我國銀行卡業(yè)務需求影響因素實證分析

1、金融保險）我國銀行卡業(yè)務需求影響因素實證分析我國銀行卡業(yè)務需求影響因素實證分析【摘要】 銀行卡作為一項在西方已發(fā)展了幾十年的金融業(yè)務， 具 有初始投入少、利潤空間大的特點。我國銀行卡產(chǎn)業(yè)自 1985 年中國 銀行發(fā)行的第一張“中銀卡”以來，近 20 雖處于初級階段但發(fā)展迅 速。在銀行卡產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中， 充分了解影響銀行卡業(yè)務需求的因素， 研究銀行卡業(yè)務需求的變化規(guī)律， 對進一步拓展銀行卡業(yè)務經(jīng)營范圍 十分重要。本文運用 Eviews 軟件系統(tǒng)，對影響銀行卡業(yè)務需求的因 素進行分析， 以揭示銀行卡業(yè)務的需求特征、 發(fā)展趨勢等重要的影響 因素及其變化規(guī)律， 為商業(yè)銀行進一步拓展銀行卡業(yè)務提供經(jīng)營決

2、策 的實證基礎?！娟P鍵詞】 銀行卡；業(yè)務需求；恩格爾系數(shù)；實證分析銀行卡產(chǎn) 業(yè)是金融體系的重要組成部分。 發(fā)展銀行卡產(chǎn)業(yè)， 可以促進個人消費 信貸，帶動銀行個人金融業(yè)務的增長。同時，有利于方便人民群眾生 活，擴大社會消費，促進社會信息化和國民經(jīng)濟發(fā)展。最近幾年，我 國銀行卡產(chǎn)業(yè)在人民銀行的組織領導下，取得了一系列突破性的進 展，中國正在成為最具發(fā)展?jié)摿Φ你y行卡產(chǎn)業(yè)大國。一、 我國銀行卡發(fā)展現(xiàn)狀我國銀行卡產(chǎn)業(yè)經(jīng)過 20 年的發(fā)展，目前已經(jīng)達到了相當?shù)囊?guī)模， 并進入了一個快速發(fā)展的階段。 從 1985 年中國銀行率先發(fā)行銀行卡 以來，各商業(yè)銀行紛紛推出功能多樣的銀行卡。 銀行卡產(chǎn)業(yè)迅速發(fā)展 著：從

3、無到有、從小到大，從單一功能到綜合功能，從封閉經(jīng)營到聯(lián) 網(wǎng)經(jīng)營?？偟膩碚f，目前，銀行卡產(chǎn)業(yè)發(fā)展機制已經(jīng)日趨成熟，市場參與主體不斷壯大，整個產(chǎn)業(yè)正在進入發(fā)展新時期。（1 ）銀行卡聯(lián)網(wǎng)通用基本實現(xiàn)， 截至 2004 年底，全國共有 348 個地級以上城市和 336 個縣級城市的聯(lián)網(wǎng)通用。（2 ）市場規(guī)模不斷擴大。在發(fā)卡方面，發(fā)卡機構從 2000 年底 的 55 家增加到了 2004 年底的 152 家 ,發(fā)卡量從 2.77 億張增加到了7.7 億張。各發(fā)卡銀行還與其他有關機構推出了各種聯(lián)名卡、 認同卡， 大大豐富了銀行卡品種。在受理方面，在人民銀行的組織協(xié)調下，各 地政府積極推動當?shù)厥袌鼋ㄔO，我國

4、銀行卡受理市場取得快速發(fā)展， 特約商戶從 2000 年底的 10 萬戶增加到目前的 30.6 萬戶， POS 機 從 29 萬臺增加到 47 萬多臺， ATM 機從 3.7 萬臺增加到 6.9 萬臺。（3 ）國際化邁出實質性步伐。 2004 年，先后開通了銀聯(lián)人民幣 卡在香港和澳門的受理業(yè)務， 2005 年，又開通了銀聯(lián)人民幣卡在新 加坡、泰國、韓國的受理業(yè)務，銀聯(lián)卡真正走出國門。（4）支付產(chǎn)品及渠道創(chuàng)新逐步加快。到 2004 年底， ATM 跨行 轉賬業(yè)務開通機具達 1.3 萬臺，手機支付業(yè)務在 13 個城市開通，柜 面通業(yè)務在 8 個省市展開， 同時，網(wǎng)上支付、固定電話支付等新業(yè)務 也不斷

