傅聯(lián)英

（華僑大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，福建 泉州 362021）

一、引 言

美國老太太和中國老太太的故事破解了國人“先儲蓄后消費(fèi)”的觀念桎梏，“先消費(fèi)后還款”的信用消費(fèi)理念開始深入人心。在消費(fèi)金融市場中，傳統(tǒng)的信用卡支付依然是歷久彌新的天然媒介，“信用卡+”幾乎覆蓋了除房貸和車貸之外的所有應(yīng)用場景。信用卡支付能夠“花明天的錢、圓今天的夢”，有效地突破即期流動性約束，從而滿足跨期消費(fèi)需要，提升持卡人生活品質(zhì)。然而，在物質(zhì)主義消費(fèi)觀的支配下，信用卡這盞“阿拉丁神燈”極易蛻變?yōu)椤芭硕嗬Ш小薄＠碚撋?，隱形且無痛的信用卡支付會催生收支幻覺，誘致持卡人過度消費(fèi)而陷入卡債牢籠（Prelec和Loewenstein，1998；Lo 和 Harvey，2011），甚至走上絕路。

上述理論推斷和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明，信用卡消費(fèi)對持卡人經(jīng)濟(jì)生活的影響絕非中性。那么，我們應(yīng)該基于何種標(biāo)準(zhǔn)來評價(jià)信用卡支付的非中性效應(yīng)？信用卡支付究竟是福音還是詛咒？其作用機(jī)理如何？這一系列問題將深刻地影響消費(fèi)者的持卡用卡決策、發(fā)卡銀行的營銷策略設(shè)計(jì)和規(guī)制機(jī)構(gòu)的監(jiān)管政策制定，亟待科學(xué)地回答。當(dāng)前，人們在評價(jià)信用卡民生意義時(shí)持有“神化”與“妖化”兩種截然不同的觀點(diǎn)，兩者的分歧源自評價(jià)基準(zhǔn)的差異：前者聚焦于功能標(biāo)準(zhǔn)，后者則強(qiáng)調(diào)結(jié)果標(biāo)準(zhǔn)。本文認(rèn)為，欲準(zhǔn)確評價(jià)信用卡支付的民生意義，一種科學(xué)且可行的思路是實(shí)證考察信用卡支付對持卡人主觀幸福感的影響。理由有三：首先，增進(jìn)幸福感是人類一切經(jīng)濟(jì)行為的終極目標(biāo)，持卡人使用信用卡支付的目的也正是期望通過跨期配置金融資源來實(shí)現(xiàn)幸福感最大化。其次，崇尚“透支未來”理念的信用消費(fèi)行為顯然與我國“量入為出”、“知足常樂”的傳統(tǒng)價(jià)值觀相沖突。對信用卡終極福利效應(yīng)的關(guān)注，有助于理解轉(zhuǎn)型背景下中國居民復(fù)雜而矛盾的負(fù)債消費(fèi)動機(jī)與后果，并提出相應(yīng)的福利增進(jìn)措施。最后，主觀幸福感具有很強(qiáng)的個(gè)體異質(zhì)性，能夠有效地刻畫效用。

本文以主觀幸福感為評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，基于薩繆爾森幸福公式（Samuelson，1967）揭示信用卡福祉效應(yīng)的決定機(jī)理，闡述信用卡支付影響主觀幸福感的串聯(lián)機(jī)制和并聯(lián)機(jī)制；在此基礎(chǔ)上，使用2011年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，評估信用卡支付的凈福利效應(yīng)?？紤]了內(nèi)生性的條件混合過程回歸結(jié)果表明，信用卡支付顯著地侵蝕了持卡人的主觀幸福感；因果中介效應(yīng)分析顯示，信用卡支付的幸福侵蝕效應(yīng)是通過串聯(lián)機(jī)制而非并聯(lián)機(jī)制傳導(dǎo)的，信用卡支付經(jīng)由欲望膨脹渠道和消費(fèi)實(shí)現(xiàn)渠道構(gòu)成的串聯(lián)機(jī)制，導(dǎo)致持卡人的主觀幸福感降低。

本文與既有文獻(xiàn)的差異之處表現(xiàn)在三個(gè)方面：首先，突破了現(xiàn)有研究局限于分析信用卡支付的中間目標(biāo)效應(yīng)藩籬，進(jìn)一步考察了信用卡支付對主觀幸福感這一終極目標(biāo)的影響；其次，本文基于因果中介效應(yīng)分析方法來識別并聯(lián)機(jī)制和串聯(lián)機(jī)制并分解影響強(qiáng)度，增進(jìn)了我們對信用卡福利效應(yīng)決定機(jī)制的理解；最后，本文充分考慮了信用卡支付決策潛在的內(nèi)生性，有效地保證了結(jié)果的可信性與穩(wěn)健性。

二、文獻(xiàn)回顧與機(jī)理分析

受制于主觀量表開發(fā)難題，學(xué)術(shù)界關(guān)于信用卡支付的效果評價(jià)文獻(xiàn)甚寡。為數(shù)不多的實(shí)證工作闡述了信用卡支付的消費(fèi)溢價(jià)效應(yīng)及其形成機(jī)理，評估了信用卡支付的潛在代價(jià)，研究結(jié)論驗(yàn)證了消費(fèi)溢價(jià)效應(yīng)的存在性（Prelec和 Simester，2001；Karlan 和 Zinman，2010；Lo 和 Harvey，2011；Shah等，2016），同時(shí)也發(fā)現(xiàn)了信用卡支付所產(chǎn)生的抑郁、焦慮、婚姻與家庭失和等隱性成本（Hodson和Dwyer，2014）。上述文獻(xiàn)為評析信用卡支付的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)、辨識其中的作用機(jī)制提供了必要的邏輯鏈條和證據(jù)支撐。然而，稍顯不足的是，既有研究局限于分析信用卡支付的中間目標(biāo)效應(yīng)，未能進(jìn)一步考察其對主觀幸福感這一終極目標(biāo)的影響。信用卡支付福祉效應(yīng)的決定機(jī)制、內(nèi)生性、異質(zhì)性等一系列問題有待深入研究。

