[内容摘要]将电子货币引入通货膨胀形成机制的理论分析框架后发现,电子货币通过改变货币供求结构和货币流通速度产生了通货膨胀效应。基于2003)2011年的季度数据,误差修正模型的实证结果表明,我国电子货币的通货膨胀效应显著存在,当前货币流通速度的下降降低了通货膨胀率,但未来货币流通速度的上升会加速通货膨胀。此外,我国电子货币通过减小货币乘数提高了通货膨胀率。
[关键词]电子货币;通货膨胀;货币乘数;货币流通速度
　　一、引 言
　　随着电子金融的快速发展,当前我国电子货币已经对传统的货币形式产生了很大程度的竞争替代,并由此影响到了通货膨胀的形成机制。因此,以电子货币为切入点,研究其对通货膨胀形成机制的影响,不但可以丰富通货膨胀的成因理论,而且研究结论有助于中央银行更好地选择货币政策工具和中间目标,从而提高货币政策的有效性。自电子货币产生以来,学者们从多角度对其进行了研究,包括电子货币对货币流通速度的影响,[1]电子货币的特征及其对货币需求、准备金需求的影响,[2]电子货币的使用对铸币税、货币乘数的影响[3]等,并一致认为电子货币对传统货币的竞争性替代削弱了央行货币政策的有效性。Mervyn King甚至推测,在电子货币广泛使用的条件下,商业银行不再需要基础货币就可以满足结算账户的平衡,一旦电子货币完全替代基础货币,中央银行只能退出操纵货币政策的舞台。[4]然而少数学者如Friedman则认为,虽然电子货币会对基础货币和货币乘数产生影响,但这种影响是有限的。[5]
　　国内对于电子货币的研究虽然起步较晚,但是发展速度很快。唐平通过建立数学模型,证明了电子货币的使用使现金漏损率、定期存款比率以及总准备金率发生变动进而影响货币乘数。[6]谢平、尹龙,胡海鸥和贾德奎的研究表明,我国电子货币的使用会使货币乘数增大,影响了中央银行对货币政策的控制力度。[7][8]王倩、杜莉的实证检验则表明,电子货币对货币乘数的影响并不是单一的扩张而是具有双重作用。[9]另外,周光友认为电子货币的使用使我国货币流通速度发生改变,[10]并且实证检验表明在长期电子货币对通货膨胀具有放大效应和加速效应,从而加大了中央银行调控货币政策的难度。[11]
　　国内外对电子货币影响货币供给、货币需求和货币流通速度的研究已经取得了很多有价值的成果,但对于电子货币影响通货膨胀这一问题虽然有文献在研究其他问题时有所提及,却鲜有文章对其进行过专门讨论。通货膨胀是由货币供给和货币需求共同决定的,因此电子货币在影响货币供求和货币流通速度的同时,必然影响到通货膨胀的形成机制。基于此,本文试图将电子货币引入通货膨胀形成机制的理论分析框架,用误差修正模型来揭示我国电子货币和通货膨胀之间的相互关系和内在机理,为中央银行合理地制定和实施货币政策,提高货币政策的有效性提供明确的依据。
　　电子货币的通货膨胀效应分析
　　(一)电子货币对货币供求结构的影响11电子货币对货币供给的影响。在现代货币理论中,货币供给量是由中央银行投放的基础货币,并按照银行体系的货币乘数放大后决定的。基础货币(B)由商业银行的存款准备金(R)和流通中的现金(C)构成,我国对商业银行的各种存款(包括银行卡存款)采用统一的法定存款准备金率,电子货币对我国基础货币的影响是中性的。而货币乘数(m)为一内生变量,主要取决于社会大众和商业银行的行为,因此电子货币可能会通过改变货币乘数进而影响货币供给。 
　　下面以狭义货币乘数(m1)为例,分析电子货币对货币乘数的影响。狭义货币乘数的计算公式如下:m1=1+k(t+1)#r+k+e(1)其中, k为现金漏损率,指流通中的现金与活期存款之比; t为定期存款比率,是定期存款与活期存款之比; r为中央银行规定的法定存款准备金率; e为商业银行的超额准备金率。首先,一方面,电子货币具有高度流动性,商业银行能快捷且低成本地在头寸不足时进行融资,这会降低商业银行的超额准备金率e而使货币乘数增大;另一方面,我国电子货币交易额占GDP比重从1990年的0105持续上升到了2011年的6187,电子货币结算规模的扩大会使商业银行增加用于结算的储备金,这会提高商业银行的超额准备金率e而使货币乘数减小。