5、推出。第五，產(chǎn)業(yè)化發(fā)展體系初步形成。各商業(yè)銀行紛紛借鑒 國際經(jīng)驗，建立銀行卡中心，專業(yè)化經(jīng)營銀行卡業(yè)務。同時，各類第 三方專業(yè)化服務機構也迅速發(fā)展，初步形成了以銀行卡經(jīng)營為核心， 涵蓋發(fā)卡、收單、信息轉接、專業(yè)化服務及機具制造等業(yè)務的產(chǎn)業(yè)發(fā) 展格局和較為完善的銀行卡支付產(chǎn)業(yè)鏈?？梢哉f， 隨著市場的全面對外開放， 我國銀行卡產(chǎn)業(yè)將融入全球 銀行卡市場， 成為全球市場的組成部分， 并將不可避免地受到全球銀 行卡市場變化的影響。但是在我國銀行卡產(chǎn)業(yè)面臨困難和挑戰(zhàn)的同 時，也迎來了不可多得的發(fā)展機遇。我國經(jīng)濟的持續(xù)增長、居民收入 的迅速增加、 全球最大的潛在持卡人群體， 這都將為我國銀行卡產(chǎn)業(yè) 發(fā)展提

6、供巨大的市場空間。 2008 年北京舉辦 數(shù)字奧運 和 2010 年 上海世博會，也將成為一個很好的機會。而目前，在銀行卡市場中， 有諸多因素會對銀行卡業(yè)務需求產(chǎn)生影響，如 GDP、人均儲蓄余額、 城鎮(zhèn)居民家庭可支配收入、銀行服務環(huán)境、政策環(huán)境、信息化程度、 卡功能等。因此，本文通過對銀行卡業(yè)務需求實證分析，找出影響銀 行卡需求的變量，希望能通過對此分析，找出其中規(guī)律，以擴大業(yè)務 經(jīng)營。三、模型的建立本文通過選取 1990 年至 2005 年的相關數(shù)據(jù)作為樣本。 表 1 銀行卡業(yè)務需求模型的時間序列表 年份,銀行卡業(yè)務需求（以發(fā)卡業(yè)務衡量） Y,中國 GDP 總量 X1,人均 GDPX 2,中

7、國人均儲蓄 余額 X3,儲蓄存款余額 X4,儲蓄存款活期所占比例 X5,農(nóng)村居民家庭人均可支配收入絕對數(shù) X6,農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù) X7,城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入絕對數(shù) X8,城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)X91990,18,18547.9,1634,622.9,922.8,17,322.5,58.8,1510.2,54.21991,100,21617.8,1879,798.1,2270.5,16.7,271.6,57.6,1700.6,53.81992,300,26638.1,2287,1003.2,2744.5,19.9,338.1,57.6,2026.6,52.91993,470,3463

8、4.4,2939,1283,3481.2,21.3,419.1,58.1,2577.4,50.11994,843,46759.4,3923,1794.7,4869.6,21.8,562.6,58.9,3496.2,49.91995,1411,58478.1,4854,2449.4,6666.7,19.8,720.4,58.6,4283,49 .91996,4171,67884.6,5576,3147.1,6518.5,19.9,887.8,56.3,4838.9,48.61997,7175,74462.6,6067,3744.3,10040,21.7,1054.1,55.1,5160.3,46

9、.41998,11600,78345.2,6307,4279.4,11336.8,21.7,1201.5,53.4,542 5.1,44.51999,18010,82067.5,6547,4735.6,12446.5,24.6,1289,52.6,5854,41.92000,27740,89403.6,7078,5082.2,11337.8,28.3,1530.3,49.1,6280,39.22001,38280,95933.3,7543,5779.5,12471.1,30.3,1737.2,47.7,6869.6,37.92002,56000,106546,7972,6000,87000,3

