非現(xiàn)金支付對流通中現(xiàn)金的替代效應(yīng)分析

張培良，劉方濤

(1.首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 城市經(jīng)濟(jì)與公共管理學(xué)院，北京 100070；2.泰康保險集團(tuán)，北京 100031)

一、問題提出

近年來，隨著信息技術(shù)和金融科技的快速發(fā)展，各類非現(xiàn)金支付工具不斷涌現(xiàn)并迅速融入居民日常生活當(dāng)中。特別是在2013年以來，隨著以支付寶和微信支付為代表的移動支付工具的出現(xiàn)、發(fā)展和普及，非現(xiàn)金支付對社會經(jīng)濟(jì)中的現(xiàn)金使用呈現(xiàn)出明顯的替代作用。

一般而言，非現(xiàn)金支付是指使用除紙幣和硬幣外的銀行卡、各類票據(jù)以及移動支付終端進(jìn)行的支付行為。非現(xiàn)金支付對現(xiàn)金的替代可以產(chǎn)生兩方面的影響。一方面，非現(xiàn)金支付方便了人們生活中日常消費支付，尤其是提升了小額支付的效率，解決了現(xiàn)金存儲和易丟失等問題。另一方面，非現(xiàn)金支付工具的發(fā)展通過放大貨幣乘數(shù)、提高貨幣流通速度、派生額外流動性等渠道改變了原有的貨幣供求規(guī)律和貨幣政策傳導(dǎo)途徑。非現(xiàn)金支付已經(jīng)深度滲透至中國的金融領(lǐng)域，并且其影響日益增大。

深入研究非現(xiàn)金支付對金融體系運行影響，其中，研究非現(xiàn)金支付對流通中現(xiàn)金的替代規(guī)律是基礎(chǔ)和關(guān)鍵。目前關(guān)于非現(xiàn)金支付對流通中現(xiàn)金影響的認(rèn)識僅停留在理論和定性分析層面，相關(guān)的實證研究仍較為缺乏。本文將基于經(jīng)典的現(xiàn)金需求理論，建立研究非現(xiàn)金支付對現(xiàn)金替代的實證分析模型，從總量替代和增量替代兩個層面對非現(xiàn)金支付對現(xiàn)金支付的替代效應(yīng)進(jìn)行實證研究，為相關(guān)政策的制定提供有效的經(jīng)驗參考。

二、理論梳理和文獻(xiàn)回顧

非現(xiàn)金支付對現(xiàn)金替代效應(yīng)的理論基礎(chǔ)是貨幣需求理論，非現(xiàn)金支付可以看作是傳統(tǒng)貨幣需求影響因素的補(bǔ)充。因此，本文的文獻(xiàn)綜述分為兩個部分，一是對經(jīng)典的貨幣需求理論進(jìn)行梳理，二是對近期的相關(guān)研究進(jìn)行回顧。

(一)貨幣需求經(jīng)典理論梳理

貨幣是充當(dāng)一般等價物的特殊商品，具有交換媒介、價值標(biāo)準(zhǔn)、延期支付標(biāo)準(zhǔn)、價值儲藏、世界貨幣等職能。隨著理論創(chuàng)新的不斷發(fā)展，貨幣需求理論經(jīng)歷了古典理論、數(shù)量化理論、凱恩斯理論和后凱恩斯理論四個階段。古典理論認(rèn)為產(chǎn)品市場是連續(xù)均衡的，經(jīng)濟(jì)處于充分就業(yè)狀態(tài)。在這樣的一種環(huán)境下，貨幣的職能非常簡單，貨幣僅僅充當(dāng)價值尺度角色，度量商品的價格和價值，但商品的真實價值并不受貨幣價值尺度的影響。杰文斯(Jevons，1875)認(rèn)為，貨幣使用也促進(jìn)了商品的交易(交易媒介)，但是貨幣并不決定商品的相對價格、真實利率、市場均衡下的商品數(shù)量和真實財富[1]。因此，貨幣是中性的，對實體經(jīng)濟(jì)并無多大的影響。此后，以瓦爾拉斯一般均衡為基礎(chǔ)，貨幣數(shù)量論得到發(fā)展。費雪(Fisher，1911)認(rèn)為貨幣流通速度是由制度因素決定的，它取決于消費者的支付習(xí)慣、信用發(fā)達(dá)程度、運輸與通訊條件等，并假設(shè)國民收入和就業(yè)水平在短期內(nèi)穩(wěn)定不變，影響貨幣供應(yīng)量變化的是物價及名義國民收入[2]。上述貨幣需求理論均沒有考慮利率在貨幣需求方面的關(guān)鍵作用，即缺乏微觀基礎(chǔ)。對此，凱恩斯(Keynes，1936)繼承和發(fā)展了馬歇爾等人關(guān)于貨幣需求動機(jī)的研究方法，并在此結(jié)構(gòu)下探討貨幣需求量的決定因素，將貨幣需求分解為交易需求、預(yù)防需求和投機(jī)需求三種動機(jī)，并指出決定三種需求的因素包括總產(chǎn)出和利率水平[3]。

