冷晨昕，陳淑龍，祝仲坤

1.清華大學 公共管理學院/中國農(nóng)村研究院，北京 100084

2.中國人民大學 農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學院，北京 100872

3.北京大學 國家發(fā)展研究院，北京 100871

進入21 世紀，伴隨著新科技革命的深入發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)迅速成為時代潮流，在對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生戰(zhàn)略性與全局性影響的同時，也為社會發(fā)展創(chuàng)造了無限機遇，為居民生活帶來了更多可能。在互聯(lián)網(wǎng)不斷普及的進程中，尤為引人注目的是，伴隨著數(shù)字中國、數(shù)字鄉(xiāng)村戰(zhàn)略的提出與貫徹實施，互聯(lián)網(wǎng)在農(nóng)村地區(qū)不斷滲透，與“三農(nóng)”領域的融合逐漸深化，為鄉(xiāng)村振興加速賦能，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)不斷實現(xiàn)數(shù)字化發(fā)展躍遷，農(nóng)民生活中的數(shù)字化場景也越來越豐富[1]。近年來，智能手機在農(nóng)村地區(qū)迅速普及，依托智能手機等移動設備，被譽為新時代“四大發(fā)明”之一的移動支付也開始在農(nóng)村地區(qū)盛行，成為互聯(lián)網(wǎng)與“三農(nóng)”融合深化的重要抓手，潛移默化地影響著農(nóng)村居民的生活方式與行為觀念[2]。在探究移動支付對農(nóng)村居民影響的過程中，幸福感是一個繞不開的話題。那么，農(nóng)村居民是否能從移動支付中獲得幸福感呢？如果能，群體之間是否存在差異，移動支付對農(nóng)村居民幸福感影響的內(nèi)在邏輯又該如何解釋呢？由于移動支付屬于一個較新的研究領域，縱觀已有研究不難發(fā)現(xiàn)，上述問題尚未得到系統(tǒng)全面的回答。當前，相關的學術研究仍主要集中在移動支付與消費行為[3]、移動支付與普惠金融[4]、移動支付與家庭財務狀況[5-6]等相關領域。在此背景下，本文基于中國綜合社會調(diào)查2017 年數(shù)據(jù)，系統(tǒng)考察移動支付對農(nóng)村居民主觀幸福感的影響。

一、文獻綜述與研究假說

（一）文獻綜述

增進幸福是人類社會的永恒命題之一。人類對幸福的研究由來已久，早在兩千多年前，亞里士多德就曾提出，幸福是人類一切活動的最終目的，是眾善中的至善。20世紀50年代，心理學家就開始研究幸福感。1974年，美國經(jīng)濟學家Easterlin[7]89-125指出，隨著時間的推移，主觀幸福感并不隨國內(nèi)生產(chǎn)總值或收入的增長而持續(xù)增加，這便是“伊斯特林悖論”。這開創(chuàng)了經(jīng)濟學系統(tǒng)研究幸福感的先河，也開創(chuàng)了經(jīng)濟學的新方向——幸福經(jīng)濟學。此后，學者們開始嘗試從不同維度破解幸福密碼，從個人特征、家庭特征到自然環(huán)境、社會環(huán)境，再到制度環(huán)境等，至今方興未艾[8]。然而，對于移動支付這樣一個新生事物會如何影響人們的主觀幸福感，仍鮮有相關研究。

移動支付是一種依托于搭載了移動互聯(lián)網(wǎng)的智能手機等移動終端對商品（或服務）進行結(jié)算，以完成交易的新型支付方式[9]。近年來，得益于移動互聯(lián)網(wǎng)的快速普及以及智能手機的迅速推廣，移動支付迅速席卷中國，并持續(xù)向農(nóng)村地區(qū)與中老年群體滲透。當然，這也與鼓勵金融創(chuàng)新的國家政策密不可分。由于移動支付是新興的研究領域，相關研究尚未觸及移動支付與個體或家庭主觀福祉的關聯(lián)，但已有研究已經(jīng)為此奠定了良好的基礎。

