【互聯(lián)網(wǎng)金融對貨幣政策傳導機制的影響實證探究13000字（論文）】

互聯(lián)網(wǎng)金融對貨幣政策傳導機制的影響實證研究摘要：互聯(lián)網(wǎng)技術作為二十一世紀以來發(fā)展最為迅速的技術之一，在給各產業(yè)發(fā)展帶來巨大好處的同時，也引發(fā)了很多風險。本文在對互聯(lián)網(wǎng)金融相關概念進行界定的基礎上，闡明互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展的特點及主要類型，從理論層面揭示了互聯(lián)網(wǎng)金融對貨幣政策傳導機制所產生的影響，并選擇第三方支付作為互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展的測度指標，同時，選擇廣義貨幣供給量M2與上海銀行間同業(yè)拆借利率Shibor分別作為貨幣政策傳導的數(shù)量型與價格型指標，實證分析和檢驗了互聯(lián)網(wǎng)金融對貨幣政策傳導機制的影響效果，研究結果表明：一是第三方支付可通過擴大交易規(guī)模、促進貨幣流通速度提高、改變貨幣供給層次，從而直接或間接擴大了廣義貨幣供給量M2，進而通過貨幣數(shù)量的改變對貨幣政策傳導機制產生影響；二是第三方支付規(guī)模的擴大可顯著降低Shibor水平，進而通過資金價格的改變對貨幣政策傳導機制產生影響。當然，互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展已對中央銀行實施宏觀調控帶來巨大挑戰(zhàn)，這就需要監(jiān)管部門通過加強監(jiān)管，并將互聯(lián)網(wǎng)金融納入統(tǒng)計指標來進行有效應對。關鍵詞：互聯(lián)網(wǎng)金融；貨幣政策傳導機制；VAR模型；目錄一、緒論 四、互聯(lián)網(wǎng)金融對貨幣政策傳導機制影響的實證分析本研究將建立基于時間序列的向量自回歸模型來分析互聯(lián)網(wǎng)金融對貨幣政策傳導機制的影響。經典的經濟學理論主要是針對經濟體系中不同變量之間的關系，但是無法很好地解釋不同變量之間的動態(tài)關系。如果要很好地闡述不同變量之間的關系，就需要向量自回歸模型（vectorautoregressivemodel），這種模型主要是針對經濟學中出現(xiàn)的數(shù)據(jù)來進行建模分析，而不僅僅是依靠傳統(tǒng)的經濟學理論，在模型中利用回歸方程將所有的變量作為滯后值，建立最終的模型。向量自回歸模型主要用于分析和預測隨機擾動對系統(tǒng)模型的動態(tài)沖擊，以及這種沖擊的正負、大小以及持續(xù)的時間。滯后階數(shù)為p的向量自回歸模型方程式為：，其中，為n維內生變量向量，為m維外生變量向量，ut是n維誤差向量，，……，b為待估系數(shù)。（一）數(shù)據(jù)來源與指標設計本文采用2010-2020年共11年的年度時間序列數(shù)據(jù)進行實證分析，選取中國第三方在線支付市場交易規(guī)模（TPP）作為互聯(lián)網(wǎng)金融的測度指標，同時也作為模型的解釋變量，選擇廣義貨幣供應量（M2）與銀行間同業(yè)拆借利率（SHIBOR）作為模型的被解釋變量，并用上述2個變量分別代表貨幣政策傳導機制中的數(shù)量與價格型變量。本文采用的數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。各變量的變量名稱和變量符號情況如表4-1所示：表4-1模型的指標體系說明變量類型變量名稱變量符號因變量廣義貨幣供應量M2自變量銀行間同業(yè)拆借利率SHIBOR中國第三方在線支付市場交易規(guī)模TPP（二）數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計圖4-1選擇近十一年中國第三方在線支付市場交易規(guī)模（TPP）,上海銀行間同業(yè)拆借利率（SHIBOR），以及廣義貨幣供應量（M2）數(shù)據(jù)，分別對其進行取對數(shù)，其對數(shù)形式分別為LNTPP、LNSHIBOR、LNM2，增長率和收益率分別為DLNTPP、DLNSHIBOR，DLNM2。圖4-1指標的趨勢圖圖4-2指標的對數(shù)趨勢如圖4-2所示，TPP和M2逐年增長，SHIBOR在13年之后逐漸呈下降趨勢。DLNTPP和DLNM2呈現(xiàn)正增長，且DLNTPP增幅大于DLNM2，DLNSHIBOR收益率圍繞零值波動。