陶士貴（博士生導師），鄒 藝

第三方支付對我國貨幣流通速度的影響

陶士貴（博士生導師），鄒 藝

第三方支付憑借其高效、便捷、低成本的特點已經深刻影響到消費者的支付習慣。但同時根據其支付流程，第三方支付會通過將貨幣電子化，改變貨幣形態(tài)，進而引起貨幣流通速度的變化。這種變化經過理論和實證兩方面的檢驗得到證實：第三方支付在長期范圍內會抑制現金和狹義貨幣流通速度，刺激廣義貨幣流通速度。

第三方支付；貨幣流通速度；支付流程；“VEC模型”

一、問題的提出

自第三方支付機構出現以來，我國消費者的支付習慣已經發(fā)生了巨大改變。僅2016年第二季度，第三方互聯網支付總額已達4.6萬億元人民幣，同比增長61.9%，環(huán)比增長12.3%；而移動支付規(guī)模達到9.4萬億元人民幣，同比增長274.9%，環(huán)比增長52.1%?？梢?，第三方支付的發(fā)展已經呈現出驚人的態(tài)勢，其中又以移動支付發(fā)展勢頭最為迅猛。

但是，部分學者認為我國第三方支付的發(fā)展可能存在隱患。2015年12月，央行出臺《非銀行支付機構網絡支付業(yè)務管理辦法》，將用于第三方支付的賬戶定義為“支付賬戶”，并設定日交易限額。這不僅從側面印證了第三方支付在發(fā)展過程中可能確實存在不利影響，更表明我國貨幣政策很可能會因此受到沖擊。事實上，我國第三方支付機構并沒有發(fā)行新的貨幣，而是改變了貨幣的形態(tài)，將現實貨幣電子化。基于第三方支付便捷、貨幣電子化等特點，其對貨幣政策的沖擊可能首先通過影響貨幣流通速度而體現，這也是本文研究的重點。

二、文獻綜述

隨著互聯網的發(fā)展和多種支付方式的普及，國內外學者圍繞這種特殊的支付方式展開了多項研究，在實踐和理論中都取得了巨大成果。

1.電子貨幣、電子支付與第三方支付的概念。①對于電子貨幣的定義，目前被廣泛接受的是國際清算銀行的界定，即：“電子貨幣指消費者所擁有的儲存有資金或貨幣價值的儲值型或預付型產品，包括預付卡（有時稱為電子錢包）和可通過計算機網絡訪問的預付軟件產品（有時稱為數字現金）。這種電子貨幣與允許消費者通過電子通信手段訪問傳統(tǒng)支付服務的通道產品是不同的?！边@個定義排除了依賴于銀行卡、支票等工具進行支付的卡基貨幣，而將其劃分為“電子現金”。②電子支付實質上是將支付行為作為出發(fā)點，從另一個角度對電子貨幣進行解讀。目前學術界普遍采用Humphrey（2001）的觀點，即認為電子支付是借助電子媒介進行資金交易的一種方式，而電子媒介就包括互聯網和其他數字手段，直接通過銀行系統(tǒng)支付賬單，而不必去銀行領取現金。③在第三方支付方面，筆者比較認同楊云龍、何文虎（2014）的觀點，他們認為我國第三方支付模式應當包括網絡支付、銀行卡收單和預付卡三種業(yè)務，并且支付方式應當首先通過第三方機構進行，然后由銀行清算。

從貨幣形態(tài)上來看，第三方支付更接近于電子貨幣；從支付方式上來看，第三方支付與電子支付也有相似之處。因此筆者認為，第三方支付對貨幣流通速度的影響，并非在于發(fā)行新的“電子貨幣”，而是通過轉換支付方式，從而改變貨幣的形態(tài)，影響貨幣流通速度，即“貨幣電子化”。