已有研究中，探討最為廣泛的是移動支付對消費行為的影響。移動支付的出現(xiàn)可以理解為是支付方式的變革，而不同支付方式對消費行為的影響一直是國外學者關注的重點。早在20 世紀80 年代，F(xiàn)einberg[10]就提出了“信用卡效應”，他通過實驗研究證實了信用卡的使用有助于釋放消費潛力。Prelec 等[11]研究認為，消費行為與支付時間間隔越近，支付痛苦（pain of paying）越強烈，相比之下現(xiàn)金支付與消費行為同步發(fā)生，疼痛感最強，而信用卡等支付方式疼痛感要小得多。Soman[12]也認為支付方式會影響消費行為，指出一次性付清的方式會增加消費者的支付痛苦，從而抑制未來消費，而分期付款則會減弱消費者的支付痛苦，對未來消費的抑制作用降低。

從國內(nèi)來看，中國是目前全世界移動支付普及度最高的國家，也是移動支付研究的主要陣地。在移動支付如何影響居民消費層面，已有研究基本達成共識，即移動支付有助于增加消費。還有研究進一步指出，移動支付有助于優(yōu)化消費結(jié)構、推動消費結(jié)構升級。

關于移動支付能夠增加消費，主要的解釋有以下幾點。第一，移動支付降低了交易成本。裴輝儒等[13]在研究中比較了現(xiàn)金、信用卡與移動支付三種方式，發(fā)現(xiàn)相比于現(xiàn)金與信用卡，移動支付能夠節(jié)約時間成本、降低搜尋成本、減少支付成本，進而增加消費者剩余。第二，移動支付有助于緩解流動性約束。謝平等[14]指出，金融科技利用大數(shù)據(jù)對居民的“數(shù)字足跡”生成信用得分，給不同的客戶提供不同金額的貸款（如螞蟻花唄等），能夠降低流動性約束，從而刺激消費。第三，移動支付能誘發(fā)收入幻覺，轉(zhuǎn)變“心理賬戶”，降低支付痛苦，增強消費欲望。相比于傳統(tǒng)支付方式，移動支付進行消費更加隱蔽、透明度更低，便利性更強、支付痛感更弱[11-12]。第四，移動支付優(yōu)化了消費環(huán)境。移動支付改變了傳統(tǒng)現(xiàn)金交易安全性差、時空約束強、資源浪費嚴重等問題[15]，消費環(huán)境得以優(yōu)化，消費潛力得到更充分釋放。

還有一些研究進一步探討了移動支付對消費結(jié)構的影響，得到的共識為移動支付有助于優(yōu)化消費結(jié)構、驅(qū)動消費升級。例如，張蓉[16]指出移動支付能夠驅(qū)動農(nóng)村居民消費結(jié)構從生存型向享受型與發(fā)展型演進。陳戰(zhàn)波等[3]基于中國家庭金融調(diào)查（CHFS）2017年數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)移動支付不僅有助于釋放消費潛力，還有助于提升以文娛為核心的發(fā)展型消費的比重，驅(qū)動消費升級。

除了探討移動支付對消費行為影響的研究，有關移動支付影響的研究越來越豐富。第一，移動支付與普惠金融。移動支付還被認為是互聯(lián)網(wǎng)金融體系的基礎設施。移動支付手段的普及能促使金融業(yè)務移動互聯(lián)網(wǎng)化，實質(zhì)上擴大了金融服務的邊界，增強了金融服務的可得性，因此移動支付在向廣大農(nóng)村地區(qū)滲透的同時，也有助于普惠型金融服務向農(nóng)村下沉[9]。第二，移動支付與家庭財務狀況。這一領域研究與家庭消費相關，可以理解為移動支付與消費行為的“衍生品”。尹志超等[5]研究證實了移動支付有助于減少包括金融資產(chǎn)在內(nèi)的家庭貨幣需求。柴時軍[6]研究發(fā)現(xiàn)，由于緩解了家庭的流動性約束，移動支付可能導致家庭財務杠桿放大和債務風險加劇。徐嘉營[17]研究表明，移動支付的使用顯著推動了家庭進入金融市場、持有多種金融資產(chǎn)，并有利于家庭積累更多財富。第三，移動支付與家庭創(chuàng)業(yè)。尹志超等[15]研究表明，移動支付不僅提高了家庭創(chuàng)業(yè)的概率，還能夠提升工商業(yè)項目的經(jīng)營績效，其中的內(nèi)在邏輯主要是移動支付減輕了信貸約束對創(chuàng)業(yè)的抑制作用。