此后，學(xué)者們對凱恩斯貨幣需求理論進(jìn)行了拓展或者建立了全新的理論，形成內(nèi)容豐富的現(xiàn)代貨幣理論體系。后凱恩斯理論貨幣需求模型主要基于貨幣的交易媒介和價值儲存功能，主要包括存貨理論、預(yù)防性貨幣需求、貨幣資產(chǎn)模型和消費者需求理論。存貨理論模型由鮑莫爾(Baumol，1952)和托賓(Tobin，1956)提出，將貨幣當(dāng)作一種用于交易目的的存貨[4-5]。預(yù)防性貨幣需求模型也是基于交易動機(jī)，人們持有貨幣是因為人們對于他們將要支付數(shù)量的不確定性而為。在這種框架下，一個人持有的貨幣量越多，便更少承擔(dān)流動性不足的成本，但是他放棄的利息收入也越多。因此，決策者不得不平衡利息成本和流動性不足的成本從而決定最優(yōu)的貨幣持有量[6]。基于消費者需求的理論模型由弗里德曼(Friedman，1956)和巴奈特(Barnett，1992)提出，將貨幣納入消費者商品需求的框架下進(jìn)行分析，認(rèn)為人們持有貨幣是可以從中得到效用[7-8]。

綜合來看，貨幣需求理論經(jīng)歷長期的演變，形成了較為完善的分析框架，但是近年來出現(xiàn)的影響貨幣需求的眾多新因素可能對現(xiàn)有的貨幣需求框架形成沖擊，需要進(jìn)一步研究和完善相關(guān)理論，本文的研究可以為貨幣需求理論的完善提供實證參考。

(二)相關(guān)文獻(xiàn)回顧

中國學(xué)者針對貨幣需求的影響因素和非現(xiàn)金支付進(jìn)行了一定的研究。從貨幣需求影響因素來看，除產(chǎn)出和利率等傳統(tǒng)因素外，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從匯率、股票收益率以及經(jīng)濟(jì)體制等方面進(jìn)行了實證研究。在匯率方面，萬曉莉等(2010)在開放經(jīng)濟(jì)下發(fā)現(xiàn)，在考慮匯率和外部因素的情況下，中國在長期才具有穩(wěn)定的貨幣需求函數(shù)，雖然中國資本賬戶還未完全放開，但人民幣的貶值(升值)預(yù)期將顯著減少(增加)居民和企業(yè)對人民幣的需求[9]。易行健和楊碧云(2010)檢驗了人民幣升值對貨幣需求的影響，結(jié)論顯示人民幣預(yù)期升值率的上升將通過貨幣提現(xiàn)效應(yīng)與資本流動效應(yīng)顯著增加中國微觀經(jīng)濟(jì)主體對狹義貨幣(M1)與廣義貨幣(M2)的持有需求[10]。黃桂田和何石軍(2011)認(rèn)為利率和匯率管制降低了持幣成本，直接增加了貨幣需求，其導(dǎo)致的投資和對外經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)扭曲則間接地增加了貨幣需求，中國的貨幣高速增長就是為了滿足超額貨幣需求所致[11]。在股票收益率方面，伍戈(2009)采用誤差修正模型考察近年來中國金融體系發(fā)生顯著變化的背景下廣義貨幣需求、物價、產(chǎn)出、利率、匯率以及股票價格之間的聯(lián)系，認(rèn)為中國依然存在相當(dāng)穩(wěn)定的廣義貨幣需求函數(shù)[12]。肖衛(wèi)國和袁威(2011)研究發(fā)現(xiàn)，通脹預(yù)期、股票價格波動和人民幣匯率是影響長期貨幣需求的重要因素[13]。在經(jīng)濟(jì)體制方面，康繼軍等(2012)考察了中國的貨幣需求函數(shù)，認(rèn)為只有通過引入制度變量，才可以得到穩(wěn)定的貨幣需求函數(shù)[14]。