2.電子貨幣、電子支付對貨幣流通速度的影響。從國外的研究成果來看，Palley（2002）根據電子貨幣的不同作用對其進行了劃分，即電子零售貨幣和電子結算貨幣。他認為，電子零售貨幣類似于上文所提到的電子現金，而電子結算貨幣則相當于個人在銀行的存款，主要用于清償和結算。因此在研究電子支付對貨幣政策影響的時候，必須區(qū)分這兩種用途的不同影響。同時，Priyatama（2010）和 Apriansah（2010）針對印尼的貨幣市場展開研究，認為電子貨幣的發(fā)行會減少現金的持有量，從而加快現金的流通速度。

國內的學者也展開了相關研究。于雪（2012）分別從費雪方程理論、凱恩斯貨幣需求理論、弗里德曼需求理論分析了電子貨幣對貨幣需求的影響，雖然沒有進行實證分析，但是通過公式推導得出的結論基本符合預期。周光友（2007）首先論證了貨幣流通速度與貨幣需求量的關系，然后實證分析了電子貨幣與各層次貨幣流通速度的關系。雖然是基于電子貨幣的角度展開分析，但是其研究思路仍然值得借鑒。

3.第三方支付對貨幣流通速度的影響。趙勇君（2014）首先從互聯網金融的大概念上對貨幣政策進行了分析，又以第三方支付為例，分析了貨幣流通速度可能會受到的影響。該文章僅僅分析了廣義貨幣流通速度的影響，雖然得出了速度會下降的結論，但是對現金和狹義貨幣缺乏論證。筆者認為，第三方支付對現金和狹義貨幣流通速度的影響可能與廣義貨幣不同，因為第三方支付的低成本性和高效率性，可能會促使現金流通速度加快，不過這一假設需要進一步的檢驗。龔曉紅（2016）認為，第三方支付對貨幣政策的影響主要在于兩個方面：一是由于第三方支付機構尚未接入央行支付系統(tǒng)，導致流通資金難以被央行掌握；二是因為第三方支付會取代部分流通中貨幣，減少基礎貨幣，進而影響到貨幣政策。但是文章并沒有用實證方法檢驗這兩個方面是否真正存在，而僅僅是直觀上的分析和總結，缺乏一定的準確性。

因此，盡管“第三方支付將會影響貨幣流通速度”已經得到學術界普遍關注，但是缺乏系統(tǒng)論證。本文將從這一點出發(fā)，從理論和實證兩個角度，深入探討第三方支付對貨幣流通速度的影響。

三、第三方支付對貨幣流通速度影響的理論分析

從傳統(tǒng)的貨幣流通速度理論入手，然后引入第三方支付體系來觀察貨幣流通速度模型的變化。

1.基于傳統(tǒng)理論體系的貨幣流通速度分析。20世紀初，美國耶魯大學教授費雪提出了費雪方程式：

其中：Md為一定時期內流通貨幣的平均數量；V為貨幣流通速度；P為各類商品價格的加權平均數；T為各類商品的交易數量。然而，部分經濟學家指出，決定人們持有貨幣多少的往往還有個人財富水平、利率等因素。因此，假設總收入為Y，費雪方程式可以進一步變形為：

凱恩斯通過分析，將貨幣需求分為交易需求、預防需求和投機需求。其中交易需求和預防需求是收入的函數，投機需求是利率的函數，公式為：

綜上所述，在傳統(tǒng)理論框架下，貨幣流通速度與總收入和利率密切相關。盡管費雪認為，短期內貨幣流通速度由于制度因素通常是一個穩(wěn)定的量，但是在長期范圍內，也會存在波動。而要對這一現象進行考察，就必須引入收入和利率這兩個指標。

2.基于第三方支付體系的貨幣流通速度分析。中國人民銀行惠州市中心支行課題組（2016）指出，在包含第三方支付的經濟體系中，原先用于支付的貨幣將減去用于第三方支付的貨幣，因此相應的貨幣需求模型也會發(fā)生改變。根據其所提出的新模型，假設第三方支付對傳統(tǒng)支付的替代率為e（0＜e＜1），因此原本用于傳統(tǒng)交易的貨幣y將有一部分用于第三方支付交易，這部分為ey。而剩下的部分（1-e）y則仍然以傳統(tǒng)的流通形式進入貨幣市場，貨幣流通速度也相應地發(fā)生了改變：

