互联网金融对传统货币政策影响的实证研究——基于第三方支付视域

第２８卷第３期　２０１５年５月　烟台大学学报（哲学社会科学版）　Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｙａｎｔａｉ　Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ（Ｐｈｉｌｏｓｏｐｈｙ　ａｎｄ　Ｓｏｃｉａｌ　Ｓｃｉｅｎｃｅ　Ｅｄｉｔｉｏｎ）　Ｖｏ１．２８　Ｎｏ．３　Ｍａｖ　２０１５　互联网金融对传统货币政策影响的实证研究　——基于第三方支付视域　赞　张文庆，李明选，孟（上海社会科学院部门经济研究所，上海２０００２５）　［摘要］互联网金融对传统金融的发展产生了巨大的冲击。央行的货币政策实施效果依赖对银　行准备金以及社会流通货币的控制，而互联网金融的发展会改变货币的流通速度和流通方式，影响到货　币的供给和需求，进而会对传统的货币政策效果产生影响。理论和实证分析表明，互联网金融对货币政　策有深刻的影响。　［关键词］互联网金融；货币政策；第三方支付　［中图分类号］Ｆ　８２２．２　［文献标识码］Ａ　［文章编号］１００２－３１９４（２０１５）０３－００９８－０７　【国际数字对象唯一标识符ＤＯＩ］１０．１３９５１／ｊ．ｅｎｋｉ．ｉｓｓｎｌ００２—３１９４．２０１５．０３．０１２　一、互联网金融对货币供需的冲击　国的电子商务得到迅速的发展。在此过程中，　第三方支付形成了大量的沉淀资金，以我国支　互联网金融对货币需求的冲击主要指互联　网金融中货币的滞留效应和电子货币影响。　互联网金融中货币的滞留效应是指由于互　联网交易的需求而必要的滞留在互联网金融机　付机构之一支付宝为例，截至２０１３年底，支付　宝的实名注册用户突破３亿，日交易额超过２５　亿元人民币，日交易笔数超过３４００万笔。按照　一笔支付交易周期为７天计算，由此产生的沉　构中的货币资金。由于互联网金融已经发展到　了相当大的规模，因此其货币的滞留效应，以及　由此带来的问题及风险，应该得到我们充分的　重视。　淀资金为１７５亿人民币。截至２０１３年底，我国　第三方支付机构已经超过５０家，沉淀资金的数　目巨大，由此会带来很多潜在的风险。而目前　我国的监管法律条文中还没有完全针对第三方　沉淀资金管理的规定。　互联网金融中的滞留货币（沉淀资金）主　要来源于第三方支付交易。由于我国在信用制　度上存在着发展缺陷，导致我国基于互联网的　线上交易发展非常缓慢，第三方支付机构的出　现极大促进了我国第三方支付的交易量，使我　［收稿日期］２ｏ１４一ｌＯ一１１　电子货币的出现是货币发展形态的一次跃　变，根据巴塞尔协议将电子货币定义为在零售　支付机制中，通过销售终端、不同电子设备、公　［作者简介］张文庆（１９６７一　），男，上海社会科学院部门经济研究所博士研究生，主要研究方向为区域经济发展。　［基金项目］国家社会科学基金项目“金融支持战略性新型产业发展的理论、实证与政策研究”（１２ＣＪＹ１０２）　第３期　张文庆，等：互联网金融对传统货币政策影响的实证研究　９９　开网络执行支付的储值产品和预付机制。①目　入，这将增大市场利率敏感性，即电子货币交易　前我国国内对电子货币的定义中主要将电子货　同时会增加货币投机性需求。　