農戶參與“互聯網+金融意愿的實證研究

吳寒秋 宋璇

摘 要： 通過問卷調查并基于理性行為等理論對影響農戶參與“互聯網+金融服務意愿的各因素進行實證分析，結果表明，態度正向影響農戶參與“互聯網+金融服務的意愿，主觀規范能夠通過態度的中介作用正向影響農戶參與“互聯網+金融服務的意愿，感知風險性負向影響農戶參與“互聯網+金融意愿。

關鍵詞： 農戶 意愿 “互聯網+金融

一、引言

國務院于018年月公布《關于實施鄉村振興策略的意見》，強調要“開拓投融資渠道，強化鄉村振興投入保障，鼓勵金融機構運用互聯網平臺為農戶提供金融服務。“互聯網+金融服務模式是指傳統金融機構與互聯網企業利用互聯網通信技術實現資金融通、支付、投資和信息中介服務的新型金融業務模式，如手機銀行、第三方支付平臺、網絡小額貸款公司、互聯網基金等。近年來，“互聯網+金融服務模式發展迅速，得到了較為廣泛地應用，但是在農戶中還未得到大規模的普及，關于農戶參與“互聯網+金融服務的意愿有關研究文獻較少。基于此，本文在理性行為和收益風險分析模型的基礎上做出假設，通過問卷調查和實證分析，了解哪些因素影響農戶參與“互聯網+金融服務的意愿，據此提出建議，以期幫助農戶更好地參與“互聯網+金融服務，有效解決資金借貸等問題。

二、理論分析和研究假設

（一）理性行為理論

理性行為理論（RA）是研究個體行為中最基礎和最重要的理論之一，主要用于研究決定人類行為動機的因素。RA認為人類進行某項行為是由其行為意愿（動機）所決定，而行為意愿是由其態度與主觀規范所共同決定，同時態度一定程度上受主觀規范影響。其中態度是指：人類由于進行某項行為而產生的正向或負向的情緒感受，主要受人類對行為意念與結果估計的影響而決定。主觀規范是指：個人在執行某項行為時，受到周邊群體（包括親朋好友或者社會）行為的壓力和影響，并遵從他人或團體對該個體行為的期望，它是由規制影響和依從信念所共同決定的。根據AM有關變量的定義，態度可以理解為農戶對推廣使用“互聯網+金融服務的支持與否反映。主觀規范反映農戶參與“互聯網+金融服務是否會考慮外界社會的意見。當農戶周邊群體都在參與或者推薦參與“互聯網+金融服務時，農戶可能會產生參與“互聯網+回收的意愿。由此，提出以下假設：

假設1：態度正向影響農戶參與“互聯網+金融意愿

假設：主觀規范能夠通過態度的中介作用正向影響農戶參與“互聯網+金融意愿

（二）收益風險分析模型

收益風險分析模型（BRA）是消費行為研究的一個重要理論。模型認為感知收益的感知與產品的感官特性等內在屬性以及方便性、健康性等外在屬性緊密相關;將感知風險定義為追求期望結果時可能遭受的損失，消費者的購買意愿受感知收益和感知風險的共同影響。類似于消費者的購買意愿，農戶在參與“互聯網+金融中也存在感知收益和感知風險。“互聯網+金融中的感知風險主要涉及隱私風險、時間風險和功能風險;感知收益即“互聯網+金融相對于傳統金融服務方式所具有的優勢，只有當農戶認為使用“互聯網+金融服務比較安全，而且會帶來收益時，才會嘗試參與。基于此，提出假設如下：

假設3：感知收益性正向影響農戶參與“互聯網+金融意愿

假設4：感知風險性負向影響農戶參與“互聯網+金融意愿

三、研究設計

（一）數據來源和樣本選擇

采用隨機抽樣法從懷化市會同、芷江、通道、洪江、鶴城、靖州六個縣城選取農戶00民發放問卷，回收整理后得到有效問卷19份（96%）。描述性統計顯示，被試者年齡主要介于0-50歲（86 98%），集中在青中年階段。其中，男性103名（53 6%），女性89名（46 38%），性別比例較為均勻，調查樣本具有較好的性別代表性。從受教育水平看，教育水平整體偏低，小學或初中人數為11名（63 0%）。而家庭年總收入主要集中在“1-5萬元和“5-10萬元兩段，占比分別是4 71%和36 96%。

