銀行卡支付方式對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的平滑效應(yīng)研究基于STR模型的實(shí)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(yīng)便利消費(fèi)，產(chǎn)生平滑效應(yīng)。通過平滑轉(zhuǎn)換回歸模型（STR）的實(shí)證分析肯定了該平滑效應(yīng)的存在，并綜合考察了銀行卡影響城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的線性和非線性效應(yīng)，具體表現(xiàn)為：當(dāng)期的銀行卡支付將對(duì)城鎮(zhèn)居民的當(dāng)期消費(fèi)產(chǎn)生非線性的促進(jìn)作用，但滯后一期銀行卡對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)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(fèi)信貸的雙重功能，在當(dāng)期表現(xiàn)出了更大程度的線性影響和非線性影響。關(guān)鍵詞： 心理賬戶效應(yīng)；平滑效應(yīng)； 平滑轉(zhuǎn)換回歸模型；城鎮(zhèn)居民消費(fèi)中圖分類號(hào)：

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A

文章編號(hào)：1003-7217（2016）05-0002-05一、引言新常態(tài)下，我國傳統(tǒng)的以投資、出口帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的模式變得難以為繼。通過擴(kuò)大內(nèi)需、促進(jìn)消費(fèi)來拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)就成為我國促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的優(yōu)先選擇模式。2010年黨的十七屆五中全會(huì)提出，要堅(jiān)持?jǐn)U大內(nèi)需戰(zhàn)略、保持經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)較快發(fā)展。2014年的兩會(huì)報(bào)告也特別強(qiáng)調(diào)要增強(qiáng)內(nèi)需拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的主引擎作用，把消費(fèi)作為擴(kuò)大內(nèi)需的主要著力點(diǎn)。宏觀與政策層面的助力推動(dòng)，促使消費(fèi)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的拉動(dòng)作用日益凸顯。而城鎮(zhèn)居民作為居民消費(fèi)的主力軍，更是拉動(dòng)內(nèi)需的中堅(jiān)力量。提高消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用需要加大金融對(duì)消費(fèi)的支持力度。隨著互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的進(jìn)步和消費(fèi)金融業(yè)務(wù)的快速發(fā)展，銀行卡作為我國主要的非現(xiàn)金支付方式和小額信貸工具，正發(fā)揮著擴(kuò)大消費(fèi)、減少現(xiàn)金流通、降低交易成本、促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用。據(jù)央行支付體系運(yùn)行報(bào)告顯示，至2015年末，全國銀行卡在用發(fā)卡數(shù)量54.42億張，全年銀行卡消費(fèi)業(yè)務(wù)852.29億筆，卡均消費(fèi)金額為 10106元，銀行卡年滲透率達(dá)到 47.96%，對(duì)現(xiàn)金具有明顯的替代效應(yīng)。隨著銀行卡市場(chǎng)規(guī)模的迅速擴(kuò)大、市場(chǎng)參與主體的不斷增加、業(yè)務(wù)創(chuàng)新的持續(xù)升級(jí)，銀行卡支付覆蓋了消費(fèi)的各個(gè)領(lǐng)域，為消費(fèi)提供便捷的支付方式，并可通過非現(xiàn)金支付降低心理損失從而更快完成消費(fèi)活動(dòng)，提升居民消費(fèi)傾向；同時(shí)，可在居民受到流動(dòng)性約束時(shí)，通過信用卡的消費(fèi)信貸功能實(shí)現(xiàn)短期內(nèi)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(fèi)對(duì)象，門檻更低，流程更簡單，因而能在更大程度和范圍上實(shí)現(xiàn)居民消費(fèi)的平滑，進(jìn)而深刻地改變了城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)習(xí)慣和消費(fèi)方式。