(guān)度依次遞減，因而數(shù)字金融發(fā)展對其關(guān)于收入彈性的邊際影響也就具有了邊際遞減的特征。

第三，對M0、M1 和M2 而言，數(shù)字金融發(fā)展僅對M2 關(guān)于利率的邊際不穩(wěn)定性產(chǎn)生影響，且這種影響隨數(shù)字金融的發(fā)展而有所增強，但對M0 和M1 的影響均不顯著。表1 的結(jié)果顯示，只有在以CPI 為利率的指標(biāo)變量且被解釋變量為M2 時，inf*R 的系數(shù)才為負且較為顯著，系數(shù)絕對值也隨區(qū)段的升高有所上升。當(dāng)被解釋變量為M0 和M1 時，inf*R 的系數(shù)符號始終與理論預(yù)期不符且完全不顯著。這說明數(shù)字金融的發(fā)展對貨幣的投機或投資需求總體影響不大，但影響力確實有所增強。究其原因，這可能與當(dāng)前數(shù)字金融的主要功能以及不同層次貨幣的經(jīng)濟含義不同有關(guān)。如前所述，近些年來我國數(shù)字金融的發(fā)展作用主要體現(xiàn)在使得交易需求更加方便，但由于包括數(shù)字金融的各種理財產(chǎn)品和網(wǎng)貸存在一些問題，規(guī)模也相對很小，因而數(shù)字金融發(fā)展對于微觀主體的投資組合決策實際影響仍不大。從M0、M1 和M2 的構(gòu)成來看，M0 主要是銀行體系外的現(xiàn)金，它主要用于日常支付需要；M1 則包括M0 及企業(yè)等機構(gòu)持有的活期存款；M2 則包括M1 以及家庭的活定期儲蓄存款、證券保證金和企業(yè)單位的長期存款。顯然，只有M2 中的家庭部門儲蓄存款和證券保證金，才是與投資組合最密切相關(guān)的貨幣存量部分，M1 的變化主要取決于企業(yè)微觀層面生產(chǎn)經(jīng)營的活躍度。因此，隨著數(shù)字金融的發(fā)展，當(dāng)其理財功能增強時，M2 所受影響也就會逐步增強。

第四，從刻畫投機性貨幣需求的角度來看，M2 是一個更好的貨幣需求度量指標(biāo)，且通脹率比國債利率更能反映持幣的機會成本。表1 中的回歸結(jié)果顯示，若以M0、M1來度量貨幣需求存量，當(dāng)選擇國債利率作為利率指標(biāo)時，利率R 的系數(shù)要么不顯著，要么顯著但為正，這與投機性貨幣需求理論預(yù)期完全不同。即便選擇通脹率CPI 作為利率的代理變量，R 的系數(shù)也未出現(xiàn)顯著為負的情形。關(guān)于其中的原因，我們認(rèn)為可以從如下角度尋求解釋：M0 主要與交易需求有關(guān)，因而此種情況下R 的系數(shù)不顯著是可以預(yù)期的。M1 則主要與企業(yè)的經(jīng)營活躍度或經(jīng)濟的整體活力有關(guān)，導(dǎo)致其變動的原因主要是經(jīng)濟繁榮度而非利率。在經(jīng)濟繁榮時期，企業(yè)生產(chǎn)與交易活躍，M1 增長的同時通脹率也會提高。另外，按照金融內(nèi)生不穩(wěn)定性理論，此時銀行等金融機構(gòu)更偏好于企業(yè)放貸而減少國債購買，因而國債發(fā)行利率會提高?？梢?，無論選擇國債利率還是CPI，關(guān)于M1 的回歸結(jié)果都有可能表現(xiàn)為貨幣與利率的顯著正相關(guān)。相對而言，M2由于包含了企業(yè)單位長期存款和家庭儲蓄存款，二者都可能與利率負相關(guān)，但原因有異。對于前者，企業(yè)長期存款的增加往往是逆周期的，在經(jīng)濟低迷時期，銀行等金融機構(gòu)出于企業(yè)資產(chǎn)負債表風(fēng)險重估考慮，會偏好于持有無風(fēng)險的國債而導(dǎo)致國債利率降

