互联网金融对农户幸福感作用机制研究

唐毓崟 符紫嫣 邹瑾怡 梁邹荃

(华南农业大学经济管理学院 广东广州 510642)

1 引言

满足人民美好生活需要是新时代经济社会发展和实现中国梦的根本目标。2013年，习近平总书记在十二届全国人大一次会议闭幕会上指出，“实现中华民族伟大复兴的中国梦，就是要实现国家富强、民族振兴、人民幸福”。根据联合国发布的《2023年世界幸福报告》，2023年中国幸福指数为5.818，位于第64名，虽然近年来中国幸福感排名逐年上升，但仍处于世界中下游位置。而对于农村人口占总人口近40%的我国来说，满足农民美好生活需要，提升农民幸福感更加重要。

互联网金融可能成为提升农民幸福感的重要途径。作为普惠金融的一种形式，互联网金融符合目前国家金融改革和创新的方向，在推动我国利率市场化、促进金融市场发展、连接社会闲置资本和实体经济的发展与经济结构调整转型升级、缓解中小企业融资难、培育社会财富管理理念等方面具有积极意义，在金融领域的重要性也与日俱增[1]。

本文对现有文献的贡献可能有以下两点：第一，本文进一步拓展了互联网金融对农村居民幸福感的影响范围。原有的研究主要集中在对农村居民经济、生活和金融行为影响的讨论，本文从经济获得感和机会不均等角度出发，研究互联网金融对农户幸福感的影响，丰富互联网金融的研究。第二，本文扩展了农户幸福感影响因素的研究。不同于原有研究从经济方面、公共服务方面和社会关系方面来探讨对农户幸福感的影响，本文从技术应用方面，即互联网金融探讨对农户幸福感的影响。

此外，需要指出的是，互联网金融发展涵盖了数字金融、普惠金融及数字普惠金融，这是因为随着互联网技术在金融领域的广泛应用，引起了金融业革命性的变革。作为移动互联网+金融业务融合发展的结果，“互联网金融”这一概念应运而生，属于广义的数字金融范畴[2]。同时，“普惠金融”的“普”指能够给更广泛的人群、以更加便捷的方式来提供金融服务；“惠”是以更低的成本给老百姓提供金融服务[3]。互联网具有开放、共享等特征，有利于整合碎片化需求，以得到规模优势，再加上互联网金融操作流程的网络化和标准化，降低了金融服务的专业程度，加快了业务处理速度，从而降低了金融服务的边际成本[4]。互联网金融通过扩大金融服务覆盖面及降低金融服务成本来促进普惠金融的发展，彰显了普惠之义，而数字普惠金融是随着互联网技术不断深入金融业，引发普惠金融数字化和数字金融普惠化的结果。

2 理论分析与研究假设

2.1 互联网金融使用对农户幸福感的影响

主观幸福感又称为快乐或幸福感、满意感、主观福利和福利等，是个体根据自身标准对其生活质量的整体性评估，主要由对生活的满意度、积极情感的体验和消极情感的缺失构成[5]。

在互联网金融的发展及社会愈发强调提升全民幸福感的时代背景下，越来越多学者开始研究互联网金融这一新兴金融业务模式对居民主观幸福感的影响。江求川等(2022)从宏观层面和微观层面分析数字普惠金融对居民幸福感的影响。在宏观层面上，数字普惠金融通过提升地区GDP水平来提升居民幸福感水平；在微观层面上，数字普惠金融能通过提高居民个人收入，改善其消费水平来实现居民幸福感的提升[6]。尹振涛等(2021)基于2017年CHFS数据实证检验金融科技发展能通过提升收入水平、促进创业活动的开展及缩小城乡收入差距，从而提升农村家庭幸福感，且随着金融科技覆盖广度的扩大和数字化程度的加深，其对农村家庭幸福感的影响更为显著[7]。但上述研究都集中于互联网金融整体对幸福感的影响，鲜少探讨互联网金融的不同模式使用对幸福感的影响。