綜上所述，幸福經(jīng)濟學領域眾多學者一直致力于破解幸福密碼，但還未能系統(tǒng)解答移動支付如何影響主觀幸福感的問題。從移動支付領域的研究來看，已有研究聚焦于移動支付與消費行為的影響，近期逐步衍生至移動支付與普惠金融、家庭財務狀況及家庭創(chuàng)業(yè)的影響，但尚未有研究直接關注移動支付會如何影響主觀幸福感。

（二）研究假說

已有研究雖未直接探討移動支付與主觀幸福感之間的關系，但為本文奠定了良好的研究基礎。探討移動支付會如何影響農(nóng)村居民主觀幸福感的一個重要前提是明確主觀幸福感的基本內(nèi)涵。Frey等[18]4-15認為主觀幸福感是個體對生活質(zhì)量的總體評價與內(nèi)心狀態(tài)的主觀反饋。由此可知，主觀幸福感的增進往往來自生活質(zhì)量的改善以及內(nèi)心感受到的獲得感與滿足感。移動支付本質(zhì)上是一種支付方式、交易方式的創(chuàng)新，這種方式擺脫了傳統(tǒng)現(xiàn)金交易的時空限制，不僅更加便捷高效，還更為靈活，能夠適應多種支付場景、滿足消費者定制化、個性化消費，從而有助于降低交易成本、提升交易效率。從這個層面講，使用移動支付改善了消費者的生活質(zhì)量，使消費者內(nèi)心產(chǎn)生精神愉悅感，幸福感得以增加。移動支付還具有安全性特征，在商品交易過程中，資金安全無疑是消費者最為關心的問題，相比于傳統(tǒng)的現(xiàn)金交易，移動支付降低了現(xiàn)金保管與攜帶成本，可以有效提升交易的安全性，為消費者帶來內(nèi)心的安全感，而安全感就是幸福感的重要來源之一。此外，移動支付還具有技能屬性，對于城市居民、年輕人而言移動支付似乎已經(jīng)司空見慣，但對于農(nóng)村居民、中老年人而言移動支付仍是“陽春白雪”，在與周邊的參照群體比較時，掌握移動支付技能可能會產(chǎn)生更強的成就感與滿足感，而這也有助于增進個體的主觀幸福感。

移動支付不僅能夠直接增進個體的主觀幸福感，還可能通過“媒介”間接影響個體的主觀幸福感。在經(jīng)濟學領域，幸福感一般被認為是效用的主觀化形式，而效用是消費的函數(shù)，由此不難推斷，消費與主觀幸福感正相關，擴大消費有助于增進主觀幸福感。Dutt[19]的研究表明，人們的最終愿望是擁有和使用越來越多的商品和服務，以獲得幸福和成功。還有一些學者通過探討收入與消費之間的關系理解消費對主觀幸福感的影響。Meyer等[20]認為，相比于收入，消費更能體現(xiàn)個體的真實福利水平。Ahuvia[21]則指出收入只是消費的代理變量，真正對主觀幸福感產(chǎn)生作用的核心因素是消費。Guillen-Royo[22]還指出，在探究幸福密碼的過程中，消費與收入或財富等物質(zhì)性內(nèi)容可以相互替代。從實證研究來看，許玲麗等[23]證實了無論是消費還是收入的增加，都能顯著提升個體的主觀幸福感，且“花錢”比“賺錢”更有利于提升個體的主觀幸福感。雖然上述研究理解消費與幸福感關系的出發(fā)點略有差異，但已形成基本共識，即擴大消費有助于增進幸福感。還有學者關注消費結(jié)構與主觀幸福感之間的關系。已有研究表明，不同類型的消費所產(chǎn)生的幸福效應有明顯差異，相比于物質(zhì)性消費（購買商品），體驗性消費（購買服務）更能增進主觀幸福感[24]，這實際上暗含著消費結(jié)構優(yōu)化對主觀幸福感具有正向影響。綜上所述，本文得到以下邏輯鏈條：移動支付→消費增加→主觀幸福感提升，并據(jù)此提出如下研究假說：