表4-2分別從廣義貨幣供應量（M2）、銀行間同業(yè)拆借利率（SHIBOR）、中國第三方在線支付市場交易規(guī)模（TPP）的平均值、中位數(shù)、最大值、最小值、標準差等維度進行描述性統(tǒng)計，結果可看出，廣義貨幣供應量（M2）、銀行間同業(yè)拆借利率（SHIBOR）、中國第三方在線支付市場交易規(guī)模（TPP）均滿足分布要求，數(shù)據(jù)沒有出現(xiàn)極端值和異常值的存在，因此可以對上述變量進行研究分析。表4-2數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計minimummaximummeanMedianStd.DeviationTPP2.161067.253724.326616.573022.6698SHIBOR0.03000.06470.04290.04130.0119M285.1591218.6796147.7979147.117344.4869DLNTPP0.20460.68830.41260.39350.1363DLNSHIBOR-0.34500.5260-0.0089-0.06060.2957DLNM20.07860.15980.11030.10590.0260如圖所示，中國第三方在線支付市場交易規(guī)模（TPP）、上海銀行間同業(yè)拆借利率（SHIBOR）、廣義貨幣供應量（M2）及其對數(shù)差分形式均滿足分布要求，數(shù)據(jù)沒有出現(xiàn)極端值和異常值的存在，因此可以對上述變量進行研究分析。（三）平穩(wěn)性檢驗在對廣義貨幣供應量（M2）、銀行間同業(yè)拆借利率（SHIBOR）、中國第三方在線支付市場交易規(guī)模（TPP）序列數(shù)據(jù)分析時，數(shù)據(jù)要求主要是平穩(wěn)的，旨在為了避免產生一種“偽回歸”的現(xiàn)象。對中國第三方在線支付市場交易規(guī)模（TPP）、上海銀行間同業(yè)拆借利率（SHIBOR）、廣義貨幣供應量（M2）的對數(shù)形式及對數(shù)差分形式進行ADF單位根檢驗，單位根檢驗的原假設是序列存在單位根，且非平穩(wěn)。表4-3數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗變量對數(shù)值穩(wěn)定性對數(shù)差分值穩(wěn)定性TPP0.2041(0.7194)非平穩(wěn)-2.8221(0.0105)平穩(wěn)SHIBOR0.7396(0.8552)非平穩(wěn)-3.9920(0.0013)平穩(wěn)M21.3270(0.9368)非平穩(wěn)-1.6844(0.0862)平穩(wěn)從表4-3可以發(fā)現(xiàn)，對數(shù)形式的P值大于0.1，無法拒絕原假設，說明非平穩(wěn)。DLNTPP對應的P值小于0.05，在5%顯著水平下統(tǒng)計顯著；DLNSHIBOR對應的P值小于0.01，在1%顯著水平下統(tǒng)計顯著；DLNM2對應的P值小于0.1，在10%顯著水平下統(tǒng)計顯著，即對數(shù)差分形式均能拒絕原假設，說明對數(shù)差分序列是平穩(wěn)序列。另外，由于LNTPP、LNSHIBOR、LNM2都能經過一階差分得到平穩(wěn)序列，因此LNTPP、LNSHIBOR、LNM2服從一階單整，DLNTPP、DLNSHIBOR、DLNM2服從零階單整，他們都滿足進行協(xié)整檢驗的前提條件。（四）檢驗變量的協(xié)整關系在對中國第三方在線支付市場交易規(guī)模（TPP）、上海銀行間同業(yè)拆借利率（SHIBOR）、廣義貨幣供應量（M2）的對數(shù)形式及對數(shù)差分形式進行ADF單位根檢驗后，本文選用Johansen協(xié)整檢驗對DLNTPP、DLNSHIBOR、DLNM2進行協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗的方法為：假定DLNTPP、DLNSHIBOR、DLNM2數(shù)據(jù)中存在線性趨勢，協(xié)整向量含有截距但沒有線性趨勢，滯后階數(shù)取2。具體的Johansen檢驗結果如表4-4所示。