關(guān)于主觀幸福感的一般性決定機(jī)制，蘇格拉底古老而樸素的幸福觀認(rèn)為，幸福的秘訣不在于索獲更多，而在于知足寡欲。①此處出自后人所傳誦的蘇格拉底格言：The secret of happiness, you see, is not found in seeking more, but in developing the capacity to enjoy less。Samuelson（1967）則將蘇格拉底的幸福觀理論化，并使用經(jīng)濟(jì)學(xué)術(shù)語將其表述為著名的薩繆爾森幸福公式：

蘇格拉底幸福秘訣和薩繆爾森幸福公式均直觀地揭示了主觀幸福感的二分法決定機(jī)制。兩者的不同之處在于：蘇格拉底的幸福秘訣固定住了物質(zhì)消費(fèi)的影響，更加重視欲望的決定性作用，認(rèn)為清心寡欲方能提升幸福感。Samuelson（1967）則將物質(zhì)消費(fèi)與欲望置于同等重要的地位，在提出其幸福公式伊始就特別強(qiáng)調(diào)指出，正是物質(zhì)消費(fèi)和消費(fèi)欲望兩股交織的力量共同塑造了人們的主觀幸福感評價(jià)。薩繆爾森幸福公式提示我們，消費(fèi)欲望只是影響持卡人主觀幸福感的渠道之一，忽視物質(zhì)消費(fèi)則極有可能陷入一元論誤區(qū)，從而片面地理解主觀幸福感的決定機(jī)制。

基于薩繆爾森幸福公式，本文認(rèn)為信用卡支付影響持卡人主觀幸福感的作用渠道有兩條：一方面，信用卡支付擴(kuò)張了消費(fèi)可行集，助推持卡人實(shí)現(xiàn)更多的商品消費(fèi)組合，從而增進(jìn)了主觀幸福感；另一方面，信用卡支付能夠產(chǎn)生收入幻覺、緩解支付痛楚，驅(qū)使持卡人消費(fèi)欲望膨脹，進(jìn)而降低主觀幸福感。我們不妨將第一條作用渠道稱為“消費(fèi)實(shí)現(xiàn)渠道”，將第二條作用渠道稱為“欲望膨脹渠道”。

隨之而來的問題是，消費(fèi)實(shí)現(xiàn)渠道和欲望膨脹渠道之間究竟呈現(xiàn)何種關(guān)系？對此，薩繆爾森幸福公式只強(qiáng)調(diào)了兩者的共同作用，但并未具體而清晰地界定兩者之間的主次關(guān)系、連接方式與邏輯次序。直覺上，消費(fèi)實(shí)現(xiàn)渠道和欲望膨脹渠道可以并行不悖、獨(dú)立運(yùn)行，由此形成并聯(lián)機(jī)制（見圖1a）。①此處并聯(lián)和串聯(lián)均來源于物理學(xué)中的電學(xué)知識詞匯。其中，把用電器各元件并列連接在電路的兩點(diǎn)間就組成了并聯(lián)電路，其特點(diǎn)是各個(gè)支路之間互不牽連；把用電器各元件逐個(gè)順次連接起來而接入電路就組成了串聯(lián)電路，其特點(diǎn)是流過一個(gè)元件的電流同時(shí)也流過另一個(gè)。而邏輯上，消費(fèi)實(shí)現(xiàn)渠道也可能影響欲望膨脹渠道，兩者之間構(gòu)成串聯(lián)機(jī)制（見圖1b）。

圖1 信用卡支付對主觀幸福感的影響機(jī)制

對于串聯(lián)機(jī)制，本文是這樣理解的：一方面，物質(zhì)消費(fèi)的持續(xù)滿足（已實(shí)現(xiàn)的消費(fèi)）在一定程度上會降低消費(fèi)欲望（未實(shí)現(xiàn)的消費(fèi)）；另一方面，連續(xù)消費(fèi)單一商品所產(chǎn)生的滿足感無法逃脫邊際效用遞減規(guī)律的作用，按照馬斯洛需求層次的“滿足前進(jìn)、受挫回歸”理論（Maslow，1943），這會激發(fā)持卡人對其他產(chǎn)品與服務(wù)（包括精神產(chǎn)品等）的消費(fèi)欲望，激活其更高層次的消費(fèi)動機(jī)。從這個(gè)意義上看，本文認(rèn)為串聯(lián)機(jī)制是有時(shí)序、有重點(diǎn)的二分法，消費(fèi)實(shí)現(xiàn)渠道是欲望膨脹渠道的前置機(jī)制，欲望膨脹渠道是信用卡支付影響主觀幸福感的主導(dǎo)渠道。據(jù)此可推斷，信用卡支付的凈福利效應(yīng)既可以是積極的，也可能是消極的，取決于上述兩條作用渠道之間的連接方式、作用方向與強(qiáng)度對比。

三、信用卡支付的福祉效應(yīng)評價(jià)與機(jī)制識別

我們將運(yùn)用條件混合過程方法（Conditional Mixed Process）（Roodman，2011），評估信用卡支付的福利效應(yīng)及其異質(zhì)性特征，采用因果中介效應(yīng)方法（Causal Mediation Analysis）（Kohler等，2011；Imai和 Yamamoto，2013）來識別其中的作用機(jī)制。

（一）數(shù)據(jù)來源與處理說明

本文分析使用的原始數(shù)據(jù)來自西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查中心發(fā)布的《2011年中國家庭金融調(diào)查》。2011年的調(diào)查采用了分層、三階段與規(guī)模度量成比例（PPS）的抽樣設(shè)計(jì)，在全國25個(gè)省、80個(gè)縣（區(qū)）、320個(gè)社區(qū)全面展開，圍繞主觀態(tài)度、家庭收支、資產(chǎn)負(fù)債、保險(xiǎn)保障、消費(fèi)信貸、支付方式等問題訪問了8 438戶家庭。與美國消費(fèi)金融調(diào)查類似，中國家庭金融調(diào)查問卷的各主觀問項(xiàng)均具有非常具體、明確、獨(dú)立的測量意向（完整的調(diào)查問卷見http://chfs.swufe.edu.cn/ListPage/Detail?Detailid=209）。例如，主觀幸福感、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、通脹預(yù)期、安全感、消費(fèi)傾向等問項(xiàng)以平行形式發(fā)問，語意差異清晰，避免了相互引導(dǎo)問題，最大程度地保證了主觀量表的信度和效度。有關(guān)該數(shù)據(jù)更多、更全面的介紹與應(yīng)用工作可參見甘犁等（2013）及李江一等（2015）。