币作为一种新的支付方式，是计算机及互联网　由于电子货币具有一定的内生性，会加大　技术应用于金融领域的产物，它既包括基于金　央行对其控制力度，同时传统的货币供给也具　融专用网络，以卡基为形式的电子货币，也包括　有一定的内生性即需求创造供给，那么我国目　通过互联网，具有其他交易支付方式的电子货　前以货币供给量为中介目标的调控方式，应充　币，强调其支付流程和支付手段的功能。　分考虑目前电子货币的发展及其影响。　我国电子货币的发展相对较落后，从１９９３　年开始银行卡业务逐渐起步。２０１３年全年，全　二、第三方支付对于货币供需影响的　国累计发行银行卡４２．１４亿张，较上年增长　理论依据及途径　１９．２３％。根据央行公布的２０１３年支付体系运　准确地说，第三方支付电子货币其实是用　行总体情况，２０１３年，全国共办理非现金支付　户在第三方支付平台开立虚拟账户，交易双方　业务５０１．５８亿笔，金额１６０７．５６万亿，同比分　从网络银行账户向虚拟账户充值形成电子货　别增长２１．９２％和２４．９７％；移动支付业务　币，在买卖过程中，交易双方可以跨越银行账　ｌ６．７４亿笔，金额９．６４万亿，同比分别增长　户，直接借助虚拟账户中的电子货币完成资金　２１２．８６％和３１７．５６％②。从数据中，我们可以　支付，电子货币仅仅在虚拟账户之间流通，必要　看出我国电子货币支付业务在数量和总交易量　时也可以兑换电子货币为传统货币。⑤第三方　上已经达到了很高的规模。　支付电子货币具有高流动性和现金替代性，这　电子货币的迅速发展也会对我国货币的需　两个性质决定了其对于货币需求的影响，主要　求产生影响，根据西方经典的货币需求理论，我　从替代效应和乘数效应两个方面进行分析。⑥　们可以从以下几个方面进行分析。　第一，替代效应。电子货币在支付交易过　第一，基于费雪方程的分析，ｍｖ＝Ｐｑ，由于　程中具有低成本和便捷性，可以替代传统货币　电子货币的出现大大减少了人们转账和交易支　的存取，大大加快了货币的流通速度。伴随着　付的时间，同时人们在交易中也减少了对现金　网上购物的迅速发展，第三方支付电子货币对　支付的需求，因此，货币流通速度ｖ增加，在价　现金替代性越来越明显，降低货币需求。如图　格水平和生产总量均保持不变的情况下，货币　１所示。　需求１３３减少。　从图ｌ中我们可以看出从２００３年到２０１２　第二，基于凯恩斯的流动性偏好理论，人们　年，我国社会中流通的通货保持稳定，总量变化　持有货币需求分为交易性需求、预防性需求和　不大，而我国的社会总支出却一直在迅速增加，　投机需求。③由于电子货币交易具有即时、高　Ｍ０与ＧＤＰ的比值保持相对稳定，说明了我国　效的特点，部分交易性需求由电子货币代替，因　电子货币的发展对流通中现金的替代作用较为　此这部分持币需求将减少；④货币的投机性需　明显。　求对利率是很敏感的，当电子货币的高流动性　图２显示基础货币的主要组成比例变化。　使得资本市场的资金不断的往高收益市场进　①陈翔：《电子货币的特性及其对货币供给体系的影响》，《温州大学学报））２００３年第３期。　②数据来源：（（２ｏ１３年支付体系运行总体情况》。　③贯生龙：《浅论网络货币对传统金融理论的影响》，《广西金融研究））２００５年第６期。　④王倩，纪玉山：《电子货币对货币供应量的冲击及应对策略》，《经济社会体制比较））２００５年第４期。　