表4-4數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗協(xié)整向量數(shù)最大值特征值跡統(tǒng)計量5%臨界值P值None*0.7803121.230946.23090.0000Atmost1*0.6832103.311840.07760.0000Atmost20.572189.217033.87680.0000可以發(fā)現(xiàn)最大特征值法和跡統(tǒng)計量都證明研究模型存在3個協(xié)整向量，說明DLNTPP、DLNSHIBOR、DLNM2三者之間存在長期均衡關系。由于脈沖響應和方差分解需要使用平穩(wěn)數(shù)據(jù)，因此后續(xù)建模繼續(xù)采用DLNTPP、DLNSHIBOR、DLNM2數(shù)據(jù)。（五）脈沖效應分析為研究中國第三方在線支付市場交易規(guī)模（TPP）的變化對廣義貨幣供應量（M2）銀行間同業(yè)拆借利率（SHIBOR）、變化的影響，本研究運用VAR模型進行脈沖響應分析，通過對DLNTPP、DLNM2、DLNSHIBOR進行脈沖響應，來判斷其受到沖擊的方向和程度。圖4-3和圖4-4為脈沖響應函數(shù)曲線，其中橫軸表示變量的滯后階數(shù)，縱軸表示相應變量對沖擊的響應程度。圖4-3互聯(lián)網(wǎng)金融與廣義貨幣供給量M2的脈沖響應對照圖圖4-4互聯(lián)網(wǎng)金融與利率的脈沖響應對照圖從圖4-3與圖4-4可以看出，DLNSHIBOR對DLNTPP的脈沖響應和DLNM2對DLNTPP的脈沖響應最終都能收斂，且變動方向相反。首先，給DLNTPP一個標準差的正向沖擊，DLNM2總體呈現(xiàn)正向響應，在第3期達到最大值，隨后震蕩下降，在第6期和第9期均出現(xiàn)小峰值，在第10期響應結束趨于收斂。說明中國第三方在線支付市場交易規(guī)模（TPP）的增加有利于廣義貨幣供應量（M2）的提升，即中國第三方在線支付市場交易規(guī)模對于廣義貨幣供應量起到正向的促進作用。其次，給DLNTPP一個標準差的正向沖擊，DLNSHIBOR總體呈現(xiàn)正向響應，從第1期開始遞增，在第3期達到峰值，隨后逐漸下降，并在第10期響應結束趨于收斂。說明中國第三方在線支付市場交易規(guī)模（TPP）的增加有利于上海銀行間同業(yè)拆借利率（SHIBOR）的下降，即中國第三方在線支付市場交易規(guī)模對于上海銀行間同業(yè)拆借利率起到反向的促進作用。（六）方差分解方差分解（variancedecomposition）主要是分析銀行間同業(yè)拆借利率（SHIBOR）、中國第三方在線支付市場交易規(guī)模（TPP）對廣義貨幣供應量（M2）所做沖擊的貢獻，從而進一步評價銀行間同業(yè)拆借利率（SHIBOR）、中國第三方在線支付市場交易規(guī)模（TPP）對預測方差的貢獻度。廣義貨幣供應量（M2）的方差分解結果如表4-5和表4-6所示。表4-5DLNM2的方差分解分析PeriodSEDLNTPPDLNM210.0160520.27539799.7246020.02086340.9607559.0392530.02094641.3408358.6591740.02247436.1644563.8355550.02343841.0599158.9400960.02350541.3929258.6070870.02387240.3198659.6801480.02410341.2276158.7723990.02414041.3887658.61124100.02423441.1840758.81539表4-6DLNSHIBOR的方差分解分析（二）PeriodSEDLNTPPDLNSHIBOR10.3155299.85741190.1425920.34118116.7601483.2398630.41662840.7268559.2731540.43118943.9978756.0021350.43720743.1412456.8587660.44246942.9863157.0136970.45036444.9570355.0429780.45569446.2138553.7821590.45781546.5877753.41223100.45941746.7308553.26915如表所示，對于DLNSHIBOR和DLNM2的一個方差變化，來自本身貢獻不足60%，DLNTPP貢獻基本超過40%，再次證明DLNTPP對DLNSHIBOR和DLNM2都具有非常明顯的解釋作用。