银行卡支付方式对城镇居民消费的平滑效应研究基于STR模型的实证分析

龙海明　赵红梅

摘 要：银行卡支付可通过心理账户效应便利消费，产生平滑效应。通过平滑转换回归模型（STR）的实证分析肯定了该平滑效应的存在，并综合考察了银行卡影响城镇居民消费的线性和非线性效应，具体表现为：当期的银行卡支付将对城镇居民的当期消费产生非线性的促进作用，但滞后一期银行卡对城镇居民消费的影响方向则取决于收入增长速度。银行卡中的信用卡因其具有支付便利和消费信贷的双重功能，在当期表现出了更大程度的线性影响和非线性影响。关键词： 心理账户效应；平滑效应； 平滑转换回归模型；城镇居民消费中图分类号：

文献标识码： A

文章编号：1003-7217（2016）05-0002-05一、引言新常态下，我国传统的以投资、出口带动经济增长的模式变得难以为继。通过扩大内需、促进消费来拉动经济就成为我国促进经济增长的优先选择模式。2010年党的十七届五中全会提出，要坚持扩大内需战略、保持经济平稳较快发展。2014年的两会报告也特别强调要增强内需拉动经济的主引擎作用，把消费作为扩大内需的主要着力点。宏观与政策层面的助力推动，促使消费在经济发展中的拉动作用日益凸显。而城镇居民作为居民消费的主力军，更是拉动内需的中坚力量。提高消费对经济的拉动作用需要加大金融对消费的支持力度。随着互联网技术的进步和消费金融业务的快速发展，银行卡作为我国主要的非现金支付方式和小额信贷工具，正发挥着扩大消费、减少现金流通、降低交易成本、促进实体经济发展的作用。据央行支付体系运行报告显示，至2015年末，全国银行卡在用发卡数量54.42亿张，全年银行卡消费业务852.29亿笔，卡均消费金额为 10106元，银行卡年渗透率达到 47.96%，对现金具有明显的替代效应。随着银行卡市场规模的迅速扩大、市场参与主体的不断增加、业务创新的持续升级，银行卡支付覆盖了消费的各个领域，为消费提供便捷的支付方式，并可通过非现金支付降低心理损失从而更快完成消费活动，提升居民消费倾向；同时，可在居民受到流动性约束时，通过信用卡的消费信贷功能实现短期内小额资金的跨期配置，且信用卡相比于银行信贷而言，其信贷功能更加灵活，不限制消费对象，门槛更低，流程更简单，因而能在更大程度和范围上实现居民消费的平滑，进而深刻地改变了城镇居民的消费习惯和消费方式。因此，研究银行卡支付方式对我国城镇居民消费的平滑效应具有重要的现实意义。二、文献综述国内外相关学者主要从两个层面研究银行卡对居民消费的影响。一是从心理账户视角研究。Soman（2001）[1]从用户体验方面运用不同的方法对支付机制进行了研究，他认为用现金或支票支付使人记忆深刻而且痛苦，而信用卡支付通常会降低购买与支付的关联性。Prelec（2001）[2]等对体育赛事门票的拍卖进行了研究，发现用信用卡的消费者比用现金的消费者支付意愿更高。许罗德（2009）[3]认为银行卡不仅为消费者提供了便利、快捷的支付方式，更重要的是给消费者带来了完全不同于现金支付的消费体验，加速了购买决策和消费行为。张奎（2009）[4]认为由于心理账户效应，银行卡支付使得消费行为更加活跃、冲动消费更容易实现，并通过建立简单的城镇居民边际消费倾向的线性回归模型，得出在其他因素不变情况下，银行卡渗透率每上升0.1 ，边际消费倾向将增加0.005。国内外的研究结果在银行卡通过“心理账户”促进居民消费上达成了一致。二是从消费信贷视角研究。黄兴海（2004）[5]认为银行卡支付可以通过缓解流动性约束来提升居民消费倾向，并通过建立误差修正模型（ECM）对我国银行卡消费金额与社会消费品零售总额以及GDP增长之间的关系进行了实证分析。