從非現(xiàn)金支付的研究來看，現(xiàn)有文獻(xiàn)對非現(xiàn)金支付的現(xiàn)狀進(jìn)行了分析，并初步探討了非現(xiàn)金支付對現(xiàn)金需求的影響?？等A一(2013)從非現(xiàn)金支付服務(wù)市場主體、非現(xiàn)金支付工具體系、使用渠道和功能領(lǐng)域等方面對目前非現(xiàn)金支付業(yè)務(wù)發(fā)展現(xiàn)狀和存在問題進(jìn)行了分析，并提出了相應(yīng)的政策建議[15]。單超(2015)、陳磊和劉元甲(2016)分析了非現(xiàn)金支付對實體經(jīng)濟(jì)和信用體系建設(shè)的影響[16-17]。從替代效應(yīng)來看，中國人民銀行合肥中心支行課題組(2012)從理論和實證兩個層面研究了非現(xiàn)金支付對現(xiàn)金的影響，提出了“增量替代”新思路[18]。王春麗(2014)對非現(xiàn)金支付快速發(fā)展和現(xiàn)金持續(xù)增長的現(xiàn)狀進(jìn)行了解釋，肯定了非現(xiàn)金支付對現(xiàn)金支付存在增量替代效應(yīng)，并且認(rèn)為非現(xiàn)金支付不可能完全取代現(xiàn)金支付[19]。

從現(xiàn)有研究來看，在貨幣需求方面，均未能考慮新興的非現(xiàn)金支付工具這一因素對貨幣需求的影響。少數(shù)文獻(xiàn)研究了非現(xiàn)金支付對現(xiàn)金需求的影響，但僅是描述性的理論探討，或者建立向量自回歸模型(VAR)等計量模型分析二者的相關(guān)關(guān)系，鮮有文獻(xiàn)給出衡量非現(xiàn)金支付發(fā)展的指標(biāo)，也沒有文獻(xiàn)直接從非現(xiàn)金支付出發(fā)研究其對現(xiàn)金支付的替代關(guān)系。因此，本文將從總量替代和增量替代兩個角度實證研究非現(xiàn)金支付對現(xiàn)金的替代效應(yīng)。

三、流通中現(xiàn)金變化趨勢與非現(xiàn)金支付發(fā)展現(xiàn)狀

圖1 流通中現(xiàn)金和同比增速變化趨勢

在實證研究之前，有必要對流通中現(xiàn)金以及非現(xiàn)金支付的發(fā)展現(xiàn)狀和趨勢進(jìn)行分析。由圖1可知，改革開放以來，隨著中國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展以及社會貿(mào)易規(guī)模的不斷擴(kuò)大，流通中現(xiàn)金呈快速增長態(tài)勢。1980—2017年，中國M0由346億增加至7萬億，年平均增長率超過15%。從增速來看，M0增速整體經(jīng)歷了高位波動、平穩(wěn)運行和持續(xù)下行三個階段。其中，1980—2000年，中國經(jīng)濟(jì)快速增長導(dǎo)致貨幣需求日益增大，但貨幣存量明顯偏低，因此流通中現(xiàn)金高速增長，M0平均增速為21%，其年度增速總體在平均值上下大幅波動。2001—2010年，隨著中國加入世界貿(mào)易組織(WTO)，經(jīng)濟(jì)總量和貿(mào)易需求繼續(xù)快速增長，M0保持了兩位數(shù)增速，但較上一階段波動明顯減小，年度增速基本處于10%左右。2011—2017年，一方面中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，經(jīng)濟(jì)增速總體放緩，另一方面，各類非現(xiàn)金支付手段迅速發(fā)展，二者共同導(dǎo)致了中國M0增速的下降。尤其是2013年以來，移動支付的出現(xiàn)對現(xiàn)金需求形成明顯的沖擊，2014年M0增速創(chuàng)下2.9%的歷史新低，2017年增速也僅為3.4%。本文認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增速的下行對M2的影響較大，對M0的影響有限，現(xiàn)階段M0增速下降主要是由于非現(xiàn)金支付對現(xiàn)金的替代效應(yīng)。

與M0增速下降同時發(fā)生的是，隨著中國互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的快速發(fā)展，各類非現(xiàn)金支付工具層出不窮。從歷史來看，最早出現(xiàn)的是以大額支付為主的票據(jù)、銀行卡、匯兌，現(xiàn)階段支付寶、微信支付等以小額支付為主的移動支付工具則成為主流手段，促進(jìn)了非現(xiàn)金支付體系的迅猛發(fā)展，其應(yīng)用領(lǐng)域也不斷擴(kuò)張。中國人民銀行公布數(shù)據(jù)顯示，2017年全國共辦理非現(xiàn)金支付業(yè)務(wù)1 608.78億筆，總金額達(dá)到了3 759.94萬億元，同比增長率分別為28.59%和1.97%，依舊保持穩(wěn)定增長態(tài)勢。其中，移動支付業(yè)務(wù)375.52億筆，金額202.93萬億元，同比分別增長46.06%和28.80%。上述數(shù)據(jù)包含三層含義：一是非現(xiàn)金支付業(yè)務(wù)保持快速增長；二是在非現(xiàn)金支付中，移動支付的比重在不斷上升；三是非現(xiàn)金支付和移動支付的交易量增速明顯高于現(xiàn)金交易金額增速，表明以移動支付為主導(dǎo)的非現(xiàn)金支付主要應(yīng)用于小額支付場景。綜合來看，由于非現(xiàn)金支付具有便捷性、高流動性、無時空限制等特點，其快速發(fā)展對現(xiàn)金形成了明顯的替代，特別是移動支付的迅速發(fā)展對實物現(xiàn)金沖擊較大。基于此，本文將構(gòu)建非現(xiàn)金支付對現(xiàn)金的替代模型，實證研究其總量和增量替代效應(yīng)。

