我国银行卡业务需求影响因素实证分析[精选]

1、我国银行卡业务需求影响因素实证分析【摘要】银行卡作为一项在西方已发展了几十年的金融业务，具有初始投入少、利润空间大的特点。我国银行卡产业自1985年中国银行发行的第一张“中银卡”以来，近 20虽处于初级阶段但发展迅速。在银行卡产业发展过程中，充分了解影响银行卡业务需求的因素，研究银行卡业务需求的变化规律，对进一步拓展银行卡业务经营范围十分重要。本文运用eviews软件系统，对影响银行卡业务需求的因素进行分析，以揭示银行卡业务的需求特征、发展趋势等重要的影响因素及其变化规律，为商业银行进一步拓展银行卡业务提供经营决策的实证基础。【关键词】银行卡；业务需求；恩格尔系数；实证分析银行卡产业是金融体系

2、的重要组成部分。发展银行卡产业，可以促进个人消费信贷，带动银行个人金融业务的增长。同时，有利于方便人民群众生活，扩大社会消费，促进社会信息化和国民经济发展。最近几年，我国银行卡产业在人民银行的组织领导下，取得了一系列突破性的进展，中国正在成为最具发展潜力的银行卡产业大国。一、 我国银行卡发展现状我国银行卡产业经过20年的发展，目前已经达到了相当的规模，并进入了一个快速发展的阶段。从1985年中国银行率先发行银行卡以来，各商业银行纷纷推出功能多样的银行卡。银行卡产业迅速发展着：从无到有、从小到大，从单一功能到综合功能，从封闭经营到联网经营。总的来说，目前，银行卡产业发展机制已经日趋成熟，市场参与

3、主体不断壮大，整个产业正在进入发展新时期。（1）银行卡联网通用基本实现，截至2004年底，全国共有348个地级以上城市和336个县级城市的联网通用。（2）市场规模不断扩大。在发卡方面，发卡机构从2000年底的55家增加到了2004年底的152家,发卡量从2.77亿张增加到了7.7亿张。各发卡银行还与其他有关机构推出了各种联名卡、认同卡，大大丰富了银行卡品种。在受理方面，在人民银行的组织协调下，各地政府积极推动当地市场建设，我国银行卡受理市场取得快速发展，特约商户从2000年底的10万户增加到目前的30.6万户，pos机从29万台增加到47万多台，atm机从3.7万台增加到6.9万台。（3）国际

4、化迈出实质性步伐。2004年，先后开通了银联人民币卡在香港和澳门的受理业务，2005年，又开通了银联人民币卡在新加坡、泰国、韩国的受理业务，银联卡真正走出国门。（4）局和较为完善的银行卡支付产业链。可以说， 随着市场的全面对外开放，我国银行卡产业将融入全球银行卡市场，成为全球市场的组成部分，并将不可避免地受到全球银行卡市场变化的影响。但是在我国银行卡产业面临困难和挑战的同时，也迎来了不可多得的发展机遇。我国经济的持续增长、居民收入的迅速增加、全球最大的潜在持卡人群体，这都将为我国银行卡产业发展提供巨大的市场空间。2008年北京举办"数字奥运"和2010年上海世博会

5、，也将成为一个很好的机会。而目前，在银行卡市场中，有诸多因素会对银行卡业务需求产生影响，如gdp、人均储蓄余额、城镇居民家庭可支配收入、银行服务环境、政策环境、信息化程度、卡功能等。因此，本文通过对银行卡业务需求实证分析，找出影响银行卡需求的变量，希望能通过对此分析，找出其中规律，以扩大业务经营。三、模型的建立本文通过选取1990年至2005年的相关数据作为样本。表1 银行卡业务需求模型的时间序列表年份银行卡业务需求（以发卡业务衡量）y中国gdp 总量x1人均gdp x2中国人均储蓄余额x3储蓄存款余额x4储蓄存款活期所占比例x5农村居民家庭人均可支配收入绝对数x6农村居民家庭恩格尔系数x7城

