銀行卡支付方式對城鎮居民消費的平滑效應研究基于STR模型的實證分析

龍海明　趙紅梅

摘 要：銀行卡支付可通過心理賬戶效應便利消費，產生平滑效應。通過平滑轉換回歸模型（STR）的實證分析肯定了該平滑效應的存在，并綜合考察了銀行卡影響城鎮居民消費的線性和非線性效應，具體表現為：當期的銀行卡支付將對城鎮居民的當期消費產生非線性的促進作用，但滯后一期銀行卡對城鎮居民消費的影響方向則取決于收入增長速度。銀行卡中的信用卡因其具有支付便利和消費信貸的雙重功能，在當期表現出了更大程度的線性影響和非線性影響。關鍵詞： 心理賬戶效應；平滑效應； 平滑轉換回歸模型；城鎮居民消費中圖分類號：

文獻標識碼： A

文章編號：1003-7217（2016）05-0002-05一、引言新常態下，我國傳統的以投資、出口帶動經濟增長的模式變得難以為繼。通過擴大內需、促進消費來拉動經濟就成為我國促進經濟增長的優先選擇模式。2010年黨的十七屆五中全會提出，要堅持擴大內需戰略、保持經濟平穩較快發展。2014年的兩會報告也特別強調要增強內需拉動經濟的主引擎作用，把消費作為擴大內需的主要著力點。宏觀與政策層面的助力推動，促使消費在經濟發展中的拉動作用日益凸顯。而城鎮居民作為居民消費的主力軍，更是拉動內需的中堅力量。提高消費對經濟的拉動作用需要加大金融對消費的支持力度。隨著互聯網技術的進步和消費金融業務的快速發展，銀行卡作為我國主要的非現金支付方式和小額信貸工具，正發揮著擴大消費、減少現金流通、降低交易成本、促進實體經濟發展的作用。據央行支付體系運行報告顯示，至2015年末，全國銀行卡在用發卡數量54.42億張，全年銀行卡消費業務852.29億筆，卡均消費金額為 10106元，銀行卡年滲透率達到 47.96%，對現金具有明顯的替代效應。隨著銀行卡市場規模的迅速擴大、市場參與主體的不斷增加、業務創新的持續升級，銀行卡支付覆蓋了消費的各個領域，為消費提供便捷的支付方式，并可通過非現金支付降低心理損失從而更快完成消費活動，提升居民消費傾向；同時，可在居民受到流動性約束時，通過信用卡的消費信貸功能實現短期內小額資金的跨期配置，且信用卡相比于銀行信貸而言，其信貸功能更加靈活，不限制消費對象，門檻更低，流程更簡單，因而能在更大程度和范圍上實現居民消費的平滑，進而深刻地改變了城鎮居民的消費習慣和消費方式。因此，研究銀行卡支付方式對我國城鎮居民消費的平滑效應具有重要的現實意義。二、文獻綜述國內外相關學者主要從兩個層面研究銀行卡對居民消費的影響。一是從心理賬戶視角研究。Soman（2001）[1]從用戶體驗方面運用不同的方法對支付機制進行了研究，他認為用現金或支票支付使人記憶深刻而且痛苦，而信用卡支付通常會降低購買與支付的關聯性。Prelec（2001）[2]等對體育賽事門票的拍賣進行了研究，發現用信用卡的消費者比用現金的消費者支付意愿更高。許羅德（2009）[3]認為銀行卡不僅為消費者提供了便利、快捷的支付方式，更重要的是給消費者帶來了完全不同于現金支付的消費體驗，加速了購買決策和消費行為。張奎（2009）[4]認為由于心理賬戶效應，銀行卡支付使得消費行為更加活躍、沖動消費更容易實現，并通過建立簡單的城鎮居民邊際消費傾向的線性回歸模型，得出在其他因素不變情況下，銀行卡滲透率每上升0.1 ，邊際消費傾向將增加0.005。國內外的研究結果在銀行卡通過“心理賬戶”促進居民消費上達成了一致。二是從消費信貸視角研究。黃興海（2004）[5]認為銀行卡支付可以通過緩解流動性約束來提升居民消費傾向，并通過建立誤差修正模型（ECM）對我國銀行卡消費金額與社會消費品零售總額以及GDP增長之間的關系進行了實證分析。