四、實證研究

(一)現(xiàn)金總量替代率的間接測算

1.現(xiàn)金替代率的含義和測算方法

非現(xiàn)金支付對現(xiàn)金支付的替代率，統(tǒng)稱為“現(xiàn)金替代率”?，F(xiàn)有研究對現(xiàn)金替代率并沒有明確的定義。王倩(2009)采用銀行卡交易額除以M1或者銀行卡年末存款余額除以M1來代表銀行卡對現(xiàn)金的替代率，但這種表示并不直觀，沒有反應(yīng)這種替代對現(xiàn)金本身的影響程度[20]。本文定義了一種能夠直觀反映非現(xiàn)金支付對現(xiàn)金支付的替代率指標(biāo)。現(xiàn)實中，觀察到流通中的現(xiàn)金(M0)是非現(xiàn)金支付影響后的結(jié)果，假設(shè)不考慮非現(xiàn)金支付工具的影響，為滿足日常的交易需求，應(yīng)當(dāng)存在一個隱含的資金實際需求M0*。理論來講，M0*的數(shù)值要大于M0，因為不考慮非現(xiàn)金支付時，在觀察到的M0基礎(chǔ)上還需要額外的現(xiàn)金需求ΔM0來彌補(bǔ)非現(xiàn)金支付所替代的部分。因此，ΔM0可以代表被非現(xiàn)金支付替代的現(xiàn)金需求，從而可以通過下式定義并測算現(xiàn)金替代率：

(1)

其中，考慮非現(xiàn)金支付替代后的M0數(shù)據(jù)可以直接觀測，未考慮非現(xiàn)金支付替代的M0*則無法直接觀測，需要采用特定的方法進(jìn)行估計，主要采用回歸模型預(yù)測法?；貧w模型預(yù)測法的過程如下：首先，根據(jù)經(jīng)典貨幣需求理論構(gòu)建現(xiàn)金需求方程，根據(jù)鄒檢驗(Chow Test)判斷結(jié)構(gòu)性斷點，該斷點即代表非現(xiàn)金支付開始對現(xiàn)金支付產(chǎn)生替代作用的時點；其次，以上述斷點為分界點，將樣本分為兩個階段，根據(jù)第一階段的回歸結(jié)果預(yù)測第二階段的M0*；最后根據(jù)測算的第二階段M0*和實際的M0計算現(xiàn)金替代率。

2.回歸模型和數(shù)據(jù)

本文首先使用回歸模型法測算M0*，進(jìn)而計算現(xiàn)金替代率。根據(jù)經(jīng)典的凱恩斯貨幣需求模型，貨幣的交易性和謹(jǐn)慎性需求與經(jīng)濟(jì)總量正相關(guān)，貨幣的投機(jī)性需求與利率負(fù)相關(guān)，即：

(2)

其中，M代表名義的貨幣需求，P代表價格指數(shù)，實際的貨幣需求是收入水平Y(jié)和利率水平i的函數(shù)，貨幣需求與收入水平正相關(guān)，與實際利率水平負(fù)相關(guān)。巴曙松和嚴(yán)敏(2010)指出，中國的貨幣需求函數(shù)中，貨幣化程度指標(biāo)不可忽略[21]。在上述模型中應(yīng)該加入貨幣化程度指標(biāo)。借鑒其思路后，貨幣需求函數(shù)擴(kuò)展為：

(3)

其中，I代表貨幣化程度。考慮到研究的需要和數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取M0代表名義的貨幣需求量，選取CPI衡量價格總水平，選取名義GDP代表總收入水平，利率為剔除通貨膨脹率后的一年期實際存款利率，并使用M2/GDP衡量中國的貨幣化程度。由于高頻數(shù)據(jù)固有的季節(jié)性和高波動性影響估計結(jié)果，本文使用的數(shù)據(jù)為1980—2017年的年度時間序列數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局和中國人民銀行網(wǎng)站。模型構(gòu)建如下：

(4)

將上式對數(shù)線性化后可以表示為：

(5)

3.回歸結(jié)果和現(xiàn)金替代率測算

需要說明的是，由于1986年之前的M2數(shù)據(jù)缺失，在回歸模型中實際使用的樣本區(qū)間為1986—2017年。本文首先對上述回歸方程進(jìn)行結(jié)構(gòu)性斷點檢驗，根據(jù)不斷的試探性檢驗，確定了1995年前后模型結(jié)構(gòu)發(fā)生了明顯變化，即本文認(rèn)為1995后非現(xiàn)金支付開始對現(xiàn)金支付產(chǎn)生明顯替代。表1顯示了以1995年為斷點的鄒檢驗結(jié)果，可以看出，所有統(tǒng)計量的P值均接近于零，表明斷點檢驗結(jié)果非常顯著。