10、1,2476,46.2,7703,37.72003,64800,117251.9,9101,8000,100000,32.1,2622.2,45.6,8472 .2,37.12004,76200,136875.9,10561,9000,126196,33.2,2936,45.2,9422,37.72005,92000,182321,13787,10900,141050.9,34.5,3200,46.2,123 00,37注：銀行卡業(yè)務需求（以發(fā)卡業(yè)務衡量）的單位是：萬張；中國 GDP 總量的單位是：億元；人均 GDP、中國人均儲蓄余額、農(nóng)村居 民家庭人均可支配收入絕對數(shù)和城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配

11、收入絕對 數(shù)的單位是：元；儲蓄存款余額的單位是：萬元；儲蓄存款活期所占 比例、農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)和城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)的單位 是： % 。資料來源：中國統(tǒng)計年鑒、中國金融年鑒、國家統(tǒng)計局 網(wǎng)站（一）模型初步提出 為了具體分析各要素對提高我國銀行卡業(yè)務需求的影響大小， 我 們選取了中國 GDP 總量、人均 GDP 、中國人均儲蓄余額、農(nóng)村居民 家庭人均可支配收入絕對數(shù)、城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入絕對數(shù)、 儲蓄存款余額、儲蓄存款活期所占比例、農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)、 城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)等若干指標進行回歸分析。采用的對數(shù)模型如下：Y= 1+ 2X1+3X2+ 4X3+ 5X4+ 6X5+

12、7X6+8X7+ 9X8+10X9 其中，Y 代表銀行卡業(yè)務需求（以發(fā)卡業(yè)務衡量）， X1代表中國 GDP 總量， X 2代表人均 GDP ，X3代表中國人均儲蓄余額， X4 代表 儲蓄存款余額， X5 代表儲蓄存款活期所占比例， X6 代表農(nóng)村居民家 庭人均可支配收入絕對數(shù)， X7代表農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)， X8 代 表城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入絕對數(shù)， X9 代表城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾 系數(shù)，K（K=1 ，210）代表各解釋變量的參數(shù)系數(shù)， ui 代表隨機 擾動項 .我們通過對該模型的回歸分析， 得出各個變量與我國銀行卡業(yè)務 需求的變動關系。（二）模型的擬合檢驗用 Eviews 計量經(jīng)濟學分

13、析軟件 我們可以得到如下回歸分析結果：DependentVariable:Y Method:LeastSquares Date:01/05/09Time:11:11 Sample:19902005 Includedobservations:16 Variable,Coefficient,Std.Error,t-Statistic,Prob. C,-133991.9,73448.41,-1.824299,0.1179 X1,1.941816,0.647092,3.000837,0.0240 X2,-33.28967,8.114710,-4.102385,0.0063 X3,9.747841,2.

14、590518,3.762893,0.0094X4,-0.028589,0.115023,-0.248553,0.8120X5,2171.178,467.2303,4.646911,0.0035X6,8.693506,12.52957,0.693839,0.5137X7,-638.5195,1044.471,-0.611333,0.5634X8,5.094320,6.673768,0.763335,0.4742X9,2505.067,772.9179,3.241051,0.0177R-squared,0.998488,Meandependentvar,24944.88Sumsquaredresi

15、d,21794633,Schwarzcriterion,18.69533Loglikelihood,-135.6997,F-statistic,440.2742Durbin-Watsonstat,2.695428,Prob(F-statistic),0.0000001、多重共線性檢驗,X1,X2,X3,X4,X5,X6,X7,X8,X9X1,1,0.999258956978,0.989593523746,0.867331329097,0.917 847813251,0.964666019751,-0.885131755833,0.99893149916 7,-0.903234718224X2,

16、0.999258956978,1,0.988045658246,0.854377586754,0.911 321344016,0.95787513179,-0.877508815511,0.997844798703, -0.902111283435X3,0.989593523746,0.988045658246,1,0.888751302595,0.938 540821403,0.981208049776,-0.922990464027,0.99091226003,X4,0.867331329097,0.854377586754,0.888751302595,1,0.841981514358,

17、0.92617769665,-0.807734357235,0.869886038071,-0.7228291285011514358,1,0.956903452831,-0.956883765527,0.928372013909,-0.953957868586X6,0.964666019751,0.95787513179,0.981208049776,0.92617769665,0.956903452831,1,-0.951329326069,0.97134544139,-0.923837130476X7,-0.885131755833,-0.877508815511,-0.92299046