因此，研究銀行卡支付方式對(duì)我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的平滑效應(yīng)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。二、文獻(xiàn)綜述國內(nèi)外相關(guān)學(xué)者主要從兩個(gè)層面研究銀行卡對(duì)居民消費(fèi)的影響。一是從心理賬戶視角研究。Soman（2001）[1]從用戶體驗(yàn)方面運(yùn)用不同的方法對(duì)支付機(jī)制進(jìn)行了研究，他認(rèn)為用現(xiàn)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(huì)降低購買與支付的關(guān)聯(lián)性。Prelec（2001）[2]等對(duì)體育賽事門票的拍賣進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)用信用卡的消費(fèi)者比用現(xiàn)金的消費(fèi)者支付意愿更高。許羅德（2009）[3]認(rèn)為銀行卡不僅為消費(fèi)者提供了便利、快捷的支付方式，更重要的是給消費(fèi)者帶來了完全不同于現(xiàn)金支付的消費(fèi)體驗(yàn)，加速了購買決策和消費(fèi)行為。張奎（2009）[4]認(rèn)為由于心理賬戶效應(yīng)，銀行卡支付使得消費(fèi)行為更加活躍、沖動(dòng)消費(fèi)更容易實(shí)現(xiàn)，并通過建立簡單的城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)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(fèi)傾向?qū)⒃黾?.005。國內(nèi)外的研究結(jié)果在銀行卡通過“心理賬戶”促進(jìn)居民消費(fèi)上達(dá)成了一致。二是從消費(fèi)信貸視角研究。黃興海（2004）[5]認(rèn)為銀行卡支付可以通過緩解流動(dòng)性約束來提升居民消費(fèi)傾向，并通過建立誤差修正模型（ECM）對(duì)我國銀行卡消費(fèi)金額與社會(huì)消費(fèi)品零售總額以及GDP增長之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。胡春燕、岳中剛（2007）[6]通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)建立誤差修正模型進(jìn)行實(shí)證研究，得出從長期均衡來看，我國銀行卡消費(fèi)每增加10%，將促進(jìn)消費(fèi)增長2.713%。由于銀行卡的消費(fèi)信貸功能主要體現(xiàn)在信用卡上，因而一些研究文獻(xiàn)單獨(dú)分析信用卡對(duì)居民消費(fèi)的影響。Luclvigson（1999）[7]通過對(duì)一系列獨(dú)立的信用卡數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，在排除收入增長的情況下，信用卡消費(fèi)額度的增長會(huì)帶動(dòng)消費(fèi)者消費(fèi)量的增長。Soman和Cheema（2002）[8]在信用卡促進(jìn)消費(fèi)的基礎(chǔ)上，對(duì)消費(fèi)者進(jìn)行了分類分析，進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)對(duì)于年輕和教育程度較低的消費(fèi)者而言，信用限額的提高會(huì)對(duì)消費(fèi)產(chǎn)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(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，表明信用卡對(duì)消費(fèi)具有刺激作用，增加消費(fèi)者的信用額將顯著提高消費(fèi)者的信用卡負(fù)債。廖理（2013）[10]認(rèn)為信用卡作為一種普遍的消費(fèi)信貸工具， 在提升消費(fèi)信貸供給能力上具有獨(dú)特作用，因此，大力發(fā)展以信用卡為代表的消費(fèi)信貸業(yè)務(wù)對(duì)促進(jìn)消費(fèi)具有重要作用。蕭藝（2014）[11]通過實(shí)證分析得出在居民收入、股票流通市值、房價(jià)指數(shù)和信用卡數(shù)量四個(gè)因素中，信用卡數(shù)量影響消費(fèi)的彈性僅次于收入水平，說明消費(fèi)信貸拉動(dòng)消費(fèi)的潛力。熊偉（2014）[12]以新加坡最大商業(yè)銀行的微觀數(shù)據(jù)為樣本，基于信用卡余額代償分析了短期消費(fèi)性貸款與居民消費(fèi)之間的關(guān)系，得出信用卡在一定程度上降低了短期流動(dòng)性約束，同時(shí)消費(fèi)者在轉(zhuǎn)賬金還款期內(nèi)會(huì)減少信用卡轉(zhuǎn)賬金賬戶的消費(fèi)。