為了估計1996年以后隱含的現(xiàn)金需求M0*，本文使用1986—1995年的子樣本數(shù)據(jù)建立基準(zhǔn)回歸模型，得到回歸參數(shù)后，將1996—2017年的被解釋變量數(shù)據(jù)代入基準(zhǔn)模型即可估算出隱含的現(xiàn)金需求M0*。由表2的回歸結(jié)果可以看出，R2達(dá)到了0.96，表明模型總體估計結(jié)果良好。從系數(shù)來看，實際貨幣需求與實際收入水平和貨幣化程度正相關(guān)，其系數(shù)均在1%的水平下顯著；與實際利率水平負(fù)相關(guān)，其系數(shù)在15%的水平下顯著。根據(jù)回歸結(jié)果，本文確定了如下的基準(zhǔn)模型：

(6)

表1 回歸方程以1995年為斷點的鄒檢驗結(jié)果

表2 基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著，后表同。

根據(jù)估計的模型，將1996—2017年經(jīng)濟(jì)變量代入模型中，即可得到隱含的現(xiàn)金需求M0*，M0*與實際M0相減便得出現(xiàn)金替代量，同時根據(jù)式(1)可以計算出現(xiàn)金替代率，相關(guān)計算結(jié)果見圖2和圖3?？梢钥闯?，2000年之后M0*與實際M0的差距開始擴(kuò)大，近年來更是呈現(xiàn)出加速擴(kuò)大的態(tài)勢，這表明以銀行卡和移動支付為主的非現(xiàn)金支付對現(xiàn)金具有明顯的替代效應(yīng)。2017年，現(xiàn)金替代量達(dá)到了3.2萬億，同比增長25%，比2000年增長20倍；現(xiàn)金替代率為31%，同比上升4個百分點，比2000年上升22個百分點。進(jìn)一步來看，2013年以來，移動支付開始出現(xiàn)和普及，期間現(xiàn)金替代量和現(xiàn)金替代率均加速上升，表明移動支付正成為非現(xiàn)金支付替代現(xiàn)金的主要途徑。與此同時，現(xiàn)金替代率與經(jīng)濟(jì)周期有密切的關(guān)系，經(jīng)濟(jì)蕭條時，現(xiàn)金替代率下降，比如1999年和2008年現(xiàn)金替代率均降至階段性低點，表明在經(jīng)濟(jì)危機(jī)時期居民更偏好持有現(xiàn)金。

圖2 M0與M0*測算結(jié)果趨勢對比

圖3 現(xiàn)金替代量和替代率

(二)現(xiàn)金增量替代率的直接測算

上述模型通過間接測算方法從總體上對現(xiàn)金替代率進(jìn)行了測算，為從多個角度認(rèn)識非現(xiàn)金支付對現(xiàn)金替代的作用強(qiáng)度，本文提出現(xiàn)金使用量與經(jīng)濟(jì)活動總量的比率指標(biāo)，并以此為基礎(chǔ)直接測算現(xiàn)金的增量替代率。相對現(xiàn)金支付工具而言，非現(xiàn)金支付工具更加適應(yīng)個人和企事業(yè)單位支付活動日益多樣化和復(fù)雜化的需求，因而不僅能保持較高的增長速度，而且能促使人們相對甚至絕對減少現(xiàn)金的使用數(shù)量，并最終使社會經(jīng)濟(jì)中現(xiàn)金使用量與經(jīng)濟(jì)活動總量的比率出現(xiàn)下降。從這個角度看，一個社會經(jīng)濟(jì)中現(xiàn)金使用量與經(jīng)濟(jì)活動總量的比率可以作為評價非現(xiàn)金支付發(fā)展對現(xiàn)金替代效果的一個重要參考指標(biāo)。研究思路如下：首先，通過理論模型的擴(kuò)展，構(gòu)建衡量非現(xiàn)金支付發(fā)展對現(xiàn)金替代的比率指標(biāo)；其次，根據(jù)現(xiàn)金需求模型計算非現(xiàn)金支付工具發(fā)展對上述比率指標(biāo)的影響系數(shù)；然后，根據(jù)模型回歸結(jié)果直接測算現(xiàn)金增量替代率。最后，計算的現(xiàn)金增量替代率(采用直接測算方法)，其模型構(gòu)建和計算思路均與前述的間接測算方法不同，因此二者的測算結(jié)果僅可以用于相互印證，其具體數(shù)值水平則不具有可比性。