據該課題組分析，在短期中，由于第三方支付使得貨幣流動性加快，因此交易動機和預防動機的持幣需求會降低，因此有k＞ke；而在長期中，由于第三方支付功能逐漸拓展到互聯網基金的領域，投機性需求會增加，因此有h＜he。

首先將公式（5）左右兩邊對y求偏導：

偏導數小于0，說明收入y越高，貨幣流通速度越慢。即在第三方支付體系下，收入與貨幣流通速度成反比。

然后將公式（5）左右兩邊對利率r求偏導：

偏導數大于0，說明利率r越高，貨幣流通速度越快。這基本上符合凱恩斯所提出的“流動性偏好”假說，即貨幣需求量和利率成反比。而當利率降為最低點時，貨幣需求無窮大，進入“流動性陷阱”，貨幣流通速度為0。

繼續(xù)將公式（5）兩邊對e求偏導：

偏導數大于0，意味著e和V成正比。這表明，在引入第三方支付之后，貨幣流通速度確實會發(fā)生改變。

綜上所述，我們可以得到初步結論，即第三方支付的發(fā)展將會提高貨幣流通速度。但是，這僅僅是運用公式推演得到的結果，而在現實中這種影響是否存在以及這種影響的方向如何還需進一步檢驗。

四、第三方支付對貨幣流通速度影響的實證分析

作為第三方互聯網支付的代表性平臺，支付寶于2005年確立至今發(fā)展僅十年左右，數據并不豐富。因此，數據范圍選擇為2006年第一季度至2016年第二季度的季度數據。GDP和PCI的季度數據的累計值來源于國家統(tǒng)計局，M0、M1、M2季度數據的期末值來源于新浪數據中心，第三方互聯網支付數據來源于艾瑞咨詢網。我國銀行間7日市場同業(yè)拆借月利率以及月成交量來源于Wind，季度利率R則由筆者根據月利率和月成交量加權平均計算得到。

首先，運用Eviews對各個變量作圖，判斷有無趨勢項和截距項，以保證ADF檢驗的準確性。從圖形上來看，V0SA、V2SA既包含趨勢項，也包含截距項；V1SA和LnRSA僅有截距項而沒有趨勢項。可以使用ADF依據各個圖形的特征進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結果如表1所示。

表1 時間序列的平穩(wěn)性檢驗

根據表1可以看出，V0SA、V1SA、V2SA、LnPCISA、LnRSA、LnEUSA的t值都大于其在1%、5%、10%的顯著性水平的臨界值，說明這六個變量都不能拒絕原假設，即存在單位根。因此這六個變量都是非平穩(wěn)的時間序列。為了得到平穩(wěn)的時間序列，對這六個變量進行一階差分之后繼續(xù)使用ADF檢驗，結果如表2所示：

表2 一階差分時間序列的平穩(wěn)性檢驗

經過一階差分之后，根據表2明顯可以看出，六個變量的t值在1%、5%、10%的顯著性水平下都小于臨界值，因此拒絕原假設，不含單位根。也就是說，△V0SA、△V1SA、△V2SA、△LnPCISA、△LnRSA、△LnEUSA的時間序列是平穩(wěn)的。因此可以得到：V0SA、V1SA、V2SA、LnPCISA、LnRSA、LnEUSA都是一階單整序列，可能存在協(xié)整關系。

3.Johansen協(xié)整檢驗。根據上文檢驗，原序列雖然為非平穩(wěn)時間序列，但是同階單整，因此可能存在協(xié)整關系，進而建立誤差修正模型（VEC）。