假說1：移動支付會增進農(nóng)村居民主觀幸福感。

假說2：移動支付通過釋放消費潛力、優(yōu)化消費結(jié)構增進農(nóng)村居民主觀幸福感。

二、數(shù)據(jù)、變量與模型

（一）數(shù)據(jù)來源

本文關注的話題是移動支付如何影響農(nóng)村居民主觀幸福感。CGSS 2017問卷中的“生活方式”版塊專門設計了“移動支付”的相關問題。為此，本文將采用CGSS 2017數(shù)據(jù)展開具體的實證分析。

CGSS 2017 于2020 年10 月正式發(fā)布，涵蓋了全國28個省、自治區(qū)和直轄市（不包括中國香港、澳門、臺灣、海南、西藏和新疆），采用的是多階段分層不等概率抽樣方法，共形成有效樣本12 582 個。由于本文關注的是農(nóng)村居民，因此根據(jù)受訪者戶口登記狀況，選取“農(nóng)業(yè)戶口”樣本，在此基礎上剔除主要變量中有缺失值、無效值的個案，最終獲得了包含6 939個基礎觀測值的樣本。

（二）變量描述

被解釋變量：主觀幸福感。幸福是絕大多數(shù)人追求的終極目標之一，其內(nèi)涵極為豐富，但也有一定的模糊性。綜合起來，主觀幸福感一般包括情感和認知兩個面向，情感面向指的是個體即時的情緒體驗，認知面向是指個體對生活質(zhì)量的總體評價與內(nèi)心狀態(tài)的綜合反饋。目前經(jīng)濟學研究更側(cè)重認知面向，采用滿意度評價作為主觀幸福感的衡量指標。同已有多數(shù)文獻一致，本文聚焦主觀幸福感的認知面向。

在CGSS 2017 問卷中，調(diào)查員通過向被訪者詢問“總的來說，您覺得您的生活是否幸福？”這一問題獲得被訪者的主觀幸福感情況。該問題設置的選項包括“非常不幸福、比較不幸福、說不上幸福不幸福、比較幸福、非常幸?！?，被訪者從中選擇一個選項進行回答，依據(jù)李克特（Likert）量表分別賦值1～5 的整數(shù)，數(shù)值越大代表主觀幸福感水平越高。樣本范圍內(nèi)，農(nóng)村居民主觀幸福感平均分值為3.777分。

核心解釋變量：移動支付。CGSS 2017 向被訪者詢問“在過去的十二月里，您有沒有使用過微信支付”和“在過去的十二月里，您有沒有使用過支付寶的移動支付功能？也就是在手機上用支付寶支付”，被訪者分別回答“是”或者“否”。本文將兩個問題均回答“否”的情況，即被訪者在過去十二月既沒使用過微信支付也沒使用過支付寶支付定義為0，其他情況定義為1。與此同時，本文還設定“微信支付”變量與“支付寶支付”變量。樣本范圍內(nèi)，使用過移動支付的農(nóng)村居民比例為32.40%，其中使用過微信支付的農(nóng)村居民比例為31.88%，使用過支付寶支付的農(nóng)村居民比例為24.53%。

從整體上看，不使用移動支付的農(nóng)村居民幸福感均值為3.739，使用移動支付的居民幸福感均值為3.857，較不使用移動支付增加0.118，增幅約為3.16%。從兩種移動支付的具體應用方式來看，不使用微信支付的農(nóng)村居民幸福感均值為3.742，使用微信支付幸福感均值為3.852，幸福感增幅為2.94%；不使用支付寶支付的農(nóng)村居民幸福感均值為3.743，使用支付寶支付幸福感均值為3.880，幸福感增幅為3.66%，略高于微信支付對幸福感的增幅。從描述性層面的相關關系來看，使用移動支付的農(nóng)村居民具有更高的幸福感水平，其中支付寶支付比微信支付對農(nóng)村居民幸福感的提升作用更明顯。

控制變量。依據(jù)CGSS 2017 問卷，并借鑒已有文獻的做法，本文控制了可能影響主觀幸福感的變量，包括年齡、性別、受教育年限、婚姻狀態(tài)、健康狀況、家庭規(guī)模、相對收入地位、醫(yī)療保險（主要指的是新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險）和社會信任感等?？紤]到移動支付在不同省份普及度存在差異，本文還以虛擬變量的形式將省份納入實證分析當中。