本文根據(jù)家庭代碼和個(gè)人編碼對數(shù)據(jù)進(jìn)行合并與匹配，構(gòu)建了包含個(gè)人特質(zhì)和家庭特征信息的微觀數(shù)據(jù)集?？紤]到信用卡發(fā)卡機(jī)構(gòu)在信貸審批方面的年齡標(biāo)準(zhǔn)，本文剔除了年齡在18歲以下和65歲以上的受訪者，共得到了21 033個(gè)樣本觀測值。為了緩解變量奇異值的影響，本文對可支配收入和家庭資產(chǎn)數(shù)據(jù)進(jìn)行了上下1%的縮尾處理。直觀起見，我們將主觀幸福感、健康狀況、風(fēng)險(xiǎn)厭惡態(tài)度、自我控制意識和安全感等5個(gè)有序變量的數(shù)值進(jìn)行了處理，數(shù)值越大，對應(yīng)的程度越高。

（二）模型設(shè)定與變量選擇

按照序數(shù)效用論的基本觀點(diǎn)，主觀幸福感是一類心理感受，無法計(jì)量而只能排序，并且各位序之間是互斥的。Ordered Probit模型適用于分析因變量類型為有序數(shù)據(jù)的情形。不過，采用該模型分析信用卡支付對主觀幸福感的影響時(shí)，可能存在遺漏變量、雙向因果關(guān)系、樣本選擇偏誤等內(nèi)生性問題，導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果不準(zhǔn)確。例如，對待金錢和債務(wù)的態(tài)度、物質(zhì)主義價(jià)值觀等影響信用卡支付決策的遺漏變量可能同時(shí)影響主觀幸福感。我們必須采用合適的方法（如工具變量法）對內(nèi)生性問題進(jìn)行處理。本文將主觀幸福感決定方程和信用卡支付選擇方程設(shè)定成如下形式：

其中，方程（1）的因變量 Happiness?為潛在的、不可觀測的真實(shí)主觀幸福感，是人們對當(dāng)前物質(zhì)生活和精神生活滿足程度的綜合性評價(jià)。本文采用國際通行的五分類主觀量表來刻畫主觀幸福感層級，H appiness=1,2,3,4,5，分別表示“非常不幸福”“不幸?！薄耙话恪薄靶腋！薄胺浅Ｐ腋！?，取值越高表明主觀幸福感越 強(qiáng)。 kj表 示 Happiness?的分界點(diǎn)，若 Happiness?

方程（2）的因變量 Creditpayi表示受訪對象i在消費(fèi)時(shí)是否采用信用卡支付，若是則取值為1，若否則取值為0；Xi表示一組控制變量，涵蓋了受訪對象的人口統(tǒng)計(jì)特征、主觀態(tài)度等；Zi為排他性工具變量，它（們）只影響個(gè)體的信用卡支付決策而不直接影響主觀幸福感；?i和 νi分別為方程（1）和方程（2）的隨機(jī)擾動項(xiàng)，服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。

本文采用條件混合過程方法對方程（1）和方程（2）構(gòu)成的方程組進(jìn)行估計(jì)。條件混合過程方法在多方程、多層次回歸情形下的優(yōu)勢非常明顯，它適用于擬合似不相關(guān)、工具變量等聯(lián)立方程組。本文方程（1）和方程（2）的因變量屬于不同類型，方程（1）的因變量類型是有序Probit，方程（2）的因變量類型是二元Probit，并且方程（2）的因變量同時(shí)出現(xiàn)在方程（1）的右邊。因此，條件混合過程方法適用于本文研究問題。

為了干凈地識別凈因果效應(yīng)，需要引入工具變量。良好的工具變量必須外生于因變量主觀幸福感，同時(shí)與內(nèi)生變量信用卡支付高度相關(guān)。本文根據(jù)Bayer和Ross（2009）的原理及方法，人工構(gòu)造了工具變量?虛擬朋友圈信用卡支付的平均概率。基本原理如下：基于可觀測且外生的變量（年齡、性別、東中西經(jīng)濟(jì)區(qū)域、城鄉(xiāng)戶籍、拆遷與否、是否當(dāng)?shù)卮笮找约靶值芙忝弥械呐判校?，將全部樣本分? 440個(gè)組群（3個(gè)年齡組×2個(gè)教育組×3個(gè)區(qū)域組×2個(gè)城鄉(xiāng)組×2個(gè)拆遷組×2個(gè)大姓組×10個(gè)排行組），為組群內(nèi)每一個(gè)受訪者匹配一批與之具有相同特征的虛擬朋友，計(jì)算其虛擬朋友圈平均的信用卡支付傾向（概率或比率），該平均值就是工具變量的取值。該工具變量的有效性體現(xiàn)在兩方面：一方面，根據(jù)同質(zhì)性社會交往理論（McPherson等，2001；Wu等，2017），“物以類聚，人以群分”，“近朱者赤，近墨者黑”。由于分類后的樣本具有高度近似的特征，每一個(gè)受訪者的信用卡支付傾向（概率）與該受訪者虛擬朋友的平均信用卡支付傾向高度相關(guān)。另一方面，由于工具變量的構(gòu)造完全基于外生的可觀測因素，該工具變量與主觀幸福感方程的隨機(jī)擾動項(xiàng)無關(guān)。