胡春燕、岳中刚（2007）[6]通过Granger因果关系检验建立误差修正模型进行实证研究，得出从长期均衡来看，我国银行卡消费每增加10%，将促进消费增长2.713%。由于银行卡的消费信贷功能主要体现在信用卡上，因而一些研究文献单独分析信用卡对居民消费的影响。Luclvigson（1999）[7]通过对一系列独立的信用卡数据分析发现，在排除收入增长的情况下，信用卡消费额度的增长会带动消费者消费量的增长。Soman和Cheema（2002）[8]在信用卡促进消费的基础上，对消费者进行了分类分析，进一步研究发现对于年轻和教育程度较低的消费者而言，信用限额的提高会对消费产生更大程度的刺激。Gross和Souleles（2002）[9]采用1995-1998年信用卡的面板数据进行实证分析，表明信用卡对消费具有刺激作用，增加消费者的信用额将显著提高消费者的信用卡负债。廖理（2013）[10]认为信用卡作为一种普遍的消费信贷工具， 在提升消费信贷供给能力上具有独特作用，因此，大力发展以信用卡为代表的消费信贷业务对促进消费具有重要作用。萧艺（2014）[11]通过实证分析得出在居民收入、股票流通市值、房价指数和信用卡数量四个因素中，信用卡数量影响消费的弹性仅次于收入水平，说明消费信贷拉动消费的潜力。熊伟（2014）[12]以新加坡最大商业银行的微观数据为样本，基于信用卡余额代偿分析了短期消费性贷款与居民消费之间的关系，得出信用卡在一定程度上降低了短期流动性约束，同时消费者在转账金还款期内会减少信用卡转账金账户的消费。总体来说，消费信贷视角的研究基本上表明银行卡的短期信贷功能能够在一定程度上释放流动性约束，促进即期消费。综合已有的研究结果分析，银行卡对居民消费的影响主要体现在两个方面：第一，银行卡为消费提供了便利的支付方式，同时，由于“心理账户”的存在，使得用银行卡支付所产生的心理账户受损程度要远低于现金支付产生的实际账户受损带来的心理损失；第二，具有短期小额消费信贷功能的信用卡在一定程度上解决了流动性约束。因此，银行卡对城镇居民消费的平滑作用主要通过两种途径实现，途径之一是通过非现金支付的心理账户效应促进城镇居民消费支出水平的提升；途径之二是通过小额消费信贷功能释放流动性约束促进消费。上述文献虽然论证了银行卡对消费增长的积极作用，但在量化银行卡对居民消费影响方面的研究还不多，且都是基于线性视角来进行研究的，较少考虑可能存在的非线性影响。由于银行卡对消费的影响是复杂的，可能不仅存在线性影响，也存在非线性影响。因此，为了更加全面地考察银行卡对城镇居民消费的影响，本文将构建平滑转换回归模型（STR）综合考察银行卡和其中的信用卡对城镇居民消费的线性影响和非线性影响，以实现全面探究银行卡对城镇居民消费的平滑效应。三、变量选取与数据的预处理（一）变量选取在银行卡支付变量的选取上，本文选取的是银行卡消费金额，代表银行卡消费水平；在信用卡支付变量的选取上，则以信用卡期末应偿信贷总额（也称信用卡期末未偿余额）为研究变量，代表信用卡消费水平。此外，消费函数理论表明收入是影响居民消费的最主要的因素，因此，我们也将考虑城镇居民可支配收入，并将其作为控制变量引入模型。城镇居民消费水平用城镇居民消费支出表示，作为整个模型的因变量。（二）数据处理我国关于信用卡期末应偿信贷总额的统计数据始于2008年，考虑到数据的完整性以及实证研究对样本容量的要求，我们选取2008年第1季度到2015年第4季度的季度数据作为实证数据。信用卡期末应偿信贷总额和银行卡消费金额数据来源于人民银行2008年—2015年各季度支付体系运行总体情况报告。