基于消费者异质性视角的“互联网+消费金融”产品选择行为研究

胡彦蓉，刘洪久，戴 丹

(1.浙江农林大学 信息工程学院，浙江 杭州 311300；2.浙江省林业智能监测与信息技术研究重点实验室，浙江 杭州 311300)

1 引言

所谓“互联网+消费金融”，是指以消费为目的，通过互联网及移动互联网，向社会各阶层消费者提供的小额日常消费贷款，通常不包括购买房屋和汽车，主要指衣服、电子产品等方面的消费贷款. 目前，大多数人都在不同程度接触或使用不同类型的“互联网+消费金融”产品，从传统的信用卡到京东白条、淘宝花呗、趣分期、闪白条等[1]. 与传统的有抵押、有担保性质的大额消费贷款相比，“互联网+消费金融”借助新的技术及商业模式，大大提升了服务效率和质量，解决了传统消费金融的许多难点和痛点，日益受到网购人群和年轻用户的接受和青睐. 据《2018中国消费信贷市场研究》报告显示，中国消费金融市场规模已由2010年的6798亿元，上升到2018年的8.45万亿元，具有广阔的发展空间. 与此同时，80后和90后年轻人成为消费市场的主流消费群体，他们受西方提前消费思想的影响，不再以生活型消费为主，逐渐向发展型和享受型消费转变，从而极大刺激了提前消费和信用消费. “互联网+消费金融”克服了传统金融机构覆盖人群不足，让许多低净值人群(如大学生、年轻的工薪阶层等群体)的资金需求得到了满足，因此广受长尾人群的欢迎[2].

从当前的研究现状看，国外对“互联网+消费金融”的研究主要集中在消费信贷方面. 主要基于的理论包括凯恩斯绝对收入理论、杜森贝里相对收入假说、弗里德曼永久收入假说、莫迪利安尼的生命周期理论和Hall的随机游走假说等理论[3-4]. 主要研究的内容体现在3个方面：第一，消费信贷对经济增长效应研究[5]；第二，消费信贷的影响因素分析[6]；第三，消费信贷的风险分析，如社交网络与借贷风险[7]等. 国内关于消费金融的研究是从2010年开始的，清华大学中国金融研究中心连续举办消费金融研讨会，报道该领域研究的最新成果. 目前，该领域研究成果主要有四个方面：一是居民消费行为的影响因素研究[8-9]；二是消费金融与消费需求的关系研究[10-11]；三是消费金融与消费结构、消费升级的关系研究[12]；四是消费金融与产业结构的关系研究[13-14].

总而言之，国内外对“互联网+消费金融”的研究以宏观层面研究为主，通过横截面数据，分析消费金融对消费行为的影响[15-17]，而从需求方-消费者视角，尤其通过市场调查数据，研究“互联网+消费金融”产品对居民消费行为的影响并不多. 因此，本文基于消费者“黑箱”理论、技术接受模型和双通道心理账户理论，以京东白条、蚂蚁花呗等为调查对象，从消费者异质性视角，采用结构方程、多群组结构方程等方法，研究“互联网+消费金融”产品的选择行为. 本文的贡献在于，从消费者异质性视角，研究“互联网+消费金融”产品对消费者选择行为的影响，已有的研究主要通过总量数据，从宏观视角进行相关研究，或者从家庭调查数据展开相关研究，主要关注同质性影响[18]. 针对这种情况，本文将从微观视角，基于消费者个体的实际调查数据，从消费者异质性视角展开相关的研究.