為了驗證是否存在協(xié)整關系，必須先確定VAR滯后階數。根據前人經驗，確定滯后階數的方法包括LR（似然比）檢驗法、AIC信息準則和SC準則等。由于本文涉及V0SA、V1SA、V2SA三個模型，因此先以V0SA為例，探究V0SA、LnPCISA、LnRSA、LnEUSA之間的滯后階數，結果如表3所示。

表3 V0SA、LnPCISA、LnRSA、LnEUSA滯后階數結果

由表3可以看出，AIC與SC的最小值并不在同一滯后階數上，而根據LR的值可以看出，滯后階數為2。因此，V0SA、LnPCISA、LnRSA、LnEUSA的最佳滯后階數為2。同樣，也可以用LR檢驗法確定V1SA及V2SA分別與LnPCISA、LnRSA、LnEUSA之間的最佳滯后階數都為2。在得出這一結果的基礎上，進一步做協(xié)整檢驗。目前，協(xié)整檢驗方法主要包括EG兩步法、Johansen檢驗法等。而EG兩步法只能檢驗兩個變量之間的協(xié)整關系，因此選擇Johansen檢驗法對本文所涉及的多個變量進行檢驗。

仍然先在V0SA與LnPCISA、LnRSA、LnEUSA之間做協(xié)整檢驗。由于確定了最佳滯后階數為2，而協(xié)整關系的檢驗建立在變量一階差分的基礎上，因此在協(xié)整關系檢驗中選擇滯后階數為1。利用Eviews進行檢驗，結果如表4所示。

表4 V0SA、LnPCISA、LnRSA、LnEUSA協(xié)整關系檢驗結果

從表4可以看出，在顯著性水平為5%的情況下，當假設“方程最多只有3種協(xié)整關系”時，p值為0.0190，小于0.05，因此拒絕原假設，方程含有4種協(xié)整關系。但根據經驗，往往只有第一種協(xié)整關系最具有經濟意義。而根據Eviews結果顯示，第一種協(xié)整關系如下：

其中，似然率為193.0492，括號內的數字是各個估計值的標準差。根據這個表達式，可以判斷出在長期中，第三方互聯網支付對現金流通速度的彈性為-0.271814，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的彈性是3.225750，銀行間同業(yè)拆借利率則為-0.139809。也就是說，在長期范圍內，第三方互聯網支付及利率會抑制現金的流通速度。

同理，對V1SA、V2SA進行協(xié)整關系研究，可以得到兩個表達式：

根據前后順序，似然率分別是254.0377和297.4726。其中V1SA與LnPCISA、LnRSA、LnEUSA的關系同V0SA相似。而V2SA與LnPCISA、LnRSA、LnEUSA的關系同V0SA則截然相反，即廣義貨幣流通速度與第三方互聯網支付規(guī)模及利率成正比，與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入成反比。這說明在長期中，第三方支付規(guī)模的發(fā)展和利率的提高會刺激廣義貨幣流通速度的加快，而收入的增加則會抑制廣義貨幣的流通速度。

4.向量誤差修正模型。上述所有方程僅僅是對V0SA、V1SA、V2SA、LnPCISA、LnRSA、LnEUSA之間長期關系的解釋，無法表現出短期的影響情況。為了進一步探究它們在短期中的關系，筆者建立了向量誤差修正模型（VEC）。同時，上文已經利用Eviews得出VAR滯后階數為2，而VEC模型的變量仍然是一階差分的滯后項，因此建立的是VEC（1）模型。

以 V0SA 為例 ，將 V0SA、LnPCISA、LnRSA、LnEUSA數據導入VEC（1）模型中，得到V0SA的向量誤差修正模型：

其中，

在以上表達式中，括號內的數字是各估計值的標準差，方括號內的數字是各估計值的t檢驗值。CointEq1（1）是誤差修正項，反映的是變量之間的長期關系，即同上文中的協(xié)整關系。其系數是-0.485245，含義是當方程失去平衡時，協(xié)整關系將以-0.485245的調整力度將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)。可以看出，在短期中第三方互聯網支付對現金流通速度的彈性為0.473902，而收入的彈性為1.097689，利率則為0.15711。這說明在短期內，第三方支付、收入和利率都會刺激現金流通速度加快。