对货币乘数的最终影响取决于两种作用机制力度的大小。其次,法定准备金率r的变动和货币乘数呈反向关系,而法定准备金率是由中央银行控制的外生变量,因此电子货币对法定准备金率没有确定性影响。再者,电子货币现阶段主要对流通中的现金产生替代并使其部分转化为活期存款,这使现金漏损率k减小。而一般情况下货币乘数大于1,即(t+1)#r+e-1<0,则9m19k=(t+1)#r+e-1[(t+1)#r+e+k]2<0,所以k的减小会使货币乘数增大。最后,电子货币的广泛使用使得资金支付结算效率大大提高,资金在途时间从过去几天缩短到隔夜甚至实时到账,这样居民和企业持有的通货和活期存款所占的比重下降,而收益率相对较高的定期存款所占比重上升,从而使得定期存款比率t上升。
　　由(1)式可知, t的上升使货币乘数减小。由此可见,电子货币对货币乘数有增大和减小的双重影响力。2003)2011年期间的相关数据显示,近年来随着我国电子货币交易额占GDP比重的加速上升,商业银行相应地需保留大量的清算准备金,这使存款准备金比率上升并使货币乘数进入了下降通道¹(见图1)。图1 货币乘数及其影响因素变化趋势  21电子货币对货币需求的影响。根据凯恩斯的货币需求偏好理论,人们的货币需求动机分为交易动机、预防动机和投机动机。由交易动机和预防动机构成的货币需求是收入的函数,由投机动机构成的货币需求是名义利率的函数,由此得出了凯恩斯的货币需求函数为:MdP=L (Y, i) (2)其中Md为货币需求;P为价格;Y为收入;i为名义利率,且9L9Y>0,9L9i<0。一方面,电子货币使货币需求对收入的敏感性减弱,即9L9Y减小,其原因在于当收入增加时,由于电子货币大大降低了交易成本,以交易和预防为目的的资金融通变得更为方便,于是人们会选择将收入转化成收益率更高的货币形式而减少现金持有;另一方面,电子货币使货币需求对利率的敏感性增强,即9L9i变大,因为9L9i<0,所以9L9i减小。其原因在于电子货币使不同金融资产之间的转换变得非常高效、快捷,人们可以根据预期利率的变化迅速进行跨市场投机,例如当人们预期利率下降时,金融资产价格会上升,人们可以将持有的资金转化为金融资产而获取更多收益。31电子货币条件下的货币市场均衡。货币市场的均衡条件为货币需求等于货币供给,即:MsP=L (Y, i) (3)其中, Ms为货币供给。
　　对(3)式先取自然对数然后取微分可得:dPP=dMsMs-9L9Y#dY+9L9i#diL (Y, i)(4)其中,dPP为价格变化率,也就是通货膨胀率; P、Ms和L(Y,i)均为基期水平。由(4)式可知,通货膨胀率取决于货币供给的增长率和货币需求的增长率。近年来随着电子货币交易额的快速增长,电子货币减小了货币乘数,这在基础货币给定的基础上减小了货币供给,即dMs减小,所以货币供给的增长率减小。而电子货币使货币需求对收入的敏感性减弱以及对利率的敏感性增强导致9L9Y#dY+9L9i#di减小,所以货币需求的增长率也减小。由(4)式可知,通货膨胀率的变化取决于dMs和9L9Y#dY+9L9i#di减小的程度,即如果货币需求增长率减小的程度大于货币供给增长率减小的程度,则通货膨胀率上升;相反,则通货膨胀率下降。
　　电子货币对货币流通速度的影响
　　我国电子货币对传统货币有着两个明显的替代效应:替代加速效应和替代转化效应。[12]替代加速效应是指电子货币对传统货币产生替代时,由于电子货币的支付依托于计算机网络,其数据的传输和支付的发生往往可以瞬间完成,同样购买力的支付方式,电子货币被用来支付经济中最终产品和服务的平均次数要高于传统货币,因此提高了货币流通速度;替代转化效应是指电子货币缩小了金融资产之间的流动性差异,促使低层次货币形式向收益相对更高的层次货币形式转化。由于高层次的货币形式的流动性要差于低层次的货币形式,所以这降低了货币流通速度。从短期来看,由于我国电子货币的发展还处于初期阶段,电子货币的替代转化效应明显强于替代加速效应,从而使我国近年来的货币流通速度进入了一个持续下降的通道,并且还未见底。