胡春燕、岳中剛（2007）[6]通過Granger因果關系檢驗建立誤差修正模型進行實證研究，得出從長期均衡來看，我國銀行卡消費每增加10%，將促進消費增長2.713%。由于銀行卡的消費信貸功能主要體現在信用卡上，因而一些研究文獻單獨分析信用卡對居民消費的影響。Luclvigson（1999）[7]通過對一系列獨立的信用卡數據分析發現，在排除收入增長的情況下，信用卡消費額度的增長會帶動消費者消費量的增長。Soman和Cheema（2002）[8]在信用卡促進消費的基礎上，對消費者進行了分類分析，進一步研究發現對于年輕和教育程度較低的消費者而言，信用限額的提高會對消費產生更大程度的刺激。Gross和Souleles（2002）[9]采用1995-1998年信用卡的面板數據進行實證分析，表明信用卡對消費具有刺激作用，增加消費者的信用額將顯著提高消費者的信用卡負債。廖理（2013）[10]認為信用卡作為一種普遍的消費信貸工具， 在提升消費信貸供給能力上具有獨特作用，因此，大力發展以信用卡為代表的消費信貸業務對促進消費具有重要作用。蕭藝（2014）[11]通過實證分析得出在居民收入、股票流通市值、房價指數和信用卡數量四個因素中，信用卡數量影響消費的彈性僅次于收入水平，說明消費信貸拉動消費的潛力。熊偉（2014）[12]以新加坡最大商業銀行的微觀數據為樣本，基于信用卡余額代償分析了短期消費性貸款與居民消費之間的關系，得出信用卡在一定程度上降低了短期流動性約束，同時消費者在轉賬金還款期內會減少信用卡轉賬金賬戶的消費。總體來說，消費信貸視角的研究基本上表明銀行卡的短期信貸功能能夠在一定程度上釋放流動性約束，促進即期消費。綜合已有的研究結果分析，銀行卡對居民消費的影響主要體現在兩個方面：第一，銀行卡為消費提供了便利的支付方式，同時，由于“心理賬戶”的存在，使得用銀行卡支付所產生的心理賬戶受損程度要遠低于現金支付產生的實際賬戶受損帶來的心理損失；第二，具有短期小額消費信貸功能的信用卡在一定程度上解決了流動性約束。因此，銀行卡對城鎮居民消費的平滑作用主要通過兩種途徑實現，途徑之一是通過非現金支付的心理賬戶效應促進城鎮居民消費支出水平的提升；途徑之二是通過小額消費信貸功能釋放流動性約束促進消費。上述文獻雖然論證了銀行卡對消費增長的積極作用，但在量化銀行卡對居民消費影響方面的研究還不多，且都是基于線性視角來進行研究的，較少考慮可能存在的非線性影響。由于銀行卡對消費的影響是復雜的，可能不僅存在線性影響，也存在非線性影響。因此，為了更加全面地考察銀行卡對城鎮居民消費的影響，本文將構建平滑轉換回歸模型（STR）綜合考察銀行卡和其中的信用卡對城鎮居民消費的線性影響和非線性影響，以實現全面探究銀行卡對城鎮居民消費的平滑效應。三、變量選取與數據的預處理（一）變量選取在銀行卡支付變量的選取上，本文選取的是銀行卡消費金額，代表銀行卡消費水平；在信用卡支付變量的選取上，則以信用卡期末應償信貸總額（也稱信用卡期末未償余額）為研究變量，代表信用卡消費水平。此外，消費函數理論表明收入是影響居民消費的最主要的因素，因此，我們也將考慮城鎮居民可支配收入，并將其作為控制變量引入模型。城鎮居民消費水平用城鎮居民消費支出表示，作為整個模型的因變量。（二）數據處理我國關于信用卡期末應償信貸總額的統計數據始于2008年，考慮到數據的完整性以及實證研究對樣本容量的要求，我們選取2008年第1季度到2015年第4季度的季度數據作為實證數據。信用卡期末應償信貸總額和銀行卡消費金額數據來源于人民銀行2008年—2015年各季度支付體系運行總體情況報告。