（二）量表設計

通過查閱文獻提煉相關研究中變量相近的成熟量表，構建了包括0個題項的初測量表。所有變量均來自成熟量表。首先進行了一輪預調研，共發放50份預測試問卷，通過對預調查收集的問卷結果的評定和篩查，剔除與總分相關性小于0 4、因子負荷小于0 5共5個題項，并修改了部分題項，最終形成了包括15個題項的最終量表。變量采用7級量表測量（1-7分別表示非常不同意、不同意、比較不同意、不確定、比較同意、同意、非常同意）。

四、實證分析

（一）信度效度分析

運用軟件SPSS3 0和AMOS4 0對問卷量表進行信度效度分析，結果見表1。各變量的Cronbachs a值均大于0 8，得知量表信度較好。進行驗證性因子分析發現，Bartletts球狀檢驗顯著性水平均為0 000，KMO值均大于0 7，由此可知量表結構效度較好。且各題項因子荷載均大于0 7，組合信度（CR）值均大于0 8，，平均方差

抽取量（AVE）均大于0 6，說明量表聚斂效度較好。[K*]

（二）相關性分析

由表可知，態度、意愿和主觀規范三項的均值（M）得

分均超過5，風險性得分最低，約為4分。態度和主觀規范與意愿呈明顯正相關，其中態度和意愿之間正相關程度最大，皮爾遜相關系數約為0 6;風險性和意愿呈明顯負相關;主觀規范與態度呈明顯正相關。相關性分析結果與假設基本一致，符合進一步進行回歸檢驗和中介效應分析的統計學要求。

（三）回歸分析

為驗證假設1，假設3和假設4，本文以意愿為結果變量，分別以態度、感知風險性和感知收益性作為預測變量，加入性別和年齡作為控制變量進行多元線性回歸分析。回歸結果如表3所示：態度的t值為5 891，p值為0 000，回歸系數（β）為0 545，說明態度對意愿的正向預測作用顯著，并且兩者在1%的水平上關系顯著，充分驗證了本文的假設1是成立的;感知風險性的t值為- 777，p值為0 007，回歸系數（β）為-0 51，這說明感知風險性對意愿的負向預測作用顯著，說明本文的假設4是成立的;感知收益性的t值為1 33，p值為0 189，不符合p<0 05的標準值，回歸系數（β）為0 19，這說明感知收益性對意愿的預測作用并不顯著，假設3不予支持。

（四）中介模型檢驗

筆者采用ayes（01）編制的SPSS宏中的Model4，在控制性別、年齡的情況下對態度在主觀規范與意愿之間關系中的中介效應進行檢驗。結果如表4、5所示，主觀規范對意愿的預測作用顯著（t=4 74，β=0 46，p<0 01），且當放入中介變量后，主觀規范對意愿的直接預測作用依然顯著（t=3 14，β=0 9，p<0 01）。主觀規范對態度的正向預測作用顯著（t=3 60，β=0 35，p<0 01），態度對意愿的正向預測作用也顯著（t=4 59，β=0 47，p<0 01）。

此外，主觀規范對意愿的直接效應及態度的中介效應的bootstrap95%置信區間的上、下限均不包含0（見表8），表明主觀規范不僅能夠直接意愿，而且能夠通過態度的中介作用預測意愿。該直接效應（0 514）和中介效應（0 363）分別占總效應（0 708）的63 6%、36 38%，態度在主觀規范與意愿起部分中介作用。綜上分析，假設予以支持。

五、結論

本文通過問卷調查，分別探究態度、感知收益性、感知風險性和主觀規范等因素對農戶參與“互聯網+金融服務意愿的影響。通過實證分析得出以下主要結論：（1）態度正向影響農戶參與“互聯網+金融服務的意愿。（）主觀規范能夠通過態度的中介作用正向影響農戶參與“互聯網+金融意愿（3）感知風險性負向影響農戶參與“互聯網+金融意愿。基于此，國家和相關企業可以利用各種多媒體渠道對“互聯網+金融服務等方式進行宣傳，同時加強對相關平臺的安全監管，完善網站的結構與布局，以促進農戶更好的參與到“互聯網+金融服務中來。

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〔本文系中南林業科技大學校級青年重點課題“基于供需視角的湖南林業社會化服務模式研究（項目編號：018QY007）階段性成果〕

（吳寒秋、宋璇，中南林業科技大學商學院）