農村互聯網金融需求對消費市場發展的影響
——基于浙江的調研

姚建鋒

（浙江經濟職業技術學院 浙江杭州 310000）

拓展農村消費市場，激發農村消費潛力，是新時期加快我國農村高質量發展步伐的關鍵著力點，同時也是我國實施鄉村振興戰略的重要抓手。作為一種新興的金融業態，互聯網金融不斷進入生產、消費和服務等各個領域。互聯網金融以其便捷高效的特點，有效的刺激了居民消費，城鎮消費金融市場的蓬勃發展有力地證明了這一點。然而，在農村地區，消費金融市場依舊是一片藍海。現階段我國農村對互聯網金融的需求存在怎樣的傾向？農村互聯網金融的發展對拓展消費市場會帶來何種程度的貢獻？這些問題都值得展開研究。

農村互聯網金融影響消費市場的機理

互聯網金融作為一種新興的金融業態模式，越來越多受到消費者的青睞。從農村角度而言，互聯網金融的發展有利于拓展農村消費市場，這主要體現在以下幾個方面：

第一，農村互聯網金融的發展，派生了更多金融需求，從而為農村消費市場的擴大提供了支持。相比城市而言，我國農村地區的金融力量仍比較薄弱，正規金融組織的支撐仍相對不足。隨著互聯網不斷滲入農村，其派生出的移動支付、網絡眾籌、P2P多種等互聯網金融業務，極大的刺激了農村居民消費，由此為農村消費提供了新的增長點。由圖1可知，1999-2017年以來，我國農村居民人均消費支出額的增長態勢顯著，雖然近幾年我國經濟增長放緩，但是農村消費需求仍呈線性增長。

第二，互聯網金融業態在農村的鋪開，引導著農村居民消費方式的變革。隨著互聯網在農村地區的普及，越來越多的農村居民接受并選擇了線上購物，這主要是因為網購更加方便快捷，在家中便能實現消費。數據顯示，截至2018年底，我國農村網民規模達到2.22億，較上一年增長0.13億，其互聯網普及率達到38.4%，較上一年提高了3個百分點。2018年我國農村網絡零售額達到1.37萬億元，同比增長30.4%，其中既有農產品的銷售收入，也有農村居民網上的消費支出。農村居民的網絡消費方興未艾，與之相配套的PC支付、移動支付等金融業態形式不斷興起，其加速了農村消費市場的拓展。

圖1 我國農村消費支出總額增長趨勢圖

圖2 我國農村網民規模增長趨勢圖

第三，互聯網金融提高了農村居民消費的轉換效應，從而刺激了農村居民進一步消費。互聯網金融以其豐富的功能，為農村居民消費提供了額外的效益，從而促進了其消費轉換。例如支付寶、財付通等工具，其支持了農村居民資金的劃轉。因此，互聯網金融緩解了農村傳統金融市場下農村居民的儲蓄、消費與投資之間的轉換約束，從而改善了農村居民的消費條件，進而提高了其消費傾向。

樣本數據獲取

目前，國內對于農村互聯網金融方面的統計數據仍然較少，筆者通過調查問卷的形式，采用實地調研方法獲取農村居民互聯網金融使用需求和消費方面的一手數據。研究變量考慮如下：

被解釋變量Y。這里被解釋變量反映農村消費市場拓展，根據被調查對象的平均月消費支出額，設置1000元以下、1000-2000元、2000-3000元、3000-5000元、5000元以上5個選項，分別賦值1-5。

關鍵解釋變量。農村互聯網金融共包含3個變量，其分別為：第一，對互聯網金融的態度x1。設置問項是否愿意經常使用互聯網金融進行消費，選項為“是”和“否”，若選“是”則賦值為1，選“否”則賦值為0；第二，互聯網金融消費規模x2。用被調查對象平均每月使用互聯網金融渠道進行消費的規模表示。設置200元以下、200-500元、500-800元、800-1000元、1000-1500元、1500-2000元、2000元以上7個選項，分別賦值1-7；第三，近期對互聯網金融的使用及主要用途x3。設置近期（1個月內）沒有使用過互聯網金融渠道、主要用于消費、主要用于借貸需求、主要用于投資理財4個選項，分別賦值0-3。

表1 農村互聯網金融需求的調查結果

控制變量。設置3個控制變量：第一，收入水平x4，根據被調查對象的月平均收入額，設置1000元以下、1000-2000元、2000-3000元、3000-5000元、5000元以上5個選項，分別賦值1-5；第二，受教育程度x5，選項有“小學以下”、“小學”、“初中”、“高中或技校”、“大專及以上”，分別賦值1-5；第三，性別情況x6，對女性賦值為“0”，男性賦值為“1”。