18、4027,-0.807734357235,-0.956883765527,-0.951329326069,1,-0.896917304032,0.962539210077X8,0.998931499167,0.997844798703,0.99091226003,0.869886038071,0.928372013909,0.97134544139,-0.896917304032,1,2829128501,-0.953957868586,-0.923837130476,0.962539210（1 ）根據(jù)多重共線性檢驗，解釋變量之間存在著線性相關。 X4 即儲蓄存款余額、 X6 即農(nóng)村居民家庭人

19、均可支配收入絕對數(shù)、 X7 即 農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)、 X8 即城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入絕對數(shù) 的參數(shù) t 并不顯著， X2 即人均 GDP、X4 即儲蓄存款余額、 X7 即農(nóng)村 居民家庭恩格爾系數(shù)的變量系數(shù)的符號與經(jīng)濟意義相悖，應予以剔 除。表明模型中確實存在多重共線性。（2）修正：剔除 X2即人均 GDP 后的模型為：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:01/05/09Time:11:44Sample:19902005Includedobservations:16 Variable,Coefficient,Std.Error,t-Sta

20、tistic,Prob.C,-7638.446,120416.5,-0.063434,0.9512 X1,-0.205748,0.686926,-0.299520,0.7732X3,2.026867,3.214647,0.630510,0.5484X4,0.187831,0.184586,1.017580,0.3428X5,2182.831,843.7675,2.587005,0.0361X6,-4.977644,21.81245,-0.228202,0.8260X7,-3187.650,1516.126,-2.102496,0.0736X8,5.891354,12.04722,0.48902

21、2,0.6398X9,2734.209,1392.182,1.963973,0.0903 R-squared,0.994247,Meandependentvar,24944.88Sumsquaredresid,82926997,Schwarzcriterion,19.85834Loglikelihood,-146.3901,F-statistic,151.2264Durbin-Watsonstat,1.573283,Prob(F-statistic),0.000000剔除 X4 即儲蓄存款余額后的模型為：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:01

22、/05/09Time:11:46Sample:19902005Includedobservations:16Variable,Coefficient,Std.Error,t-Statistic,Prob.C,-119134.8,50055.76,-2.380043,0.0445X1,-0.135675,0.684979,-0.198072,0.8479X3,2.841526,3.120256,0.910671,0.3891X5,2706.103,670.4425,4.036294,0.0038X6,15.01089,9.504014,1.579427,0.1529X7,-2429.902,13

23、23.578,-1.835858,0.1037X8,2.658806,11.64658,0.228291,0.8251X9,3774.581,947.0128,3.985776,0.0040R-squared,0.993396,Meandependentvar,24944.88Sumsquaredresid,95193909,Schwarzcriterion,19.82301Loglikelihood,-147.4937,F-statistic,171.9201 Durbin-Watsonstat,1.911046,Prob(F-statistic),0.000000剔除 X6 即農(nóng)村居民家庭

24、人均可支配收入絕對數(shù)后的模型為： DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:01/05/09Time:11:47 Sample:19902005Includedobservations:16 Variable,Coefficient,Std.Error,t-Statistic,Prob.C,-97106.97,51912.00,-1.870607,0.0942 X1,-0.721158,0.621997,-1.159423,0.2761X3,3.607102,3.328489,1.083706,0.3067X5,2992.759,696.9421,4

25、.294129,0.0020 X7,-3955.643,977.0565,-4.048531,0.0029X8,14.52767,9.608353,1.511983,0.1648X9,4858.876,704.4156,6.897740,0.0001 R-squared,0.991337,Meandependentvar,24944.88Sumsquaredresid,1.25E+08,Schwarzcriterion,19.92114 Loglikelihood,-149.6651,F-statistic,171.6521Durbin-Watsonstat,2.058395,Prob(F-s

26、tatistic),0.000000剔除 X7 即農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)后的模型為：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:01/05/09Time:11:48Sample:19902005Includedobservations:16Variable,Coefficient,Std.Error,t-Statistic,Prob.C,-243751.7,59254.72,-4.113625,0.0021X1,-1.160558,0.975912,-1.189203,0.2618X3,12.21401,4.080971,2.992918,0.0135