1.理論模型

有關(guān)居民部門現(xiàn)金需求的經(jīng)典文獻(xiàn)通常從現(xiàn)金的交易媒介功能和持有現(xiàn)金的機(jī)會成本角度出發(fā)展開研究，比較有代表性的是托賓-鮑莫爾(Tobin-Baumol)模型，該模型可以表述為：

Ct/Pt=L(it，Yt)

(7)

其中，Ct表示居民現(xiàn)金持有水平，Pt表示當(dāng)前價格水平，it表示存款利率水平，Yt表示當(dāng)前居民收入水平。函數(shù)L為利率水平的減函數(shù)和居民收入水平的增函數(shù)。該模型描述了居民持有現(xiàn)金時面臨一個平衡點：一方面，持有的現(xiàn)金足以滿足交易需求；另一方面，持有的現(xiàn)金也不宜過多，以規(guī)避利息所帶來的機(jī)會成本。Ct/Pt是一個復(fù)合變量，代表實際現(xiàn)金余額。在給定名義收入和利率水平時，價格水平越高，人們?yōu)榻粨Q到同等數(shù)量的商品和服務(wù)所需要的現(xiàn)金越多，即隱含表明名義現(xiàn)金持有量是價格水平的增函數(shù)?；趯σ陨蠋讉€變量關(guān)系的判斷，在保留各變量原有關(guān)系的基礎(chǔ)上，將式(7)轉(zhuǎn)化為以下表達(dá)式：

Ct/Yt=f(it，Pt)

(8)

本文將Ct/Yt稱之為現(xiàn)金收入比率。式(8)表明，在給定名義收入水平下，人們持有現(xiàn)金的水平受利率和價格水平的影響。其中，f是利率的減函數(shù)，同時是價格水平的增函數(shù)。然而，上述兩個表達(dá)式均沒有考慮到影響居民持有現(xiàn)金的其他關(guān)鍵因素，比如非現(xiàn)金支付工具的發(fā)展等。在現(xiàn)有研究中，賀力平和盧川(2009)對式(8)進(jìn)行了拓展，引入衡量非現(xiàn)金支付發(fā)展水平的變量Zt，進(jìn)而論證非現(xiàn)金支付工具發(fā)展對現(xiàn)金收入比率的影響[22]?；颈磉_(dá)式為：

Ct/Yt=f(it，Pt，Zt)

(9)

其中，Zt在宏觀上代表非現(xiàn)金支付的發(fā)展水平，但是并沒有規(guī)定其確切的含義，需要在具體研究中進(jìn)行設(shè)定，可以肯定的是，現(xiàn)金收入比率應(yīng)當(dāng)是Zt的減函數(shù)。

2.計量模型構(gòu)建、指標(biāo)選取和回歸結(jié)果

為根據(jù)式(9)構(gòu)建計量模型，首先需要對Zt的具體含義和衡量方式進(jìn)行界定。從現(xiàn)階段非現(xiàn)金支付的發(fā)展來看，以手機(jī)終端為代表的移動支付已經(jīng)成為非現(xiàn)金支付的主要方式，但是移動支付數(shù)據(jù)的樣本區(qū)間相對較短，無法用于計量模型。因此，本文使用普及率相對較高和受眾范圍相對較廣的銀行卡數(shù)據(jù)衡量非現(xiàn)金支付發(fā)展水平，即使用銀行卡消費金額代表Zt，并做對數(shù)處理。受限于數(shù)據(jù)的可得性，本文選取1999—2017年的樣本范圍。其中，收入水平可以使用國內(nèi)生產(chǎn)總值衡量，也可以使用社會消費品零售總額衡量[23-25]，同時使用上述兩個指標(biāo)衡量收入水平，以提升回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，其他變量的選取和處理方式與上文相同。所有的原始數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、中國人民銀行網(wǎng)站以及萬得(Wind)數(shù)據(jù)庫。

圖4 M0/GDP和M0/社會消費品零售總額變動趨勢

圖4展示了1999—2017年M0/GDP以及M0/社會消費品零售總額的變化趨勢?？梢钥闯觯?999年以來，M0在GDP和社會消費品零售總額中的占比均呈現(xiàn)出明顯的下降趨勢。一方面，表明隨著中國貨幣體系的發(fā)展，經(jīng)濟(jì)運行過程中所需的現(xiàn)金比例下降；另一方面，M0占比下降也說明了非現(xiàn)金支付在經(jīng)濟(jì)發(fā)展和貿(mào)易流通環(huán)節(jié)中對M0的替代效應(yīng)越來越明顯。期間，M0占GDP比重由15%左右下降至8%左右，M0占社會消費品零售總額比重由40%左右下降至20%左右。

由于收入水平代理變量的不同，本文構(gòu)建了如式(10)所示的模型1和如式(11)所示的模型2：

M0t/GDPt=c+β1it+β2CPIt+β3ln(BANKt)+εt

(10)