總體來說，消費(fèi)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(dòng)性約束，促進(jìn)即期消費(fèi)。綜合已有的研究結(jié)果分析，銀行卡對(duì)居民消費(fèi)的影響主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面：第一，銀行卡為消費(fèi)提供了便利的支付方式，同時(shí)，由于“心理賬戶”的存在，使得用銀行卡支付所產(chǎn)生的心理賬戶受損程度要遠(yuǎn)低于現(xiàn)金支付產(chǎn)生的實(shí)際賬戶受損帶來的心理損失；第二，具有短期小額消費(fèi)信貸功能的信用卡在一定程度上解決了流動(dòng)性約束。因此，銀行卡對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的平滑作用主要通過兩種途徑實(shí)現(xiàn)，途徑之一是通過非現(xiàn)金支付的心理賬戶效應(yīng)促進(jìn)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出水平的提升；途徑之二是通過小額消費(fèi)信貸功能釋放流動(dòng)性約束促進(jìn)消費(fèi)。上述文獻(xiàn)雖然論證了銀行卡對(duì)消費(fèi)增長的積極作用，但在量化銀行卡對(duì)居民消費(fèi)影響方面的研究還不多，且都是基于線性視角來進(jìn)行研究的，較少考慮可能存在的非線性影響。由于銀行卡對(duì)消費(fèi)的影響是復(fù)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(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響，本文將構(gòu)建平滑轉(zhuǎn)換回歸模型（STR）綜合考察銀行卡和其中的信用卡對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的線性影響和非線性影響，以實(shí)現(xiàn)全面探究銀行卡對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的平滑效應(yīng)。三、變量選取與數(shù)據(jù)的預(yù)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(fèi)金額，代表銀行卡消費(fèi)水平；在信用卡支付變量的選取上，則以信用卡期末應(yīng)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(fèi)水平。此外，消費(fèi)函數(shù)理論表明收入是影響居民消費(fèi)的最主要的因素，因此，我們也將考慮城鎮(zhèn)居民可支配收入，并將其作為控制變量引入模型。城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平用城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出表示，作為整個(gè)模型的因變量。（二）數(shù)據(jù)處理我國關(guān)于信用卡期末應(yīng)償信貸總額的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)始于2008年，考慮到數(shù)據(jù)的完整性以及實(shí)證研究對(duì)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(shù)據(jù)作為實(shí)證數(shù)據(jù)。信用卡期末應(yīng)償信貸總額和銀行卡消費(fèi)金額數(shù)據(jù)來源于人民銀行2008年—2015年各季度支付體系運(yùn)行總體情況報(bào)告。城鎮(zhèn)居民可支配收入和消費(fèi)支出的季度數(shù)據(jù)根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局的相關(guān)數(shù)據(jù)整理得到。由于國家統(tǒng)計(jì)局對(duì)這兩個(gè)指標(biāo)統(tǒng)計(jì)的是人均季度累計(jì)值，因此，首先對(duì)這兩個(gè)指標(biāo)由人均季度累計(jì)值推算出每季度的人均值，再乘以該季度城鎮(zhèn)總?cè)丝跀?shù)得到相應(yīng)的季度總量數(shù)據(jù)（季度城鎮(zhèn)總?cè)丝跀?shù)基于國家統(tǒng)計(jì)局公布的城鎮(zhèn)人口年末數(shù)據(jù)并假定每季度人口均勻增長進(jìn)行推算得到）。我們以2008年第一季度為基期，將城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出總額、可支配收入總額、銀行卡消費(fèi)總額以及信用卡期末應(yīng)償信貸總額全部調(diào)整至2008年第一季度的價(jià)格水平。