从许多金融创新程度非常高的欧美国家经验来看,货币流通速度都经历了先下降后上升的过程。[13]因此,长期来看,我国货币流通速度的下降并非是无止境的,电子货币的进一步发展必将加速我国货币流通速度,从而使我国货币流通速度呈现出先下降后上升的V字形特征。根据费雪的交易方程式MV=PY可知,与物价水平直接对应的应该是货币流量MV而非货币存量M,货币流量才直接反映了实体经济中充当商品交换媒介的货币总数量,因此货币流通速度V是影响物价水平的一个重要因素。对费雪的交易方程式MV=PY取微分得:dPP=dMM+dVV-dYY(5)其中,dPP为通货膨胀率; P、M、V和Y均为基期水平。由于现阶段我国还处于电子货币降低货币流通速度的阶段,因此dV减小。由(5)式可知,通货膨胀率与货币流通速度变化率同方向变动,因此电子货币通过降低货币流通速度使通货膨胀率减小。
　　实证检验
　　(一)数据说明与指标选取本文选取我国2003)2011年的季度数据进行实证研究,采用居民消费品价格指数(CPI)作为反映通货膨胀率的指标。电子货币的通货膨胀效应主要通过电子货币影响货币供求和货币流通速度来实现,在此分别选择货币乘数(m1)和货币流通速度(V2)来衡量电子货币的通货膨胀效应。º图2 CPI、m1和V2变动趋势  11货币乘数。货币乘数根据各季度狭义货币量M1和基础货币之比计算得出,其中基础货币选取货币当局负债中储备货币余额来衡量。从图2看,随着我国电子货币交易额的迅速增长,货币乘数虽有波动,但总体呈下降趋势,其从2003年第1季度的1162下降到2011年第4季度的1130。21货币流通速度。货币流通速度由名义GDP除以广义货币量M2近似得到。由图2可知,我国货币流通速度正处于下降的阶段,并且尚未见底,其从2003年第1季度的0138下降到2011年第4季度的0133。这些数据中, M1、M2和基础货币的数据来源于各年度5中国金融年鉴6和中国人民银行网站; CPI和GDP的数据均来源于各年度5中国统计年鉴6。由于季度数据往往存在季节性因素,因此本文用X11方法得到季节性调整后的数据。
　　(二)平稳性检验为了防止伪回归的发生,需要对各变量进行平稳性检验。检验方法采用单位根检验中的ADF方法。检验结果如表1所示,取对数后的各变量lnCPI、lnm1和lnV2在5%显著水平下是非平稳的;而经过一阶差分变换后,$lnCPI、$lnm1和$lnV2在5%的显著水平下是平稳的。所以lnCPI、lnm1和lnV2均为一阶单整,满足协整检验的前提。表1变量及其差分序列的单位根检验结果变量检验形式ADF统计量5%临界值平稳性lnCPI (c, 0, 0) -11790 -21972非平稳$lnCPI (c, 0, 0) -21994 -21975平稳lnm1(c, 0, 0) -01674 -21972非平稳$lnm1(c, 0, 0) -41896 -21975平稳lnV2(c, t, 0) -01826 -21972非平稳$lnV2(c, t, 0) -41199 -21975平稳   注:(1)(c,t,n)表示ADF检验中的常数项、时间趋势项和滞后期数;(2)$为变量的一阶差分项。
　　(三)协整检验协整检验可以确定各变量之间是否存在长期均衡关系。本文采用由Johansen和Juselius于1990年提出的Johansen协整检验方法,该方法做多变量协整检验时能精确地检验出协整向量的数目。经检验并比较Johansen协整检验的五种趋势假设的结果,选择有常数项,没有时间趋势项的模型进行检验。Johansen协整检验结果表2表明,对于lnCPI、lnm1和lnV2,特征根迹检验和最大特征值检验都在5%的显著水平下接受至少存在2个协整向量的原假设,而三个序列之间最多有2个协整向量,因此lnCPI、lnm1和lnV2之间存在2个协整向量,即这三个变量之间存在长期均衡关系。表2Johanson协整检验结果协整向量个数特征根迹检验最大特征值检验迹统计量5%临界值最大特征值统计量5%临界值0个4111012*29168 2415633*20197至少1个1615646*15141 1517707*14107至少2个017940 3176 017940 3176   注: *表示在5%的显著水平拒绝原假设,滞后阶数的选取按照FPE与AIC准则。