變量的含義及描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

（三）模型設定

為檢驗移動支付對農(nóng)村居民主觀幸福感的影響，本文建立了主觀幸福感的決定模型。其中，幸福感屬于1～5 的排序數(shù)據(jù)，因此采用Orderd Probit（簡稱“Oprobit”）模型進行基準回歸。具體公式為

其中，H表示主觀幸福感；MP表示農(nóng)村居民是否使用過移動支付；Z為其他解釋變量；β、γ為待估參數(shù)，ε為隨機擾動項。

在Oprobit 模型中，由于H無法直接觀測，需要潛變量H*，兩者之間的數(shù)量關系如下，其中C1、C2、C3和C4為臨界值（切點）。

三、實證結(jié)果分析

（一）基準回歸

本文基于Oprobit模型，分別以移動支付、微信支付、支付寶支付為核心解釋變量，對農(nóng)村居民主觀幸福感進行回歸，結(jié)果見表2。其中，第（1）～（3）列核心解釋變量為移動支付，第（1）列只控制移動支付變量，第（2）列加入其他控制變量，第（3）列進一步將省份納入模型，估計結(jié)果表明，相比于不使用移動支付的農(nóng)村居民，使用移動支付會顯著提高主觀幸福感。第（4）列以微信支付為核心解釋變量，將控制變量與省份納入模型，結(jié)果表明，微信支付與農(nóng)村居民主觀幸福感顯著正相關。同理，第（5）列估計結(jié)果表明，支付寶支付也有助于提高農(nóng)村居民的主觀幸福感。由此，研究假說1 得到初步證明。

表2 基準回歸估計結(jié)果

控制變量方面，大部分變量會顯著影響農(nóng)村居民主觀幸福感，且估計結(jié)果與已有文獻基本一致。具體來看，年齡、受教育程度、健康狀況、家庭規(guī)模、相對收入地位、社會信任感等與農(nóng)村居民主觀幸福感顯著正相關。此外，女性比男性擁有更高的主觀幸福感，黨員比群眾擁有更高的主觀幸福感。

陳強[25]169-171指出，Oprobit模型的估計系數(shù)只能從顯著性和參數(shù)符號方面給出有限的信息。核心解釋變量對農(nóng)村居民主觀幸福感的邊際效應見表3。移動支付對農(nóng)村居民匯報“非常不幸福”具有顯著負向影響，即使用移動支付的農(nóng)村居民匯報“非常不幸?！钡母怕曙@著降低。同理可以得出，使用移動支付的農(nóng)村居民匯報“比較不幸?！薄罢f不上幸福不幸?！钡母怕曙@著降低，使用移動支付的農(nóng)村居民匯報“比較幸?！薄胺浅Ｐ腋！钡母怕曙@著提升。

表3 移動支付對農(nóng)村居民主觀幸福感影響的邊際效應

具體而言，使用移動支付的農(nóng)村居民匯報“非常幸?！钡母怕曙@著降低2.6%，占農(nóng)村居民匯報“非常幸福”概率（15.95%）的比重為16.30%，這意味著移動支付對農(nóng)村居民主觀幸福感的影響不僅在統(tǒng)計上顯著，而且具有較強的現(xiàn)實意義。

（二）內(nèi)生性處理

值得注意的是，若MP是外生變量，Oprobit模型可以得到一致估計，但MP很可能是內(nèi)生解釋變量，即Oprobit模型回歸過程中面臨著內(nèi)生性問題。其一，一些不可觀測特征（如農(nóng)村居民的性格特征、生活閱歷等）可能同時影響移動支付使用決策與主觀幸福感，從而誘發(fā)遺漏變量問題。其二，主觀幸福感可能對農(nóng)村居民移動支付使用決策產(chǎn)生影響，從而產(chǎn)生反向因果問題。解決上述兩類內(nèi)生性問題，最好的辦法是工具變量法。由于核心解釋變量為二元離散變量，被解釋變量為排序變量，傳統(tǒng)的兩階段最小二乘回歸有效性降低[26]。為此，本文嘗試運用擴展回歸模型（extended regression model）框架中的extended ordered probit（簡稱“Eoprobit”）模型進行分析。

