支付方式对货币政策变量的影响

我们考虑银行卡消费额对货币政策的影响。我们定义银行卡的使用率为银行卡消费额与社会零售消费总额的比例，数据来源于 《中国金融统计年鉴》，样本期间为从1995年至2016年。图7.4是社会消费品零售总额和银行卡消费的示意图。从图中可以看出，社会消费品零售品总额和银行卡消费都呈现上升的趋势。在2003年以前，银行卡消费占社会零售消费总额的比例微乎其微，在此之后银行卡的使用率的快速增长。银行卡的使用率从2003年的4%上升至2016年的170%。

图7.4　社会消费品零售总额和银行卡消费

表7.9　银行卡的使用率

由于银行卡可以部分地取代现金，并通过取代现金放大货币乘数。我们设定供检验的假设：（1）银行卡的使用率与现金漏损率负相关；（2）银行卡的使用率与货币乘数正相关。

在解释货币乘数的时候，我们增加控制变量存款准备金比例。前面的理论模型表明，货币乘数受法定存款准备金比例、电子支付对现金替代比例和市场利率等变量的影响，我们在实证模型中加入控制变量法定存款准备金比例。中国人民银行分别规定了大型机构的存款准备金比例和中小型机构的存款准备金比例。我们选取每年的大型机构的存款准备金比例。如果存款准备金比例在年内发生了调整，我们以上半年最后一次调整之后的存款准备金比例为代表变量。

表7.10　我国历年的法定准备金比例(www.xing528.com)

由于银行卡的使用率、现金漏损率、货币乘数和存款准备金比例均为时间序列数据，先要分析数据的稳定性。结果如表7.11所示。

表7.11　各个变量的ADF统计值

我们先检验银行卡的使用率、法定存款准备金比例与现金漏损率之间的相关关系。由于三者都是I（1）过程，我们可以进行回归分析，并检验残差的平稳性。回归结果显示，三者之间存在显著的负相关关系。回归残差在10%的水平上通过平稳性检验。回归结果表明三者之间存在协整关系。由于三者在理论上不存在双向的因果关系，我们不进行向量自回归分析和格兰杰因果检验。

表7.12　现金漏损率和银行卡的使用率的回归结果

我们再实证分析银行卡的使用率对货币乘数的影响。我们应用存款准备金比例、银行卡的使用率两个I（1）过程对广义货币乘数I（1）过程进行回归分析，并检验残差的平稳性。实证分析发现，三者存在显著的相关关系，但是回归残差为不平稳过程。因此，实证结果不支持银行卡的使用率对货币乘数有显著影响的观点。