6、镇居民家庭人均可支配收入绝对数x8城镇居民家庭恩格尔系数x919901818547.91634622.9922.817322.558.81510.254.2199110021617.81879798.12270.516.7271.657.61700.653.8199230026638.122871003.22744.519.9338.157.62026.652.9199347034634.4293912833481.221.3419.158.12577.450.1199484346759.439231794.74869.621.8562.658.93496.249.91995141158478

7、.148542449.46666.719.8720.458.6428349.91996417167884.655763147.16518.519.9887.856.34838.948.61997717574462.660673744.31004021.71054.155.15160.346.419981160078345.263074279.411336.821.71201.553.45425.144.519991801082067.565474735.612446.524.6128952.6585441.920002774089403.670785082.211337.828.31530.3

8、49.1628039.220013828095933.375435779.512471.130.31737.247.76869.637.9200256000106546797260008700031247646.2770337.7200364800117251.99101800010000032.12622.245.68472.237.1200476200136875.910561900012619633.2293645.2942237.72005920001823211378710900141050.934.5320046.21230037注：银行卡业务需求（以发卡业务衡量）的单位是：万张；

9、中国gdp 总量的单位是：亿元；人均gdp、中国人均储蓄余额、农村居民家庭人均可支配收入绝对数和城镇居民家庭人均可支配收入绝对数的单位是：元；储蓄存款余额的单位是：万元；储蓄存款活期所占比例、农村居民家庭恩格尔系数和城镇居民家庭恩格尔系数的单位是：%。资料来源：中国统计年鉴、中国金融年鉴、国家统计局网站 （一）模型初步提出为了具体分析各要素对提高我国银行卡业务需求的影响大小，我们选取了中国gdp 总量、人均gdp、中国人均储蓄余额、农村居民家庭人均可支配收入绝对数、城镇居民家庭人均可支配收入绝对数、储蓄存款余额、储蓄存款活期所占比例、农村居民家庭恩格尔系数、城镇居民家庭恩格尔系数等若干指标进行

10、回归分析。采用的对数模型如下：y=1 +2x1 +3x2+4x3+5x4+6x5+7x6+8x7+9x8+10x9其中，y代表银行卡业务需求（以发卡业务衡量），x1代表中国gdp 总量，x2代表人均gdp，x3代表中国人均储蓄余额，x4代表储蓄存款余额，x5代表储蓄存款活期所占比例，x6代表农村居民家庭人均可支配收入绝对数，x7代表农村居民家庭恩格尔系数，x8代表城镇居民家庭人均可支配收入绝对数，x9代表城镇居民家庭恩格尔系数，k （k=1，210）代表各解释变量的参数系数，ui代表随机扰动项.我们通过对该模型的回归分析，得出各个变量与我国银行卡业务需求的变动关系。（二）模型的拟合检验用evi

11、ews计量经济学分析软件我们可以得到如下回归分析结果：dependent variable: ymethod: least squaresdate: 01/05/09 time: 11:11sample: 1990 2005included observations: 16variablecoefficientstd. errort-statisticprob. c-133991.973448.41-1.8242990.1179x11.9418160.6470923.0008370.0240x2-33.289678.114710-4.1023850.0063x39.7478412.590518

12、3.7628930.0094x4-0.0285890.115023-0.2485530.8120x52171.178467.23034.6469110.0035x68.69350612.529570.6938390.5137x7-638.51951044.471-0.6113330.5634x85.0943206.6737680.7633350.4742x92505.067772.91793.2410510.0177r-squared0.998488 mean dependent var24944.88adjusted r-squared0.996220 s.d. dependent var3

13、1000.23s.e. of regression1905.896 akaike info criterion18.21246sum squared resid21794633 schwarz criterion18.69533log likelihood-135.6997 f-statistic440.2742durbin-watson stat2.695428 prob(f-statistic)0.0000001、 多重共线性检验x1x2x3x4x5x6x7x8x9x110.9992589569780.9895935237460.8673313290970.9178478132510.96

14、4666019751-0.8851317558330.998931499167-0.903234718224x20.99925895697810.9880456582460.8543775867540.9113213440160.95787513179-0.8775088155110.997844798703-0.902111283435x30.9895935237460.98804565824610.8887513025950.9385408214030.981208049776-0.9229904640270.99091226003-0.919298276739x40.8673313290