城镇居民可支配收入和消费支出的季度数据根据国家统计局的相关数据整理得到。由于国家统计局对这两个指标统计的是人均季度累计值，因此，首先对这两个指标由人均季度累计值推算出每季度的人均值，再乘以该季度城镇总人口数得到相应的季度总量数据（季度城镇总人口数基于国家统计局公布的城镇人口年末数据并假定每季度人口均匀增长进行推算得到）。我们以2008年第一季度为基期，将城镇居民消费支出总额、可支配收入总额、银行卡消费总额以及信用卡期末应偿信贷总额全部调整至2008年第一季度的价格水平。为了消除季节因素影响，我们采用常用的Census-X12方法进行季节调整。最后，为消除变量可能存在的异方差性，我们对经季节调整后的数据做对数处理，得到城镇居民的可支配收入总额、银行卡消费总额、信用卡期末应偿信贷总额和城镇居民消费支出总额四个对数时间序列，分别记为lnincome、lnbank、lncredit和lnconsu。（三）平稳性检验时间序列的平稳性是建模的前提条件，本文采用ADF单位根法对数据的平稳性进行检验。由于原序列均带时间趋势，故采用含趋势项和截距项的ADF检验，对于其不带时间趋势的一阶差分序列采用只含截距项的ADF检验，并根据SIC信息准则确定最大滞后阶数。

检验类型（c，t，p）中，c表示截距项（1=有截距，0=无截距），t表示趋势项（1=有趋势，0=无趋势），p滞后期数；如果ADF值大于某个显著性水平下的临界值，则该变量在该显著性水平下不平稳，存在单位根，反之，则平稳，不存在单位根。由表1检验结果可知：lnconsu、lnincome、lnbank和lncredit均为非平稳序列，但其一阶差分序列lnconsu_d、lnincome_d、lnbank_d和lncredit_d在5%显著性水平下平稳。基于此结果，下文的实证分析将使用lnconsu_d、lnincome_d、lnbank_d和lncredit_d作为研究变量，而这四个序列的经济意义是对数增长率。四、STR模型构建与参数估计（一） 模型设定STR模型的建模过程是一个从线性到非线性的嵌套过程。首先，我们在已有的理论基础上建立银行卡对城镇居民消费影响的一般线性基础模型。进一步，为了更准确地考察银行卡消费与城镇居民消费之间的非线性特征，我们采用Granger和Tera svirta（1993）[13]提出的平滑转换回归（STR）模型，在（l）式基础上，引人转换函数，从而构造出一个非线性模型，以期描述银行卡消费与城镇居民消费之间可能存在的非线性传导关系，具体为（2）式所示。其中，st是转换变量，γ是转换系数，其数值大小反映了由“0”状态过渡到“l”状态的速度，当γ→0时，STR模型将退化成传统的线性回归模型，即两者之间并不存在任何非线性关系。c是位置参数，是状态改变的转折点。G（γ，c，st）是转换函数，它是st的连续有界函数，值域为[0，1]，是决定模型非线性效应的关键函数，且根据转换函数的类型可将STR模型分为指数型STR模型（ESTR）和逻辑型STR模型（LSTR）两大类，其中ESTR模型的转换函数形式如（3）式所示。（二）滞后阶数确定滞后阶数的选取是利用VAR模型的AIC、SC 等信息准则来确定。考虑到较多的滞后阶数虽然可以更完整地反映模型的动态特征但也降低了模型的自由度，因此借鉴常用做法，将最大滞后阶数设置成6阶。滞后阶数在不同信息准则标准下的结果分别如表2和表3所示。（三）转换变量和转换函数选取根据Tera svirta（1994）[14]的处理方法，将转换函数在st=0处进行三阶泰勒展开，再代入STR模型的表达式中，可得到如下辅助回归方程：选择合适的转换变量st，对上述假设构造LM检验统计量，若拒绝原假设，则认为模型的非线性成立。