為了消除季節(jié)因素影響，我們采用常用的Census-X12方法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。最后，為消除變量可能存在的異方差性，我們對(duì)經(jīng)季節(jié)調(diào)整后的數(shù)據(jù)做對(duì)數(shù)處理，得到城鎮(zhèn)居民的可支配收入總額、銀行卡消費(fèi)總額、信用卡期末應(yīng)償信貸總額和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出總額四個(gè)對(duì)數(shù)時(shí)間序列，分別記為lnincome、lnbank、lncredit和lnconsu。（三）平穩(wěn)性檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性是建模的前提條件，本文采用ADF單位根法對(duì)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。由于原序列均帶時(shí)間趨勢(shì)，故采用含趨勢(shì)項(xiàng)和截距項(xiàng)的ADF檢驗(yàn)，對(duì)于其不帶時(shí)間趨勢(shì)的一階差分序列采用只含截距項(xiàng)的ADF檢驗(yàn)，并根據(jù)SIC信息準(zhǔn)則確定最大滯后階數(shù)。

檢驗(yàn)類型（c，t，p）中，c表示截距項(xiàng)（1=有截距，0=無截距），t表示趨勢(shì)項(xiàng)（1=有趨勢(shì)，0=無趨勢(shì)），p滯后期數(shù)；如果ADF值大于某個(gè)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(wěn)，存在單位根，反之，則平穩(wěn)，不存在單位根。由表1檢驗(yàn)結(jié)果可知：lnconsu、lnincome、lnbank和lncredit均為非平穩(wěn)序列，但其一階差分序列l(wèi)nconsu_d、lnincome_d、lnbank_d和lncredit_d在5%顯著性水平下平穩(wěn)?；诖私Y(jié)果，下文的實(shí)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(gè)序列的經(jīng)濟(jì)意義是對(duì)數(shù)增長率。四、STR模型構(gòu)建與參數(shù)估計(jì)（一） 模型設(shè)定STR模型的建模過程是一個(gè)從線性到非線性的嵌套過程。首先，我們?cè)谝延械睦碚摶A(chǔ)上建立銀行卡對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)影響的一般線性基礎(chǔ)模型。進(jìn)一步，為了更準(zhǔn)確地考察銀行卡消費(fèi)與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)之間的非線性特征，我們采用Granger和Tera svirta（1993）[13]提出的平滑轉(zhuǎn)換回歸（STR）模型，在（l）式基礎(chǔ)上，引人轉(zhuǎn)換函數(shù)，從而構(gòu)造出一個(gè)非線性模型，以期描述銀行卡消費(fèi)與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)之間可能存在的非線性傳導(dǎo)關(guān)系，具體為（2）式所示。其中，st是轉(zhuǎn)換變量，γ是轉(zhuǎn)換系數(shù)，其數(shù)值大小反映了由“0”狀態(tài)過渡到“l(fā)”狀態(tài)的速度，當(dāng)γ→0時(shí)，STR模型將退化成傳統(tǒng)的線性回歸模型，即兩者之間并不存在任何非線性關(guān)系。c是位置參數(shù)，是狀態(tài)改變的轉(zhuǎn)折點(diǎn)。G（γ，c，st）是轉(zhuǎn)換函數(shù)，它是st的連續(xù)有界函數(shù)，值域?yàn)閇0，1]，是決定模型非線性效應(yīng)的關(guān)鍵函數(shù)，且根據(jù)轉(zhuǎn)換函數(shù)的類型可將STR模型分為指數(shù)型STR模型（ESTR）和邏輯型STR模型（LSTR）兩大類，其中ESTR模型的轉(zhuǎn)換函數(shù)形式如（3）式所示。（二）滯后階數(shù)確定滯后階數(shù)的選取是利用VAR模型的AIC、SC 等信息準(zhǔn)則來確定?？紤]到較多的滯后階數(shù)雖然可以更完整地反映模型的動(dòng)態(tài)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(shù)設(shè)置成6階。滯后階數(shù)在不同信息準(zhǔn)則標(biāo)準(zhǔn)下的結(jié)果分別如表2和表3所示。