以上實證，通過協(xié)整、脈沖響應、方差分解等方法研究中國第三方在線支付市場交易規(guī)模（TPP）對上海銀行間同業(yè)拆借利率（SHIBOR）和廣義貨幣供應量（M2）的影響，所有結果均支持TPP對M2都具有正向顯著影響，對于SHIBOR具有反向影響，模型之間相互印證，充分說明實證結果是穩(wěn)健的。五、結論與政策建議（一）主要結論本文主要研究了以第三方支付規(guī)模量所代表的互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展對我國貨幣政策傳導機制的影響。通過選取2010-2020十年年度時間序列數(shù)據(jù)，基于VAR模型，對第三方支付對我國貨幣政策傳導機制的影響進行了實證分析，得出以下結論：第一，第三方支付中使用的電子貨幣對流通中的紙幣具有替代效應，拓寬了貨幣供給途徑，減少了流通中的貨幣，加快了貨幣流通速度，直接提高了廣義貨幣供給量M2，這就說明互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展可通過影響貨幣政策數(shù)量型變量，進而對貨幣政策傳導機制產生影響。第二，第三方支付規(guī)模的增長可引發(fā)上海銀行間同業(yè)拆借利率（shibor）的降低，這就說明互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展可通過影響貨幣政策價格型變量，進而對貨幣政策傳導機制產生影響。（二）政策建議互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展雖在一定程度上有利于解決小微企業(yè)發(fā)展中的融資問題，但其導致的M2以及同業(yè)拆借利率的變化，使得貨幣政策傳導機制發(fā)生改變，從而會給中央銀行調控宏觀金融造成難度，為使得互聯(lián)網(wǎng)金融持續(xù)健康發(fā)展，盡量減少由其導致的傳導機制問題，提出以下政策建議。1.完善傳導機制為了維護經濟市場的平穩(wěn)運行，國家需要建立完善的傳導機制，使得多種貨幣政策傳導并存，我國自改革開放以后，大力發(fā)展市場經濟，發(fā)展至今已經出現(xiàn)了多種貨幣政策傳導并存的局面，構成了一個具有利率、信貸、匯率、資產價格多種貨幣政策并存的經濟體系。但為使得互聯(lián)網(wǎng)金融市場穩(wěn)定運行，還需要不斷對利率市場化進行深化改革，利率是經濟體系中重要的一個指標，完善利率傳導機制是刻不容緩的，只有注重對利率機制的改革和升級，不斷發(fā)展Shibor基準利率的調控作用，才能使貨幣政策的調控更加穩(wěn)定。2.強化監(jiān)管國家想要對于互聯(lián)網(wǎng)金融進行精準調控，除了金融市場內部建立好完整的機制外，還需要相關部門加強相關監(jiān)管，主要包含了兩個方面：第一，國家頒布對應的法律法規(guī)對互聯(lián)網(wǎng)金融進行監(jiān)管，對其進行正確的引導和規(guī)范，使得互聯(lián)網(wǎng)金融在國家政策下穩(wěn)定運行。最大化發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)金融的積極作用，促進其良性發(fā)展，充分調動市場的活性。第二，我國互聯(lián)網(wǎng)金融市場發(fā)展相比較發(fā)達國家來說還不成熟，可以借鑒國外互聯(lián)網(wǎng)金融的監(jiān)管模式，建立起一個健全的監(jiān)管體系，將互聯(lián)網(wǎng)金融的各項政策落實到位，嚴格遵守國家相關的法律法規(guī)，杜絕非法集資、非法借貸等違反法律的行為，堅決打擊不合法行為，促進我國互聯(lián)網(wǎng)金融健康穩(wěn)定的發(fā)展。3.納入更多統(tǒng)計指標當前，由于技術以及政策限制，一些互聯(lián)網(wǎng)金融數(shù)據(jù)無法完全統(tǒng)計，這對國家的貨幣調控，以及中央銀行制定相關政策來說是一個巨大的挑戰(zhàn)。面對可能出現(xiàn)的問題，國家需要將一些流動性極高的互聯(lián)網(wǎng)金融產品的相關指標納入統(tǒng)計范圍，完善目前已有的宏觀經濟指標，如：社會融資總規(guī)模、GDP、廣義貨幣供給量M2等，增強宏觀經濟指標的可測性和準確性。中國的金融市場是一個龐大的金融市場，只有這樣才能使得我國的貨幣政策更加完善，在面對互聯(lián)網(wǎng)金融問題時更加的從容。

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