城鎮居民可支配收入和消費支出的季度數據根據國家統計局的相關數據整理得到。由于國家統計局對這兩個指標統計的是人均季度累計值，因此，首先對這兩個指標由人均季度累計值推算出每季度的人均值，再乘以該季度城鎮總人口數得到相應的季度總量數據（季度城鎮總人口數基于國家統計局公布的城鎮人口年末數據并假定每季度人口均勻增長進行推算得到）。我們以2008年第一季度為基期，將城鎮居民消費支出總額、可支配收入總額、銀行卡消費總額以及信用卡期末應償信貸總額全部調整至2008年第一季度的價格水平。為了消除季節因素影響，我們采用常用的Census-X12方法進行季節調整。最后，為消除變量可能存在的異方差性，我們對經季節調整后的數據做對數處理，得到城鎮居民的可支配收入總額、銀行卡消費總額、信用卡期末應償信貸總額和城鎮居民消費支出總額四個對數時間序列，分別記為lnincome、lnbank、lncredit和lnconsu。（三）平穩性檢驗時間序列的平穩性是建模的前提條件，本文采用ADF單位根法對數據的平穩性進行檢驗。由于原序列均帶時間趨勢，故采用含趨勢項和截距項的ADF檢驗，對于其不帶時間趨勢的一階差分序列采用只含截距項的ADF檢驗，并根據SIC信息準則確定最大滯后階數。

檢驗類型（c，t，p）中，c表示截距項（1=有截距，0=無截距），t表示趨勢項（1=有趨勢，0=無趨勢），p滯后期數；如果ADF值大于某個顯著性水平下的臨界值，則該變量在該顯著性水平下不平穩，存在單位根，反之，則平穩，不存在單位根。由表1檢驗結果可知：lnconsu、lnincome、lnbank和lncredit均為非平穩序列，但其一階差分序列lnconsu_d、lnincome_d、lnbank_d和lncredit_d在5%顯著性水平下平穩?；诖私Y果，下文的實證分析將使用lnconsu_d、lnincome_d、lnbank_d和lncredit_d作為研究變量，而這四個序列的經濟意義是對數增長率。四、STR模型構建與參數估計（一） 模型設定STR模型的建模過程是一個從線性到非線性的嵌套過程。首先，我們在已有的理論基礎上建立銀行卡對城鎮居民消費影響的一般線性基礎模型。進一步，為了更準確地考察銀行卡消費與城鎮居民消費之間的非線性特征，我們采用Granger和Tera svirta（1993）[13]提出的平滑轉換回歸（STR）模型，在（l）式基礎上，引人轉換函數，從而構造出一個非線性模型，以期描述銀行卡消費與城鎮居民消費之間可能存在的非線性傳導關系，具體為（2）式所示。其中，st是轉換變量，γ是轉換系數，其數值大小反映了由“0”狀態過渡到“l”狀態的速度，當γ→0時，STR模型將退化成傳統的線性回歸模型，即兩者之間并不存在任何非線性關系。c是位置參數，是狀態改變的轉折點。G（γ，c，st）是轉換函數，它是st的連續有界函數，值域為[0，1]，是決定模型非線性效應的關鍵函數，且根據轉換函數的類型可將STR模型分為指數型STR模型（ESTR）和邏輯型STR模型（LSTR）兩大類，其中ESTR模型的轉換函數形式如（3）式所示。（二）滯后階數確定滯后階數的選取是利用VAR模型的AIC、SC 等信息準則來確定。考慮到較多的滯后階數雖然可以更完整地反映模型的動態特征但也降低了模型的自由度，因此借鑒常用做法，將最大滯后階數設置成6階。滯后階數在不同信息準則標準下的結果分別如表2和表3所示。（三）轉換變量和轉換函數選取根據Tera svirta（1994）[14]的處理方法，將轉換函數在st=0處進行三階泰勒展開，再代入STR模型的表達式中，可得到如下輔助回歸方程：選擇合適的轉換變量st，對上述假設構造LM檢驗統計量，若拒絕原假設，則認為模型的非線性成立。