若有多个变量同时拒绝线性原假设，我们选择拒绝线性最强的作为最终的转换变量。在通过非线性检验后，进一步确定模型的类型，参考Tera svirta（1998）[15]的方法，构造假设检验：（四）模型估计1.初值估计。采用格点搜索法对LSTR1模型的γ和c的初始值进行估计。利用JMulti软件，通过格点搜索得到模型一的γ初始值为10，c的初始值为0.02544。模型二 的γ初始值为10，c的初始值为0.10000。2.系数估计。确定了γ和c的初值后，我们采用NewtonRaphson迭代算法估计模型的各项系数。逐步剔除过于不显著的变量，对模型进行优化，得到模型的最终形式，其系数估计结果如表6。（五）模型评价在得到STR模型的具体形式和系数估计后，需要对模型进行评价。主要包括模型残差序列的平稳性检验、自相关性检验、异方差性检验以及正态性检验等，本文分别采用单位根检验、LM检验、 ARCH—LM检验和JARQUE-BERA检验对残差序列进行上述四个检验。通过检验得出模型一和模型二的残差序列依次通过了平稳性检验、自相关性检验、异方差检验和正态检验，可认为两模型估计结果均具有一致性和稳健性（考虑到文章篇幅，具体检验结果省略了）。 五、实证结果分析（一）模型一结果分析模型一反映的是整体银行卡消费对城镇居民消费支出的动态影响过程。模型由线性和非线性两部分组成，非线性部分又包含转换函数和回归项两部分。转换函数G以城镇居民当期可支配收入增长率ln income_d（t）为转换变量，并关于转换变量单调递增。转换系数γ=11.18519，位置参数c=0.02421，说明转换函数以c为门限值，随着转换变量的变化在0和1之间快速进行转换，其值越接近1，模型非线性部分的影响也就越大，其值接近于0时，非线性部分消失，模型退化成传统的线性模型。转换函数和转换变量的具体关系如图1所示。由图1可知，转换函数在0和1之间快速变化，不存在长时间为0，说明该模型的非线性部分普遍存在。从表6模型一的系数估计结果分析， ln consu_d（t-1）和ln consu_d（t-2）的系数均为负且只存在线性部分，说明城镇居民当期消费与其滞后期呈负相关，这是由于我国城镇居民普遍存在跨期消费行为，具有较大的跨期消费弹性，居民期内消费的减少则意味着跨期消费的增多。ln income_d（t）、ln income_d（t-1）的系数均显著为正，且分别是非线性部分和线性部分最大的，说明收入对城镇居民的消费支出具有即时的非线性影响和滞后的线性影响，均显著促进当期消费，并对消费起决定性作用。整体银行卡消费对城镇居民消费支出既存在线性影响又存在非线性影响。由于转换函数不存在长时间为0，表明整体银行卡消费对城镇居民消费支出的非线性影响普遍存在。具体来看，银行卡消费的当期主要以非线性的方式促进城镇居民消费，这种促进作用的大小与转换变量ln income_d（t）有关，转换变量越大，转换函数G越大，即当期可支配收入的增长速度决定了当期银行卡消费对城镇居民消费的非线性影响力度，当转换函数G=1时，当期银行卡消费每增长1%，可拉动城镇居民消费增长0.18%。银行卡消费的滞后一期对当期消费的影响在线性部分是抑制作用而在非线性部分是促进作用，其对当期消费具体影响方向和大小取决于转换变量，当城镇居民可支配收入快速增长时（增长速度稍大于阈值c，转换函数G趋于1），滞后一期的银行卡消费对城镇居民消费具有正向的促进作用，而当城镇居民可支配收入低速增长时，对城镇居民消费具有负向的抑制作用，这种抑制作用在模型二中表现得更明显，但这种抑制作用不具有延续性，因为滞后二期的银行卡消费对城镇居民消费支出不再表现出抑制作用而是在线性部分以微弱的促进作用拉动消费，但并不显著。