為了捕獲那些可能同時(shí)影響信用卡支付決策與主觀幸福感的可觀測異質(zhì)性，需要引入一系列控制變量。根據(jù)幸福經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)于主觀幸福感的影響因素研究文獻(xiàn)，①Dolan等（2008）對國外文獻(xiàn)做了一項(xiàng)非常完整的綜述，系統(tǒng)回顧分析了收入、個(gè)人特征、社會發(fā)展特征、態(tài)度與信念、關(guān)系交往、廣義經(jīng)濟(jì)與政治環(huán)境等因素對主觀幸福感的影響。本文在基準(zhǔn)模型中引入了受訪者的年齡及其平方項(xiàng)、性別、受教育程度、婚姻狀況、身體健康狀況、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、自控能力、通貨膨脹預(yù)期、社會交往（社會資本）、家庭資產(chǎn)（劉宏等，2013）、可支配收入水平、收入分配不平等程度、是否有工作、是否擁有養(yǎng)老保險(xiǎn)、是否擁有多套住房（李濤等，2011；廖理等，2013）、是否有房貸、當(dāng)?shù)刂伟矤顩r、政府專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付等變量，以盡可能地控制受訪者的個(gè)人特征、經(jīng)濟(jì)狀況、態(tài)度與信念、人際關(guān)系特征以及政府公共產(chǎn)品（服務(wù)）與公共政策。需要說明的是，本文的收入分配公平程度指標(biāo)是根據(jù)持卡人可支配收入計(jì)算得到的赫芬達(dá)爾指數(shù)，表示收入分配的集中程度。此外，本文在基準(zhǔn)模型和后續(xù)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭羞€控制了地區(qū)（省份）固定效應(yīng)。②作者感謝匿名審稿專家的建議。變量定義見表1。

表1 變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)

（三）描述性統(tǒng)計(jì)與初步分析

采用信用卡支付的受訪者有1 755人，占全樣本的8.34%，其中3.93%的信用卡用戶感覺不幸?；蚍浅２恍腋?，66.95%的信用卡用戶感覺幸?；蚍浅Ｐ腋＃皇褂闷渌Ц豆ぞ叩氖茉L者為19 278人，占91.66%，其中7.09%的受訪者感覺不幸?；蚍浅２恍腋?，61.99%的受訪者感覺幸?；蚍浅Ｐ腋?。這表明在樣本期內(nèi)，盡管信用卡支付的滲透率并不高，但使用信用卡支付的受訪者感覺幸福的比率高于使用其他支付工具的受訪者，感覺不幸福的比率低于使用其他支付工具的受訪者。

表1顯示，整體而言，采用信用卡支付的受訪者對主觀幸福感的正向評價(jià)（3.794）略高于使用其他支付工具的受訪者對主觀幸福感的正向評價(jià)（3.676），信用卡支付行為與主觀幸福感評價(jià)之間呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系。但是，我們并不確定兩者之間是否具有真實(shí)的因果關(guān)系。這是因?yàn)椋阂环矫妫捎谛庞每ㄖЦ毒哂泻軓?qiáng)的自選擇性，感覺幸福的受訪者可能更傾向于使用信用卡支付；另一方面，自律意識等因素可能同時(shí)影響受訪者的信用卡支付決策和主觀幸福感評價(jià)。上述情況會混淆因果關(guān)系。因此，需要廣泛地控制受訪者的可觀測異質(zhì)性，并借助更加細(xì)致的回歸分析進(jìn)行因果推斷，從而得到精確的結(jié)果和可信的結(jié)論。

（四）信用卡支付的凈福利效應(yīng)

為便于比較，首先不考慮信用卡支付決策方程與幸福感決定方程之間的相關(guān)性，分別運(yùn)用IV-Probit和 Ordered Probit對方程（1）和方程（2）進(jìn)行了回歸，結(jié)果見表2 中列（1）和列（2）。

表2 信用卡支付的福祉效應(yīng)

不考慮信用卡支付決策方程與幸福感決定方程之間的相關(guān)性時(shí)，在信用卡支付決策的IV-Probit回歸中，工具變量FriendCPR的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明信用卡支付的示范效應(yīng)顯著。Ordered Probit回歸結(jié)果（見列（2））顯示，信用卡支付對主觀幸福感的影響不顯著。而OLS回歸結(jié)果（見列（3））顯示，信用卡支付對主觀幸福感的負(fù)向影響顯著；同時(shí)，工具變量第一階段回歸的F統(tǒng)計(jì)值為287.160，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于經(jīng)驗(yàn)臨界值10，表明不存在弱工具變量問題。

本文接下來在考慮信用卡支付決策方程與幸福感決定方程之間相關(guān)性的基礎(chǔ)上，運(yùn)用條件混合過程方法重新對方程（1）和方程（2）同時(shí)進(jìn)行回歸（全方程），結(jié)果見表2 中列（4）和列（5）。結(jié)果顯示，信用卡支付決策方程的擾動項(xiàng)與幸福感決定方程的擾動項(xiàng)之間的相關(guān)系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明采用條件混合過程方法估計(jì)的結(jié)果優(yōu)于工具變量兩步法得到的結(jié)果，更加準(zhǔn)確地?cái)M合了數(shù)據(jù)及方程之間的相關(guān)關(guān)系。工具變量FriendCPR的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，符合預(yù)期。在矯正了內(nèi)生性問題之后，核心解釋變量Creditpay的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，表明信用卡支付顯著降低了主觀幸福感評價(jià)，產(chǎn)生了福利侵蝕效應(yīng)。

以上分析了信用卡支付對主觀幸福感的整體影響，我們還（更）關(guān)心結(jié)構(gòu)性影響。為此，本文進(jìn)一步給出了信用卡支付對各層級主觀幸福感的邊際影響，如表3所示。

表3 基準(zhǔn)模型的邊際效應(yīng)分解

表3結(jié)果有助于我們從結(jié)構(gòu)上理解信用卡支付對主觀幸福感的侵蝕效應(yīng)。信用卡支付加劇了負(fù)面的主觀幸福感評價(jià)（不幸福和非常不幸福），削弱了正面的主觀幸福感評價(jià)（幸福和非常幸福）；在強(qiáng)度上，信用卡支付對兩端評價(jià)（非常幸福和非常不幸福）的影響甚于其對中間評價(jià)（一般）的影響。