2 文献回顾

2.1 消费者“黑箱”理论

消费者“黑箱”是来自于营销学的概念，是消费者购买决策的心理过程. 消费者的购买过程包括认识问题、信息搜集、评价与选择、购买和购后行为. 在这个过程中，商家无法了解消费者的购买态度和行为意向，消费者的购买心理看不见、摸不着、不透明，购买过程也是在消费者内部自我完成的，故称之为消费者“黑箱”. Kotler[19]认为，消费者在受到营销和外部环境因素(如经济、技术、文化等)刺激后，经过消费者“黑箱”，外部刺激会与消费者内部的生理、心理因素(如需要、动机、个性、态度等)相互作用，进而产生购买行为(如图1所示). 其中，消费者“黑箱”包括消费者特征和消费者决策过程；消费者特征则包括个人特征、心理特征、文化特征、社会特征等，会影响消费者对营销和外界环境刺激的认识和反应，进而影响其购买决策；同时，消费者面对不同的刺激，也会表现不同的购买过程.

2.2 技术接受模型

Davis在理性行为理论基础上，提出了技术接受模型(TAM). 该模型广泛应用于信息系统用户的行为意向研究. 该理论认为信息技术的接受行为，主要是由感知有用性和感知易用性共同决定[20]；此外，外部变量也会影响感知有用性和感知易用性. 其中，外部变量包括系统特征、个性特征、任务特征等[21](如图2所示). 当用户感到某一技术有用并且易用，能提升工作绩效时，使用意愿则会增强. 此后，越来越多的学者开始在不同学科领域应用TAM模型；并进行不断改进，相继提出了TAM2模型、TAM3模型和UTAUT等模型[22]. 同时，也认为隐私、社会规范、信任、技术顾虑、安全等因素也会影响信息技术的接受.

2.3 双通道心理账户

心理账户是经济学家理查德·萨勒于1980年首次提出的. 1999年，理查德·萨勒总结了近20年的研究，提出：心理账户是个体或家庭编码、评估和记录金融行为的认知运算过程. 从本质上，是人们在心理上对结果的编码、分类和估价的过程，揭示了人们进行财富决策时的心理认知过程.

双通道心理账户是在心理账户的基础上，由Prelec和Loewenstein在1998年提出的. 它是指人们在消费决策中存在两个通道，一个通道记录了付款后从消费中获得的正效用，另一个则记录了未获得收益而支付的负效用. 如果正效用大于负效用，人们则认为消费是“值得的”；反之，则认为“不值得”或者“买亏了”. 同时，引入两个联结系数：α系数和β系数. 其中，α系数也称为快乐弱化系数，是指消费快乐被付款疼痛降低的程度；β系数也称为疼痛钝化系数，是指付款疼痛被消费快乐降低的程度. 双通道心理账户理论能很好解释，在购买决策中，消费者为什么会愿意“先付款后消费”和“先消费后付款”. 原因在于，“先付款后消费”可以使消费者获得“规避债务，没有经济负担”的心理体验；“先消费后付款”可以使消费者获得“更多自由，更多资金”的心理感受[23].

3 模型构建与研究假设

本文基于消费者“黑箱”理论、技术接受模型和双通道心理账户理论，针对京东白条、蚂蚁花呗的支付特点，添加了个人创新性和社会影响等外部因素对消费者支付的影响，构建了理论模型，具体如图3所示.

3.1 基于TAM理论的研究假设

基于技术接受(TAM)模型，消费者对京东白条、蚂蚁花呗支付方式的接受行为，主要受到感知有用性、感知易用性、感知风险等因素的影响. 感知有用性反映消费者使用京东白条、蚂蚁花呗时，感觉到的业绩提高程度；感知易用性反映消费者使用京东白条、蚂蚁花呗时的容易程度[24]. 感知风险是在使用京东白条、蚂蚁花呗过程中，对隐私暴露及资金安全的风险感知程度. 京东白条、蚂蚁花呗均以互联网消费者为目标客户，使消费者通过消费信贷获得先消费后付款的消费体验，与传统的支付方式相比，不仅拥有时间和空间上的使用优势，而且还在一定程度上抵消了消费者对超前消费的排斥心理. 李琪[25]通过对支付宝钱包使用意向的研究，发现感知有用性、感知易用性、感知风险显著影响消费者的使用态度. 王晓彦[26]通过对信用卡、蚂蚁花呗、微信支付的实验研究，也发现蚂蚁花呗能显著刺激消费金额增长. 基于以上分析，本文提出当消费者采用“先消费后付款”，也就是京东白条、蚂蚁花呗时，会有如下假设：

H1：感知有用性对行为意向具有正向影响作用；

H2：感知易用性对行为意向具有正向影响作用；

H3：感知风险对行为意向具有负向影响作用.