2018年9-11月，筆者實地走訪了浙江省的50個農村地區，調查對象均為50歲以下的農村居民群體，對50歲以上農村居民進行排除能夠增加樣本農村居民接觸互聯網的概率，從而提高研究的準確性。本文調研共發放問卷850份，實際收回819份，其中包含有效問卷773份，問卷有效率達到90.9%。

農村互聯網金融和消費需求的調查情況分析

（一）農村互聯網金融的調查結果

首先觀察我國農村互聯網金融的總體情況。根據《中國“三農”互聯網金融發展報告（2017）》數據，2016年我國“三農”領域互聯網金融交易金額在400-450億元之間，其增長率高達250%。根據央行發布的2017年農村地區支付業務發展總體情況，農村使用電子銀行的用戶近年來快速增長，2017年底農村網上銀行的開戶數共達到5.17億人次，較上年增加了1.44億人次，同比增幅達到38.6%。非銀行支付機構為農村地區提供網絡支付業務明顯增加，其中互聯網支付122.73億筆，金額達到2.1萬億元。由此可見，我國農村互聯網金融的發展非常之快；其次，觀察調研樣板的互聯網金融情況。從對互聯網金融態度來看，在樣本容量中，選擇愿意經常使用互聯網金融進行消費的農村居民數量達到579人，占樣本容量的74.9%，選擇不愿意經常使用互聯網金融消費的農村居民占比僅為25.1%。由于浙江省互聯網經濟比較發達，因此其農村地區對互聯網金融的接受程度也相對較高。從互聯網金融消費規模來看，選擇最多的區間是500-800元，人數為269人，占比34.8%。總體上，樣本中每月互聯網金融消費的平均規模雖然不及城市居民，但是月消費500-1500元的比重不低。從近期對互聯網金融的使用及主要用途來看，主要用于消費的人數最多，為314人，占比40.62%。農村居民中使用互聯網金融進行消費的趨勢不斷明顯，從由此也映射了我國農村的互聯網金融需求傾向越來越明顯。

（二）農村消費需求的調查結果

從樣本調查結果來看，多數農村居民的月平均消費額在1000-2000元，這一類農村居民的樣本容量為326人，占總樣本的比重達到42.17%。排名第二的為月消費2000-3000元，有219人，占比為28.33%；月消費3000-5000元的農村居民有112人，占比14.49%。月消費1000元以下的樣本占比10.22%，5000元以上的樣本占比4.79%。結果表明，當前農村居民的月消費規模基本圍繞在1000-3000元，且有少數農村居民的月消費規模甚至達到5000元以上，這就在一定程度上顯示了農村消費需求不斷增加，消費市場不斷擴大。2018年浙江農村居民人均消費支出為19707元，換算到月消費為1642元，本文樣本情況與之也較為匹配。

表2 農村居民消費情況的調查結果

實證檢驗

（一）信度檢驗

由于本文采用的是調查問卷的數據，因此在回歸分析之前，需要對問卷的信度進行檢驗。通過克朗巴赫信度系數（Cronbach α）法，測得信度系數為0.820，超過0.7，可以認為本問卷的信度較高。

（二）基本模型

為了解決模型回歸的合理性問題，本文選擇有序多分類Logistic回歸模型。有序多分類Logistic回歸模型是在Logistic回歸模型上的拓展，解決當被解釋變量屬于多分類有序變量時的Logistic回歸問題。設被解釋變量Y存在s個值，為1，2，…，s；解釋變量體系X有t個變量，即X=（X1，X2，…，Xt）。在自變量的條件下，設定事件Y發生j時的條件概率為：

根據調研樣本，被解釋變量Y共有5個值，因此構建4 個 Logit子模型。αi為常數項，β1、β2、…、βt為模型的回歸系數。根據變量設定，t值為6。

（三）結果分析

采用SPSS軟件，根據模型進行有序多分類Logistic回歸，結果如表3所示。

根據回歸結果可知，模型中關于互聯網金融的三個變量x1-x3基本上都表現出較高的顯著性。對互聯網金融的態度x1的系數為0.265，且在1%的水平顯著，說明了農村居民對互聯網金融渠道接受的意愿強弱，是影響農村消費提高的重要因素，且農村居民對互聯網金融渠道的意愿傾向越明顯，越有利于拓展農村消費市場。從統計意義來看，exp（β）值為1.303，說明在其他條件不變的情況下，農村居民對互聯網金融消費的使用意愿每增加1個單位，可以促使農村居民消費規模未來提升的概率增加1.303個單位。

x2的結果表現出一定的顯著性，但對于不同的互聯網金融消費水平存在差異性。其中，x2（3）、x2（4）、x2（5）和x2（6）的系數分別為0.293、0.336、0.375和0.522，均通過顯著性檢驗；x2（1）、x2（2）和x2（7）的系數雖為正，但沒有通過顯著性檢驗。可以看到，在互聯網金融消費為500-2000元區間，互聯網金融消費與農村居民總體消費規模之間存在顯著的正相關關系。同時，x2（3）-x2（6）的系數遞增，說明隨著互聯網金融消費規模的增加，其對農村消費市場拓展的貢獻度也會提高。