低，而由于經(jīng)濟增速減緩，此時CPI 也處于低位。對于后者，國債尤其是通脹率CPI 都是家庭部門的持幣成本。于是總體來看，回歸結(jié)果表現(xiàn)為M2 和利率呈反向關(guān)系。可見，無論從統(tǒng)計結(jié)果的相關(guān)性特征還是經(jīng)濟含義來看，M2 和通脹率分別是與貨幣需求函數(shù)內(nèi)涵契合度更高的貨幣需求和利率指標(biāo)。

表1 基準(zhǔn)模型實證結(jié)果

（二）金融結(jié)構(gòu)變遷實證結(jié)果

表2 和表3 分別給出了式(5)、式(6)的實證結(jié)果①限于篇幅，此處省略了數(shù)字金融各區(qū)段的實證結(jié)果，備索。，由表中結(jié)果我們可以得到如下結(jié)論。

第一，在分離銀行理財產(chǎn)品與數(shù)字金融的交叉影響后，以數(shù)字金融發(fā)展水平分段的貨幣需求函數(shù)的區(qū)間分段明顯減少，這支持了假說2 的結(jié)論。說明從總體上來看，如果我們控制銀行理財產(chǎn)品的影響，那么，貨幣需求函數(shù)因數(shù)字金融發(fā)展而出現(xiàn)突變式函數(shù)形式變遷的可能性將顯著減小，因而數(shù)字金融對貨幣需求函數(shù)穩(wěn)定性的影響，確實是與銀行理財產(chǎn)品相互交織的。要清楚地識別數(shù)字金融的作用，必須將銀行理財產(chǎn)品的影響加以剔除。

表2 控制利率市場化后的實證結(jié)果

第二，銀行理財產(chǎn)品的發(fā)展，主要是通過改變數(shù)字金融對投機性貨幣需求的影響來實現(xiàn)的，而對交易需求的影響不大。由表3 及備索內(nèi)容可知，首先，與基準(zhǔn)模型相比，在控制銀行理財產(chǎn)品的影響后，貨幣需求關(guān)于收入的彈性變化幅度為2.7%至6.4%，說明銀行理財產(chǎn)品對貨幣交易需求影響不大，這一點與貨幣交易需求主要與收入及交易技術(shù)相關(guān)的理論相吻合。但是與交易需求不同的是，在大多數(shù)的區(qū)間段，與基準(zhǔn)模型的結(jié)果相比，在控制FP 和FP*inf 后，inf*R 的系數(shù)絕對值顯著變小，且減小幅度大多超過20%。這表明，在將銀行理財產(chǎn)品對貨幣需求的直接作用或通過數(shù)字金融的間接作用加以剔除后，數(shù)字金融對于貨幣投機性需求的影響顯著變小，說明銀行理財產(chǎn)品的發(fā)展，顯著地改變了數(shù)字金融對投機性貨幣需求的影響。這一結(jié)論與銀行理財產(chǎn)品為家庭部門的金融資產(chǎn)投資組合提供了更多選擇的預(yù)期相一致。

第三，利率市場化改革因素控制與否，并未對貨幣的利率彈性產(chǎn)生顯著的影響，這與理論預(yù)期不一致。根據(jù)表2，RM 和inf 的交叉項在任何情形下均不顯著，說明利率市場化改革并未對數(shù)字金融影響貨幣需求函數(shù)的效果產(chǎn)生明顯的影響。同時實證結(jié)果還顯示，單獨的RM 變量的系數(shù)也是不顯著的，說明利率市場化改革無論是通過直接效應(yīng)還是間接效應(yīng)，均未對貨幣需求函數(shù)產(chǎn)生明顯影響，這與通常的理論預(yù)期不一致。分析產(chǎn)生這一結(jié)果的原因，一種可能的解釋是：中國在實行利率市場化的過程中，對金融產(chǎn)品的創(chuàng)新和金融機構(gòu)的準(zhǔn)入仍實行較嚴(yán)格的管制，因此金融市場仍是一個壟斷性較強的市場，金融產(chǎn)品種類較少，金融產(chǎn)品的豐富度還不足以滿足均衡的無套利風(fēng)險定價的要求，從而對家庭部門投資組合變動影響不大。