此外，在技术接受(TAM)模型中，外部因素，如个人特征、社会影响等也会间接影响京东白条、蚂蚁花呗的使用行为. 宋文杰[27]使用TAM模型，研究移动图书馆用户行为意愿时，实证研究结果显示，社会影响与感知易用性、感知有用性呈现显著的正相关性；个人创新性与感知易用性、感知有用性也呈现显著的正相关性. 杨路明[28]通过对移动支付方式的研究，发现消费者的个性特征(如个人创新性)、社会因素会间接影响消费者的行为意向. 雷晶[29]基于扩展技术接受模型也发现，个人创新性通过感知有用性，可以间接影响移动支付使用者的行为意向. 基于以上分析，本文提出如下假设：

H4：个人创新性对感知有用性具有正向影响作用；

H5：社会影响对感知有用性具有正向影响作用；

H6：个人创新性对感知易用性具有正向影响作用；

H7：社会影响对感知易用性具有正向影响作用；

H8：个人创新性对感知风险具有负向影响作用；

H9：社会影响对感知风险具有负向影响作用.

3.2 基于消费者“黑箱”理论的研究假设

基于消费者“黑箱”理论，外界环境刺激因素首先作用于顾客中枢控制系统——大脑，然后，通过消费者认知和感知活动，在一定认知心理作用下(如既有的知识和经验)对信息进行加工处理，进而再依据自己的偏好和需求，做出一系列行为决策. 而消费者的行为偏好和需求，一方面会受到个人消费特征、产品特征等的影响，另一方面也是为了满足自身某方面的效用. 基于以上分析，本文提出如下假设：

H10：不同消费金额在感知有用性与行为意向之间具有显著性影响；

H11：不同消费金额在感知易用性与行为意向之间具有显著性影响；

H12：有无利息在感知有用性与行为意向之间具有显著性影响；

H13：有无利息在感知易用性与行为意向之间具有显著性影响.

3.3 基于双通道心理账户理论的研究假设

基于双通道心理账户理论，不同的支付方式，如“先付款后消费”和“先消费后付款”，会带给人们不同的消费心理感受，从而决定了人们不一样的花钱行为. 李爱梅[23]认为，情境因素(如支付方式、商品类型、个体特征)会改变获得账户和损失账户，从而影响消费者决策行为. Prelec和Loewenstein的研究也发现，消费和支付的时间间隔是影响双通道心理账户的重要因素，先消费后付款，会使获得账户增加，损失账户减少，支付让人感觉在“白花钱”[30]，并且会产生较高的消费正效用[31]. 由于获得账户用α系数表示(也称为快乐弱化系数)，损失账户用β系数表示(也称为疼痛钝化系数)，基于此，本文提出如下假设：

H14：快乐弱化系数在感知有用性与行为意向之间具有显著性影响；

H15：快乐弱化系数在感知易用性与行为意向之间具有显著性影响；

H16：疼痛钝化系数在感知有用性与行为意向之间具有显著性影响；

H17：疼痛钝化系数在感知易用性与行为意向之间具有显著性影响.

4 结果分析与讨论

4.1 样本选择与数据来源

本文通过专业调查网站“问卷星”发布问卷，并采用付费方式收集问卷. 调查时间为2020年1月到3月. 共收到问卷841份，剔除与事实不符以及没有使用过蚂蚁花呗、京东白条的问卷，得到有效问卷476份，有效率为56.6%. 其中，男性比例为45.8%，女性为54.2%；年龄主要集中在18～40岁，所占比例为92.7%；学历主要为大学本科，所占比例为72.7%；月收入或可支配收入5001～8000元为多数，所占比例为23.7%. “先消费后付款”的产品主要包括食品、衣着、化妆品和数码产品，大件耐用品等不是主要支付对象；分期费用三分之二集中在3000元以下；分期时间大部分在6个月以内.