15、970.8543775867540.88875130259510.8419815143580.92617769665-0.8077343572350.869886038071-0.722829128501x50.9178478132510.9113213440160.9385408214030.84198151435810.956903452831-0.9568837655270.928372013909-0.953957868586x60.9646660197510.957875131790.9812080497760.926177696650.9569034528311-0.9513293

16、260690.97134544139-0.923837130476x7-0.885131755833-0.877508815511-0.922990464027-0.807734357235-0.956883765527-0.9513293260691-0.8969173040320.962539210077x80.9989314991670.9978447987030.990912260030.8698860380710.9283720139090.97134544139-0.8969173040321-0.915309596015x9-0.903234718224-0.9021112834

17、35-0.919298276739-0.722829128501-0.953957868586-0.9238371304760.962539210077-0.9153095960151（1）根据多重共线性检验，解释变量之间存在着线性相关。x4 即储蓄存款余额、x6即农村居民家庭人均可支配收入绝对数、x7即农村居民家庭恩格尔系数、x8即城镇居民家庭人均可支配收入绝对数的参数t并不显著，x2即人均gdp、 x4即储蓄存款余额、x7即农村居民家庭恩格尔系数的变量系数的符号与经济意义相悖，应予以剔除。表明模型中确实存在多重共线性。（2）修正：剔除x2即人均gdp后的模型为：dependent vari

18、able: ymethod: least squaresdate: 01/05/09 time: 11:44sample: 1990 2005included observations: 16variablecoefficientstd. errort-statisticprob. c-7638.446120416.5-0.0634340.9512x1-0.2057480.686926-0.2995200.7732x32.0268673.2146470.6305100.5484x40.1878310.1845861.0175800.3428x52182.831843.76752.5870050

19、.0361x6-4.97764421.81245-0.2282020.8260x7-3187.6501516.126-2.1024960.0736x85.89135412.047220.4890220.6398x92734.2091392.1821.9639730.0903r-squared0.994247 mean dependent var24944.88adjusted r-squared0.987673 s.d. dependent var31000.23s.e. of regression3441.906 akaike info criterion19.42376sum square

20、d resid82926997 schwarz criterion19.85834log likelihood-146.3901 f-statistic151.2264durbin-watson stat1.573283 prob(f-statistic)0.000000剔除x4即储蓄存款余额后的模型为：dependent variable: ymethod: least squaresdate: 01/05/09 time: 11:46sample: 1990 2005included observations: 16variablecoefficientstd. errort-statis

21、ticprob. c-119134.850055.76-2.3800430.0445x1-0.1356750.684979-0.1980720.8479x32.8415263.1202560.9106710.3891x52706.103670.44254.0362940.0038x615.010899.5040141.5794270.1529x7-2429.9021323.578-1.8358580.1037x82.65880611.646580.2282910.8251x93774.581947.01283.9857760.0040r-squared0.993396 mean depende

22、nt var24944.88adjusted r-squared0.987618 s.d. dependent var31000.23s.e. of regression3449.527 akaike info criterion19.43671sum squared resid95193909 schwarz criterion19.82301log likelihood-147.4937 f-statistic171.9201durbin-watson stat1.911046 prob(f-statistic)0.000000剔除x6即农村居民家庭人均可支配收入绝对数后的模型为：depe

23、ndent variable: ymethod: least squaresdate: 01/05/09 time: 11:47sample: 1990 2005included observations: 16variablecoefficientstd. errort-statisticprob. c-97106.9751912.00-1.8706070.0942x1-0.7211580.621997-1.1594230.2761x33.6071023.3284891.0837060.3067x52992.759696.94214.2941290.0020x7-3955.643977.05

24、65-4.0485310.0029x814.527679.6083531.5119830.1648x94858.876704.41566.8977400.0001r-squared0.991337 mean dependent var24944.88adjusted r-squared0.985562 s.d. dependent var31000.23s.e. of regression3724.955 akaike info criterion19.58313sum squared resid1.25e+08 schwarz criterion19.92114log likelihood-