表3 控制銀行理財產(chǎn)品后的實證結(jié)果

（三）貨幣存量內(nèi)部結(jié)構(gòu)剖分實證結(jié)果

表4 給出了各種情況下家庭儲蓄存款的估計結(jié)果①限于篇幅，此處省略了數(shù)字金融各區(qū)段的實證結(jié)果，備索。。由表4 可知：第一，與其他任何情形相比，貨幣需求函數(shù)按數(shù)字金融區(qū)間分段的數(shù)目顯著減少，說明家庭部門的投機性貨幣需求受數(shù)字金融的發(fā)展影響較小并具有更強的穩(wěn)定性，這支持了假說3 的判斷。根據(jù)表4，無論在哪一種利率指標(biāo)條件下，與前面的實證結(jié)果相比，數(shù)字金融發(fā)展引起的貨幣需求函數(shù)分段數(shù)目均顯著減少，大多由原先的3 段減少至2 段，最大縮減幅度達50%，說明相對于傳統(tǒng)的貨幣存量指標(biāo)，數(shù)字金融對于家庭部門儲蓄存款的影響更為平滑。對此結(jié)果，一個可能的解釋是：雖然對于金融市場而言數(shù)字金融是一種新的技術(shù)性沖擊，但是家庭關(guān)于數(shù)字金融發(fā)展在儲蓄投資組合分配反應(yīng)上是相對平滑的，這可能與人們的風(fēng)險偏好選擇有關(guān)，也可能與人們金融投資習(xí)慣的改變具有制度滯后性有關(guān)。第二，家庭儲蓄存款是一個更適合刻畫貨幣投機性需求函數(shù)的指標(biāo)。在以家庭儲蓄存款作為貨幣投機性需求代理變量的回歸結(jié)果中，R 前面的系數(shù)在不同的數(shù)字金融區(qū)間分段條件下，幾乎均為負且大多十分顯著，這與貨幣投機性需求函數(shù)理論更為吻合。這表明從刻畫投機性貨幣需求的角度來看家庭儲蓄存款是一個更有效的指標(biāo)，這也與假說3 的判斷相一致。第三，數(shù)字金融發(fā)展顯著地改變了貨幣需求關(guān)于利率的邊際效應(yīng)。表4 中的結(jié)果顯示，無論使用哪種利率指標(biāo)，inf*R 的系數(shù)均是顯著為負的，而且相對于前面其他情況下的回歸結(jié)果，這個系數(shù)在大多數(shù)區(qū)間范圍內(nèi)更為顯著且絕對值更大，說明數(shù)字金融發(fā)展確實對貨幣需求利率彈性產(chǎn)生了較大的影響。也就是說，從貨幣投機性需求的角度來看，或許數(shù)字金融發(fā)展并未對其產(chǎn)生結(jié)構(gòu)突變性的影響，但是數(shù)字金融發(fā)展則改變了貨幣需求關(guān)于利率的邊際效應(yīng)，家庭部門也會因數(shù)字金融發(fā)展而對投資資產(chǎn)組合進行平滑的邊際調(diào)整。

表4 家庭儲蓄存款的實證結(jié)果

五、結(jié)論與政策含義

第一，數(shù)字金融發(fā)展導(dǎo)致了貨幣需求函數(shù)的全局不穩(wěn)定性，但在時間維度上仍是可識別的。實證結(jié)果顯示，數(shù)字金融發(fā)展對貨幣需求函數(shù)產(chǎn)生了突變性的全局不穩(wěn)定重大影響。這說明數(shù)字金融深刻而全面地改變了微觀經(jīng)濟主體的持幣行為，以及經(jīng)濟中的支付和交易方式。基于傳統(tǒng)貨幣功能劃分的現(xiàn)有貨幣不同層次統(tǒng)計量指標(biāo)，在經(jīng)濟中所承擔(dān)的功能已有了重大變化，因而不宜用傳統(tǒng)的功能差異性視角來看待M0、M1 和M2 的層次劃分。不過，實證結(jié)果同時顯示，如果僅從時間維度上來看，貨幣需求函數(shù)仍然可以根據(jù)數(shù)字金融發(fā)展水平的高低而在時間上進行分段，因而貨幣需求函數(shù)在不同時段的時間維度上仍是可識別的。