4.2 同源偏差检验

同源偏差是指受访者在填写调查问卷时具有特定的倾向，这种倾向很可能造成原本不相关的变量变得高度相关. 本文采用Harman单因子检测方法进行同源偏差检验. 结果显示，未旋转的第一个主成份仅占总载荷量的38.822%，低于40%的标准. 因此，本研究受到同源偏差问题的影响并不大.

4.3 因子分析

为了保证数据分析的准确性，在进行假设检验之前，本文首先进行了探索性因子分析，结果显示KMO值为0.934，Bartlett球形检验的卡方值为4785.346，自由度为171，达到了0.001的显著性水平，说明数据具有较好的效度，适合进行因子分析. 第二步根据理论模型，采用主成分分析和最大方差法进行因子萃取，共提取了6个因子(具体结果如表1所示)，各测量题项在对应因子上的载荷均超过了0.5，并解释了73.508%的方差，说明萃取的因子是适合的.

表1 旋转后的因子矩阵

4.4 信度和效度分析

本文采用克隆巴赫一致性系数(Cronbach’ α)和组合效度(CR)，对提取出的因子进行信度评价，具体结果见表2. 可以看出，感知有用性、感知易用性、感知风险、个体创新性、社会影响、行为意向的Cronbach’ α系数和组合信度(CR)分别介于0.744～0.899、0.754～0.899，均高于0.7. 因此，本文潜变量具有较好的内部一致性，具有可靠的信度.

此外，本文用收敛效度和判别效度来衡量潜变量的效度，具体结果见表2. 可以看出，本文的AVE值最小为0.506；其平方根分别为0.688、0.474、0.980、0.527、0.513、0.461，均大于该潜变量与其他潜变量间的相关系数. 因此，本文潜变量具有较好的效度.

表2 信度、收敛效度和判别效度检验结果

4.5 整体结构模型分析

本文采用结构方程对潜在变量之间的关系进行检验，结果见表3. 从假设检验的结果来看，感知有用性(β=0.612)、感知易用性(β=0.298)在0.001的显著性水平下，会显著影响行为意向；个人创新性(β=0.860、β=0.878)在0.001的显著性水平下，分别对感知有用性、感知易用性产生显著性影响；社会影响(β=0.290)在0.001的显著性水平下，会显著影响感知风险，并且社会影响(β=0.166)在0.01的显著性水平下，还会显著影响感知易用性. 基于以上的分析，假设H1、H2、H4、H6、H7得到证实. 感知风险对行为意向的影响没有通过显著性检验(β=-0.035，p>0.05)；社会影响(β=0.068，p>0.05)对感知有用性的影响没有通过显著性检验；个人创新性(β=-0.022，p>0.05)对感知风险的影响也没有通过显著性检验，假设H3、H5、H8没有得到证实. 此外，整合模型中，卡方值与自由度的比值(χ2/df)为3.245；RMSEA为0.069，小于0.08的标准；GFI、CFI、NFI、IFI分别为0.909、0.930、0.902、0.930，大于0.9的标准；AGFI为0.881，大于0.8的标准，说明整合模型调查数据与理论模型的拟合良好.

表3 理论模型路径系数回归结果

4.6 基于消费者异质性的结构模型分析

4.6.1 基于不同消费金额的结构模型分析为了检验不同消费金额对京东白条、蚂蚁花呗使用行为的作用，本文根据调查结果，将消费金额划分为小于1000元、1000～3000元、大于3000元三个标准；然后，采用结构方程进行分析，结果见表4. 可以看出，当消费金额小于1000元时，感知有用性(β=0.700，p<0.05)显著影响行为意向，感知易用性对行为意向没有显著影响(β=0.035，p>0.05)；当在1000～3000元时，感知有用性(β=0.702，p<0.05)和感知易用性(β=0.291，p<0.05)都显著影响行为意向；当大于3000元时，感知易用性(β=0.745，p<0.05)显著影响行为意向，感知有用性对行为意向没有显著影响(β=0.208，p>0.05). 感知有用性对行为意向的影响，在小于1000元和1000～3000元时具有显著差异；感知易用性对行为意向的影响，在1000～3000元和大于3000元时具有显著性差异.