不同学者对互联网金融定义的界定不同，因此划分出了多样的互联网金融模式。本文遵循罗明雄(2014)的定义，将互联网金融分为第三方支付、P2P、众筹、大数据金融、互联网金融门户及金融机构信息化六种模式[8]，并且不同互联网金融模式的使用对农民幸福感的影响有所不同。(1)第三方支付因其低成本性、便捷性和安全性而被大众接受，由第三方来保障资金安全，使得人们可以远距离地购买世界各地的商品，享受网购的便利，同时实现消费升级，提高消费质量；移动支付作为第三方支付最广泛的应用功能，够使居民仅凭一部手机就可以随时随地完成所有消费和交易，避免了携带现金和找零的烦琐[9]，大大提高了居民的生活质量，同时避免在传统模式下使用现金支付的心理疼痛感，从而刺激消费规模的扩大[10]，且移动支付可以通过释放消费潜力、促进消费升级来提升农村居民的幸福感[11]；(2)大数据金融的出现能够大幅降低服务小微企业各项成本的消耗，改善了小微企业融资瓶颈的情况[12]。大数据金融可以降低农户信贷门槛，改善供求型信贷约束的情况，从而满足农户归属需求和被人尊重的需求，降低其对主观贫困的感知，改善农户的心理状态[13]，实现幸福感的提升；(3)P2P网络借贷能够充分汇集空闲资金来满足小额信贷的需求[14]，同时涉农小额信贷能够有效带动农户家庭消费，从而提升农户幸福感[15]。P2P因其便捷高效的特点在国内迅速成长，但粗犷式的生长也迎来许多问题，例如自筹资金、庞氏骗局、跑路、非法集资及P2P网络借贷平台很容易遭受网络攻击等，都给个人和家庭的生活带来困扰[16]，对提升幸福感产生不良影响。此外，由于法律漏洞，P2P网络借贷部分事项的处理方法可能不符合某些法律法规的规定，都将致使借款人和投资人面临生活上的困境。还引发了一个严重的社会问题——暴力催收。虽然P2P能够给农户幸福感带来一定的积极影响，但其消极方面对农户幸福感的影响更大；(4)目前，国内发展较大的众筹平台以社会公义、扶危济困、快速集资的大病互助众筹类平台为主，虽然这些众筹平台能够帮助居民快速集资治疗疾病，但其自身或家庭成员的健康状况对其幸福感水平的消极影响更显著。同时，众筹平台存在信息不对称、平台审核、平台监管、信息造假、骗捐诈捐等问题，更是让无数爱心捐助者寒心。此外，国内众筹市场中产品众筹在融资成功后的“跳票”率接近70%，频繁的“跳票”使众筹变成“众愁”，给支持者造成极大的损失[17]。因此，众筹模式的使用对农户幸福感产生了消极影响。

综上所述，本文提出以下假说：

H1：互联网金融使用与农户幸福感之间存在正相关关系。

2.2 互联网金融可以通过提升农户经济获得感来提升其幸福感

经济获得感是指个体对其实际经济状况的主观满意程度，主要细分为横向经济获得感、纵向经济获得感及预期经济获得感三个方面。横向经济获得感是指个体将自身的经济状况与他人进行对比而做出的主观判断；纵向经济获得感指的是个体将自身以往的经济状况与当前经济状况进行对比而产生的心理体验；预期经济获得感是指个体对自身的能力、工作技能等进行综合评价，得出其收入预期及实现程度，体现了个体对公平、公正的感知[18]。

互联网金融使用可通过提升农村居民经济获得感的三个维度来提升农村居民幸福感。

第一，在横向经济获得感维度上，数字普惠金融的出现降低了金融服务门槛，缓解了金融排斥效应及发挥了减贫效应，将原本被排斥在金融服务范围外的农村低收入群体重新纳入服务群体中，为农户发展和生产创造了条件。

第二，在纵向经济获得感和预期经济获得感维度上，数字普惠金融除了能够提高家庭收入外，还能优化家庭资源配置，从而提高居民应对风险的能力，增强居民对未来生活、工作和前景的信心。尤其是对于低收入家庭、农村和残疾人等弱势群体而言，数字普惠金融能够提高金融服务的可触达性，使其得到资金支持，巩固脱贫成果，提升其经济状况和主观社会地位[19]，这些都有利于改善其目前的经济状况及提高其对自身的收入预期，且增大了收入预期实现的可能性，从而提升农村居民的纵向经济获得感和预期经济获得感。