M0t/RETAILSALESt=c+β1it+β2CPIt+β3ln(BANKt)+εt

(11)

其中，RETAILSALESt代表社會消費品零售總額，式(10)和式(11)的回歸結(jié)果見表3?？梢钥闯觯Ｐ偷目傮w擬合優(yōu)度較好，R2分別為96%和90%，同時兩個模型中回歸系數(shù)的正負(fù)情況保持一致，回歸結(jié)果大體相同。除模型1中CPI的系數(shù)外，其他變量的回歸系數(shù)均至少在10%的水平下顯著。其中，利率項回歸系數(shù)為負(fù)，而價格水平的回歸系數(shù)為正，表明利率上升提高了持有現(xiàn)金的機(jī)會成本，導(dǎo)致收入現(xiàn)金比下降，而一般價格水平上漲導(dǎo)致了現(xiàn)金實際需求的上升，促進(jìn)了收入現(xiàn)金比上升。從非現(xiàn)金支付代理變量來看，銀行卡消費金額的上升將導(dǎo)致收入現(xiàn)金比下降，即表明非現(xiàn)金支付對現(xiàn)金需求具有替代效應(yīng)。

表3 現(xiàn)金增量替代基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著，括號內(nèi)數(shù)值為回歸系數(shù)對應(yīng)的P值。

3.增量替代率測算

本文基于以上回歸分析的結(jié)果，采用微觀經(jīng)濟(jì)理論中的彈性概念來計算現(xiàn)金增量替代率。簡化起見，令Y1t=M0t/GDPt，Y2t=M0t/RETAILSALESt。本文以Y1t為例對增量替代率測算方法進(jìn)行介紹，Y2t與之類似。根據(jù)式(10)的估計結(jié)果可得：

(12)

(13)

(14)

圖5 基于M0/GDP和M0/社會消費品零售總額計算的現(xiàn)金增量替代率

由式(14)可以看出，現(xiàn)金增量替代率大小與銀行卡消費金額增長率以及回歸系數(shù)的絕對值正相關(guān)，與當(dāng)期現(xiàn)金收入比指標(biāo)負(fù)相關(guān)。據(jù)此，本文分別基于M0/GDP和M0/社會消費品零售總額計算了2001年以來的現(xiàn)金增量替代率。由圖5可以看出，基于上述兩個指標(biāo)計算的現(xiàn)金增量替代率的走勢高度一致，這表明本文構(gòu)建的增量替代率計算模型的回歸結(jié)果比較穩(wěn)健。2001—2017年，現(xiàn)金增量替代率大體在[1.0%，4.5%]的區(qū)間波動，并且與經(jīng)濟(jì)周期具有一定的關(guān)聯(lián)性，2007年的經(jīng)濟(jì)局部過熱階段，現(xiàn)金增量替代率達(dá)到峰值水平，2009年的金融危機(jī)時期則快速降至低位。近三年，現(xiàn)金增量替代率出現(xiàn)了持續(xù)的下降。需要說明的是，本文的實證結(jié)果是基于銀行卡消費數(shù)據(jù)，而沒有考慮移動支付因素，因此近三年增量替代率的下降是由于銀行卡消費對現(xiàn)金替代邊際作用的下降。如果將移動支付考慮在內(nèi)，推測現(xiàn)金增量替代率將繼續(xù)快速上升，甚至可能達(dá)到5%以上，即結(jié)果有可能低估了目前的現(xiàn)金增量替代率。此外，移動支付不僅對現(xiàn)金形成替代，同時也對銀行卡消費形成了替代，這也是基于銀行卡消費數(shù)據(jù)計算的現(xiàn)金增量替代率下降的原因之一。