若有多個變量同時拒絕線性原假設，我們選擇拒絕線性最強的作為最終的轉換變量。在通過非線性檢驗后，進一步確定模型的類型，參考Tera svirta（1998）[15]的方法，構造假設檢驗：（四）模型估計1.初值估計。采用格點搜索法對LSTR1模型的γ和c的初始值進行估計。利用JMulti軟件，通過格點搜索得到模型一的γ初始值為10，c的初始值為0.02544。模型二 的γ初始值為10，c的初始值為0.10000。2.系數估計。確定了γ和c的初值后，我們采用NewtonRaphson迭代算法估計模型的各項系數。逐步剔除過于不顯著的變量，對模型進行優化，得到模型的最終形式，其系數估計結果如表6。（五）模型評價在得到STR模型的具體形式和系數估計后，需要對模型進行評價。主要包括模型殘差序列的平穩性檢驗、自相關性檢驗、異方差性檢驗以及正態性檢驗等，本文分別采用單位根檢驗、LM檢驗、 ARCH—LM檢驗和JARQUE-BERA檢驗對殘差序列進行上述四個檢驗。通過檢驗得出模型一和模型二的殘差序列依次通過了平穩性檢驗、自相關性檢驗、異方差檢驗和正態檢驗，可認為兩模型估計結果均具有一致性和穩健性（考慮到文章篇幅，具體檢驗結果省略了）。 五、實證結果分析（一）模型一結果分析模型一反映的是整體銀行卡消費對城鎮居民消費支出的動態影響過程。模型由線性和非線性兩部分組成，非線性部分又包含轉換函數和回歸項兩部分。轉換函數G以城鎮居民當期可支配收入增長率ln income_d（t）為轉換變量，并關于轉換變量單調遞增。轉換系數γ=11.18519，位置參數c=0.02421，說明轉換函數以c為門限值，隨著轉換變量的變化在0和1之間快速進行轉換，其值越接近1，模型非線性部分的影響也就越大，其值接近于0時，非線性部分消失，模型退化成傳統的線性模型。轉換函數和轉換變量的具體關系如圖1所示。由圖1可知，轉換函數在0和1之間快速變化，不存在長時間為0，說明該模型的非線性部分普遍存在。從表6模型一的系數估計結果分析， ln consu_d（t-1）和ln consu_d（t-2）的系數均為負且只存在線性部分，說明城鎮居民當期消費與其滯后期呈負相關，這是由于我國城鎮居民普遍存在跨期消費行為，具有較大的跨期消費彈性，居民期內消費的減少則意味著跨期消費的增多。ln income_d（t）、ln income_d（t-1）的系數均顯著為正，且分別是非線性部分和線性部分最大的，說明收入對城鎮居民的消費支出具有即時的非線性影響和滯后的線性影響，均顯著促進當期消費，并對消費起決定性作用。整體銀行卡消費對城鎮居民消費支出既存在線性影響又存在非線性影響。由于轉換函數不存在長時間為0，表明整體銀行卡消費對城鎮居民消費支出的非線性影響普遍存在。具體來看，銀行卡消費的當期主要以非線性的方式促進城鎮居民消費，這種促進作用的大小與轉換變量ln income_d（t）有關，轉換變量越大，轉換函數G越大，即當期可支配收入的增長速度決定了當期銀行卡消費對城鎮居民消費的非線性影響力度，當轉換函數G=1時，當期銀行卡消費每增長1%，可拉動城鎮居民消費增長0.18%。銀行卡消費的滯后一期對當期消費的影響在線性部分是抑制作用而在非線性部分是促進作用，其對當期消費具體影響方向和大小取決于轉換變量，當城鎮居民可支配收入快速增長時（增長速度稍大于閾值c，轉換函數G趨于1），滯后一期的銀行卡消費對城鎮居民消費具有正向的促進作用，而當城鎮居民可支配收入低速增長時，對城鎮居民消費具有負向的抑制作用，這種抑制作用在模型二中表現得更明顯，但這種抑制作用不具有延續性，因為滯后二期的銀行卡消費對城鎮居民消費支出不再表現出抑制作用而是在線性部分以微弱的促進作用拉動消費，但并不顯著。