（三）轉(zhuǎn)換變量和轉(zhuǎn)換函數(shù)選取根據(jù)Tera svirta（1994）[14]的處理方法，將轉(zhuǎn)換函數(shù)在st=0處進(jìn)行三階泰勒展開，再代入STR模型的表達(dá)式中，可得到如下輔助回歸方程：選擇合適的轉(zhuǎn)換變量st，對(duì)上述假設(shè)構(gòu)造LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，若拒絕原假設(shè)，則認(rèn)為模型的非線性成立。若有多個(gè)變量同時(shí)拒絕線性原假設(shè)，我們選擇拒絕線性最強(qiáng)的作為最終的轉(zhuǎn)換變量。在通過非線性檢驗(yàn)后，進(jìn)一步確定模型的類型，參考Tera svirta（1998）[15]的方法，構(gòu)造假設(shè)檢驗(yàn)：（四）模型估計(jì)1.初值估計(jì)。采用格點(diǎn)搜索法對(duì)LSTR1模型的γ和c的初始值進(jìn)行估計(jì)。利用JMulti軟件，通過格點(diǎn)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(shù)估計(jì)。確定了γ和c的初值后，我們采用NewtonRaphson迭代算法估計(jì)模型的各項(xiàng)系數(shù)。逐步剔除過于不顯著的變量，對(duì)模型進(jìn)行優(yōu)化，得到模型的最終形式，其系數(shù)估計(jì)結(jié)果如表6。（五）模型評(píng)價(jià)在得到STR模型的具體形式和系數(shù)估計(jì)后，需要對(duì)模型進(jìn)行評(píng)價(jià)。主要包括模型殘差序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)、自相關(guān)性檢驗(yàn)、異方差性檢驗(yàn)以及正態(tài)性檢驗(yàn)等，本文分別采用單位根檢驗(yàn)、LM檢驗(yàn)、 ARCH—LM檢驗(yàn)和JARQUE-BERA檢驗(yàn)對(duì)殘差序列進(jìn)行上述四個(gè)檢驗(yàn)。通過檢驗(yàn)得出模型一和模型二的殘差序列依次通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)、自相關(guān)性檢驗(yàn)、異方差檢驗(yàn)和正態(tài)檢驗(yàn)，可認(rèn)為兩模型估計(jì)結(jié)果均具有一致性和穩(wěn)健性（考慮到文章篇幅，具體檢驗(yàn)結(jié)果省略了）。 五、實(shí)證結(jié)果分析（一）模型一結(jié)果分析模型一反映的是整體銀行卡消費(fèi)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的動(dòng)態(tài)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(zhuǎn)換函數(shù)和回歸項(xiàng)兩部分。轉(zhuǎn)換函數(shù)G以城鎮(zhèn)居民當(dāng)期可支配收入增長率ln income_d（t）為轉(zhuǎn)換變量，并關(guān)于轉(zhuǎn)換變量單調(diào)遞增。轉(zhuǎn)換系數(shù)γ=11.18519，位置參數(shù)c=0.02421，說明轉(zhuǎn)換函數(shù)以c為門限值，隨著轉(zhuǎn)換變量的變化在0和1之間快速進(jìn)行轉(zhuǎn)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(shí)，非線性部分消失，模型退化成傳統(tǒng)的線性模型。轉(zhuǎn)換函數(shù)和轉(zhuǎn)換變量的具體關(guān)系如圖1所示。由圖1可知，轉(zhuǎn)換函數(shù)在0和1之間快速變化，不存在長時(shí)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(shù)估計(jì)結(jié)果分析， ln consu_d（t-1）和ln consu_d（t-2）的系數(shù)均為負(fù)且只存在線性部分，說明城鎮(zhèn)居民當(dāng)期消費(fèi)與其滯后期呈負(fù)相關(guān)，這是由于我國城鎮(zhèn)居民普遍存在跨期消費(fèi)行為，具有較大的跨期消費(fèi)彈性，居民期內(nèi)消費(fèi)的減少則意味著跨期消費(fèi)的增多。ln income_d（t）、ln income_d（t-1）的系數(shù)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(duì)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出具有即時(shí)的非線性影響和滯后的線性影響，均顯著促進(jìn)當(dāng)期消費(fèi)，并對(duì)消費(fèi)起決定性作用。整體銀行卡消費(fèi)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出既存在線性影響又存在非線性影響。