25、149.6651 f-statistic171.6521durbin-watson stat2.058395 prob(f-statistic)0.000000剔除x7即农村居民家庭恩格尔系数后的模型为：dependent variable: ymethod: least squaresdate: 01/05/09 time: 11:48sample: 1990 2005included observations: 16variablecoefficientstd. errort-statisticprob. c-243751.759254.72-4.1136250.0021x1-1.1605

26、580.975912-1.1892030.2618x312.214014.0809712.9929180.0135x53878.4051054.4133.6782590.0043x813.4167615.304120.8766770.4012x93047.610866.99253.5151520.0056r-squared0.975560 mean dependent var24944.88adjusted r-squared0.963341 s.d. dependent var31000.23s.e. of regression5935.503 akaike info criterion20

27、.49529sum squared resid3.52e+08 schwarz criterion20.78501log likelihood-157.9623 f-statistic79.83445durbin-watson stat1.937252 prob(f-statistic)0.000000剔除x8即城镇居民家庭人均可支配收入绝对数后的模型为：dependent variable: ymethod: least squaresdate: 01/05/09 time: 11:49sample: 1990 2005included observations: 16variablecoe

28、fficientstd. errort-statisticprob. c-227607.355724.82-4.0844870.0018x1-0.3323800.242329-1.3716060.1975x312.301324.0366083.0474390.0111x54115.7541008.2854.0819350.0018x92764.817796.23873.4723470.0052r-squared0.973682 mean dependent var24944.88adjusted r-squared0.964112 s.d. dependent var31000.23s.e.

29、of regression5872.730 akaike info criterion20.44433sum squared resid3.79e+08 schwarz criterion20.68577log likelihood-158.5547 f-statistic101.7415durbin-watson stat1.878511 prob(f-statistic)0.000000初步整理方程得：y= -227607.3-0.3324x1+12.3013x3+4115.754x5+2764.817x9+ui（-4.0845） (-1.3716) (3.0474) (4.0819) (

30、3.4723) r2=0.9737 adjusted r-squared =0.9641 f=101.74152、显著性检验：（）对于ß2，t统计量为-1.371606。给定=0.05，查t分布表，在自由度为n-3=13下，得临界值t0.025(13)=2.160，因为t<t0.025(13)，所以接受原假设h0: ß2=0，表明x1即中国gdp 总量对银行卡业务需求没有显著性影响；（）对于ß3，t统计量为3.047439。给定=0.05，查t分布表，在自由度为n-3=13下，得临界值t0.025(13)= 2.160，因为t>t0.025(13)，所

31、以拒绝原假设h0: ß4=0，表明x3即中国人均储蓄余额对银行卡业务需求有显著性影响；（3）对于ß4，t统计量为4.081935。给定=0.05，查t分布表，在自由度为n-3=13下，得临界值t0.025(13)= 2.160，因为t>t0.025(13)，所以拒绝原假设h0: ß4=0，表明x5即储蓄存款活期所占比例对银行卡业务需求有显著性影响；（4）对于ß5，t统计量为3.472347。给定=0.05，查t分布表，在自由度为n-3=13下，得临界值t0.025(13)= 2.160，因为t>t0.025(13)，所以拒绝原假设h0: &#

32、223;4=0，表明x9即城镇居民家庭恩格尔系数对银行卡业务需求有显著性影响；（5）对于f=101.7415>f(3,12)=3.49(显著性水平为0.05)，表明模型从整体上看银行卡业务需求与各解释变量之间线性关系显著。所以由上分析，需剔除x1，剔除x1即中国gdp 总量后的模型为：dependent variable: ymethod: least squaresdate: 01/05/09 time: 00:06sample: 1990 2005included observations: 16variablecoefficientstd. errort-statisticprob

33、. c-240037.456966.24-4.2136780.0012x37.1427471.5189344.7024750.0005x54384.2721024.7744.2782810.0011x92814.495824.10553.4152110.0051r-squared0.969181 mean dependent var24944.88adjusted r-squared0.961476 s.d. dependent var31000.23s.e. of regression6084.562 akaike info criterion20.47722sum squared resi