基于此，本文提出以下假说：

H2：互联网金融使用可以通过提升农村居民经济获得感来提升其幸福感

2.3 互联网金融可通过降低机会不均等程度来提升农户幸福感

Roemer的理论框架指出，个体经济结果(如收入)由努力因素和个人无法控制的先天环境，诸如出生时户籍、性别、家庭背景等导致，后者造成的收入不均等为机会不均等。张彤进和万广华(2020)将机会不均等分为收入公平性、教育机会、代际向上流动机会及公共服务获得机会四个维度[20]。农民幸福感不仅受到收入及其差距的影响，机会的平等、参与的平等与获得的平等同样会对农民幸福感有重要影响，在机会均等的前提下，合理的收入不平等会刺激人们追求幸福，他们会认为通过自身的努力可以获得更多福祉[21]，而机会不均等会对居民幸福感产生显著的负面影响[22]，对低收入者和农村居民幸福感的损害更为严重[23]。

互联网金融能够降低机会不均等程度的四个维度，进而提升农村居民幸福感。

首先，在收入公平性维度上，互联网金融能够增加农户非农就业机会、拓展电商业务，实现农户减贫增收[25]，显著缩小城乡居民之间的收入差距，使得农村居民拥有同等的收入获得机会，满足其生理需求和安全需求，实现幸福感的提升。

其次，在教育机会和代际向上流动机会维度上，由于农民阶层相较其他精英群体无权无钱无势，他们无力支付子女上大学所需的高额学费和生活费，或无法给予子女和他人相同的教育机会。而在当前社会流动中，代际流动机会与教育机会密切相关，也是决定社会地位升迁的决定因素[26]。数字金融能够驱使资源配置更加高效合理，提升居民的收入水平[27]，提高农民的经济资本，使其获得平等的教育机会和代际向上流动机会，实现美好生活，提升幸福感。

最后，在公共服务维度上，对农村居民而言，金融机构往往会因为信息不对称、贷后监督成本高及违约风险高等原因而忽略其金融需求，因此他们无法享有与城市居民同等的金融产品和金融服务。日益频繁的线上支付为数字金融平台提供了大量真实有效的个人交易信息，这将完善数字金融用户的个人信用数据，缓解借贷业务中的信息不对称，减少金融服务中存在的评估排斥、条件排斥、价格排斥问题，降低信贷机构的贷后监督成本和信用风险，缓解居民个体面临的流动性约束[28-29]，获得同等的金融服务，有助于提升居民幸福感。

基于此，本文提出以下假说：

H3：互联网金融使用可通过降低机会不均等程度来提升其幸福感。

3 变量描述

3.1 数据来源

本文采用的数据来自团队实地调查，依据对广东省各村落多因素的综合考量，最终选取广东省粤东、粤西、粤北、珠三角4地区49个乡村治理示范村镇进行随机抽样调研，共调研广州市花都区赤坭镇瑞岭村等23个村落。调研组于2023年7月5日—7月29日进行实地调研，共收集668份问卷，将数据进行分类与处理，剔除了农户幸福感、性别、年龄等关键变量为缺失值的样本，最终得到有效问卷665份。

该层主要作用是物联网服务器，功能包括Web服务器、数据库服务器、应用服务器。应用服务器负责与各个室内中央核心处理单元网关定时通信,通过各室内中央核心处理单元获取各个传感器采集的数据,并及时按照一定格式保存至数据库服务器中。而Web服务器负责将这些数据进行处理分析并展现到互联网上，通过手机、计算机、平板等终端查看相关信息。未来经过功能拓展之后，Web服务器还可以将相关控制指令的发送写入数据库服务器,然后由应用服务器将其从数据库取出后发送给对应的室内中央核心处理单元网关，最后由室内中央核心处理单元负责将指令、命令转发给被控设备进行相关智能家居设施的控制。