⑤贾丽平：《网络虚拟货币对货币供求的影响及效应分析》，《货币理论与政策））２００９年第８期。　⑥周光友：《电子货币视角下货币流通速度下降原因的实证分析》，《财经理论与实践１２００７年第１期。　第３期　张文庆，等：互联网金融对传统货币政策影响的实证研究　１０１　现金和活期存款所占的比重同时下降，而收益　率相对较高的定期存款所占比重则上升，货币　乘数增大。　展，其市场份额已与银联派较为接近。　第三方支付可以分为线下收单交易、互联　网支付和移动支付。从２００５年开始第三方支　付经历了一个快速发展的过程，增速平均都在　９０％以上。２０１３年之所以成为中国互联网金　融发展元年，主要源于以“宝宝集团”为代表的　互联网理财产品带动互联网和移动支付迅速发　三、第三方支付的发展现状　我国的第三方支付的概念最早是由马云在　达沃斯经济论坛上首先提出来的，强调其对交　易过程中建立信任的重要作用，第三方支付平　台可以很好的解决电子商务过程中的信息不对　称和交易安全问题。可以说第三方支付平台为　我国电子商务的发展带来了契机。目前一般将　第三方支付定义为以非银行机构的第三方支付　机构为信用中介，借助互联网平台，与银行签订　协议，最终实现在消费者和商家之间建立交易　支持的平台。　２０１３年底我国获得第三方支付牌照的企　业达到２００多家，其中互联网支付牌照８０个，　地域以北上广为主。现在国内处于领先的第三　展。从第三方支付交易总量来看，２０１３年我国　第三方支付达到１７２０００亿元。２０１３年我国第　三方支付还呈现出了一些新的特点：２０１３年第　三方互联网支付继续快速发展，增速有所放缓，　移动支付领跑支付行业。整体第三方支付发展　逐渐成熟，移动支付取得突破，由线上逐渐向线　下渗透。①　四、第三方支付工具交易量对货币供　应量影响的实证分析　（一）变量选择及模型建立　方支付平台有支付宝、财付通、快钱、银联在线、　汇付天下等，以２０１３年第二季度第三方互联网　市场交易规模为例，支付宝在第三方互联网支　付市场份额中占据了主导地位，达到了　４８．７％，财付通也占到了２０％。从２０１２年到　２０１３年我国第三方互联网支付得到了快速发　根据对我国第三方支付的发展现状和第三　方支付对货币供给影响的理论分析，我们选择　基于货币乘数理论的货币乘数Ｍ１和货币乘数　Ｍ２作为被解释变量，以第三方支付总额与货币　供给Ｍ２的比值作为解释变量，定义为第三方　支付货币电子化（ＥＭ）。②　展，２０１３年第三方互联网支付交易额占第三方　总交易额的２９．４％。　货币乘数Ｍ１表示为狭义货币供给与基础　货币ＭＢ的比值；货币乘数Ｍ２表示为广义货　币供给与基础货币ＭＢ的比值，其中基础货币　为社会流通的通货与银行准备金之和。我国货　币供给、准备金和第三方交易额原始数据（季　度）如表１所示。　在第三方支付行业中，银联体系仍然占据　主导地位，市场份额达到３９．８％，互联网巨头　派达到２８．９％，独立支付派达到１７％。其他支　付派占据了接近１５％的份额。我们从数据中　看出，２０１３年互联网巨头派第三方支付迅速发　表１　货币供给、准备金和第三方交易额　时间　２Ｏ０６／０３　２００６／０６　第三方互联网支付货币和准货币（Ｍ２）货币（Ｍ１）供应量流通中现金（Ｍ０）供应量　准备金　８２．３　９０．９　３１０４９０．