（五）機(jī)制分析

在明確了信用卡支付對主觀幸福感的負(fù)向影響后，我們進(jìn)一步追問，信用卡支付是經(jīng)由何種途徑影響主觀幸福感的？為此，本文基于薩繆爾森幸福公式，運(yùn)用因果中介效應(yīng)分析方法來識別信用卡支付影響主觀幸福感的機(jī)制。

平均因果中介效應(yīng)（Average Causal Mediation Effect，ACME）定量地揭示了處理變量對結(jié)果變量的影響在多大程度上是通過中介變量傳導(dǎo)的（Imai和Yamamoto，2013）。根據(jù)因果中介效應(yīng)分析的基本原理，并聯(lián)機(jī)制的ACME計(jì)算公式如式（3）和式（4）所示，串聯(lián)機(jī)制的ACME計(jì)算公式如式（5）所示。

其中，t( =0,1)為 表示處理狀態(tài)的虛擬變量，根據(jù)處理變量 Creditpayi“是否使用信用卡支付”取值，結(jié)果變量 Happinessi與上文相同。對于中介變量，根據(jù)問卷問項(xiàng)“當(dāng)您家的資產(chǎn)價(jià)值上升時(shí)，您愿意花更多的錢消費(fèi)嗎？”給出的答項(xiàng)值（正向化處理后，1表示很不愿，2表示不愿意，3表示一般，4表示愿意，5表示很愿意）來刻畫消費(fèi)欲望，記為 Desirei；基于問卷問項(xiàng)“上個(gè)月這張信用卡消費(fèi)了多少錢？”給出的答項(xiàng)值來刻畫物質(zhì)消費(fèi)，記為 MatConsi。

并聯(lián)機(jī)制分析依賴一項(xiàng)重要的前提假設(shè)：欲望膨脹渠道和消費(fèi)實(shí)現(xiàn)渠道之間必須相互獨(dú)立。為了確認(rèn)該假設(shè)是否成立，我們參考Imai和Yamamoto（2013），實(shí)施了兩項(xiàng)檢驗(yàn)：首先，運(yùn)用Ordered Probit模型，以消費(fèi)欲望Desire為因變量，對物質(zhì)消費(fèi)MatCons、信用卡支付虛擬變量Creditpay和其他控制變量進(jìn)行回歸。結(jié)果顯示，物質(zhì)消費(fèi)MatCons顯著助長了欲望膨脹Desire。然后，以物質(zhì)消費(fèi)MatCons為因變量，對信用卡支付虛擬變量Creditpay和其他控制變量進(jìn)行回歸。結(jié)果顯示，信用卡支付Creditpay顯著增進(jìn)了物質(zhì)消費(fèi)MatCons。據(jù)此，并聯(lián)機(jī)制分析的前提假設(shè)并不成立，所以轉(zhuǎn)而考察串聯(lián)機(jī)制。表4給出了在同質(zhì)交互作用（處理變量與中介變量交互）與序貫可忽略的假設(shè)下，基于串聯(lián)機(jī)制估計(jì)和分解得到的平均因果中介效應(yīng)與直接效應(yīng)。

表4 串聯(lián)機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

處理組的平均因果中介效應(yīng)為?0.033，且在95%置信區(qū)間內(nèi)不包含零，其經(jīng)濟(jì)含義是：對使用信用卡支付的受訪者而言，信用卡支付經(jīng)由消費(fèi)實(shí)現(xiàn)渠道和欲望膨脹渠道構(gòu)成的串聯(lián)機(jī)制導(dǎo)致主觀幸福感顯著降低了0.033個(gè)單位。此外，處理組的平均直接效應(yīng)不顯著，表明串聯(lián)機(jī)制之外的其他競爭性機(jī)制不起作用，信用卡支付只通過串聯(lián)機(jī)制影響主觀幸福感。

如果放松同質(zhì)交互作用與序貫可忽略假設(shè)，①同質(zhì)交互作用與序貫可忽略假設(shè)是因果中介效應(yīng)分析的前提，但目前尚無法基于數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)。一項(xiàng)做法是分析敏感性，考察兩項(xiàng)假設(shè)不滿足時(shí)，平均因果中介效應(yīng)如何變化（Imai和Yamamoto，2013）。處理組的平均因果中介效應(yīng)又將如何變化？為此，我們對串聯(lián)機(jī)制的敏感性進(jìn)行了檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，同質(zhì)交互作用假設(shè)成立時(shí)，處理組的平均因果中介效應(yīng)在5%的水平上顯著為負(fù)。處理變量與中介變量交互項(xiàng)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差超過0.072后，處理組的平均因果中介效應(yīng)上限將由負(fù)數(shù)變?yōu)檎龜?shù)；如果交互項(xiàng)能解釋結(jié)果變量方差的比率超過1%，處理組的平均因果中介效應(yīng)在95%置信區(qū)間內(nèi)將包含零，串聯(lián)機(jī)制不再顯著。②敏感性分析結(jié)果表明，串聯(lián)機(jī)制的顯著性是有條件的，在結(jié)論推廣時(shí)需保持必要的審慎態(tài)度。

四、穩(wěn)健性討論與異質(zhì)性分析

盡管采用了條件混合過程方法對聯(lián)立方程內(nèi)生性問題進(jìn)行了處理，但我們依然擔(dān)憂的是，潛在的遺漏變量、樣本選擇偏誤等問題是否會對基準(zhǔn)模型及其結(jié)論產(chǎn)生顛覆性影響。此外，信用卡支付兼具便利交易與循環(huán)負(fù)債功能，是否使用以及使用何種功能在很大程度上取決于持卡人在家庭中的決策地位，這些微觀特征差異導(dǎo)致信用卡支付滲透率在中國存在顯著的城鄉(xiāng)與地區(qū)差別。自然要問，基準(zhǔn)模型結(jié)果是否會因持卡人使用動機(jī)、家中地位、戶籍、地區(qū)而表現(xiàn)出異質(zhì)性？接下來，我們將對基準(zhǔn)模型結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性討論與異質(zhì)性分析。③受篇幅限制，文中未給出回歸結(jié)果，留存?zhèn)渌鳌?/p>