3.2 变量选择

3.2.1 被解释变量

主观幸福感。主观幸福感是农户个体对自己生活状态的主观评价。参考Diener[30]提出的主观幸福感量表，将农户感受、反应及认同程度作为评定指标，采用5点量表计分方法。在本次量表设计中，为了更精准地测量农户的感受程度，细化农户的幸福水平，本文将量表改为6级量表。其标准为“1”，表示很不同意；“2”表示不同意；“3” 表示有点不同意；“4”表示有点同意；“5”表示同意；“6”表示非常同意。其中，第4、5、6、9、10、11、13、15、17、18、20题为反向计分。本文已对量表进行信效度检验，得出KMO值为0.714，具有较好的拟合度，可用于数据分析。

3.2.2 解释变量

互联网金融。本文的互联网金融数据采用对农户互联网金融使用平台进行统计。参考李京蓉等[25]对于互联网金融广度与深度的测定方式。

3.2.3 中介变量

(1)机会不均等。本文参考张彤进和万广华(2020)的[28]量表测度农户对于当前社会不均等程度的主观感知。从收入公平性、教育机会获得公平性、代际向上流动机会公平性、公共服务获得机会四个维度体现。在何立新和潘春阳(2011)研究[31]的基础上，设置了六个问题，如①现在有的人挣钱多、有的人挣钱少，但这是公平的等。分别选择很不同意=1、不同意=2、有点不同意=3、有点同意=4、同意=5、非常同意=6。最终取均值构造农户机会不均等感知指数，取值越大表示农户对于机会不均等程度的感知越高，即所属环境越感觉公平。

(2)经济获得感。经济获得感是指个体对其实际经济状况的主观满意程度，主要细分为横向经济获得感、纵向经济获得感及预期经济获得感三方面。本文参考杨金龙和张士海(2019)[18]用横向、纵向及预期收益三方面来衡量经济获得感，采用6级量表形式。

3.2.4 控制变量

研究互联网金融对农户幸福感的影响，需要先对其他因素加以控制。对幸福感产生影响的原因可归结为微观异质性与宏观经济变量两类因素[32]。本文主要参考罗明忠和项巧赟(2021)[33]以及韩雷和李舜(2022)[34]的变量，选取个体特征及社会特征作为控制变量。以个体特征为微观异质性性质，社会特征为宏观经济性质来构建回归模型(见表1)。

表1 变量定义及描述性统计

3.3 模型假定

所用模型为：

式(1)中：Happinessit为被解释变量农户幸福感系数集；β1Finance1it为互联网金融广合指数；Finance2it为互联网金融深度；γi、φt分别表示个体、社会的固定效应；eit为随机扰动项；β为变量系数。

此外，本文使用方差膨胀因子法检验所有解释变量之间的多重共线性关系，得到所有解释变量的VIF都远小于10，为1.10，均不存在多重共线性问题。

(2)在中介效应检验中，本文建立实证模型中介1、中介2，在说H1的基础上加入机会不均等、经济获得感。本文借鉴Benny和Kenny提出的中介效应依次检验法检验解释变量与被解释变量之间是否存在机会不均等的中介作用。

所用模型为：

中介1

中介2

上式中：Mit为中介变量机会不均等，mit为经济获得感；其余变量与模型(1)一致。βi反映了互联网金融对农户幸福感影响的总效应；ω1反映了互联网金融对农户幸福感影响的直接效应。若β1、θ1、ω1、ω2均显著，且ω1＜β1，则部分中介效应成立；若ω1不显著，则说明完全中介效应成立。

4 实证结果分析

4.1 线性回归结果

本文运用多元回归分析模型分析农户使用互联网金融的广度及深度对其幸福感的回归结果(见表2)。由表2可知，互联网金融使用广度对农户幸福感的影响在5%水平上显著，而深度在1%水平上显著。其中，互联网金融使用广度每提高1个单位，农户的幸福感提升5.7%，而深度则提升23.4%，在一定程度上反映出互联网金融使用深度较广度对农户幸福感的影响更显著，且效果也更明显。

表2 OLS模型实证结果

4.2 稳健性检验

由于互联网金融与农户幸福感的回归在以往研究中并未达到一致性，为确保研究结论的可靠性，本文从计量方法的角度，通过换取不同回归模型的方式对检验结果进行稳健性检验。Logit(普通最小二乘法)回归模型主要用于线性回归的参数估计，而Probit回归模型则运用自变量对累积标准正态分布函数的逆作用进行检验，具有较强的实用价值。因此，本文运用上述两种回归模型研究解释变量与被解释变量的关系。检验发现，主要结论均无实质性变化，结果如表3、表4所示。