Eoprobit 模型本質(zhì)上還是工具變量法，需要分兩階段進行分析：第一階段為工具變量對核心解釋變量回歸，第二階段回歸設定與基準回歸模型一致，由核心解釋變量對被解釋變量回歸。若兩個階段回歸中的殘差項具有相關性，則意味著模型具有內(nèi)生性，采用Eoprobit模型是必要的。使用Eoprobit模型進行分析的一個關鍵問題在于探尋有效的工具變量。本文嘗試構造“城市居住時間”變量。具體而言，CGSS 2017 問卷向被訪者詢問“自14周歲開始，您總共在城市里居住過多少年（合計）”，由于城市居住時間與被訪者年齡高度相關，年齡越大，被訪者14歲之后在城市居住時間的“上限”數(shù)值越大，為剔除年齡的影響，本文用城市居住年數(shù)除以被訪者年齡，將這一變量定義為“城市居住時間”。樣本范圍內(nèi)，農(nóng)村居民在城市居住年數(shù)為6.186 年，城市居住時間的均值為0.206，即平均來看，樣本范圍內(nèi)的農(nóng)村居民在14歲之后有20.6%的時間居住在城市。

有效的工具變量需要同時滿足相關性與外生性條件。對于相關性，從邏輯上看，農(nóng)村居民14 歲后在城市居住的時間越長，其接觸互聯(lián)網(wǎng)的概率越大，對移動支付的了解越多，也就越有可能使用移動支付。因此，本文的工具變量“城市居住時間”可以滿足與移動支付的相關性；對于外生性，盡管沒有精確方法進行證明，但仍然可以采用以下兩種輔助方法予以佐證。第一，直接測度被解釋變量與工具變量的相關系數(shù)，結(jié)果顯示，城市居住時間與農(nóng)村居民主觀幸福感的Pearson 相關系數(shù)僅為0.058，Spearman 相關系數(shù)僅為0.042，相關度處于極低水平。第二，參考Ashraf 等[27]的研究，將核心解釋變量替換為工具變量對被解釋變量進行回歸（控制變量均納入其中），結(jié)果見表4第（1）列，工具變量對被解釋變量影響不顯著；進一步，將核心解釋變量與工具變量納入模型進行回歸（控制變量均納入其中），表4 第（2）～（4）列顯示，工具變量對被解釋變量的影響也不顯著。上述結(jié)果表明，工具變量滿足相關性與外生性條件，是合適的工具變量。

表4 工具變量的外生性檢驗估計結(jié)果

基于Eoprobit模型的分析結(jié)果見表5。第（1）列是工具變量城市居住時間對移動支付的回歸，第（2）列展示的是控制內(nèi)生性問題后，移動支付對主觀幸福感的影響。從估計結(jié)果來看，城市居住時間對農(nóng)村居民使用移動支付具有顯著的正向影響，表明工具變量與核心解釋變量滿足相關性。

表5 內(nèi)生性處理：基于Eoprobit 模型的估計結(jié)果

進一步看，兩個階段回歸的殘差項具有相關性，表明模型具有內(nèi)生性，采用Eoprobit模型是必要的。第（2）列結(jié)果顯示，在控制內(nèi)生性問題后，移動支付仍然對農(nóng)村居民主觀幸福感具有正向影響，估計結(jié)果在1%的水平上顯著。同理，第（3）（4）列、第（5）（6）列分別展示了以微信支付、支付寶支付為解釋變量的Eoprobit 模型的回歸結(jié)果，在控制了內(nèi)生性問題后，微信支付、支付寶支付對農(nóng)村居民主觀幸福感具有顯著正向影響，假說1 得到進一步證實。

（三）異質(zhì)性分析

根據(jù)上述分析，使用移動支付有助于提升農(nóng)村居民的主觀幸福感，但這只是平均意義上的結(jié)果，移動支付對農(nóng)村居民主觀幸福感的影響可能存在群體分化。為此，本文重點從年齡與性別兩個層面探究移動支付對農(nóng)村居民主觀幸福感影響的異質(zhì)性。

年齡層面，本文按照40 歲以下、40～59 歲、60 歲及以上將農(nóng)村居民劃分為青年、中年和老年。如表6所示，移動支付會顯著提升老年人的主觀幸福感，但對青年和中年主觀幸福感影響并不顯著。究其原因，對于青年人和中年人而言，移動支付手段早已司空見慣，由于群體內(nèi)移動支付的普及度較高，使用移動支付幾乎不會帶來成就感，對主觀幸福感的影響也微乎其微。相比之下，移動支付在老年群體中普及度偏低，仍屬于“陽春白雪”，老年人一旦掌握了移動支付“技能”，會給其生活帶來極大的便利，也會因此帶來較為強烈的滿足感與成就感。