７　３２２７５６．４　１０６７３７．１　１　１２３４２．４　２３４７２０　．６２５５１．３　６３０９６２　．２３４６９．１　２００６／０９　１　１３．５　３３１８６５．４　１　１６８１４．１　２５６８７．４　６６１８７１　．①艾瑞咨询网：２０１３互联网金融盘点。　②唐平：《电子货币对Ｍ１和Ｍ２的货币乘数影响及比较分析》，《重庆工商大学学报））２００４年第６期。　１０２　２０ｏ６／１２　２００７／ｔ０３　２０Ｏ７／ｔ０６　２００７／０９　２００７／Ｉ２　２００８／０３　ｌ２Ｏ．３　烟台大学学报（哲学社会科学版）　３４５５７７．９　３６４１０４．７　３７７８３２．２　１２６０２８．１　１２７８８ｌ＿３　１３５８４７．４　２７０７２．６　２７３８８．０　２６８８１．１　第２８卷　７７７５７．８　７６９９０．１　８２６６４．０　１９８．５　１７１．３　１４３．３　２２９．２　４５４．７　３９３０９８．９　４０３４０１．３　４２３０５４．５　４４３１４１．０　４５２８９８．７　１４２５９１．６　１５２５１９．２　１５０８６７．５　１５４８２０．２　１５５７４９．ｏ　２９０３０．６　３０３３４．３　３０４３３．１　３０１８１．３　３１７２４．９　３４２１９．０　３３７４６．４　３３６４１．０　８８２１２．３　１０１５４５．４　１Ｏ４２２４．２　ｌ　１５３５３．１　１１７３３６．１　１２９２２２．３　ｌ２４２７６．７　１２３９２９．７　２０ｏ８／０６　２００８／０９　２００８／１２　２０ｏ９／０３　２００９／０６　５４０．０　６６２．ｏ　８５２．０　ｌ０９３．ｏ　１３０８．０　４７５１６６．６　５３０６２６．７　５６８９１６．２　１６６２１７．１　１７６５４１．１　１９３１３８．２　２０ｏ９／０９　２００９／１２　ｌ５５９．ｏ　１８４９．０　２０８１．６　２３６０．２　２８９５．６　３６０２．５　３９７２．８　４６０９．０　５８５４０５．３　６１０２２４．５　２０１７０８．１　２２１４４５．８　３６７８７．９　３８２４７．０　ｌ３３４０６．６　１４３９８５．０　１５０ｏ３２．８　１５４２３４．５　２０１０／０３　２０１０／０６　２０１Ｏ／０９　２０１Ｏ／１２　２０１１／０３　２０ｌ１／０６　２０１１／．０９　６４９９４７．５　６７３９２１．７　６９６４７１．５　２２９３９７．９　２４０５８０．０　２４３８２１．９　３９０８０．６　３８９０４．９　４１８５４．４　１６１３２０．３　７２５８５１．８　７５８１３ｏ．９　２６６６２１．５　２６６２５５．５　４４６２８．２　４４８４５．２　１８５３１１．１　１９２５６５．４　７８０８２０．９　７８７４０６．２　２７４６６２．６　２６７１９３．２　４４４７７．８　４７１４５．３　２０３４６９．９　２ｌ２２Ｏ４．２　５６４２．６　７３８５．８　７５９４．０　８５２２．０　９７６４．０　１２１５９．０　２０１１／１２　２０１２／０３　２０１２／Ｄ６　２Ｏ１２／０９　２０１２／１２　８５１５９０．９　８９５５６５．５　９２４９９１．２　２８９８４７．７　２７７９９８．１　２８７５２６．２　５０７４８．５　４９５９５．７　４９２８４．６　２２４６４１．８　２２６６８４．３　２２８０５０．９　９４３６８８．