（二）模型二結果分析模型二反映的是銀行卡中的信用卡消費對城鎮居民消費支出的動態影響過程。轉換函數G以信用卡期末應償信貸總額增長率ln credit_d（t）為轉換變量，并關于轉換變量單調遞增。位置參數c=0.11247，轉換系數γ=11.23884。轉換函數和轉換變量的具體關系如圖2所示。由圖2可知，2008年第4季度到2013年第1季度，模型的非線性部分普遍存在。2013年第2季度到2015年第4季度，由于信用卡消費低速增長，導致轉換變量ln credit_d（t）小于門限值c，轉換函數G趨于0，模型的非線性部分消失，退化成傳統的線性模型。從表6模型二的系數估計結果來看，城鎮居民前期消費依然對當期消費存在抑制作用。收入對城鎮居民的消費支出依然具有即時的非線性影響，只是這種影響微弱且不顯著，而滯后既具有線性影響又具有非線性影響，其線性影響系數為0.92036，非線性影響系數為-0.44653，由于線性影響系數要遠大于非線性影響系數，說明收入的滯后期對城鎮居民當期消費具有明確促進作用，只是這種促進作用的大小受轉換變量ln credit_d（t）的影響，隨著ln credit_d（t）的變化在[0.47383，0.92036]上變動，轉換變量越大，促進作用越小，呈負相關，這表明當信用卡消費快速增長時，會降低收入對消費促進作用，這是由于信用卡消費主要取決于信用卡的授信額度，當信用卡消費快速增長時必將減弱收入對消費的影響力度。信用卡消費對城鎮居民消費支出既存在線性影響又存在非線性影響，但是2013年第2季度到2015年第4季度，由于信用卡消費低速增長，轉換函數G趨于0，模型非線性部分消失，因此，信用卡消費對城鎮居民消費支出的非線性影響也消失。具體來看，當期信用卡消費ln credit_d（t）對城鎮居民消費支出的線性影響系數為0.32362，非線性影響系數為-0.20379，顯然，當期信用卡消費對城鎮居民當期消費支出具有明確的促進作用，其具體大小與轉換變量ln credit_d（t）有關，轉換變量越小，促進作用越大，當信用卡消費低速增長時（增長速度稍小于閾值c，轉換函數G趨于0），當期信用卡消費對城鎮居民消費支出的促進作用會達到0.32362，明顯大于當期銀行卡消費，這是由于信用卡對居民流動性約束的釋放作用要大于銀行卡整體，此外，信用卡機構經常通過與商戶合作開展促銷活動來拉攏客戶刺激持卡人沖動消費。信用卡消費的滯后期ln credit_d（t-1）對城鎮居民消費支出僅具有線性影響，影響系數為-0.12385，說明信用卡消費的滯后期會抑制當期城鎮居民消費，這與熊偉（2014）得出的消費者在轉賬金還款期內會減少信用卡轉賬金賬戶消費的結論相一致。同樣，這種抑制作用不具有延續性，因為滯后二期的信用卡消費ln credit_d（t-2）的系數為正。（三）經濟學解釋整體銀行卡消費和其中的信用卡消費對城鎮居民消費支出的影響過程和作用路徑具有一致性，都存在線性影響和非線性影響。具體來看，即期無論是銀行卡消費還是信用卡消費都促進了城鎮居民消費支出，這與我們的預期相符，因為銀行卡和信用卡的持卡人不必因現金不足而抑制消費沖動，從而可以增加消費的隨機性和意外性，同時經由非現金支付的心理賬戶效應來減少心理損失，提升居民消費傾向。對于具有支付便利和消費信貸的雙重功能的信用卡，可在居民受到流動性約束時，通過消費信貸功能實現短期內小額資金的跨期配置，從而增加消費，因而，在當期表現出了更大程度的線性影響和非線性影響。