（二）模型二结果分析模型二反映的是银行卡中的信用卡消费对城镇居民消费支出的动态影响过程。转换函数G以信用卡期末应偿信贷总额增长率ln credit_d（t）为转换变量，并关于转换变量单调递增。位置参数c=0.11247，转换系数γ=11.23884。转换函数和转换变量的具体关系如图2所示。由图2可知，2008年第4季度到2013年第1季度，模型的非线性部分普遍存在。2013年第2季度到2015年第4季度，由于信用卡消费低速增长，导致转换变量ln credit_d（t）小于门限值c，转换函数G趋于0，模型的非线性部分消失，退化成传统的线性模型。从表6模型二的系数估计结果来看，城镇居民前期消费依然对当期消费存在抑制作用。收入对城镇居民的消费支出依然具有即时的非线性影响，只是这种影响微弱且不显著，而滞后既具有线性影响又具有非线性影响，其线性影响系数为0.92036，非线性影响系数为-0.44653，由于线性影响系数要远大于非线性影响系数，说明收入的滞后期对城镇居民当期消费具有明确促进作用，只是这种促进作用的大小受转换变量ln credit_d（t）的影响，随着ln credit_d（t）的变化在[0.47383，0.92036]上变动，转换变量越大，促进作用越小，呈负相关，这表明当信用卡消费快速增长时，会降低收入对消费促进作用，这是由于信用卡消费主要取决于信用卡的授信额度，当信用卡消费快速增长时必将减弱收入对消费的影响力度。信用卡消费对城镇居民消费支出既存在线性影响又存在非线性影响，但是2013年第2季度到2015年第4季度，由于信用卡消费低速增长，转换函数G趋于0，模型非线性部分消失，因此，信用卡消费对城镇居民消费支出的非线性影响也消失。具体来看，当期信用卡消费ln credit_d（t）对城镇居民消费支出的线性影响系数为0.32362，非线性影响系数为-0.20379，显然，当期信用卡消费对城镇居民当期消费支出具有明确的促进作用，其具体大小与转换变量ln credit_d（t）有关，转换变量越小，促进作用越大，当信用卡消费低速增长时（增长速度稍小于阈值c，转换函数G趋于0），当期信用卡消费对城镇居民消费支出的促进作用会达到0.32362，明显大于当期银行卡消费，这是由于信用卡对居民流动性约束的释放作用要大于银行卡整体，此外，信用卡机构经常通过与商户合作开展促销活动来拉拢客户刺激持卡人冲动消费。信用卡消费的滞后期ln credit_d（t-1）对城镇居民消费支出仅具有线性影响，影响系数为-0.12385，说明信用卡消费的滞后期会抑制当期城镇居民消费，这与熊伟（2014）得出的消费者在转账金还款期内会减少信用卡转账金账户消费的结论相一致。同样，这种抑制作用不具有延续性，因为滞后二期的信用卡消费ln credit_d（t-2）的系数为正。（三）经济学解释整体银行卡消费和其中的信用卡消费对城镇居民消费支出的影响过程和作用路径具有一致性，都存在线性影响和非线性影响。具体来看，即期无论是银行卡消费还是信用卡消费都促进了城镇居民消费支出，这与我们的预期相符，因为银行卡和信用卡的持卡人不必因现金不足而抑制消费冲动，从而可以增加消费的随机性和意外性，同时经由非现金支付的心理账户效应来减少心理损失，提升居民消费倾向。对于具有支付便利和消费信贷的双重功能的信用卡，可在居民受到流动性约束时，通过消费信贷功能实现短期内小额资金的跨期配置，从而增加消费，因而，在当期表现出了更大程度的线性影响和非线性影响。