34、d4.44e+08 schwarz criterion20.67036log likelihood-159.8177 f-statistic125.7900durbin-watson stat1.193566 prob(f-statistic)0.000000回归方程为：y= -240037.4+7.1427x3+4384.272x5+2814.495x9+ui（-4.2137） (4.7025) (4.2783) (3.4152) r2=0.9692 adjusted r-squared =0.9615 f=125.79003、相关性检验从估计的结果可以看出，模型拟合较好，可决系数r

35、8;=0. 9692，表明模型在整体上拟合比较好。、异方差检验利用arch检验，得如下结果：arch test:f-statistic0.371081 probability0.775919obs*r-squared1.431011 probability0.698282test equation:dependent variable: resid2method: least squaresdate: 01/05/09 time: 00:12sample(adjusted): 1993 2005included observations: 13 after adjusting endpoint

36、svariablecoefficientstd. errort-statisticprob. c35088556205619841.7064770.1221resid2(-1)-0.2451550.342383-0.7160250.4921resid2(-2)-0.2661240.287920-0.9243000.3794resid2(-3)-0.0545030.285705-0.1907690.8529r-squared0.110078 mean dependent var20517810adjusted r-squared-0.186563 s.d. dependent var356188

37、19s.e. of regression38799391 akaike info criterion38.03337sum squared resid1.35e+16 schwarz criterion38.20720log likelihood-243.2169 f-statistic0.371081durbin-watson stat1.971182 prob(f-statistic)0.775919由上表，obs*r-squared=1.4310 而查表，给定=0.95 自由度p=3，得临界值0.3518；给定=0.05自由度p=3,得临界值7.8147；所以0.3518<1.43

38、10<7.8147，所以接受原假设，模型随机误差项不存在异方差。、序列相关检验dw=1.9712,给定显著性水平=0.05,查durbinwatson 表，n=16,k=4,得下限临界值dl=0.532 du=1.663 ,所以du=1.663 < dw=1.9712 < 4-du =2.337。根据判断区域知，这时随机误差项不存在一阶自相关。、因果关系检验pairwise granger causality testsdate: 01/05/09 time: 14:20sample: 1990 2005lags: 2 null hypothesis:obsf-statist

39、icprobability y does not granger cause x914 0.35920 0.70780 x9 does not granger cause y 5.37559 0.02910由该检验结果表明，在=0.05的水平下，f(3,13)=3.41，而f=0.3592< f(3,13)=3.41，所以接受原假设，认为y即银行卡业务需求的变量不会影响x9即城镇居民家庭恩格尔系数；f=5.3756> f(3,13)=3.41,所以拒绝原假设，认为x9即城镇居民家庭恩格尔系数对y即银行卡业务需求有显著性影响。三、各因素对我国银行卡业务需求的影响分析由以上回归数据以及

40、相关检验，我们得出了各个变量与我国银行卡业务需求的变动关系。结论是：现阶段，我国银行卡业务需求主要是受中国人均储蓄余额、储蓄存款活期所占比例、城镇居民家庭恩格尔系数三个因素影响。居民储蓄代表了居民自己可以支配的财产，是居民消费力量的体现，也是构成消费需求的基础。改革开放以来，我国居民收入逐年提高，居民储蓄存款平均每年以约35%的速度增长，2006年初我国居民储蓄存款已突破15万亿元。居民储蓄从根本上讲是产生消费需求的直接基础，这与银行卡业务分散、零售性强的基本属性相吻合，对银行卡的需求有积极作用。人均储蓄余额更能反映出百姓的富裕程度及对银行卡业务需求的影响。1988年到2005年人均储蓄余额与

41、银行卡的发卡量紧密相关。我国人均储蓄余额的连年增长促进了城乡居民消费需求的不断增加，也促进了银行卡业务的快速发展。从储种上看，定活两便和活期存款更容易产生对银行卡业务的直接需求。另外，我国城乡居民家庭人均可支配收入逐年增加，2005年我国城镇居民家庭人均可支配收入超过万元，城镇居民家庭恩格尔系数为37%。按照国际标准，我国城镇居民的生活水平已进入“富裕”级别。但是我国地域辽阔，各省、地区经济发展不平衡，城乡居民生活水平存在较大差异，2005年农村居民家庭人均可支配收入仅为3000多元，是城镇居民家庭人均可支配收入的三分之一。毫无疑问，城乡居民生活水平的大幅度提高，使得人们的消费支付能力大增，从