表6 異質(zhì)性分析：基于Oprobit 模型的估計結(jié)果

分性別來看，移動支付對女性主觀幸福感有顯著的正向影響，但對男性主觀幸福感的影響并不顯著。之所以移動支付對女性主觀幸福感正向顯著，而對男性影響不顯著，可能的原因在于，女性購物的頻率要遠高于男性，而移動支付是一種便利的支付工具，恰好為女性更便捷地購物提供了有力支撐，女性也因此獲得更多的幸福感與滿足感。此外，這可能也與男性與女性的社會角色有關，對農(nóng)村家庭而言，大多遵循傳統(tǒng)“男主外、女主內(nèi)”的社會分工，女性需要承擔更多的家庭事務，包括日常消費品購置、生活繳費等多方面，移動支付恰恰在這些方面提供了便利，節(jié)約了女性的勞務時間，女性也可能因此而獲得幸福感。

（四）影響機制分析

為驗證上文提出的假說2，本文探討移動支付是否會通過釋放消費潛力、優(yōu)化消費結(jié)構增進農(nóng)村居民主觀幸福感。Baron 等[28]提出的中介效應模型是探討影響機制應用最廣泛的研究方法。考慮到其中介效應模型主要適用于線性模型，為避免估計結(jié)果存在潛在的偏誤，采用Karlson 等[29]提出的適用于非線性模型的KHB 方法①由于該方法是由Karlson、Holm、Breen 三位學者共同創(chuàng)建，因而被稱為KHB方法?？疾煲苿又Ц秾r(nóng)村居民主觀幸福感的影響機制。

消費決策是每個家庭最關鍵的決策之一，消費支出是衡量家庭生活水平與發(fā)展?jié)摿Φ暮诵膬?nèi)容[30]。根據(jù)已有研究，移動支付能夠使消費更加便捷高效，還為家庭網(wǎng)絡購物提供了平臺基礎，在刺激網(wǎng)絡購物欲望的同時，改變農(nóng)村家庭的消費觀念，釋放其消費潛力。因此，本文以家庭人均消費支出作為衡量消費潛力的指標。CGSS 2017問卷詳細詢問了被訪者全家全年的消費支出情況，支出內(nèi)容包括食品支出、服裝支出、住房支出、耐用消費品支出、日常消費品支出、交通通信支出、文化休閑娛樂支出、教育培訓支出、醫(yī)療支出和網(wǎng)購支出等。本文將問卷涉及的所有支出進行加總形成家庭消費總支出，隨后除以家庭規(guī)模得到家庭人均消費支出，在后文分析中，本文使用家庭人均消費支出的自然對數(shù)形式。

移動支付與農(nóng)村居民家庭人均消費支出的核密度如圖1 所示，以此初步描述兩者之間的關系。從中不難看出，使用移動支付的農(nóng)村家庭人均消費支出的“波峰”明顯偏右、數(shù)值更大；相比之下，不使用移動支付的農(nóng)村家庭人均消費支出的“波峰”偏左，且在較低消費水平區(qū)間密度更高。這一結(jié)果粗略表明，使用移動支付的農(nóng)村居民家庭人均消費支出水平更高。

圖1 移動支付與農(nóng)村居民家庭人均消費支出的核密度分布

已有研究表明，消費結(jié)構升級的核心體現(xiàn)消費結(jié)構從生存型向發(fā)展型、享受型轉(zhuǎn)變，從而導致服務性消費增加，恩格爾系數(shù)降低。為此，本文采用兩個指標測度移動支付是否能夠促進消費結(jié)構升級。（1）恩格爾系數(shù)，指食品消費支出占家庭消費總支出的比重。樣本范圍內(nèi)，恩格爾系數(shù)為36.55%，其中使用移動支付的農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)為31.42%，不使用移動支付的農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)則要高出很多，達到39.18%。（2）休閑消費比例，指文化休閑娛樂支出占家庭消費總支出的比重。樣本范圍內(nèi)，休閑消費比例為1.68%，其中使用移動支付的農(nóng)村居民家庭休閑消費比例為3.34%，相比之下，不使用移動支付的農(nóng)村居民家庭休閑消費比例僅為0.80%。