由于轉(zhuǎn)換函數(shù)不存在長時(shí)間為0，表明整體銀行卡消費(fèi)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的非線性影響普遍存在。具體來看，銀行卡消費(fèi)的當(dāng)期主要以非線性的方式促進(jìn)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)，這種促進(jìn)作用的大小與轉(zhuǎn)換變量ln income_d（t）有關(guān)，轉(zhuǎn)換變量越大，轉(zhuǎn)換函數(shù)G越大，即當(dāng)期可支配收入的增長速度決定了當(dāng)期銀行卡消費(fèi)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的非線性影響力度，當(dāng)轉(zhuǎn)換函數(shù)G=1時(shí)，當(dāng)期銀行卡消費(fèi)每增長1%，可拉動(dòng)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長0.18%。銀行卡消費(fèi)的滯后一期對(duì)當(dāng)期消費(fèi)的影響在線性部分是抑制作用而在非線性部分是促進(jìn)作用，其對(duì)當(dāng)期消費(fèi)具體影響方向和大小取決于轉(zhuǎn)換變量，當(dāng)城鎮(zhèn)居民可支配收入快速增長時(shí)（增長速度稍大于閾值c，轉(zhuǎn)換函數(shù)G趨于1），滯后一期的銀行卡消費(fèi)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)具有正向的促進(jìn)作用，而當(dāng)城鎮(zhèn)居民可支配收入低速增長時(shí)，對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)具有負(fù)向的抑制作用，這種抑制作用在模型二中表現(xiàn)得更明顯，但這種抑制作用不具有延續(xù)性，因?yàn)闇蠖诘你y行卡消費(fèi)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出不再表現(xiàn)出抑制作用而是在線性部分以微弱的促進(jìn)作用拉動(dòng)消費(fèi)，但并不顯著。（二）模型二結(jié)果分析模型二反映的是銀行卡中的信用卡消費(fèi)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的動(dòng)態(tài)影響過程。轉(zhuǎn)換函數(shù)G以信用卡期末應(yīng)償信貸總額增長率ln credit_d（t）為轉(zhuǎn)換變量，并關(guān)于轉(zhuǎn)換變量單調(diào)遞增。位置參數(shù)c=0.11247，轉(zhuǎn)換系數(shù)γ=11.23884。轉(zhuǎn)換函數(shù)和轉(zhuǎn)換變量的具體關(guān)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(fèi)低速增長，導(dǎo)致轉(zhuǎn)換變量ln credit_d（t）小于門限值c，轉(zhuǎn)換函數(shù)G趨于0，模型的非線性部分消失，退化成傳統(tǒng)的線性模型。從表6模型二的系數(shù)估計(jì)結(jié)果來看，城鎮(zhèn)居民前期消費(fèi)依然對(duì)當(dāng)期消費(fèi)存在抑制作用。收入對(duì)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出依然具有即時(shí)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(shù)為0.92036，非線性影響系數(shù)為-0.44653，由于線性影響系數(shù)要遠(yuǎn)大于非線性影響系數(shù)，說明收入的滯后期對(duì)城鎮(zhèn)居民當(dāng)期消費(fèi)具有明確促進(jìn)作用，只是這種促進(jìn)作用的大小受轉(zhuǎn)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(dòng)，轉(zhuǎn)換變量越大，促進(jìn)作用越小，呈負(fù)相關(guān)，這表明當(dāng)信用卡消費(fèi)快速增長時(shí)，會(huì)降低收入對(duì)消費(fèi)促進(jìn)作用，這是由于信用卡消費(fèi)主要取決于信用卡的授信額度，當(dāng)信用卡消費(fèi)快速增長時(shí)必將減弱收入對(duì)消費(fèi)的影響力度。信用卡消費(fèi)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)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(fèi)低速增長，轉(zhuǎn)換函數(shù)G趨于0，模型非線性部分消失，因此，信用卡消費(fèi)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的非線性影響也消失。