(四)误差修正模型由于lnCPI和lnm1、lnV2之间存在长期均衡关系,因此可以得到lnCPI的协整方程»为:lnCPI =0109lnV2-011 3lnm1+4178 (6)(-1198)**(3121)***在lnCPI的协整方程中, lnm1的系数反映了CPI的货币乘数弹性,其值为-0113并且是显著的,这表明近年来货币乘数的下降提高了我国通货膨胀率。具体来看,狭义货币乘数每下降1%,通货膨胀率将平均上升0113%。由(4)式可知,通货膨胀率的变化取决于货币供给增长率和货币需求增长率减小的程度,即如果货币需求增长率减小的程度大于货币供给增长率减小的程度,则通货膨胀率上升;相反,则通货膨胀率下降。lnm1的系数显著为负表明,相对于货币供给增长率减小的程度,我国电子货币使货币需求增长率减小的程度更大,这意味着在我国,电子货币的广泛使用大大降低了交易成本,使不同金融资产之间的转换变得高效快捷,这样人们减少了现金持有并可以灵活地根据利率的变化进行跨市场投机,由此导致的货币需求对收入的敏感性减弱以及对利率的敏感性增强大大降低了我国货币需求的增长率。lnV2的系数反映了CPI的货币流通速度弹性,其值为0109并且是显著的,这说明目前我国电子货币的替代转化效应强于替代加速效应导致的货币流通速度的下降降低了通货膨胀率。具体来看,广义货币流通速度每下降1%,通货膨胀率将平均下降0109%。由前文分析得知,我国货币流通速度的下降并非是无止境的,电子货币的进一步发展必将加速我国货币流通速度,那时货币流通速度的上升将会加速我国的通货膨胀。由(6)可得误差修正项为:ecm=lnCPIt-1-0109lnV2t-1+0113lnm1t-1-4178 (7)进一步,可构建误差修正模型。¼其中CPI的误差修正方程的估计结果为:$lnCPIt=-0125ecm+0151$lnCPIt-1+0150$lnCPIt-2+0104$lnV2t-1(-1155) (2175)***(2125)**(0142)   -0102$lnV2t-2+0106$lnm1t-1+0114$lnm1t-2+01001 (8)(-0128) (0193) (2142)**(0149)R2=0158   RMSE=0101lnCPI的误差修正方程中通货膨胀率、货币流通速度和货币乘数的对数差分项分别反映了各自的短期波动。从短期来看:第一,通货膨胀率的短期波动受其自身滞后一期和滞后二期的影响都显著为正,说明正向的通货膨胀预期在短期会引起通货膨胀率上升,即前一期的通货膨胀率越高,人们对当期通货膨胀率的预期也越高。第二,货币流通速度的短期波动对通货膨胀率变动的影响不显著,这说明货币流通速度短期内并不是引起通货膨胀率变动的主要因素。第三,滞后二期的货币乘数变动对短期通货膨胀率变动产生了正的显著影响,这表明电子货币引起的货币乘数下降短期内降低了通货膨胀率,这与长期的结果不同, lnCPI的协整方程表明长期中电子货币引起的货币乘数下降提高了通货膨胀率,这是因为在短期,电子货币使货币乘数减小从而降低货币供给的增长率可以快速实现,而电子货币使货币需求对收入的敏感性减弱以及对利率的敏感性增强是通过改变人们的行为实现的,而行为的改变有一定的滞后性,因此电子货币降低货币需求增长率的过程需要一定的时间来实现,短期内效果并不明显。lnCPI的误差修正方程中误差修正项ecm的系数反映了通货膨胀率短期内偏离长期均衡时的调整速度,其显著为负说明当通货膨胀率偏离长期均衡时,经济力量将以一定的力度将其从非均衡状态拉回均衡状态。具体而言,当lnCPI短期波动偏离长期均衡时,经济力量会以-0125的速度将其拉回均衡状态,即lnCPI与长期均衡的偏差在下一季度大约有25%会得以纠正,因此其完成全部调整大约需要1年的时间。(五)脉冲响应函数对以上误差修正模型进行稳健性检验、正态分布检验和序列相关检验的结果都表明,所估计模型统计性质上是良好可靠的,因此,在误差修正模型的基础上构建脉冲响应函数可以为变量间的动态关系提供更详细的信息。