我国银行卡业务需求影响因素实证分析 金融学专业

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,

P0S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)支付产品及渠道创新逐步加快。到2004年底，ATM跨行

转账业务开通机具达1.3万台，手机支付业务在13个城市开通，

柜面通业务在8个省市展开，同时，网上支付、固定电话支付等新

业务也不断推出。第五，产'也化发展体系初步形成。各商业银行纷

纷借鉴国际经验，建立银行卡中心，专业化经营银行卡业务。同时,

各类第三方专业化服务机构也迅速发展,初步形成了以银行卡经营

为核心，涵盖发卡、收单、信息转接、专业化服务及机具制造等业

务的产业发展格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，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

年份银行中国GDP人均中国人储蓄存款储蓄农村居农村城

卡业总量x1GDPX2均储蓄余额存款民家庭居民民

务需余额X3活期人均可家庭人

求所占支配收恩格支

（以比例入绝对尔系入

发卡数X6数数

x5

业务X

7x8

衡量）

Y

19901818547.91634622.9922.817322.558.815

199110021617.81879798.12270.516.7271.657.617

199230026638.122871003.22744.519.9338.157.620

199347034634.4293912833481.221.3419.158.125

199484346759.439231794.74869.621.8562.658.934

1995141158478.148542449.46666.719.8720.458.642

1996417167884.655763147.16518.519.9887.856.348

1997717574462.660673744.31004021.71054.155.151

19981160078345.263074279.411336.821.71201.553.454

19991801082067.565474735.612446.524.6128952.658

20002774089403.670785082.211337.828.31530.349.162

20013828095933.375435779.512471.130.31737.247.768

200256000106546797260008700031247646.277

200364800117251.99101800010000032.12622.245.684

200476200136875.910561900012619633.2293645.294

2005920001823211378710900141050.934.5320046.212

注：银行卡业务需求（以发卡业务衡量）的单位是：万张；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回归分析。

采用的对数模型如下：

Y=BB2%+B3X2+B4X3+B5X4+B如+B7X6+B8X7+B9X8+310X9

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，X」代表

储蓄存款余额，k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，BK（K=l,2…10）代表各解释变量的参数系数，U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,

(-)模型的拟合检验用Eviews计量经济学分析软件

我们可以得到如下回归分析结果:

DependentVariable:Y

Method:LeastSquares

Date:01/05/09Time:11:11

Sample:19902005

Includedobservations:16

VariableCoefficStd.t-StatistProb.

ientErroric

C-1339973448.-1.82420.117

1.941999

X11.94180.64703.00080.024

1692370

X2-33.288.1147-4.10230.006

96710853

X39.74782.59053.76280.009

4118934

X4-0.0280.1150-0.24850.812

58923530

X52171.1467.234.64690.003

7803115

X68.693512.5290.69380.513

0657397

X7-638.51044.4-0.61130.563

19571334

X85.09436.67370.76330.474

2068352

X92505.0772.913.24100.017

6779517

R-squared0.9984Mean24944

88dependentvar.88

Adjusted0.9962S.D.31000

R-squared20dependentvar.23

S.E.of1905.8Akaikeinfo18.21

regression96criterion246

Sumsquared21794Schwarz18.69

resid633criterion533

Loglikelihood-135.6F-statistic440.2

997742

Durbin-Watso2.69540.000

nstat28Prob(F-statistic)000

1、多重共线性检验

X1X2X3X4X5X6X7X8X9

X110.990.980.8670.910.964-0.80.998-0.9

925959331378466608519314032

895352290978119753179916347

697374732515587182

8613324

X20.9910.980.8540.910.957-0.80.997-0.9

925804377513287517758447021

895565867513431790889870112

69782444011553834

8661135

X30.980.9810.8880.930.981-0.90.990-0.9

959804751385420802299122192

352565025908249779046003982

37482451406640767

6632739

X40.860.850.8810.840.926-0.80.869-0.7

73343787519817760778860228

13275813015196653433807291

9096752594355721285

74583501

X50.910.910.930.84110.956-0.90.928-0.9

784132854981590345683720539

781134082143552838371390578

325401140816559685

1632786

X60.960.950.980.9260.951-0.90.971-0.9

46678712017766905133454238

60151380496653452934139371

975179977283260304

1616976

X7-0.8-0.8-0.9-0.80-0.9-0.951-0.890.96

851775229773456813296917253

317088904357283732603040921

558155640356556932007

331127277

X80.990.990.990.8690.920.971-0.81-0.9

89378409188608373454969153

14947922638072014139173095

9168700031390040960

7393215

X9-0.9-0.9-0.9-0.72-0.9-0.920.96-0.911

032021192282953938372535309

347112982128557813049215960

182834767016857600715

243539867

(1)根据多重共线性检验，解释变量之间存在着线性相关。

X］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、

先即农村居民家庭恩格尔系数、L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、X,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:

DependentVariable:Y

Method:LeastSquares

Date:01/05/09Time:11:44

Sample:19902005

Includedobservations:16

VariableCoefficStd.t-StatistProb.

ientErroric

C-7638.120416-0.06340.951

446.5342

X1-0.2050.6869-0.29950.773

74826202

X32.02683.21460.63050.548

6747104

X40.18780.18451.01750.342

3186808

X52182.8843.762.58700.036

3175051

X6-4.97721.812-0.22820.826

64445020

X7-3187.1516.1-2.10240.073

65026966

X85.891312.0470.48900.639

5422228

X92734.21392.11.96390.090

0982733

R-squared0.9942Mean24944

47dependentvar.88

Adjusted0.9876S.D.31000

R-squared73dependentvar.23

S.E.of3441.9Akaikeinfo19.42

regression06criterion376

Sumsquared82926Schwarz19.85

resid997criterion834

Loglikelihood-146.3F-statistic151.2

901264

Durbin-Watso1.57320.000

nstat83Prob(F-statistic)000

剔除x4即储蓄存款余额后的模型为:

DependentVariable:Y

Method:LeastSquares

Date:01/05/09Time:11:46

Sample:19902005

Includedobservations:16

VariableCoefficStd.t-StatistProb.

ientErroric

C-1191350055.-2.38000.044

4.876435

X1-0.1350.6849-0.19800.847

67579729

X32.84153.12020.91060.389

2656711

X52706.1670.444.03620.003

0325948

X615.0109.50401.57940.152

8914279

X7-2429.1323.5-1.83580.103

90278587

X82.658811.6460.22820.825

0658911

X93774.5947.013.98570.004

8128760

R-squared0.9933Mean24944

96dependentvar.88

Adjusted0.9876S.D.31000

R-squared18dependentvar.23

S.E.of3449.5Akaikeinfo19.43

regression27criterion671

Sumsquared95193Schwarz19.82

resid909criterion301

Loglikelihood-147.4F-statistic171.9

937201

Durbin-Watso1.91100.000

nstat46Prob(F-statistic)000

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:

DependentVariable:Y

Method:LeastSquares

Date:01/05/09Time:11:47

Sample:19902005

Includedobservations:16

VariableCoefficStd.t-StatistProb.

ientErroric

C-9710651912.-1.87060.094

.9700072

X1-0.7210.6219-1.15940.276

15897231

X33.60713.32841.08370.306

0289067

X52992.7696.944.29410.002

5921290

X7-3955.977.05-4.04850.002

64365319

X814.5279.60831.51190.164

6753838

X94858.8704.416.89770.000

7656401

R-squared0.9913Mean24944

37dependentvar.88

Adjusted0.9855S.D.31000

R-squared62dependentvar.23

S.E.of3724.9Akaikeinfo19.58

regression55criterion313

Sumsquared1.25E+Schwarz19.92

resid08criterion114

Loglikelihood-149.6F-statistic171.6

651521

Durbin-Watso2.05830.000

nstat95Prob(F-statistic)000

剔除x7即农村居民家庭恩格尔系数后的模型为:

DependentVariable:Y

Method:LeastSquares

Date:01/05/09Time:11:48

Sample:19902005

Includedobservations:16

VariableCoefficStd.t-StatistProb.

ientErroric

C-2437559254.-4.11360.002

1.772251

X1-1.1600.9759-1.18920.261

55812038

X312.2144.08092.99290.013

0171185

X53878.41054.43.67820.004

0513593

X813.41615.3040.87660.401

7612772

X93047.6866.993.51510.005

1025526

R-squared0.9755Mean24944

60dependentvar.88

Adjusted0.9633S.D.31000

R-squared41dependentvar.23

S.E.of5935.5Akaikeinfo20.49

regression03criterion529

Sumsquared3.52E+Schwarz20.78

resid08criterion501

Loglikelihood-157.9F-statistic79.83

623445

Durbin-Watso1.93720.000

nstat52Prob(F-statistic)000

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:

DependentVariable:Y

Method:LeastSquares

Date:01/05/09Time:11:49

Sample:19902005

Includedobservations:16

VariableCoefficiStd.t-StatistProb.

entErroric

C-2276055724.-4.08440.001

7.382878

X1-0.33230.2423-1.37160.197

8029065

X312.3014.03663.04740.011

3208391

X54115.71008.24.08190.001

5485358

X92764.8796.233.47230.005

1787472

R-squared0.9736Mean24944

82dependentvar.88

Adjusted0.9641S.D.31000

R-squared12dependentvar.23

S.E.of5872.7Akaikeinfo20.44

regression30criterion433

Sumsquared3.79E+Schwarz20.68

resid08criterion577

Loglikelihood-158.55F-statistic101.7

47415

Durbin-Watso1.87850.000

nstat11Prob(F-statistic000

!_____

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)