同理，可以得到V1SA和V2SA的向量誤差修正模型。具體結果如下：

其中，

其中，

綜上，CointEq1（2）的系數為0.027836，說明當V1在短期內偏離長期均衡條件時，其協(xié)整關系將以0.027836的調整力度將V1拉回均衡狀態(tài)。根據彈性可以初步判斷，第三方支付、收入、利率在短期內也同樣會促進狹義貨幣的流通速度加快。繼續(xù)分析，CointEq1（3）系數為-0.387683，說明當V2在短期內偏離長期均衡條件時，協(xié)整關系將以-0.387683的調整力度將V2拉回均衡狀態(tài)。但是第三方互聯網支付對廣義貨幣流通速度的短期彈性為-0.010054，收入的彈性為0.102890，利率的彈性為0.000503。這說明在短期內，第三方支付的發(fā)展會抑制廣義貨幣流通速度。

5.脈沖響應函數分析?；赩EC模型的脈沖響應的意義與基于VAR模型的是不同的。一般認為，基于VAR模型的脈沖響應函數描述的是模型中的一個內生變量的沖擊給其他內生變量所帶來的影響。而VEC模型是建立在對原序列進行一階差分處理的基礎上的，因此筆者認為，此時脈沖響應函數的意義是模型中的一個內生變量的波動幅度給其他內生變量波動幅度帶來的影響。

首先對V0SA、LnPCISA、LnRSA、LnEUSA進行脈沖分析，選擇滯后20期的模型，得到圖1：

圖1 各變量對V0SA的脈沖響應

從圖1中可以看出，V0SA對于來自LnPCISA、LnRSA、LnEUSA的波動的影響在第1期都為0，然后開始逐漸產生沖擊，在第2期達到最大值。而在第5期之后，LnRSA、LnEUSA的波動幅度對V0SA的沖擊變?yōu)樨摲较?，并分別穩(wěn)定在2.5%和1.6%。同時，LnPCISA在第5期之后仍然保持對V0SA正方向的沖擊，并穩(wěn)定在2.7%左右。

繼續(xù)引入V1SA，研究其與LnPCISA、LnRSA、LnEUSA的脈沖響應，仍然選擇滯后20期的圖形，結果如圖2。

圖2 各變量對V1SA的脈沖響應

與V0SA不同的是，LnPCISA、LnRSA、LnEUSA的波動對V1SA的沖擊基本都是正方向的，并且在第6期達到最大值之后，就基本保持不動。其中，在沖擊穩(wěn)定后，LnEUSA穩(wěn)定在0.34%左右，LnPCISA穩(wěn)定在0.95%左右，LnRSA穩(wěn)定在1.87%左右。

在實際情況中,由于頻譜泄漏的影響,Δφ通常不能嚴格等于零,所以只要Δφ小于一定閾值ε就可以認為主瓣干擾不存在,否則判定主瓣干擾存在。本文通過對典型諧波信號的頻譜分析發(fā)現,ε的合理取值為10-5。

同理，當引入V2SA后，為了使結果更明顯，延長滯后期到30，得到圖3：

圖3 各變量對V2SA的脈沖響應

由圖3可知，LnRSA的波動對V2SA的沖擊一直維持在正方向上，在第18期達到最大值1.191%，之后保持穩(wěn)定。LnEUSA的波動在第4期之前，維持在正方向的沖擊上，并在第2期達到最大值，之后沖擊效果逐漸減弱，在第5期變?yōu)樨摲较虻臎_擊，之后維持在0.4%左右，沖擊效果很小。LnPCISA的波動對V2SA波動的沖擊效果與LnEUSA類似，由正向沖擊逐漸變?yōu)樨撓驔_擊，從第18期開始最終維持在0.3%左右。