脉冲响应刻画了干扰项一个标准差的冲击给内生变量的当前值和未来值带来的影响。图3为lnCPI受其自身、货币乘数和货币流通速度的对数冲击的脉冲响应函数曲线。图3 CPI受各变量一个标准差冲击的脉冲响应图  首先,从lnCPI自身的脉冲响应图来看, lnCPI一个标准差的冲击会导致lnCPI在高位徘徊并有所上升,在滞后两个季度才会开始下降,这反映了通货膨胀预期和自身的相互影响,当期价格通过预期及预期的自我实现机制来对未来价格产生影响,而lnCPI冲击响应图的阻力震荡形态也反映了价格具有粘性这一特征。其次,从货币乘数对数的脉冲响应图来看, lnCPI对来自lnm1一个标准差冲击的响应在前5个季度为正,从第6个季度开始几乎全部为负,这可以对lnCPI误差修正方程的结论进行补充,前4个季度电子货币对货币乘数的减小效应降低了通货膨胀率,但是从第5个季度开始,电子货币的货币乘数减小效应提高了通货膨胀率。最后,从货币流通速度对数的脉冲响应图来看, lnCPI对来自lnV2一个标准差冲击的响应呈现上下波动的趋势,但都是正的,这表明我国电子货币的替代转化效应明显强于替代加速效应,导致的货币流通速度的下降降低了通货膨胀率,这与lnCPI协整方程的结论一致。
　　四、结论及启示
　　本文通过实证分析表明,我国电子货币通过改变货币供求结构以及货币流通速度而产生了通货膨胀效应。11从长期来看,货币乘数的减小提高了我国的通货膨胀率,这说明电子货币使货币需求增长率下降的程度大于使货币供给增长率下降的程度。此外,当前我国电子货币的替代转化效应强于替代加速效应使得货币流通速度处于下降时期,这降低了我国的通货膨胀率。但是,当我国货币流通速度随着电子货币的发展转入上升期时,通货膨胀率将会提高。21从短期来看,货币流通速度的下降不是影响通货膨胀率变动的主要因素。另外,电子货币对货币乘数的减小效应降低了我国的通货膨胀率,这主要是因为短期内电子货币使人们的货币需求对收入的敏感性减弱以及对利率的敏感性增强效果不明显。脉冲响应分析则进一步表明,货币乘数的减小在前4个季度降低了通货膨胀率,而之后会提高通货膨胀率。本文所得结论对中央银行更好地实施货币政策、提高货币政策有效性具有一定的借鉴意义。11随着电子货币的进一步发展,我国货币流通速度会转入上升期,电子货币的通货膨胀效应将会更加明显,因此中央银行应抓紧加强对电子货币发行机构的监管和对电子货币的统计,提高电子货币的可测性,从而更好地监控电子货币对通货膨胀的影响。21由于不稳定的货币流通速度必然导致货币供给量中介目标无效,[14]因此电子货币使货币流通速度的变化呈V字型的特征降低了货币政策有效性,这就需要央行在今后的货币政策操作上充分考虑到货币流通速度的影响,扩大货币供给量目标的上下浮动范围。31由凯恩斯的货币需求函数Md/P=L (Y, i)可以得到货币流通速度的求解方程V=PY/M=Y/L (Y, i),即货币流通速度受到实际国民收入Y和名义利率i的影响,央行可以把当前货币政策的重点放在保持货币供给量稳定的基础上,通过改变外生变量来调节货币流通速度,这对缓解我国当前通货膨胀压力具有一定的作用。m注 释:¹这里的存款准备金率为金融机构在中央银行的储备(包括法定准备金和超额准备金)与活期存款之比计算而得。º选取狭义货币乘数是因为居民消费品价格指数的变动主要是通过狭义货币的供求实现的;选取广义货币流通速度是因为电子货币对货币流通速度的影响涉及不同货币层次之间的转换,而广义货币涵盖更多的货币形式。»经检验并比较误差修正模型的五种趋势假设的结果,对CPI采用协整方程和误差修正方程有常数项,没有时间趋势项的形式进行估计;参数上标*, **, ***分别表示估计系数在10%, 5%, 1%置信水平下显著(以下同)。¼稳定性检验表明所有根模的倒数都小于等于1,说明误差修正模型是稳定的。残差检验表明残差是不存在自相关的正态分布,说明误差修正模型的估计结果是无偏且一致的(结果备索)。
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