27、X5,3878.405,1054.413,3.678259,0.0043X8,13.41676,15.30412,0.876677,0.4012X9,3047.610,866.9925,3.515152,0.0056R-squared,0.975560,Meandependentvar,24944.88Sumsquaredresid,3.52E+08,Schwarzcriterion,20.78501Loglikelihood,-157.9623,F-statistic,79.83445Durbin-Watsonstat,1.937252,Prob(F-statistic),0.000000剔

28、除 X8 即城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入絕對數(shù)后的模型為：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:01/05/09Time:11:49Sample:19902005Includedobservations:16 Variable,Coefficient,Std.Error,t-Statistic,Prob.C,-227607.3,55724.82,-4.084487,0.0018X1,-0.332380,0.242329,-1.371606,0.1975X3,12.30132,4.036608,3.047439,0.0111X5,4115.754,1

29、008.285,4.081935,0.0018X9,2764.817,796.2387,3.472347,0.0052R-squared,0.973682,Meandependentvar,24944.88Sumsquaredresid,3.79E+08,Schwarzcriterion,20.68577Loglikelihood,-158.5547,F-statistic,101.7415Durbin-Watsonstat,1.878511,Prob(F-statistic),0.000000初步整理方程得：Y=-227607.3-0.3324X 1+12.3013X 3+4115.754X

30、 5+2764.817 X9+u i(-4.0845 )(-1.3716)(3.0474)(4.0819)(3.4723) R2=0.9737AdjustedR-squared=0.9641F=101.74152、顯著性檢驗：()對于 ?2 ，t 統(tǒng)計量為 -1.371606 。給定=0.05 ，查 t 分布 表，在自由度為 n-3=13 下，得臨界值 t0.025 (13)=2.160 ，因為 tt 0.025 (13) ，所以拒絕原假設 H0:?4=0 ，表明 X3即中國人均儲蓄余 額對銀行卡業(yè)務需求有顯著性影響；(3 )對于 ?4，t 統(tǒng)計量為 4.081935 。給定=0.05 ，查

31、t 分布 表，在自由度為 n-3=13 下，得臨界值 t0.025 (13)=2.160 ，因為 tt 0.025 (13) ，所以拒絕原假設 H 0:? 4=0 ，表明 X5 即儲蓄存款活期所 占比例對銀行卡業(yè)務需求有顯著性影響；(4 )對于 ?5，t 統(tǒng)計量為 3.472347 。給定=0.05 ，查 t 分布 表，在自由度為 n-3=13 下，得臨界值 t0.025 (13)=2.160 ，因為 tt 0.025 (13) ，所以拒絕原假設 H0:?4=0 ，表明 X9即城鎮(zhèn)居民家庭恩 格爾系數(shù)對銀行卡業(yè)務需求有顯著性影響；(5)對于 F=101.7415F(3,12)=3.49( 顯著

32、性水平為 0.05) ，表 明模型從整體上看銀行卡業(yè)務需求與各解釋變量之間線性關系顯著。所以由上分析，需剔除 X1，剔除 X1即中國 GDP 總量后的模型 為：DependentVariable:Y回歸方程為：Y=-240037.4+7.1427X 3+4384.272X 5+2814.495X 9+u i (-4.2137 )(4.7025)(4.2783)(3.4152)R2=0.9692AdjustedR-squared=0.9615F=125.79003、相關性檢驗 從估計的結果可以看出，模型擬合較好，可決系數(shù) R2=0.9692 ， 表明模型在整體上擬合比較好。、異方差檢驗利用 AR

33、CH 檢驗，得如下結果：ARCHTest:F-statistic,0.371081,Probability,0.775919Obs*R-squared,1.431011,Probability,0.698282TestEquation:DependentVariable:RESID2Method:LeastSquaresDate:01/05/09Time:00:12Sample(adjusted):19932005Includedobservations:13afteradjustingendpointsVariable,Coefficient,Std.Error,t-Statistic,Pr

34、ob.C,35088556,20561984,1.706477,0.1221RESID2(-1),-0.245155,0.342383,-0.716025,0.4921RESID2(-2),-0.266124,0.287920,-0.924300,0.3794RESID2(-3),-0.054503,0.285705,-0.190769,0.8529R-squared,0.110078,Meandependentvar,20517810Sumsquaredresid,1.35E+16,Schwarzcriterion,38.20720Loglikelihood,-243.2169,F-stat