但滯后一期的信用卡消費對城鎮居民消費表現出明確的抑制作用，同時滯后一期的整體銀行卡消費在居民可支配收入低速增長時也表現出抑制作用。其原因主要有兩個方面，一是，非現金支付的心理賬戶效應導致心理損失的減少只是暫時的，過后實際賬戶受損會抑制消費；二是，前期信用卡消費需要當期進行還款，這會對當期消費產生擠出效應，從而抑制城鎮居民的當期消費支出。但在居民可支配收入快速增長時，銀行卡消費滯后一期的抑制作用將不明顯甚至表現出促進作用，其原因也有兩個，其一，整體銀行卡消費稀釋了信用卡消費，因而信用卡還款在銀行卡消費整體中占比不大；其二，可支配收入的快速增長可給銀行卡持卡人帶來更多可消費資金，足以滿足還款需求。此外，滯后一期存在的抑制作用均不具有延續性?？傮w來看，無論是整體銀行卡消費還是其中的信用卡消費都促進了城鎮居民消費支出。六、結論與政策建議銀行卡對城鎮居民消費行為的平滑效應主要通過兩種途徑實現，一是通過非現金支付的心理賬戶效應減少心理損失；二是通過信用卡的小額消費信貸功能釋放流動性。本文通過建立非線性的時間序列STR模型，深入探究銀行卡消費以及其中的信用卡消費對我國城鎮居民消費的影響。實證結果表明，銀行卡支付方式對城鎮居民消費存在平滑效應，且整體銀行卡和其中的信用卡對城鎮居民消費支出的影響過程和作用路徑具有一致性，既存在線性影響又存在非線性影響。具體表現為：當期的銀行卡支付將對城鎮居民的當期消費產生非線性的促進作用，但滯后一期銀行卡對城鎮居民消費的影響方向則取決于可支配收入增長速度。銀行卡中的信用卡因其具有支付便利和消費信貸的雙重功能，在當期表現出了更大程度的線性影響和非線性影響，而滯后一期則會在一定程度上抑制當期消費。同時，滯后一期的抑制作用不具有延續性。總體來說，無論是整體銀行卡消費還是其中的信用卡消費都促進了城鎮居民消費支出。針對本文的實證結果和目前我國銀行卡業的現狀，提出如下建議：第一，進一步提升居民收入水平，充分發揮收入在銀行卡平滑居民消費過程中的帶動作用。從實證結果來看，收入是影響居民消費支出的最重要因素，具體表現在兩個方面，一是，其對消費的影響系數最大且顯著。二是，通過作為轉換變量決定銀行卡對城鎮居民消費的影響力度。因此，提升收入水平不僅會直接拉動居民消費，而且會通過增大銀行卡對城鎮居民消費的平滑作用來間接促進消費。據此，應將提升收入水平作為拉動居民消費的主要著力點，深化收入分配體制改革，以縮小各收入等級和各區域間的差距，進而充分發揮收入在銀行卡平滑居民消費過程中的帶動作用。第二，進一步完善銀行卡市場體系，充分發揮銀行卡對居民消費的平滑功能。其一，擴大銀行卡的普及范圍，改善銀行卡受理環境。雖然我國銀行卡產業總體發展態勢良好，但存在銀行卡市場發展不平衡的現狀。需要進一步改善欠發達地區尤其是農村地區的銀行卡受理環境，提高銀行卡服務覆蓋范圍，推動銀行卡市場協調發展。其二，不斷拓展銀行卡的應用領域，促進銀行卡支付模式的創新。隨著互聯網的不斷發展和金融創新的不斷涌現，第三方支付無疑對傳統的銀行卡支付體系造成了較大的沖擊。因此，銀行卡的發展也應向更高層次轉變，不斷創新支付模式，才能提升客戶粘性。其三，加快銀行卡法律制度建設，完善業務監管體系。政府應該不斷完善銀行卡和第三方支付的法律制度建設，正確引導銀行和第三方支付機構的競爭與合作，充分發揮各自優勢，實現資源整合、優勢互補，切實保護消費者的合法權益。endprint

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