８　９７４１４８．８　１０３５８５８．４　１Ｏ５４４０３．７　１０７７３７９．２　ｌ　１０６５２５．０　２８６７８８．２　３０８６６４．２　３１０８９８．３　３１３４９９．８　３１２３３０．３　３３７２９１．１　５３４３３．５　５４６５９．８　５５４６０．５　５４０６３．９　５６４９２．５　５８５７４．４　２３６０３２．６　２５２３４５．２　２５３６４９．８　２５７７７６．５　２６３１３７．９　２７１０２３．１　２ｏ１３／０３　２０１３／０６　２０１３／０９　２０１３／１２　１２５２５．０　１３４０９．０　１５０９１．ｏ　１８６４１．Ｏ　数据来源：ｗｉｎｄ资讯　整理得到变量Ｍ１、Ｍ２和ＥＭ，如表２所　示。　方程２：ｌｎＭ２＝Ｂ０＋１３，ｌｎＥＭ　（二）模型检验及结果　首先对各变量进行ＡＤＦ平稳性检验，以确　定是否会出现伪回归问题。货币乘数Ｍ２的变　量检验结果，如表３所示。　为了分析货币乘数Ｍ１与ＥＭ以及Ｍ２与　ＥＭ的关系，Ｍ１、Ｍ２为了使数据更具有平稳性　分别取对数，分别建立回归方程：　方程１：ＩｎＭ１＝仅０＋０【１ｌｎＥＭ　第３期　张文庆，等：互联网金融对传统货币政策影响的实证研究　１０３　数据来源：根据中国统计年鉴，中国人民银行，艾瑞资讯数据整理。　表３　Ｍ２平稳性检验　从回归结果可以看出，ＥＭ系数的ｔ检验值　原假设：Ｍ２有一个单位根　较小，没有通过显著性检验，即ＥＭ（第三方支　付货币电子化）对货币乘数Ｍ２影响不显著。　同理对Ｍ１的回归分析，如表５所示。　注：　表示１％的置信水平，下同。　表５　Ｍ１影响的回归结果　ＡＤＦ的检验结果表明在１％的显著水平下　变量为平稳序列。同理对Ｍ１和ＥＭ进行ＡＤＦ　检验，拒绝存在单位根，表明原序列为平稳序　列。最后根据模型分别进行回归，结果如表４　所示。　表４　Ｍ２影响的回归结果　由表５可以看出：Ｍ１的回归结果中变量　ＥＭ的ｔ值较大，通过了显著性检验，即ＥＭ对　货币乘数Ｍ１的影响是显著的。　从以上两个模型的回归结果中可以看出，　第三方支付货币电子化与货币乘数呈负相关关　系，说明第三方支付电子货币对于传统货币具　有替代作用，同时检验结果表明第三方支付对　货币供给Ｍ２的影响不明显，对货币供给乘数　１０４　烟台大学学报（哲学社会科学版）　第２８卷　Ｍ１的影响是显著的Ｏ这表明目前我国第三方　支付替代的主要是流通中的现金和活期存款，　对储蓄和单位定期存款的影响较小。从另一个　方面说明了广义的货币供给（Ｍ２）相对稳定的　特性。从检验结果来看，第三方支付使货币创　造变少，但目前整体影响不大，因此对我国货币　层次的划分基本不会改变太多。　银行市场的影响、ｐ２ｐ网贷对于资本市场成本　的影响，最后从实证的角度分析了第三方工具　交易量对我国货币市场的影响，得到以下两点　结论及建议。　第一，第三方支付平台的职能为互联网带　来了便利，同时也给传统的金融体系带来了影　响和冲击，会造成金融市场的不稳定性加剧。　随着第三方支付对传统支付方式的不断渗　一方面，第三方支付电子货币的高速流通和对　透，对我国目前的经济发展和金融货币市场的　现金的高替代性会对货币市场产生很大的影　影响会越来越强，不仅对流通中的现金和活期　响，从实证结果也可以看出，第三方支付工具交　存款，同时还会进一步对单位活期存款产生影　易量对于Ｍ２的影响是显著的；另一方面，由第　响，进而使得Ｍ１从Ｍ２更多的流动，进而对目　三方网络信用所引发的道德风险、沉淀资金、套　前的货币层次产生影响。　