基于消費(fèi)者異質(zhì)性視角的“互聯(lián)網(wǎng) + 消費(fèi)金融”產(chǎn)品選擇行為研究

　　摘要: 基于消費(fèi)者“黑箱”理論、技術(shù)接受模型和雙通道心理賬戶理論，以京東白條、螞蟻花唄為調(diào)查對(duì)象，從消費(fèi)者異質(zhì)性視角，采用結(jié)構(gòu)方程、多群組結(jié)構(gòu)方程方法，研究了“互聯(lián)網(wǎng) + 消費(fèi)金融”產(chǎn)品的選擇行為. 研究結(jié)果表明，感知有用性和感知易用性對(duì)“互聯(lián)網(wǎng) + 消費(fèi)金融”產(chǎn)品的使用，具有顯著的正向影響; 外部變量通過感知有用性和感知易用性間接影響“互聯(lián)網(wǎng) + 消費(fèi)金融”產(chǎn)品的使用意愿; 不同的消費(fèi)金額、有無利息、不同心理賬戶對(duì)“互聯(lián)網(wǎng) + 消費(fèi)金融”產(chǎn)品使用具有顯著性影響.

　　胡彥蓉; 劉洪久; 戴丹， 湖北文理學(xué)院學(xué)報(bào) 發(fā)表時(shí)間：2021-07-30

　　關(guān)鍵詞: 消費(fèi)者異質(zhì)性; 消費(fèi)金融; 產(chǎn)品選擇行為

　　1 引言

　　所謂“互聯(lián)網(wǎng) + 消費(fèi)金融”，是指以消費(fèi)為目的，通過互聯(lián)網(wǎng)及移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)，向社會(huì)各階層消費(fèi)者提供的小額日常消費(fèi)貸款，通常不包括購買房屋和汽車，主要指衣服、電子產(chǎn)品等方面的消費(fèi)貸款. 目前，大多數(shù)人都在不同程度接觸或使用不同類型的“互聯(lián)網(wǎng) + 消費(fèi)金融”產(chǎn)品，從傳統(tǒng)的信用卡到京東白條、淘寶花唄、趣分期、閃白條等[1]. 與傳統(tǒng)的有抵押、有擔(dān)保性質(zhì)的大額消費(fèi)貸款相比，“互聯(lián)網(wǎng) + 消費(fèi)金融”借助新的技術(shù)及商業(yè)模式，大大提升了服務(wù)效率和質(zhì)量，解決了傳統(tǒng)消費(fèi)金融的許多難點(diǎn)和痛點(diǎn)，日益受到網(wǎng)購人群和年輕用戶的接受和青睞. 據(jù)《2018 中國消費(fèi)信貸市場(chǎng)研究》報(bào)告顯示，中國消費(fèi)金融市場(chǎng)規(guī)模已由 2010 年的 6798 億元，上升到2018 年的8. 45 萬億元，具有廣闊的發(fā)展空間. 與此同時(shí)，80 后和90 后年輕人成為消費(fèi)市場(chǎng)的主流消費(fèi)群體，他們受西方提前消費(fèi)思想的影響，不再以生活型消費(fèi)為主，逐漸向發(fā)展型和享受型消費(fèi)轉(zhuǎn)變，從而極大刺激了提前消費(fèi)和信用消費(fèi). “互聯(lián)網(wǎng) + 消費(fèi)金融”克服了傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)覆蓋人群不足，讓許多低凈值人群( 如大學(xué)生、年輕的工薪階層等群體) 的資金需求得到了滿足，因此廣受長尾人群的歡迎[2].

　　從當(dāng)前的研究現(xiàn)狀看，國外對(duì)“互聯(lián)網(wǎng) + 消費(fèi)金融”的研究主要集中在消費(fèi)信貸方面. 主要基于的理論包括凱恩斯絕對(duì)收入理論、杜森貝里相對(duì)收入假說、弗里德曼永久收入假說、莫迪利安尼的生命周期理論和 Hall 的隨機(jī)游走假說等理論[3 - 4]. 主要研究的內(nèi)容體現(xiàn)在 3 個(gè)方面: 第一，消費(fèi)信貸對(duì)經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)研究[5]; 第二，消費(fèi)信貸的影響因素分析[6]; 第三，消費(fèi)信貸的風(fēng)險(xiǎn)分析，如社交網(wǎng)絡(luò)與借貸風(fēng)險(xiǎn)[7]等. 國內(nèi)關(guān)于消費(fèi)金融的研究是從 2010 年開始的，清華大學(xué)中國金融研究中心連續(xù)舉辦消費(fèi)金融研討會(huì)，報(bào)道該領(lǐng)域研究的最新成果. 目前，該領(lǐng)域研究成果主要有四個(gè)方面: 一是居民消費(fèi)行為的影響因素研究[8 - 9]; 二是消費(fèi)金融與消費(fèi)需求的關(guān)系研究[10 - 11]; 三是消費(fèi)金融與消費(fèi)結(jié)構(gòu)、消費(fèi)升級(jí)的關(guān)系研究[12]; 四是消費(fèi)金融與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系研究[13 - 14].