具體來看，當(dāng)期信用卡消費(fèi)ln credit_d（t）對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的線性影響系數(shù)為0.32362，非線性影響系數(shù)為-0.20379，顯然，當(dāng)期信用卡消費(fèi)對(duì)城鎮(zhèn)居民當(dāng)期消費(fèi)支出具有明確的促進(jìn)作用，其具體大小與轉(zhuǎn)換變量ln credit_d（t）有關(guān)，轉(zhuǎn)換變量越小，促進(jìn)作用越大，當(dāng)信用卡消費(fèi)低速增長時(shí)（增長速度稍小于閾值c，轉(zhuǎn)換函數(shù)G趨于0），當(dāng)期信用卡消費(fèi)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的促進(jìn)作用會(huì)達(dá)到0.32362，明顯大于當(dāng)期銀行卡消費(fèi)，這是由于信用卡對(duì)居民流動(dòng)性約束的釋放作用要大于銀行卡整體，此外，信用卡機(jī)構(gòu)經(jīng)常通過與商戶合作開展促銷活動(dòng)來拉攏客戶刺激持卡人沖動(dòng)消費(fèi)。信用卡消費(fèi)的滯后期ln credit_d（t-1）對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出僅具有線性影響，影響系數(shù)為-0.12385，說明信用卡消費(fèi)的滯后期會(huì)抑制當(dāng)期城鎮(zhèn)居民消費(fèi)，這與熊偉（2014）得出的消費(fèi)者在轉(zhuǎn)賬金還款期內(nèi)會(huì)減少信用卡轉(zhuǎn)賬金賬戶消費(fèi)的結(jié)論相一致。同樣，這種抑制作用不具有延續(xù)性，因?yàn)闇蠖诘男庞每ㄏM(fèi)ln credit_d（t-2）的系數(shù)為正。（三）經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋整體銀行卡消費(fèi)和其中的信用卡消費(fèi)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)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(fèi)還是信用卡消費(fèi)都促進(jìn)了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出，這與我們的預(yù)期相符，因?yàn)殂y行卡和信用卡的持卡人不必因現(xiàn)金不足而抑制消費(fèi)沖動(dòng)，從而可以增加消費(fèi)的隨機(jī)性和意外性，同時(shí)經(jīng)由非現(xiàn)金支付的心理賬戶效應(yīng)來減少心理損失，提升居民消費(fèi)傾向。對(duì)于具有支付便利和消費(fèi)信貸的雙重功能的信用卡，可在居民受到流動(dòng)性約束時(shí)，通過消費(fèi)信貸功能實(shí)現(xiàn)短期內(nèi)小額資金的跨期配置，從而增加消費(fèi)，因而，在當(dāng)期表現(xiàn)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(fèi)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)表現(xiàn)出明確的抑制作用，同時(shí)滯后一期的整體銀行卡消費(fèi)在居民可支配收入低速增長時(shí)也表現(xiàn)出抑制作用。其原因主要有兩個(gè)方面，一是，非現(xiàn)金支付的心理賬戶效應(yīng)導(dǎo)致心理損失的減少只是暫時(shí)的，過后實(shí)際賬戶受損會(huì)抑制消費(fèi)；二是，前期信用卡消費(fèi)需要當(dāng)期進(jìn)行還款，這會(huì)對(duì)當(dāng)期消費(fèi)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，從而抑制城鎮(zhèn)居民的當(dāng)期消費(fèi)支出。但在居民可支配收入快速增長時(shí)，銀行卡消費(fèi)滯后一期的抑制作用將不明顯甚至表現(xiàn)出促進(jìn)作用，其原因也有兩個(gè)，其一，整體銀行卡消費(fèi)稀釋了信用卡消費(fèi)，因而信用卡還款在銀行卡消費(fèi)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(fèi)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(xù)性。總體來看，無論是整體銀行卡消費(fèi)還是其中的信用卡消費(fèi)都促進(jìn)了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出。