35、istic,0.371081Durbin-Watsonstat,1.971182,Prob(F-statistic),0.775919由上表， Obs*R-squared=1.4310 而查表，給定=0.95 自由度 P=3 ，得臨界值 0.3518 ；給定=0.05 自由度 P=3, 得臨界值 7.8147 ； 所以 0.35181.43107.8147 ，所以接受原假設，模型隨機誤差項 不存在異方差。、序列相關檢驗DW=1.9712, 給定顯著性水平 =0.05, 查 Durbin Watson 表， n=16,k=4, 得 下 限 臨 界 值 dL=0.532d U=1.663, 所 以

36、 d U=1.663DW=1.97124-d U=2.337 。根據(jù)判斷區(qū)域知， 這時隨機 誤差項不存在一階自相關。、因果關系檢驗PairwiseGrangerCausalityTestsDate:01/05/09Time:14:20Sample:19902005Lags:2NullHypothesis:,Obs,F-Statistic,Probability YdoesnotGrangerCauseX9,14,0.35920,0.70780 X9doesnotGrangerCauseY,5.37559,0.02910由該檢驗結果表明，在 =0.05 的水平下， F(3,13)=3.41 ，而

37、 F =0.3592F(3,13)=3.41, 所以拒絕原假設，認為 X9 即城鎮(zhèn)居民家庭 恩格爾系數(shù)對 Y 即銀行卡業(yè)務需求有顯著性影響。三、各因素對我國銀行卡業(yè)務需求的影響分析 由以上回歸數(shù)據(jù)以及相關檢驗， 我們得出了各個變量與我國銀行 卡業(yè)務需求的變動關系。結論是：現(xiàn)階段，我國銀行卡業(yè)務需求主要 是受中國人均儲蓄余額、 儲蓄存款活期所占比例、 城鎮(zhèn)居民家庭恩格 爾系數(shù)三個因素影響。居民儲蓄代表了居民自己可以支配的財產(chǎn)， 是居民消費力量的體 現(xiàn)，也是構成消費需求的基礎。改革開放以來，我國居民收入逐年提 高，居民儲蓄存款平均每年以約 35%的速度增長， 2006 年初我國居 民儲蓄存款已突破

38、 15 萬億元。居民儲蓄從根本上講是產(chǎn)生消費需求的 直接基礎，這與銀行卡業(yè)務分散、零售性強的基本屬性相吻合，對銀 行卡的需求有積極作用。 人均儲蓄余額更能反映出百姓的富裕程度及 對銀行卡業(yè)務需求的影響。 1988 年到2005 年人均儲蓄余額與銀行卡 的發(fā)卡量緊密相關。 我國人均儲蓄余額的連年增長促進了城鄉(xiāng)居民消 費需求的不斷增加，也促進了銀行卡業(yè)務的快速發(fā)展。從儲種上看， 定活兩便和活期存款更容易產(chǎn)生對銀行卡業(yè)務的直接需求。另外，我國城鄉(xiāng)居民家庭人均可支配收入逐年增加， 2005 年我 國城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入超過萬元， 城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系 數(shù)為37% 。按照國際標準，我國城鎮(zhèn)居民的生

39、活水平已進入“富裕” 級別。但是我國地域遼闊，各省、地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡，城鄉(xiāng)居民生 活水平存在較大差異， 2005 年農(nóng)村居民家庭人均可支配收入僅為 3000 多元，是城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入的三分之一。毫無疑問， 城鄉(xiāng)居民生活水平的大幅度提高， 使得人們的消費支付能力大增， 從 而促進了銀行卡業(yè)務的發(fā)展。四、政策建議 我國銀行卡產(chǎn)業(yè)還處于初級階段，所以要想擴大銀行卡業(yè)務需 求，大力發(fā)展銀行卡業(yè)務，就必須認真學習稅務總局、銀監(jiān)會、外 匯局關于促進銀行卡產(chǎn)業(yè)發(fā)展的若干意見 ，積極貫徹落實和完善以 下幾方面：（一）完善法律體系，營造良好制度環(huán)境 要完善法律體系，營造良好制度環(huán)境。要明確各參與方的