基于KHB 方法的估計結(jié)果見表7，從中可以看出，移動支付對農(nóng)村居民主觀幸福感的總效應與直接效應為正，與上文估計結(jié)果保持一致。進一步來看，中介變量消費水平的間接效應為正向，估計結(jié)果在10%的統(tǒng)計水平上顯著，這意味著消費水平在移動支付影響農(nóng)村居民主觀幸福感過程中發(fā)揮著中介作用。同理，中介變量恩格爾系數(shù)、休閑消費傾向的間接效應分別在5%與1%的水平上顯著。這意味著，恩格爾系數(shù)與休閑消費傾向也在移動支付影響農(nóng)村居民主觀幸福感過程中發(fā)揮著中介作用。上述結(jié)果表明，移動支付不僅對農(nóng)村居民主觀幸福感具有直接影響，還會通過提高農(nóng)村居民消費水平、降低恩格爾系數(shù)、提高休閑消費傾向提高農(nóng)村居民的主觀幸福感。也就是說，移動支付之所以能夠提升農(nóng)村居民的主觀幸福感，是因為使用移動支付有助于挖掘消費潛力、優(yōu)化消費結(jié)構。假說2得到證實。

表7 移動支付對農(nóng)村居民主觀幸福感的間接影響：基于KHB 方法的估計結(jié)果

四、結(jié)論與啟示

移動支付與高鐵、共享單車、網(wǎng)絡購物一起被并稱為新時代的“四大發(fā)明”，足見移動支付對經(jīng)濟社會發(fā)展與居民生產(chǎn)生活產(chǎn)生的革命性影響。尤其是伴隨著數(shù)字鄉(xiāng)村戰(zhàn)略的實施，移動支付對農(nóng)村居民生活中的影響與日俱增。在此背景下，本文系統(tǒng)考察了移動支付會如何影響農(nóng)村居民主觀幸福感這一兼具現(xiàn)實與理論意義的話題。研究發(fā)現(xiàn)：第一，移動支付能夠顯著提升農(nóng)村居民的主觀幸福感，這一結(jié)論在運用擴展回歸模型控制潛在的內(nèi)生性偏誤后依然成立。第二，移動支付對農(nóng)村居民主觀幸福感的影響存在明顯的代際差異與性別差異。移動支付有助于提升老年群體的主觀幸福感，但對青年與中年群體影響并不顯著；移動支付對女性主觀幸福感提升作用顯著，但對男性群體的主觀幸福感并無顯著影響。第三，移動支付之所以能提升農(nóng)村居民主觀幸福感，主要是因為移動支付能夠釋放農(nóng)村居民消費潛力，優(yōu)化消費結(jié)構。

本文的研究結(jié)論對于探究如何提升我國農(nóng)村居民主觀幸福感具有指導意義。第一，要進一步普及移動支付相關知識，著力培育農(nóng)村居民數(shù)字技能?？梢钥紤]組織數(shù)字技能培訓班，或由志愿者下沉到農(nóng)村社區(qū)推廣移動支付知識。在這一過程中，尤其值得重視的是老年群體。老年人是數(shù)字時代的“弱勢群體”，面臨著“數(shù)字鴻溝”“數(shù)字排斥”，因此要針對老年群體特點制定專門的培訓方案，有意識地幫助老年群體克服對移動支付等數(shù)字化工具的恐懼與抵觸心理，真正讓包括老年人在內(nèi)的廣大農(nóng)村居民共享移動支付的幸福紅利。第二，繼續(xù)推進并創(chuàng)新移動支付這一金融業(yè)態(tài)，優(yōu)化移動支付工具，豐富移動支付渠道，拓展移動支付使用空間，努力提升農(nóng)村居民移動支付的廣度、深度及滿意度。第三，高度重視移動支付的安全問題，移動支付涉及用戶隱私與資金使用，在當前移動支付快速發(fā)展過程中，時刻要將安全作為發(fā)展的前提。一方面，要加強支付監(jiān)管體系建設，營造有序的網(wǎng)絡環(huán)境與支付環(huán)境；另一方面，要提醒農(nóng)村居民在使用移動支付過程中提升安全防范意識，培養(yǎng)良好的支付習慣。