第二，數(shù)字金融發(fā)展也帶來了貨幣需求函數(shù)的邊際不穩(wěn)定性，但這種不穩(wěn)定性對于不同貨幣需求層次劃分以及收入和利率具有相當(dāng)強的敏感性。首先，估計結(jié)果顯示，數(shù)字金融發(fā)展主要影響了M0 和M2，但對M1 的影響不顯著。對此差異可以從M0 主要反映交易需求及M2 主要反映投機需求角度得到解釋。其次，數(shù)字金融對收入彈性的影響要遠大于對利率彈性的影響。其背后的原因可能是，當(dāng)前數(shù)字金融的發(fā)展主要是深刻改變了交易支付方式，但數(shù)字金融產(chǎn)品規(guī)模較小，仍未對人們的投資組合選擇決策產(chǎn)生根本影響。

第三，數(shù)字金融對貨幣需求函數(shù)穩(wěn)定性的影響是與其他金融創(chuàng)新形式交織在一起的，但剔除其他金融創(chuàng)新的影響并未改變對數(shù)字金融作用的基本判斷。本文逐步回歸估計結(jié)果表明，雖然在將其他金融創(chuàng)新形式的作用剔除后數(shù)字金融對貨幣需求函數(shù)穩(wěn)定性的影響有明顯降低，但是數(shù)字金融的單獨作用仍會導(dǎo)致貨幣需求函數(shù)的全局性與邊際性的不穩(wěn)定。其中，數(shù)字金融對M0 邊際穩(wěn)定性的影響幾乎未有顯著變化，但對M2 邊際穩(wěn)定性的影響顯著減小。這可能與數(shù)字金融主要改變的是貨幣的交易需求，而數(shù)字金融理財產(chǎn)品占比相對較小，故對貨幣投機需求影響也相對較小有關(guān)。

第四，對貨幣需求層次內(nèi)部結(jié)構(gòu)剖分表明，數(shù)字金融對于家庭部門貨幣需求穩(wěn)定性有著顯著的影響，但對企業(yè)部門的影響不顯著。這可能主要是因為家庭部門與企業(yè)部門的貨幣需求行為不同，企業(yè)部門主要取決于經(jīng)濟的活躍度而家庭部門則更重視投資組合的收益率最大化。同時，比較數(shù)字金融對M0、M1 和M2 的收入彈性穩(wěn)定性的估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，數(shù)字金融對于家庭部門交易性貨幣需求穩(wěn)定性同樣有著顯著的影響，這與移動支付等交易形式創(chuàng)新有關(guān)。

最后，本文研究有著重要的政策啟示。當(dāng)前，貨幣量和社會融資規(guī)模等仍是央行宏觀調(diào)控流動性的最重要中介指標(biāo)。本文的研究結(jié)果表明，隨著數(shù)字金融等金融創(chuàng)新形式的發(fā)展，貨幣需求函數(shù)將會變得越來越不穩(wěn)定和難以預(yù)測，貨幣量的變動與其他宏觀經(jīng)濟變量之間的關(guān)系也會變得不穩(wěn)定。因此，大力推進金融社會基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，全面有序推進金融市場化改革，構(gòu)建有效的貨幣政策利率傳導(dǎo)走廊和利率傳導(dǎo)機制，逐漸將利率作為貨幣政策中介目標(biāo)，對于創(chuàng)新貨幣政策宏觀調(diào)控方式和提高貨幣政策的宏觀調(diào)控效果具有非常重要的意義。