40、權利、 責任和義務，保障當事人合法權益；統(tǒng)一銀行卡發(fā)行、使用和受理規(guī) 則，規(guī)范銀行卡支付行為，明確風險控制和信息安全要求，切實防范 支付風險。（二）面向需求，完善銀行卡品種和功能1 鼓勵推廣公務卡。各級政府部門及所屬預算單位應積極帶頭 使用銀行卡，在行政經(jīng)費、差旅費等公務支出中使用銀行卡支付，提 高預算資金支出的透明度，加強對公務支出的監(jiān)控。2.繼續(xù)促進借記卡發(fā)展，穩(wěn)步發(fā)展信用卡。進一步完善借記卡的 功能，提升借記卡的服務質量，促進借記卡發(fā)展。在有效防范信用卡 風險的前提下，穩(wěn)妥發(fā)展信用卡。3拓展銀行卡使用空間，推進銀行 IC 卡應用。促進銀行卡功能 與其他行業(yè)應用有機結合， 實現(xiàn)資源共享與協(xié)

41、調發(fā)展。 有序規(guī)范以銀 行卡為介質的網(wǎng)上支付、移動支付等電子支付，促進其健康發(fā)展。積 極開發(fā)適合不同群體需求的品種， 滿足客戶個性化需要。 人民銀行要 根據(jù)中國金融集成電路 （IC）卡規(guī)范 （2005 年版 ）新行業(yè)標準，推動 銀行 IC 卡應用的發(fā)展。（三）促進受理市場快速健康發(fā)展，擴大受理范圍 1加強受理市場建設。將完善用卡環(huán)境、推動銀行卡普及應用 作為當前銀行卡產(chǎn)業(yè)發(fā)展的核心工作。 以市場手段為主， 輔之以必要 的政府指導。2規(guī)范發(fā)展受理市場。明確發(fā)卡機構、銀行卡清算組織、收單 機構、持卡人、特約商戶、專業(yè)化服務機構等銀行卡業(yè)務有關市場主 體各自的權利義務和責任， 按照權利義務相一致的原

42、則， 承擔相應的 風險和責任。 加強對收單市場的管理， 確保所有發(fā)卡機構發(fā)行的銀行 卡被受理。 健全專業(yè)化服務體系， 加強對銀行卡業(yè)務外包的管理和風 險控制，提高專業(yè)化服務水平。3 建立和完善合理的收費定價機制。堅持銀行服務合理收費原 則，綜合考慮成本、利潤和風險因素，兼顧各方利益，建立科學、合 理的銀行卡定價機制。 按照市場化的發(fā)展要求， 由各收單機構與商戶 協(xié)商定價。 為鼓勵商戶受理銀行卡的積極性， 各地可根據(jù)商戶刷卡消 費額等因素建立適當?shù)莫剟顧C制。 商業(yè)銀行要科學制定銀行卡財務管 理制度，嚴格成本核算，降低成本。4 提高商業(yè)企業(yè)受理銀行卡普及率。商務部等有關部門應積極 引導商業(yè)、旅游、

43、餐飲等零售和服務行業(yè)受理銀行卡。5擴大銀行卡受理范圍。有關部門應鼓勵公共事業(yè)單位積極受 理銀行卡，促進銀行卡在水、電、氣等公用事業(yè)繳費領域應用。推動 民航、鐵路、公路售票以及醫(yī)院、學校、加油站等與公眾生活密切相 關和現(xiàn)金使用量較大的領域受理銀行卡。6拓展人民幣銀行卡境外受理市場。研究出臺支持人民幣銀行 卡受理網(wǎng)絡向境外拓展的有關政策措施， 鼓勵人民幣卡受理業(yè)務向具 有使用需求的國家和地區(qū)拓展，逐步建立人民幣卡的國際受理網(wǎng)絡。 商業(yè)銀行和銀行卡清算組織要積極、 穩(wěn)妥地開拓人民幣卡境外受理業(yè) 務，切實采取措施防范匯率、欺詐、技術等各類風險。（四）鼓勵市場化競爭，增強服務意識1鼓勵競爭，建立市場化的運營機制。要充分發(fā)揮市場在產(chǎn)業(yè) 資源配置上的基礎性作用，在銀行卡發(fā)行、受理、信息轉接、機具布 放等環(huán)節(jié)引入競爭機制， 防止壟斷， 鼓勵符合條件的機構和組織參與 銀行卡受理市場