五、結(jié)論和政策建議

近年來，非現(xiàn)金支付的快速發(fā)展一定程度上改變了傳統(tǒng)的貨幣流通和創(chuàng)造規(guī)律，對流通中現(xiàn)金形成明顯的沖擊，其本質(zhì)上是貨幣形態(tài)由實物貨幣向電子貨幣演進(jìn)的必然結(jié)果，其影響程度也需要科學(xué)的研究和預(yù)判?；诮?jīng)典的現(xiàn)金需求理論構(gòu)建實證分析模型，從總量替代和增量替代兩個層面對非現(xiàn)金支付對現(xiàn)金支付的替代效應(yīng)進(jìn)行實證研究。結(jié)果表明，以銀行卡和移動支付為主的非現(xiàn)金支付對現(xiàn)金具有明顯的替代效應(yīng)，并且移動支付的替代效應(yīng)呈現(xiàn)加速發(fā)展態(tài)勢；利率上升會提高持有現(xiàn)金的機(jī)會成本，居民會減少現(xiàn)金持有，反之亦然；現(xiàn)金替代率與經(jīng)濟(jì)周期有密切的關(guān)系，經(jīng)濟(jì)蕭條時現(xiàn)金替代率下降，居民更偏好持有現(xiàn)金；經(jīng)濟(jì)繁榮時現(xiàn)金替代率上升，居民持有現(xiàn)金會出現(xiàn)下降?？偭刻娲Y(jié)果顯示，2017年，現(xiàn)金總替代量達(dá)到了3.2萬億，同比增長25%，比2000年增長20倍，現(xiàn)金總量替代率為31%，同比上升4個百分點，比2000年上升22個百分點。增量替代結(jié)果顯示，2001—2017年，現(xiàn)金增量替代率大體在1.0%～4.5%的區(qū)間波動。需要說明的是，本文的增量替代計算結(jié)果是基于銀行卡消費數(shù)據(jù)，并未考慮移動支付，有可能低估了目前的現(xiàn)金增量替代率。非現(xiàn)金支付對現(xiàn)金的替代效應(yīng)實證結(jié)果表明，基于中國支付清算體系建設(shè)的重大成就，非現(xiàn)金支付發(fā)展取得了長足進(jìn)步，電子貨幣對實物貨幣的替代發(fā)展到了新階段。功能金融理論認(rèn)為，支付是金融服務(wù)的基礎(chǔ)功能，非現(xiàn)金支付的快速發(fā)展，能夠提高跨地區(qū)支付效率，提高交易頻率，實現(xiàn)交易資金實時清算，減少在途資金，降低交易成本，加快資金周轉(zhuǎn)，對經(jīng)濟(jì)活動產(chǎn)生外部效應(yīng)，進(jìn)而提高經(jīng)濟(jì)活動效率?？梢姡乾F(xiàn)金支付的快速發(fā)展是經(jīng)濟(jì)活動發(fā)展的必然要求。因此，為促進(jìn)支付體系的健康發(fā)展，防范信用風(fēng)險和系統(tǒng)性金融風(fēng)險的發(fā)生，本文提出如下政策建議：

首先，促進(jìn)非現(xiàn)金支付健康發(fā)展，更好發(fā)揮金融服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)功能。引導(dǎo)并規(guī)范移動支付等新型非現(xiàn)金支付的業(yè)務(wù)開展，助力普惠金融和實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展。移動支付等非現(xiàn)金支付工具作為更便捷的支付手段，其快速發(fā)展有助于提高結(jié)算效率和降低交易成本，其低門檻優(yōu)勢有助于普惠金融的實施，對實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有一定的促進(jìn)作用。非現(xiàn)金支付可以提升經(jīng)濟(jì)運行效率，降低經(jīng)濟(jì)運行成本，促進(jìn)服務(wù)業(yè)發(fā)展，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。因此，應(yīng)通過放開市場準(zhǔn)入、引入競爭和完善激勵淘汰機(jī)制等政策手段促進(jìn)非現(xiàn)金支付的健康發(fā)展。

其次，推動科技與傳統(tǒng)非現(xiàn)金支付業(yè)務(wù)的深度融合。科技進(jìn)步推動了全球經(jīng)濟(jì)和社會快速發(fā)展和變革，“金融+科技”正進(jìn)入深度融合、快速變革階段，傳統(tǒng)非現(xiàn)金支付工具應(yīng)充分運用大數(shù)據(jù)、云計算、人工智能等技術(shù)，開啟以金融科技為引擎，與生產(chǎn)、生活場景深度融合的有益嘗試。此外，央行法定數(shù)字貨幣具有私人貨幣所不具備的公信力，具有當(dāng)前非現(xiàn)金支付工具所不具備的技術(shù)優(yōu)勢，其本質(zhì)上也是追求零售支付系統(tǒng)的高效率，提升交易便利性和安全性，整體提升支付體系的高效率、低成本和安全可靠。因此，在金融科技浪潮下，中央銀行更要加快法定數(shù)字貨幣研發(fā)。

最后，完善相關(guān)政策法規(guī)，防范發(fā)展風(fēng)險。針對目前存在的法律法規(guī)滯后性問題，宜建立符合票據(jù)、銀行卡和第三方支付工具全新特征的監(jiān)管體系，結(jié)合非現(xiàn)金支付市場創(chuàng)新發(fā)展實際和未來趨勢，使非現(xiàn)金支付在更為完善合理的監(jiān)管法律框架下發(fā)展。要重視非現(xiàn)金支付過快發(fā)展的潛在風(fēng)險，對個別商家為推廣業(yè)務(wù)而進(jìn)行的非法宣傳、補(bǔ)貼和惡性競爭，用戶隱私無法得到有效保護(hù)等問題，應(yīng)加強(qiáng)法律法規(guī)跟進(jìn)，提升監(jiān)管強(qiáng)度，規(guī)范市場秩序。