五、結論和政策建議

1.結論。本文通過公式推演和理論分析，得出第三方支付對貨幣流通速度影響的趨勢。然后選擇第三方互聯網支付規(guī)模、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、銀行間7日同業(yè)拆借利率作為解釋變量，進行實證分析。通過平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗，建立了VEC模型。在此基礎上繼續(xù)進行脈沖響應分析，以進一步探討變量之間的關系。經過梳理，得到如下結論：

第一，第三方支付對現金流通速度的影響，在短期內會起到刺激作用，而在長期這種影響則會漸漸被抑制。這說明，第三方支付在短期內會導致消費者對現金的需求減少，這是第三方支付將現金電子化的特性決定的。

第二，第三方支付對狹義貨幣流通速度的影響與對現金的影響相似，即在短期內促進流通速度加快，而在長期內又會導致流通速度減緩。短期內加快流通速度，降低狹義貨幣需求，是因為第三方支付根據其支付流程能夠將活期存款電子化。

第三，第三方支付對廣義貨幣流通速度的影響，在短期內會起到抑制作用，而在長期內則會有一定的刺激作用。這是由于互聯網基金等高收益產品的普及依賴于第三方支付平臺，消費者能夠通過第三方支付平臺購買高收益的貨幣基金，投機性動機提高，因此會在短期內降低廣義貨幣的流通速度。

2.政策建議。根據本文的主要結論，筆者結合現實情況提出以下幾點政策建議：

第一，優(yōu)化貨幣層次的劃分。根據上文分析，第三方支付的發(fā)展可能會影響到貨幣層次的劃分，進而影響到貨幣政策的制定，削弱貨幣政策實施效果。隨著第三方支付將貨幣電子化的程度日益加深，應該優(yōu)化貨幣層次的劃分。也可以根據第三方支付規(guī)模，對第三方支付交易體系重新定位，作為貨幣政策制定的輔助參考標準。

第二，加強對第三方支付的發(fā)展規(guī)律和影響的研究。隨著第三方支付逐漸成為消費者支付行為的主要選擇之一，必須嚴格檢測這種支付發(fā)展的規(guī)律。只有在掌握第三方支付發(fā)展規(guī)律的基礎上，才能更好地促進其持續(xù)健康發(fā)展。只有在明確第三方支付發(fā)展可能帶來的影響的基礎上，才能制定有效的政策來維護或者抑制這種發(fā)展。

第三，嚴格檢測第三方支付對貨幣流通速度的影響。根據前文實證分析，第三方支付對貨幣流通速度的影響是現實存在的。但是，本文只是對這種影響做了一定的探索，并沒有提出新的可靠的檢測指標。如果放任第三方支付釋放出刺激作用，可能會導致通貨膨脹，影響我國經濟運行。因此，央行必須時刻掌握貨幣乘數的變化情況，以免因其擴大或縮小而導致貨幣供給量的調節(jié)失真。

第四，積極推進金融市場化改革。在我國目前的經濟條件下，金融市場還不發(fā)達，貨幣政策效果無法依賴傳導機制有效地執(zhí)行，不得不更多地依靠行政手段。因此，必須加大利率市場化和匯率市場化等改革力度，為第三方支付的發(fā)展創(chuàng)造良好的金融環(huán)境，也為將來我國進入全面電子化打下堅實的基礎。

第五，加強國際合作。引導第三方支付機構走出國門，使資金能夠更快速地在國際之間流動，加強全球經濟一體化。這一方面需要多個國家央行之間加強溝通，另一方面也需要加強對資金的監(jiān)管，以免資金外逃，造成全球經濟動蕩。

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1004-0994（2017）36-0108-7

國家社會科學基金項目“應對軍事沖突的中國外匯儲備風險防控研究”（項目編號：13BJY171）

南京師范大學商學院，南京210023