（一）穩(wěn)健性討論

1. 引入更多控制變量。結(jié)合文化傳統(tǒng)和轉(zhuǎn)型期事實(shí)，本文引入了政治身份、工作編制、家庭成員數(shù)量、社會捐贈、經(jīng)濟(jì)增長預(yù)期，盡可能控制受訪者的可觀測特征，以期緩解遺漏變量問題。具體地，將受訪者的政治面貌區(qū)分為黨員和群眾，并設(shè)置虛擬變量（PoliticAff），其中黨員身份包括共青團(tuán)員、中共黨員、民主黨派或其他黨派；根據(jù)問卷設(shè)置工作編制虛擬變量（JobEstabl），控制工作屬性產(chǎn)生的福利差異，有編制是指受訪者工作屬于行政編制、事業(yè)編制或軍隊(duì)編制之一；采用核心家庭成員規(guī)模（FamSize）來間接控制受訪者子女?dāng)?shù)量；根據(jù)問項(xiàng)“您家為汶川地震災(zāi)區(qū)總共捐贈多少錢？物資請折算成錢。”來設(shè)置社會捐贈變量（DonatNum），控制受訪者的利他主義行為對幸福感的影響；根據(jù)問項(xiàng)“您預(yù)期中國未來三到五年的經(jīng)濟(jì)形勢與現(xiàn)在比較會如何變化？”的答項(xiàng)來區(qū)分受訪者的增長預(yù)期（EconGrExp），作為控制變量納入模型。引入上述變量后的回歸結(jié)果與基準(zhǔn)模型結(jié)果相比，工具變量FriendCPR的系數(shù)符號、大小和顯著性均無明顯變化；兩方程相關(guān)系數(shù)rho_12符號不變，顯著性略有下降；核心解釋變量Creditpay的系數(shù)符號和顯著性均未變，表明基準(zhǔn)模型結(jié)論相當(dāng)穩(wěn)健。

2. 改用帶有Heckman選擇的有序概率模型?；鶞?zhǔn)模型的分析可能存在樣本選擇偏誤，即采用信用卡支付的受訪者本來就更加幸?；蛘吒恍腋＃@種差異可能會混淆信用卡支付與主觀幸福感之間的因果關(guān)系。Heckman選擇模型能夠檢驗(yàn)并矯正潛在的樣本選擇偏誤所引發(fā)的內(nèi)生性問題。我們進(jìn)一步采用帶有Heckman選擇的有序概率模型，運(yùn)用條件混合過程方法，重新分析了信用卡支付的福祉效應(yīng)。其中，結(jié)果方程的因變量仍為Happiness；當(dāng)潛在結(jié)果Happiness為缺失值時(shí)，選擇方程的因變量Happinessdum取值為0，否則取值為1。我們在選擇方程中加入了虛擬朋友的主觀幸福感感知傾向FriendHap作為工具變量。帶有Heckman選擇的有序概率模型回歸結(jié)果與基準(zhǔn)模型結(jié)果相比，刻畫選擇方程與結(jié)果方程擾動項(xiàng)相關(guān)性的系數(shù)rho_12不顯著，表明不存在樣本選擇偏誤問題，條件混合過程回歸并不比分別回歸更優(yōu)或更劣；盡管解釋變量Creditpay的回歸系數(shù)絕對值略低于基準(zhǔn)模型，但兩者的符號和顯著性均相同，顯示出基準(zhǔn)模型結(jié)果及其結(jié)論具有良好的穩(wěn)健性。

（二）異質(zhì)性分析

1. 使用動機(jī)異質(zhì)性（功能異質(zhì)性）。信用卡支付兼具便利交易和循環(huán)負(fù)債功能。便利交易者在還款日之前會一次性清償信用卡債務(wù)，其使用信用卡支付的動機(jī)主要是為了降低現(xiàn)金支付等方式的交易成本；循環(huán)負(fù)債者在還款日之前則有計(jì)劃地只償還最低還款額（余額按照復(fù)利循環(huán)計(jì)息），其使用信用卡支付的動機(jī)是利用信用卡平滑收支，多數(shù)具有主觀故意性（不排除因知識缺乏或者忘記還款而循環(huán)負(fù)債）。前者不會產(chǎn)生額外債務(wù)負(fù)擔(dān)，不會降低甚至可能會提升持卡人的主觀幸福感；后者則會滾雪球式地產(chǎn)生不菲的利息甚至將持卡人拖入債務(wù)陷阱，嚴(yán)重?fù)p害其主觀幸福感。因此，本文預(yù)期信用卡支付對主觀幸福感的影響會因使用動機(jī)而表現(xiàn)出差異。將全樣本區(qū)分為便利交易者和循環(huán)負(fù)債者，重新對方程（1）和方程（2）進(jìn)行回歸。結(jié)果驗(yàn)證了我們的預(yù)期：信用卡支付對便利交易者主觀幸福感的影響顯著為正，產(chǎn)生了福利增進(jìn)效應(yīng)；信用卡支付對循環(huán)負(fù)債者主觀幸福感的影響顯著為負(fù)，產(chǎn)生了福利侵蝕效應(yīng)?？赡艿闹庇^解釋是：信用卡支付對便利交易者而言是可有可無的正常品，用則錦上添花，不用也無損幸福；信用卡支付對循環(huán)負(fù)債者而言則是維持消費(fèi)或滿足虛榮的必需品，隨之而生的債務(wù)利息所引致的顯性貨幣成本與隱性效用損失（心理和家庭層面）會吞噬幸福感。