现、洗钱问题也给金融监管带来了挑战。　五、政策建议　第二，应尽快完善对第三方支付监管的法　律、法规，促使第三方支付机构健康发展，一方　随着互联网金融的日益升温，以余额宝、财　面要从法律上确认第三方支付机构支付清算组　付通为代表的第三方支付已经成为电子商务发　织的合法性，要在准人、经营、退出、监管主体、　展的重要力量，是对传统金融体系的进一步创　资金监管等方面给予有效的监管；另一方面第　新，推动了社会信用体系建设，为经济发展做出　三方支付机构也要从自身做起，塑造核心竞争　了巨大的贡献。以支付宝为代表的第三方支付　力，提高盈利能力。尽管发展过程中还存在身　机构的出现，有效地解决了制约电子商务发展　份不确定、监管不完善等诸多问题，但应当将第　的诚信和支付难题，把中国电子商务发展推向　三方支付清算组织的牌照确定下来，并予以适　了新的高潮。本文以第三方支付工具为研究对　当的监管，使其能为我国经济发展做出更大的　象，分析了余额宝为代表的互联网理财对传统　贡献。　Ａｎ　Ｅｍｐｉｒｉｃａｌ　Ｒｅｓｅａｒｃｈ　ｏｎ　Ｉｍｐａｃｔ　ｏｆ　Ｉｎｔｅｒｎｅｔ　Ｆｉｎａｎｃｅ　ｏｎ　ｔｈｅ　Ｔｒａｄｉｔｉｏｎａｌ　Ｍｏｎｅｔａｒｙ　Ｐｏｌｉｃｙ　ＺＨＡＮＧ　Ｗｅｎ—ｑｉｎｇ，ＬＩ　Ｍｉｎｇ—ｘｕａｎ，ＭＥＮＧ　Ｚａｎ　（Ｉｎｓｔｉｔｕｔｅ　ｏｆ　Ｎａｔｉｏｎａｌ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，Ｓｈａｎｇｈａｉ　Ａｃａｄｅｍｉｃ　ｏｆ　Ｓｏｃｉａｌ　Ｓｃｉｅｎｃｅｓ，Ｓｈａｎｇｈａｉ　２００２３５，Ｃｈｉｎａ）　Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｔｈｅ　ｅｍｅｒｇｅｎｃｅ　ｏｆ　Ｉｎｔｅｒｎｅｔ　ｉｆｎａｎｃｅ　ｈａｓ　ｆｕｌｌｙ　ｒｅｖｅａｌｅｄ　ｉｔｓ　ｐｏｔｅｎｔｉａｌ　ａｎｄ　ｈａｓ　ａ　ｈｕｇｅ　ｉｍｐａｃｔ　ｏｎ　ｔｒａ—　ｄｉｔｉｏｎａｌ　ｆｉｎａｎｃｉａｌ　ｍａｒｋｅｔ．Ｔｈｅ　ｉｍｐｌｅｍｅｎｔａｔｉｏｎ　ｅｆｆｅｃｔ　ｏｆ　ｔｈｅ　ｍｏｎｅｔａｒｙ　ｐｏｌｉｃｙ　ｏｆ　ｔｈｅ　Ｃｅｎｔｒａｌ　Ｂａｎｋ　ｄｅｐｅｎｄｓ　ｏｎ　ｔｈｅ　ｃｏｎｔｒｏｌ　ｏｆ　ｂａｎｋ　ｒｅｓｅｒｖｅｓ　ａｎｄ　ｓｏｃｉａｌ　ｃｕ￣ｅｎｅｙ，ａｎｄ　ｔｈｅ　ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ　ｏｆ　ｔｈｅ　Ｉｎｔｅｒｎｅｔ　ｆｉｎａｎｃｅ　ｗｏｕｌｄ　ｃｈａｎｇｅ　ｔｈｅ　ｓｐｅｅｄ　ａｎｄ　ｗａｙ　ｏｆ　ｃｕ￣ｅｎｃｙ　ｃｉｒｃｕｌａｔｉｏｎ，ｗｈｉｃｈ　ｗｉｌｌ　ｉｎｆｌｕｅｎｃｅ　ｔｈｅ　ｃｕ￣ｅｎｃｙ　ｓｕｐｐｌｙ　ａｎｄ　ｄｅｍａｎｄ，　ｔｈｅｎ　ｆｉｎａｌｌｙ　ｉｎｆｌｕｅｎｃｅ　ｔｈｅ　ｅｆｆｅｃｔ　ｏｆ　ｔｈｅ　ｔｒａｄｉｔｉｏｎａｌ　ｍｏｎｅｔａｒｙ　ｐｏｌｉｃｙ．　Ｋｅｙ　ｗｏｒｄｓ：ｉｎｔｅｒｎｅｔ　ｆｉｎａｎｃｅ；ｍｏｎｅｔａｒｙ　ｐｏｌｉｃｙ；ｔｈｅ　ｔｈｉｒｄ—ｐａｎｙ　ｐａｙｍｅｎｔ　［责任编辑：赵守江］