表4 不同消费金额的作用

为验证在不同消费金额上，感知有用性、感知易用性对行为意向的影响，本文采用多群组结构方程，对概念模型进行了模型形态检验和因子负荷等同检验. 其中，模型形态检验未设定限制参数，允许在不同消费金额上，模型具有不同的回归系数、不同的截距，具体结果见表5. 可以看出，模型1中，卡方值(χ2)为160.122，df的值为98，卡方值(χ2)与自由度比值小于2，RMSEA、GFI、NFI、CFI、值均在标准范围内(RMSEA=0.037<0.08，GFI=0.895>0.8，NFI=0.938>0.9，CFI=0.975>0.9，)，在p<0.001上通过显著性检验，说明不同消费金额的3个子模型具有相同因素分析模型，可以进行进一步的恒等性检验. 在模型2中，模型的拟合程度有所降低(如GFI等指标)，卡方值(χ2)比模型1提高了20.206，df的值比模型1提高了16；此外，在嵌套模型中，模型2在p<0.05上未通过显著性检验，且NFI、IFI、RFI值均在标准范围内(NFI=0.001<0.05，IFI=0.001<0.05，RFI=0.000<0.05，TLI=0.000<0.05)，说明模型1和模型2是等同的，在不同消费金额的3个子模型上，具有跨群组效度；同时，在不同消费金额上，感知有用性、感知易用性对行为意向的影响具有显著性差异. 从感知有用性、感知易用性到行为意向的路径系数看，感知有用性在1000～3000元之间时，对行为意向的影响程度更高；同样，感知易用性在大于3000元时，对行为意向的影响程度更高. 假设H10、H11得到证实.

表5 不同消费金额作用的恒等性检验

4.6.2 基于有无利息的结构模型分析为了检验利息对京东白条、蚂蚁花呗使用行为的作用，本文再次采用结构方程进行分析，结果见表6. 可以看出，在无利息的情况下，感知有用性(β=0.427，p<0.05)、感知易用性(β=0.449，p<0.05)显著影响行为意向；在有利息情况下，感知有用性(β=0.824，p<0.05)显著影响行为意向，感知易用性对行为意向没有显著影响(β=0.107，p>0.05). 感知有用性对行为意向的影响，在有无利息之间具有显著差异.

表6 有无利息的作用

基于表7，有无利息在模型1和模型2上都具有跨群组效度. 在有无利息的条件下，感知有用性对行为意向的影响具有显著性差异. 从感知有用性到行为意向的路径系数看，在有利息时，感知有用性对行为意向的影响程度更高. 假设H12得到证实，而假设H13没有得到证实.

表7 有无利息作用的恒等性检验

4.6.3 基于不同心理账户的结构模型分析首先，检验快乐弱化系数对京东白条、蚂蚁花呗使用行为的作用，依然采用多群组结构方程进行模型检验，结果见表8. 可以看出，当快乐弱化系数处于快乐状态下，感知有用性(β=0.594，p<0.05)、感知易用性(β=0.348，p<0.05)显著影响行为意向；当处于不快乐状态下，感知有用性(β=0.610，p<0.05)、感知易用性(β=0.233，p<0.05)也显著影响行为意向. 感知有用性、感知易用性对行为意向的影响，在快乐与不快乐之间具有显著差异.

表8 快乐弱化系数的作用

基于表9，快乐弱化系数在模型1和模型2上，具有跨群组效度. 在快乐弱化系数的作用下，感知有用性、感知易用性对行为意向的影响具有显著性差异. 从感知有用性到行为意向的路径系数看，在感觉不快乐的情况下，感知有用性对行为意向的影响程度更高；在感觉快乐的情况下，感知易用性对行为意向的影响程度更高. 假设H14、H15得到证实.