　　總而言之，國內(nèi)外對(duì)“互聯(lián)網(wǎng) + 消費(fèi)金融”的研究以宏觀層面研究為主，通過橫截面數(shù)據(jù)，分析消費(fèi)金融對(duì)消費(fèi)行為的影響[15 - 17]，而從需求方 - 消費(fèi)者視角，尤其通過市場(chǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)，研究“互聯(lián)網(wǎng) + 消費(fèi)金融”產(chǎn)品對(duì)居民消費(fèi)行為的影響并不多. 因此，本文基于消費(fèi)者“黑箱”理論、技術(shù)接受模型和雙通道心理賬戶理論，以京東白條、螞蟻花唄等為調(diào)查對(duì)象，從消費(fèi)者異質(zhì)性視角，采用結(jié)構(gòu)方程、多群組結(jié)構(gòu)方程等方法，研究“互聯(lián)網(wǎng) + 消費(fèi)金融”產(chǎn)品的選擇行為. 本文的貢獻(xiàn)在于，從消費(fèi)者異質(zhì)性視角，研究“互聯(lián)網(wǎng) + 消費(fèi)金融”產(chǎn)品對(duì)消費(fèi)者選擇行為的影響，已有的研究主要通過總量數(shù)據(jù)，從宏觀視角進(jìn)行相關(guān)研究，或者從家庭調(diào)查數(shù)據(jù)展開相關(guān)研究，主要關(guān)注同質(zhì)性影響[18]. 針對(duì)這種情況，本文將從微觀視角，基于消費(fèi)者個(gè)體的實(shí)際調(diào)查數(shù)據(jù)，從消費(fèi)者異質(zhì)性視角展開相關(guān)的研究.

　　2 文獻(xiàn)回顧

　　2. 1 消費(fèi)者“黑箱”理論

　　消費(fèi)者“黑箱”是來自于營銷學(xué)的概念，是消費(fèi)者購買決策的心理過程. 消費(fèi)者的購買過程包括認(rèn)識(shí)問題、信息搜集、評(píng)價(jià)與選擇、購買和購后行為. 在這個(gè)過程中，商家無法了解消費(fèi)者的購買態(tài)度和行為意向，消費(fèi)者的購買心理看不見、摸不著、不透明，購買過程也是在消費(fèi)者內(nèi)部自我完成的，故稱之為消費(fèi)者“黑箱”. Kotler [19]認(rèn)為，消費(fèi)者在受到營銷和外部環(huán)境因素( 如經(jīng)濟(jì)、技術(shù)、文化等) 刺激后，經(jīng)過消費(fèi)者“黑箱”，外部刺激會(huì)與消費(fèi)者內(nèi)部的生理、心理因素( 如需要、動(dòng)機(jī)、個(gè)性、態(tài)度等) 相互作用，進(jìn)而產(chǎn)生購買行為 ( 如圖 1 所示) . 其中，消費(fèi)者“黑箱”包括消費(fèi)者特征和消費(fèi)者決策過程; 消費(fèi)者特征則包括個(gè)人特征、心理特征、文化特征、社會(huì)特征等，會(huì)影響消費(fèi)者對(duì)營銷和外界環(huán)境刺激的認(rèn)識(shí)和反應(yīng)，進(jìn)而影響其購買決策; 同時(shí)，消費(fèi)者面對(duì)不同的刺激，也會(huì)表現(xiàn)不同的購買過程.

　　2. 2 技術(shù)接受模型

　　Davis 在理性行為理論基礎(chǔ)上，提出了技術(shù)接受模型( TAM) . 該模型廣泛應(yīng)用于信息系統(tǒng)用戶的行為意向研究. 該理論認(rèn)為信息技術(shù)的接受行為，主要是由感知有用性和感知易用性共同決定[20]; 此外，外部變量也會(huì)影響感知有用性和感知易用性. 其中，外部變量包括系統(tǒng)特征、個(gè)性特征、任務(wù)特征等[21]( 如圖 2 所示) . 當(dāng)用戶感到某一技術(shù)有用并且易用，能提升工作績(jī)效時(shí)，使用意愿則會(huì)增強(qiáng). 此后，越來越多的學(xué)者開始在不同學(xué)科領(lǐng)域應(yīng)用 TAM 模型; 并進(jìn)行不斷改進(jìn)，相繼提出了 TAM2 模型、TAM3 模型和 UTAUT 等模型[22]. 同時(shí)，也認(rèn)為隱私、社會(huì)規(guī)范、信任、技術(shù)顧慮、安全等因素也會(huì)影響信息技術(shù)的接受.

　　2. 3 雙通道心理賬戶

　　心理賬戶是經(jīng)濟(jì)學(xué)家理查德·薩勒于 1980 年首次提出的. 1999 年，理查德·薩勒總結(jié)了近 20 年的研究，提出: 心理賬戶是個(gè)體或家庭編碼、評(píng)估和記錄金融行為的認(rèn)知運(yùn)算過程. 從本質(zhì)上，是人們?cè)谛睦砩蠈?duì)結(jié)果的編碼、分類和估價(jià)的過程，揭示了人們進(jìn)行財(cái)富決策時(shí)的心理認(rèn)知過程.