由x3的結果可知，x3（1）的系數為0.640，通過5%的顯著性檢驗；x3（3）的系數為0.283，通過10%的顯著性檢驗；x3（2）的系數為-0.125，沒有通過顯著性檢驗。根據變量定義，如果農村居民近期互聯網金融渠道主要用于消費，那么對農村消費市場拓展的影響作用最高，這進一步體現了互聯網金融消費對整體消費市場拓展有顯著的貢獻。若主要用于借貸需求，對農村消費市場拓展也存在促進作用，原因可能是部分大額消費需求超出農村居民手中的現金支撐，需要通過借貸渠道進行補充。x3（2）的系數為負，且未通過顯著性檢驗，說明互聯網金融渠道用于投資理財，對農村消費市場拓展的影響不顯著。主要原因在于，農村居民進行投資理財，主要包含了投資和儲蓄兩種意愿，而這兩種資金利用渠道都無法直接地促進農村消費的增加。

再觀察控制變量的回歸結果。x4的結果中，x4（2）、x4（3）、x4（4）和x4（5）的系數都顯著為正，x4（1）的系數沒有通過顯著性檢驗。可見，如果農村居民的收入水平在1000元以上，那么能顯著的促進消費增長。x5的結果中，僅x5（4）和x5（5）通過顯著性檢驗，x5（1）、x5（2）和x5（3）都沒有通過顯著性檢驗。根據變量的定義，若農村居民受教育程度不同那么對消費的影響也存在差異。總體上，學歷為高中或技校、大專及以上的農村居民，消費規模增加的概率更高。x6的系數為-0.203，且通過10%的顯著性檢驗，這說明了性別對農村居民消費水平的提高也有較顯著的影響，且性別為女性的農村居民更傾向于消費。

表3 有序多分類Logistic回歸結果

結論及建議

本文根據農村互聯網金融需求有利于消費市場發展的預期，通過實地走訪獲取了浙江省50個農村地區的相關數據，實證分析了農村互聯網金融的需求傾向和消費市場的情況，以及兩者之間的關系程度，最終結論如下：第一，本區域的互聯網金融需求傾向有顯現態勢，消費市場不斷拓展。農村居民對選擇互聯網金融消費的態度總體是正面的；第二，農村互聯網金融需求傾向的提高，對農村消費市場的擴大具有顯著的促進作用。從細化指標來看，農村居民對互聯網金融消費使用意愿和互聯網金融消費規模的增加，以及互聯網金融渠道用途向消費傾斜，都是有利于農村居民消費水平提高的，因而直接促進農村消費市場發展；第三，除了互聯網金融需求傾向以外，農村居民收入水平的提高、學歷高低和性別差異，也都是影響農村居民消費水平的重要因素，對農村消費市場的拓展都起到了一定的推動作用。

根據研究結果，本文提出以下建議：第一，發展農村互聯網金融，助力農村居民擴大消費。互聯網金融作為一種依托互聯網信息平臺的新興金融業態，其較傳統的金融業態而言具有流動性更強的特點，因此更有利于集資。將互聯網金融引入到農村發展，能夠有效緩解農村金融的困境，同時也有利于進一步拓展農村消費市場。由于當前我國農村地區普遍互聯網金融發展滯后，因此要在防范互聯網金融風險的基礎上，鼓勵第三方機構進軍農村金融市場，對此政府要適當給予互聯網金融主體充分的政策支持；第二，強化普及互聯網金融知識，提高農村居民對新業態的知曉度。互聯網金融的不斷普及，對農村地區打開金融市場具有重要的帶動作用。然而，當前我國農村的互聯網金融水平與城市相比還有較大的差距。因此，政府相關部門要聯合村、社區的力量，加大農村互聯網金融的普及力度，促進互聯網金融加快融入鄉村的步伐。政府要加強農村地區互聯網金融的普法和專業知識宣傳，對此可通過在農村開展講座輔導、專員講解、視頻課程等方式，提高農村居民的法律意識和防范互聯網金融風險的能力；第三，著力推進農村信息化建設，加大對互聯網金融消費的承載力。相對城市而言，我國農村地區的信息基礎設施建設滯后、互聯網體系薄弱，這阻礙了互聯網金融進入農村的步伐，從而不利于農村消費市場的拓展。對此，政府要加大農村的互聯網信息基礎設施建設，加快鋪設高速光纖網絡，推動大型通信設施在農村布點，盡快形成城鄉一體化的網絡體系，進而實現互聯網信息在城鄉之間互通有無。通過完善農村信息化設施體系，一方面可為農村互聯網金融的進一步發展創造條件，另一方面也可為拓展互聯網消費渠道提供更多途徑。