表9 快乐弱化系数作用的恒等性检验

本文还检验了疼痛钝化系数对京东白条、蚂蚁花呗使用行为的作用，依然采用多群组结构方程进行模型，结果如表10. 可以看出，当疼痛钝化系数处于不痛苦状态下，感知有用性(β=0.447，p<0.05)、感知易用性(β=0.507，p<0.05)显著影响行为意向；当处于一般状态下，感知有用性(β=0.775，p<0.05)、感知有用性(β=0.266，p<0.05)显著影响行为意向；当处于痛苦状态下，感知有用性(β=0.639，p<0.05)、感知有用性(β=0.195，p<0.05)显著影响行为意向. 感知有用性、感知易用性对行为意向的影响，在痛苦到不痛苦之间具有显著差异.

表10 疼痛钝化系数的作用

基于表11，在疼痛钝化系数在模型1和模型2上，具有跨群组效度. 在疼痛钝化系数的作用下，感知有用性、感知易用性对行为意向的影响具有显著性差异. 从感知有用性到行为意向的路径系数看，在感觉一般的情况下，感知有用性对行为意向的影响程度更高；在感觉不痛苦的情况下，感知易用性对行为意向的影响程度更高. 假设H16、H17得到证实.

表11 疼痛钝化系数作用的恒等性检验

5 结论与建议

本文以消费者“黑箱”理论、技术接受模型和双通道心理账户理论为理论基础，增加了个人创新性、社会影响等外部变量，以京东白条、蚂蚁花呗等为调查对象，从消费者异质性视角，建立了研究模型. 模型的假设检验结果表明：1)传统的技术接受模型对“互联网+消费金融”产品选择行为依然有效，感知有用性和感知易用性对“互联网+消费金融”产品的使用，具有显著的正向影响；感知风险对“互联网+消费金融”产品使用的影响没有得到证实. 2)外部变量通过感知有用性和感知易用性，间接影响“互联网+消费金融”产品的使用意愿. 其中，个人创新性通过感知易用性，间接影响“互联网+消费金融”产品的使用意愿；社会影响通过感知有用性、感知易用性，间接影响“互联网+消费金融”产品的使用意愿；同时，社会影响还可以正向影响“互联网+消费金融”产品的感知风险. 3)从消费者异质性角度看，消费金额不同，感知有用性、感知易用性对行为意向的影响具有显著性差异. 在1000～3000元之间时，感知有用性对行为意向的影响程度更高；大于3000元时，对行为意向的影响程度更高. 在有利息时，感知有用性对行为意向的影响程度更高. 此外，在感觉快乐和不痛苦的情况下，感知易用性对行为意向的影响程度更高.

基于以上结论，为了更好的促进“互联网+消费金融”的发展，本文提出如下建议：首先，提高居民可支配收入. 投资、消费与出口被称为拉动中国经济增长的“三驾马车”，但其结构失衡也备受垢病，随着“消费驱动阶段”来临，居民消费成为推动国民经济增长的新动力. 而从本文的调查可以看到，“互联网+消费金融”的使用者大部分收入并不高，月收入主要集中在5000至8000元之间，购买的产品也多为3000元以下，大件耐用品并不是主要购买对象. 由于收入是影响居民消费行为的主要因素，因此，只有提高个人可支配收入，才能保障居民的消费行为和消费水平得到提升. 第二，帮助居民转变消费观念，鼓励提前消费. 基于本文的调查，“互联网+消费金融”产品的使用率并不高，使用者的年龄主要集中在20～40岁之间，很多人把提前消费等同于过度消费，因此，转变居民消费观念，是推动“互联网+消费金融”发展很重要的任务. 此外，由于我国现行的社会保障制度并不完善，很多人往往有很强的预防性储蓄意愿. 因此，完善社会保障制度是促进“互联网+消费金融”发展，刺激消费的必然选择.