但滞后一期的信用卡消费对城镇居民消费表现出明确的抑制作用，同时滞后一期的整体银行卡消费在居民可支配收入低速增长时也表现出抑制作用。其原因主要有两个方面，一是，非现金支付的心理账户效应导致心理损失的减少只是暂时的，过后实际账户受损会抑制消费；二是，前期信用卡消费需要当期进行还款，这会对当期消费产生挤出效应，从而抑制城镇居民的当期消费支出。但在居民可支配收入快速增长时，银行卡消费滞后一期的抑制作用将不明显甚至表现出促进作用，其原因也有两个，其一，整体银行卡消费稀释了信用卡消费，因而信用卡还款在银行卡消费整体中占比不大；其二，可支配收入的快速增长可给银行卡持卡人带来更多可消费资金，足以满足还款需求。此外，滞后一期存在的抑制作用均不具有延续性。总体来看，无论是整体银行卡消费还是其中的信用卡消费都促进了城镇居民消费支出。六、结论与政策建议银行卡对城镇居民消费行为的平滑效应主要通过两种途径实现，一是通过非现金支付的心理账户效应减少心理损失；二是通过信用卡的小额消费信贷功能释放流动性。本文通过建立非线性的时间序列STR模型，深入探究银行卡消费以及其中的信用卡消费对我国城镇居民消费的影响。实证结果表明，银行卡支付方式对城镇居民消费存在平滑效应，且整体银行卡和其中的信用卡对城镇居民消费支出的影响过程和作用路径具有一致性，既存在线性影响又存在非线性影响。具体表现为：当期的银行卡支付将对城镇居民的当期消费产生非线性的促进作用，但滞后一期银行卡对城镇居民消费的影响方向则取决于可支配收入增长速度。银行卡中的信用卡因其具有支付便利和消费信贷的双重功能，在当期表现出了更大程度的线性影响和非线性影响，而滞后一期则会在一定程度上抑制当期消费。同时，滞后一期的抑制作用不具有延续性。总体来说，无论是整体银行卡消费还是其中的信用卡消费都促进了城镇居民消费支出。针对本文的实证结果和目前我国银行卡业的现状，提出如下建议：第一，进一步提升居民收入水平，充分发挥收入在银行卡平滑居民消费过程中的带动作用。从实证结果来看，收入是影响居民消费支出的最重要因素，具体表现在两个方面，一是，其对消费的影响系数最大且显著。二是，通过作为转换变量决定银行卡对城镇居民消费的影响力度。因此，提升收入水平不仅会直接拉动居民消费，而且会通过增大银行卡对城镇居民消费的平滑作用来间接促进消费。据此，应将提升收入水平作为拉动居民消费的主要着力点，深化收入分配体制改革，以缩小各收入等级和各区域间的差距，进而充分发挥收入在银行卡平滑居民消费过程中的带动作用。第二，进一步完善银行卡市场体系，充分发挥银行卡对居民消费的平滑功能。其一，扩大银行卡的普及范围，改善银行卡受理环境。虽然我国银行卡产业总体发展态势良好，但存在银行卡市场发展不平衡的现状。需要进一步改善欠发达地区尤其是农村地区的银行卡受理环境，提高银行卡服务覆盖范围，推动银行卡市场协调发展。其二，不断拓展银行卡的应用领域，促进银行卡支付模式的创新。随着互联网的不断发展和金融创新的不断涌现，第三方支付无疑对传统的银行卡支付体系造成了较大的冲击。因此，银行卡的发展也应向更高层次转变，不断创新支付模式，才能提升客户粘性。其三，加快银行卡法律制度建设，完善业务监管体系。政府应该不断完善银行卡和第三方支付的法律制度建设，正确引导银行和第三方支付机构的竞争与合作，充分发挥各自优势，实现资源整合、优势互补，切实保护消费者的合法权益。endprint

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