(3.4723)

R2=0・9737AdjustedR-squared=0.9641F=101,7415

2、显著性检验：

(1)对于IS2,t统计量为-L371606o给定a=0.05,查t分

布表，在自由度为n-3=13下，得临界值to.025(13)=2.160,因为

t<to.o25(13),所以接受原假设H。：自二0,表明X1即中国GDP总量对

银行卡业务需求没有显著性影响；

(2)对于自，t统计量为3.047439c给定a=0.05,查t分

布表，在自由度为n-3=13下，得临界值U025(13)=2.160,因为

t>t0,025(13),所以拒绝原假设Ho：8尸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B”t统计量为4.081935o给定a=0.05,查t分布

表，在自由度为n-3=13下,得临界值to.025(13)=2.160,因为

t>to.o25(13),所以拒绝原假设Ho：为二0,表明£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t统计量为3.472347c给定a=0.05,查t分布

表，在自由度为n-3=13下，得临界值to.025(13)=2.160,因为

t>t0,025(13),所以拒绝原假设Ho：BLO,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XI,剔除兄即中国GDP总量后的模型

为：

DependentVariable:Y

Method:LeastSquares

Date:01/05/09Time:00:06

Sample:19902005

Includedobservations:16

VariableCoefficStd.t-StatistProb.

ientErroric

C-2400356966.-4.21360.001

7.424782

X37.14271.51894.70240.000

4734755

X54384.21024.74.27820.001

7274811

X92814.4824.103.41520.005

9555111

R-squared0.9691Mean24944

81dependentvar.88

Adjusted0.9614S.D.31000

R-squared76dependentvar.23

S.E.of6084.5Akaikeinfo20.47

regression62criterion722

Sumsquared4.44E+Schwarz20.67

resid08criterion036

Loglikelihood-159.8F-statistic125.7

177900

Durbin-Watso1.19350.000

nstat66Prob(F-statistic)000

回归方程为：

Y=-240037.4+7.1427X3+4384.272X5+2814.495X9+Ui

(-4.2137)(4.7025)(4.2783)(3.4152)

R2=0.9692AdjustedRsquared=0.9615F=125.7900

3、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R2=0.9692,

表明模型在整体上拟合比较好。

4、异方差检验

利用ARCH检验,得如下结果:

ARCHTest:

F-statistic0.3710Probability0.775

81919

Obs*R-squar1.4310Probability0.698

ed11282

TestEquation:

DependentVariable:RESIDA2

Method:LeastSquares

Date:01/05/09Time:00:12

Sample(adjusted):19932005

Includedobservations:13afteradjusting

endpoints

VariableCoefficStd.t-StatistProb.

ientErroric

C350882056191.70640.122

55684771

RESIDA2(-1)-0.2450.3423-0.71600.492

15583251

RESIDA2(-2)-0.2660.2879-0.92430.379

12420004

RESIDA2(-3)-0.0540.2857-0.19070.852

50305699

R-squared0.1100Mean20517

78dependentvar810

Adjusted-0.186S.D.35618

R-squared563dependentvar819

S.E.of38799Akaikeinfo38.03

regression391criterion337

Sumsquared1.35E+Schwarz38.20

resid16criterion720

Loglikelihood-243.2F-statistic0.371

169081

Durbin-Watso1.97110.775

nstat82Prob(F-statistic)919

由上表，Obs*R-squared=l.4310而杳表，给定a=0.95自由

度P=3,得临界值0.3518；给定a=0.05自由度P=3,得临界值

7.8147；所以0.3518<1.4310<7.8147,所以接受原假设,模型随

机误差项不存在异方差。

5、序列相关检验

DW=1.9712,给定显著性水平a=0.05,查Durbin—Watson表，

n=16,k=4,得下限临界值dL=0.532du=1.663，所以du=l.663<

DW=1.9712<4-du=2.337O根据判断区域知,这时随机误差项不存

在一阶自相关。

6、因果关系检验

PairwiseGrangerCausalityTests

Date:01/05/09Time:14:20

Sample:19902005

Lags:2

NullHypothesis:ObsF-StatisProbabi

ticlity

YdoesnotGranger14

CauseX90.35920.7078

00

X9doesnotGrangerCauseY

5.37550.0291

90

由该检验结果表明，在。=0.05的水平下，F(3,13)=3.41,而

F尸0.3592<F⑶13)=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;F2=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1万元,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（IC）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