42、而促进了银行卡业务的发展。四、政策建议我国银行卡产业还处于初级阶段，所以要想扩大银行卡业务需求，大力发展银行卡业务，就必须认真学习税务总局、银监会、外汇局关于促进银行卡产业发展的若干意见，积极贯彻落实和完善以下几方面： (一)完善法律体系，营造良好制度环境 要完善法律体系，营造良好制度环境。要明确各参与方的权利、责任和义务，保障当事人合法权益；统一银行卡发行、使用和受理规则，规范银行卡支付行为，明确风险控制和信息安全要求，切实防范支付风险。    (二)面向需求，完善银行卡品种和功能    1鼓励推广公务卡。各级政府部门及所属预算单位

43、应积极带头使用银行卡，在行政经费、差旅费等公务支出中使用银行卡支付，提高预算资金支出的透明度，加强对公务支出的监控。    2.继续促进借记卡发展，稳步发展信用卡。进一步完善借记卡的功能，提升借记卡的服务质量，促进借记卡发展。在有效防范信用卡风险的前提下，稳妥发展信用卡。    3拓展银行卡使用空间，推进银行ic卡应用。促进银行卡功能与其他行业应用有机结合，实现资源共享与协调发展。有序规范以银行卡为介质的网上支付、移动支付等电子支付，促进其健康发展。积极开发适合不同群体需求的品种，满足客户个性化需要。人民银行要根据中国金融集成电路(i

44、c)卡规范(2005年版)新行业标准，推动银行ic卡应用的发展。    (三)促进受理市场快速健康发展，扩大受理范围    1加强受理市场建设。将完善用卡环境、推动银行卡普及应用作为当前银行卡产业发展的核心工作。以市场手段为主，辅之以必要的政府指导。2规范发展受理市场。明确发卡机构、银行卡清算组织、收单机构、持卡人、特约商户、专业化服务机构等银行卡业务有关市场主体各自的权利义务和责任，按照权利义务相一致的原则，承担相应的风险和责任。加强对收单市场的管理，确保所有发卡机构发行的银行卡被受理。健全专业化服务体系，加强对银行卡业务外包的管理

45、和风险控制，提高专业化服务水平。    3建立和完善合理的收费定价机制。坚持银行服务合理收费原则，综合考虑成本、利润和风险因素，兼顾各方利益，建立科学、合理的银行卡定价机制。按照市场化的发展要求，由各收单机构与商户协商定价。为鼓励商户受理银行卡的积极性，各地可根据商户刷卡消费额等因素建立适当的奖励机制。商业银行要科学制定银行卡财务管理制度，严格成本核算，降低成本。    4提高商业企业受理银行卡普及率。商务部等有关部门应积极引导商业、旅游、餐饮等零售和服务行业受理银行卡。    5扩大银行卡受理范围。有关

46、部门应鼓励公共事业单位积极受理银行卡，促进银行卡在水、电、气等公用事业缴费领域应用。推动民航、铁路、公路售票以及医院、学校、加油站等与公众生活密切相关和现金使用量较大的领域受理银行卡。    6拓展人民币银行卡境外受理市场。研究出台支持人民币银行卡受理网络向境外拓展的有关政策措施，鼓励人民币卡受理业务向具有使用需求的国家和地区拓展，逐步建立人民币卡的国际受理网络。商业银行和银行卡清算组织要积极、稳妥地开拓人民币卡境外受理业务，切实采取措施防范汇率、欺诈、技术等各类风险。    (四)鼓励市场化竞争，增强服务意识    1鼓励竞争，建立市场化的运营机制。要充分发挥市场在产业资源配置上的基础性作用，在银行卡发行、受理、信息转接、机具布放等环节引入竞争机制，防止垄断，鼓励符合条件的机构和组织参与银行卡受理市场建设，营造