此外，按照中國各大商業(yè)銀行的授信規(guī)則，通過信用卡預(yù)借現(xiàn)金業(yè)務(wù)無任何免息期，自交易發(fā)生之日起按照復(fù)利計(jì)息，這本質(zhì)上是一類無免息期的循環(huán)負(fù)債行為。于是，我們將樣本進(jìn)一步細(xì)分為兩類：未預(yù)借現(xiàn)金的純便利交易者與循環(huán)負(fù)債者或有預(yù)借現(xiàn)金者。細(xì)分樣本回歸得到的結(jié)果與前述分組結(jié)果類似，不再贅述。總之，信用卡持卡人的支付行為因其動機(jī)差異而呈現(xiàn)出截然相反的福利后果，福利增進(jìn)效應(yīng)與侵蝕效應(yīng)就在轉(zhuǎn)念之間，前者完全可能實(shí)現(xiàn)，后者則完全可以規(guī)避。為最大化福祉，持卡人務(wù)必自覺端正信用卡使用動機(jī)，趨利避害。

2. 家中決策地位異質(zhì)性。在中國家庭中，家長（一家之主）是家庭的主心骨，在家庭事務(wù)決策中居于支配地位，承擔(dān)了更多的責(zé)任。借用委托代理術(shù)語，家庭成員是家庭契約關(guān)系中的委托人，家長則是整個(gè)家庭的代理人。家庭內(nèi)決策權(quán)力的配置賦予家長和成員不同的決策目標(biāo)，家長的決策目標(biāo)是謀求全體家庭成員幸福最大化，普通成員的決策目標(biāo)則更多的是追求個(gè)人幸福最大化。當(dāng)家庭面臨現(xiàn)金流約束時(shí)，家長將首當(dāng)其沖地承擔(dān)尋求外部融資的責(zé)任，其使用信用卡支付的概率和頻率均比普通家庭成員要高。同時(shí)，家長的主觀幸福感來源更加多元化，家長甚至能夠從家庭成員的幸福中收獲幸福。將全部樣本區(qū)分為一家之主和普通家庭成員進(jìn)行回歸。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，無論是一家之主還是普通家庭成員，信用卡支付均顯著降低了各自的幸福感。不同之處在于Creditpay的系數(shù)大小，一家之主樣本的回歸系數(shù)絕對值低于普通家庭成員樣本。一種可能的解釋是，作為代理人的一家之主將承擔(dān)信用卡的負(fù)面后果視為責(zé)任所在，對負(fù)面效應(yīng)的反應(yīng)更不敏感；另一種可能的解釋是，根據(jù)前景理論中的框架效應(yīng)（Thaler，1985），家長單獨(dú)承擔(dān)全部信用卡負(fù)面后果所產(chǎn)生的不幸福感要低于普通家庭成員分別承擔(dān)負(fù)面后果所產(chǎn)生的不幸福感總和。

3. 城鄉(xiāng)異質(zhì)性。傳統(tǒng)消費(fèi)金融遵循“二八定律”，銀行信用卡授信重城市輕農(nóng)村。從信用卡服務(wù)的可獲得性、服務(wù)質(zhì)量和使用情況來看，城鄉(xiāng)之間差距懸殊，這在很大程度上剝奪了弱勢客戶平等享受信用卡服務(wù)的機(jī)會。此外，農(nóng)村是熟人社會且相對于城市更加封閉，信用卡違約及其債務(wù)產(chǎn)生的污名會迅速傳播，這種污名/恥辱成本（Stigma Cost）（Bénabou 和 Tirole，2006；Lopes，2008）導(dǎo)致農(nóng)村居民在使用信用卡時(shí)或?qū)⒏冻鲱~外的隱性代價(jià)。因此，有必要區(qū)分城鄉(xiāng)樣本，考察信用卡支付凈福利效應(yīng)的城鄉(xiāng)差異?；貧w結(jié)果顯示，不管是農(nóng)村還是城鎮(zhèn)，信用卡支付均顯著降低了主觀幸福感。不同之處在于，農(nóng)村樣本核心變量Creditpay的回歸系數(shù)絕對值高于城鎮(zhèn)樣本，由此說明信用卡支付對主觀幸福感的侵蝕效應(yīng)在農(nóng)村尤為嚴(yán)重。一種可能的原因是，農(nóng)村戶籍居民的消費(fèi)金融知識相對缺乏，對信用卡利率和罰息的心理承受能力較為敏感脆弱，誤入信用卡債務(wù)牢籠產(chǎn)生的綜合代價(jià)導(dǎo)致其對福利侵蝕效應(yīng)的感知更加強(qiáng)烈深刻。

4. 地區(qū)異質(zhì)性。中國銀行卡產(chǎn)業(yè)網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施的地區(qū)分布不均衡。中西部地區(qū)銀行卡支付環(huán)境欠完善，產(chǎn)品、服務(wù)、技術(shù)、網(wǎng)絡(luò)覆蓋率、運(yùn)營商規(guī)模、收單機(jī)構(gòu)數(shù)量等均落后于東部地區(qū)。結(jié)合支付系統(tǒng)資金往來數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，支付資金流動的集聚程度、支付活躍度與經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度緊密相關(guān)，地域差距較為懸殊。例如，2011 年，北京和上海的人均信用卡持有量分別為1.30張和1.05張（全國平均為0.21張），兩地支付系統(tǒng)處理的資金流量分別占全國的 27.2%和13.1%。①數(shù)據(jù)來源于中國支付清算協(xié)會，http://www.pcac.org.cn/file/upload/201203/210914402aix.pdf。中國社科院發(fā)布的《2011年中國社會心態(tài)研究報(bào)告》顯示，中國居民的主觀幸福感呈現(xiàn)出顯著的地區(qū)差距，由東部向中西部梯度遞減（王俊秀和楊宜音，2011）。考慮到上述事實(shí)，我們將全部樣本區(qū)分為東部和中部樣本。②感謝審稿專家的意見與建議，引導(dǎo)作者深入分析樣本的地區(qū)分布，反思按照東中西劃分樣本進(jìn)行異質(zhì)性分析的合理性。西部地區(qū)受訪者只匯報(bào)“一般”、“幸?！焙汀胺浅Ｐ腋！比?，“非常不幸福”和“不幸?！睒颖境霈F(xiàn)了系統(tǒng)性缺失，破壞了樣本隨機(jī)性。因此，本文將樣本劃分為東部和中部，考察福利侵蝕效應(yīng)的地區(qū)異質(zhì)性。結(jié)果顯示，信用卡支付對主觀幸福感的影響在中部地區(qū)顯著為負(fù)，在東部地區(qū)雖發(fā)生了符號逆轉(zhuǎn)但不顯著。后者并不符合預(yù)期，一種可能的解釋是：③作者感謝審稿專家的指正與啟發(fā)。東部地區(qū)持卡人金融素養(yǎng)高，④中國人民銀行金融消費(fèi)權(quán)益保護(hù)局發(fā)布的數(shù)據(jù)顯示，東部地區(qū)消費(fèi)者的金融素養(yǎng)平均得分為65.07，居全國首位。詳細(xì)內(nèi)容參見http://news.xinhuanet.com/money/2017-07/21/c_1121356219.htm。能夠更加有效地利用信用卡支付工具趨利避害，故符號為正；東部地區(qū)消費(fèi)金融發(fā)達(dá)、產(chǎn)品種類豐富，信用卡只是眾多信用消費(fèi)工具之一，其對持卡人主觀幸福感的影響可能被其他工具所“淹沒”，故影響不顯著。上述結(jié)果表明，信用卡支付的幸福侵蝕效應(yīng)更多地由中部地區(qū)樣本所驅(qū)動。因此，相關(guān)政策措施需要給予中部地區(qū)持卡人特別關(guān)懷。