六、結(jié)論與政策建議銀行卡對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為的平滑效應(yīng)主要通過兩種途徑實(shí)現(xiàn)，一是通過非現(xiàn)金支付的心理賬戶效應(yīng)減少心理損失；二是通過信用卡的小額消費(fèi)信貸功能釋放流動(dòng)性。本文通過建立非線性的時(shí)間序列STR模型，深入探究銀行卡消費(fèi)以及其中的信用卡消費(fèi)對(duì)我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響。實(shí)證結(jié)果表明，銀行卡支付方式對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)存在平滑效應(yīng)，且整體銀行卡和其中的信用卡對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)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(xiàn)為：當(dāng)期的銀行卡支付將對(duì)城鎮(zhèn)居民的當(dāng)期消費(fèi)產(chǎn)生非線性的促進(jìn)作用，但滯后一期銀行卡對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)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(fèi)信貸的雙重功能，在當(dāng)期表現(xiàn)出了更大程度的線性影響和非線性影響，而滯后一期則會(huì)在一定程度上抑制當(dāng)期消費(fèi)。同時(shí)，滯后一期的抑制作用不具有延續(xù)性?？傮w來說，無論是整體銀行卡消費(fèi)還是其中的信用卡消費(fèi)都促進(jìn)了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出。針對(duì)本文的實(shí)證結(jié)果和目前我國銀行卡業(yè)的現(xiàn)狀，提出如下建議：第一，進(jìn)一步提升居民收入水平，充分發(fā)揮收入在銀行卡平滑居民消費(fèi)過程中的帶動(dòng)作用。從實(shí)證結(jié)果來看，收入是影響居民消費(fèi)支出的最重要因素，具體表現(xiàn)在兩個(gè)方面，一是，其對(duì)消費(fèi)的影響系數(shù)最大且顯著。二是，通過作為轉(zhuǎn)換變量決定銀行卡對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響力度。因此，提升收入水平不僅會(huì)直接拉動(dòng)居民消費(fèi)，而且會(huì)通過增大銀行卡對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的平滑作用來間接促進(jìn)消費(fèi)。據(jù)此，應(yīng)將提升收入水平作為拉動(dòng)居民消費(fèi)的主要著力點(diǎn)，深化收入分配體制改革，以縮小各收入等級(jí)和各區(qū)域間的差距，進(jìn)而充分發(fā)揮收入在銀行卡平滑居民消費(fèi)過程中的帶動(dòng)作用。第二，進(jìn)一步完善銀行卡市場(chǎng)體系，充分發(fā)揮銀行卡對(duì)居民消費(fèi)的平滑功能。其一，擴(kuò)大銀行卡的普及范圍，改善銀行卡受理環(huán)境。雖然我國銀行卡產(chǎn)業(yè)總體發(fā)展態(tài)勢(shì)良好，但存在銀行卡市場(chǎng)發(fā)展不平衡的現(xiàn)狀。需要進(jìn)一步改善欠發(fā)達(dá)地區(qū)尤其是農(nóng)村地區(qū)的銀行卡受理環(huán)境，提高銀行卡服務(wù)覆蓋范圍，推動(dòng)銀行卡市場(chǎng)協(xié)調(diào)發(fā)展。其二，不斷拓展銀行卡的應(yīng)用領(lǐng)域，促進(jìn)銀行卡支付模式的創(chuàng)新。隨著互聯(lián)網(wǎng)的不斷發(fā)展和金融創(chuàng)新的不斷涌現(xiàn)，第三方支付無疑對(duì)傳統(tǒng)的銀行卡支付體系造成了較大的沖擊。因此，銀行卡的發(fā)展也應(yīng)向更高層次轉(zhuǎn)變，不斷創(chuàng)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(shè)，完善業(yè)務(wù)監(jiān)管體系。政府應(yīng)該不斷完善銀行卡和第三方支付的法律制度建設(shè)，正確引導(dǎo)銀行和第三方支付機(jī)構(gòu)的競爭與合作，充分發(fā)揮各自優(yōu)勢(shì)，實(shí)現(xiàn)資源整合、優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)，切實(shí)保護(hù)消費(fèi)者的合法權(quán)益。endprint

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