表3 logit&probit稳健性检验结果

表4 互联网金融广度与机会不均等、经济获得感中介检验结果

4.3 中介效应检验

上述回归结果已经验证了互联网金融的使用广度与深度均会提升农户幸福感。以下结合前文的验证，对其中机制进行验证。本文认为，机会不均等及农户经济获得感会在主效应中起到促进互联网金融的作用，故引入机会不均等及经济获得感来构建中介效应模型，验证农户对互联网金融的使用广度与深度会通过两个中介变量影响因变量农户幸福感。由于结果检测得出与深度有关的机会不均等及经济获得感均不显著，故不再将深度加入中介效应检验，仅集中考虑农户互联网金融使用广度的中介效应。

与机会不均等相关变量的回归结果如表4列(1)所示，互联网金融广度的估计系数为0.208，且在1%的水平上显著，表明广度可通过影响农户对机会均等的感受提升其幸福感，印证了其中介效应。但广度对幸福感的估计系数不再显著，考虑样本量同样会对此显著性产生影响，故本文认为机会不均等发挥主要中介效应。

此外，将中介变量经济获得感代入模型，与经济获得感相关的回归结果如表4列(2)所示。结果显示，经济获得感对农户幸福感的估计系数为0.247，在1%水平上显著；互联网金融使用广度的估计系数为0.199，在1%水平上显著；而互联网金融使用广度对幸福感的估计系数为0.022，但不显著。本文同样认为，自变量互联网金融使用广度主要通过中介变量农村居民经济获得感影响因变量农户幸福感。

在此基础上，为了验证中介模型的稳健性，本文对该中介效应进行了Sobel检验，得出P值为1.377e-07，进一步说明机会不均等起到了中介效应，证明假说H2成立；对于农村居民经济获得感，Sobel稳健性检验得出P值为9.048e-06，同样可以说明假说H3成立。

5 结语

综上所述，本文基于当今农村地区对互联网金融的使用状况，结合粤东、粤西、粤北、珠三角四大地区共23个村落、665户农户的调查数据，分析了在乡村振兴背景下不同类型的互联网金融对农户幸福感的影响，并通过引入机会不均等、经济获得感为中介变量，探究了互联网金融影响农户幸福感的作用机制。结果表明：(1)互联网金融广度深度对农户幸福感影响显著；(2)互联网金融广度可通过降低机会不均等程度提升幸福感；(3)互联网金融广度可通过提高经济获得感提升幸福感。

本文的建议如下：第一，丰富互联网金融产品种类，加快互联网金融服务创新，让农户能够接触并使用更多的互联网金融产品。金融机构要以农户供给侧需求为创新起点，利用云计算、大数据等先进技术为农户打造个性化的金融产品，让农户在互联网金融的使用中得到真正的和持续性的实惠；第二，提高单项互联网金融的使用效益，深化互联网金融使用深度对幸福感的积极影响。这就需要不断改进互联网金融自身的使用性能，优化产品配置，拓展金融业务，打造统一、高效、规范的现代互联网金融体系；第三，进一步完善农村金融监管和风险防范机制，以法律保障互联网金融广度、深度对农户幸福感影响的正向作用。特别应对数字技术普及下可能发生或已经发生的金融违法行为进行预测、界定与处置，严防高风险金融机构钻“法律制度的空子”，更要抵制个人不良贷款，营造公平、清朗的互联网金融环境；第四，提高农户自身金融素养。农户的金融素养影响了其对互联网金融的接受程度，较高的金融素养有利于其正确使用互联网金融，并实现自身的经济改变。提高素养，教育是关键，应将初级金融知识纳入义务教育课程体系，保证在义务教育阶段实现金融知识的初步覆盖。此外，村委会相关工作人员还应承担起基层社会责任，通过入户宣传、开设简易培训班或征集乡村文化能人开展讲座等方式，让互联网金融走进千家万户，提升农村群体的幸福感。