五、結(jié) 論

本文利用2011年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了信用卡支付行為的福利效應(yīng)及其決定機(jī)制。整體而言，信用卡支付顯著降低了持卡人的主觀幸福感；從結(jié)構(gòu)看，信用卡支付加劇了負(fù)面的主觀幸福評價(jià)（不幸福和非常不幸福），削弱了正面的主觀幸福評價(jià)（幸福和非常幸福）。機(jī)制分析顯示，信用卡支付經(jīng)由欲望膨脹渠道和消費(fèi)實(shí)現(xiàn)渠道影響持卡人主觀幸福感，由兩者構(gòu)成的串聯(lián)機(jī)制導(dǎo)致信用卡支付者的主觀幸福感降低了0.033個(gè)單位。在引入更多控制變量和考慮樣本選擇偏誤問題后，信用卡支付對主觀幸福感的侵蝕效應(yīng)依然穩(wěn)健，但會因持卡人使用動機(jī)、家中地位、戶籍和地區(qū)差異而呈現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性。信用卡支付在循環(huán)負(fù)債人群中造成了顯著的福利侵蝕效應(yīng)，而在便利交易人群中則產(chǎn)生了顯著的福利增進(jìn)效應(yīng)；福利侵蝕效應(yīng)在中部地區(qū)顯著，在東部地區(qū)則不顯著；信用卡支付的福利侵蝕效應(yīng)對農(nóng)村居民和普通家庭成員來說更加突出。

上述結(jié)論的管理啟示非常明確。作為普惠金融的重要構(gòu)成，信用卡支付關(guān)乎使用者的民生福祉，對居民主觀幸福感的影響并非中性。那么，究竟如何趨利避害？首先，信用卡持卡人務(wù)必端正消費(fèi)觀和使用動機(jī)。從“物質(zhì)主義價(jià)值觀”和“享樂主義消費(fèi)觀”中脫嵌，控制膨脹的消費(fèi)欲望，不為信用卡所奴役。厲行簡樸、強(qiáng)化自律、規(guī)劃有道、用卡有度、還款有序，從受限的循環(huán)負(fù)債空間回歸到自由的便利交易空間，享受信用卡便利交易帶來的“小確幸”。其次，發(fā)卡銀行務(wù)必履行審慎授信義務(wù)。強(qiáng)化信用卡自律管理，杜絕為了追逐業(yè)績而審核不嚴(yán)、過度授信、隨意授信，有效阻斷信用膨脹誘導(dǎo)持卡人陷入“卡債陷阱”的通道，防止持卡人福祉因發(fā)卡銀行貪婪而受損；深入開展知識營銷，推廣消費(fèi)金融教育，防范持卡人因無知而誤入“債務(wù)牢籠”。最后，監(jiān)管機(jī)構(gòu)推進(jìn)多層次消費(fèi)金融發(fā)展。信用卡支付是消費(fèi)金融的重要構(gòu)成但絕非全部，監(jiān)管層可以考慮推廣北京、上海、成都和天津四地消費(fèi)金融試點(diǎn)的經(jīng)驗(yàn)，準(zhǔn)許消費(fèi)金融公司的注冊地與營業(yè)地分離，推進(jìn)中部地區(qū)試點(diǎn)工作。監(jiān)管層在鼓勵電子商務(wù)平臺、分期購物平臺、P2P平臺等消費(fèi)金融公司創(chuàng)新消費(fèi)信貸產(chǎn)品的同時(shí)，需要重點(diǎn)強(qiáng)化對信貸手續(xù)費(fèi)費(fèi)率的規(guī)制，①作者感謝匿名審稿專家的啟發(fā)性意見。P2P平臺提供的消費(fèi)信貸產(chǎn)品的名義利率與信用卡名義利率比較接近，但平臺消費(fèi)信貸產(chǎn)品能額外收取不菲的手續(xù)費(fèi)，導(dǎo)致其實(shí)際利率遠(yuǎn)高于信用卡實(shí)際利率，部分產(chǎn)品的年化利率甚至高達(dá)30%以上，詳見http://digi.163.com/16/0528/08/BO4VMRES00162OUT.html。在供給側(cè)豐富信用卡支付的替代產(chǎn)品和服務(wù)，降低消費(fèi)者分享互聯(lián)網(wǎng)金融紅利的成本，增進(jìn)其主觀幸福感。

本文的不足之處在于，受限于問卷設(shè)計(jì)和數(shù)據(jù)可得性，遵循薩繆爾森幸福公式將主觀幸福感評價(jià)簡單地歸因于物質(zhì)消費(fèi)與消費(fèi)欲望的比較，忽略了精神文化層面的消費(fèi)。

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