　　雙通道心理賬戶是在心理賬戶的基礎(chǔ)上，由 Prelec 和 Loewenstein 在 1998 年提出的. 它是指人們?cè)谙M(fèi)決策中存在兩個(gè)通道，一個(gè)通道記錄了付款后從消費(fèi)中獲得的正效用，另一個(gè)則記錄了未獲得收益而支付的負(fù)效用. 如果正效用大于負(fù)效用，人們則認(rèn)為消費(fèi)是“值得的”; 反之，則認(rèn)為“不值得”或者“買虧了”. 同時(shí)，引入兩個(gè)聯(lián)結(jié)系數(shù): α 系數(shù)和 β 系數(shù). 其中，α 系數(shù)也稱為快樂弱化系數(shù)，是指消費(fèi)快樂被付款疼痛降低的程度; β 系數(shù)也稱為疼痛鈍化系數(shù)，是指付款疼痛被消費(fèi)快樂降低的程度. 雙通道心理賬戶理論能很好解釋，在購買決策中，消費(fèi)者為什么會(huì)愿意“先付款后消費(fèi)”和“先消費(fèi)后付款”. 原因在于，“先付款后消費(fèi)”可以使消費(fèi)者獲得“規(guī)避債務(wù)，沒有經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)”的心理體驗(yàn); “先消費(fèi)后付款”可以使消費(fèi)者獲得“更多自由，更多資金”的心理感受[23].

　　3 模型構(gòu)建與研究假設(shè)

　　本文基于消費(fèi)者“黑箱”理論、技術(shù)接受模型和雙通道心理賬戶理論，針對(duì)京東白條、螞蟻花唄的支付特點(diǎn)，添加了個(gè)人創(chuàng)新性和社會(huì)影響等外部因素對(duì)消費(fèi)者支付的影響，構(gòu)建了理論模型，具體如圖 3 所示.

　　3. 1 基于 TAM 理論的研究假設(shè)

　　基于技術(shù)接受( TAM) 模型，消費(fèi)者對(duì)京東白條、螞蟻花唄支付方式的接受行為，主要受到感知有用性、感知易用性、感知風(fēng)險(xiǎn)等因素的影響. 感知有用性反映消費(fèi)者使用京東白條、螞蟻花唄時(shí)，感覺到的業(yè)績(jī)提高程度; 感知易用性反映消費(fèi)者使用京東白條、螞蟻花唄時(shí)的容易程度[24]. 感知風(fēng)險(xiǎn)是在使用京東白條、螞蟻花唄過程中，對(duì)隱私暴露及資金安全的風(fēng)險(xiǎn)感知程度. 京東白條、螞蟻花唄均以互聯(lián)網(wǎng)消費(fèi)者為目標(biāo)客戶，使消費(fèi)者通過消費(fèi)信貸獲得先消費(fèi)后付款的消費(fèi)體驗(yàn)，與傳統(tǒng)的支付方式相比，不僅擁有時(shí)間和空間上的使用優(yōu)勢(shì)，而且還在一定程度上抵消了消費(fèi)者對(duì)超前消費(fèi)的排斥心理. 李琪[25]通過對(duì)支付寶錢包使用意向的研究，發(fā)現(xiàn)感知有用性、感知易用性、感知風(fēng)險(xiǎn)顯著影響消費(fèi)者的使用態(tài)度. 王曉彥[26]通過對(duì)信用卡、螞蟻花唄、微信支付的實(shí)驗(yàn)研究，也發(fā)現(xiàn)螞蟻花唄能顯著刺激消費(fèi)金額增長. 基于以上分析，本文提出當(dāng)消費(fèi)者采用“先消費(fèi)后付款”，也就是京東白條、螞蟻花唄時(shí)，會(huì)有如下假設(shè):

　　H1: 感知有用性對(duì)行為意向具有正向影響作用; H2: 感知易用性對(duì)行為意向具有正向影響作用; H3: 感知風(fēng)險(xiǎn)對(duì)行為意向具有負(fù)向影響作用.

　　此外，在技術(shù)接受( TAM) 模型中，外部因素，如個(gè)人特征、社會(huì)影響等也會(huì)間接影響京東白條、螞蟻花唄的使用行為. 宋文杰[27]使用 TAM 模型，研究移動(dòng)圖書館用戶行為意愿時(shí)，實(shí)證研究結(jié)果顯示，社會(huì)影響與感知易用性、感知有用性呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)性; 個(gè)人創(chuàng)新性與感知易用性、感知有用性也呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)性. 楊路明[28]通過對(duì)移動(dòng)支付方式的研究，發(fā)現(xiàn)消費(fèi)者的個(gè)性特征( 如個(gè)人創(chuàng)新性) 、社會(huì)因素會(huì)間接影響消費(fèi)者的行為意向. 雷晶[29]基于擴(kuò)展技術(shù)接受模型也發(fā)現(xiàn)，個(gè)人創(chuàng)新性通過感知有用性，可以間接影響移動(dòng)支付使用者的行為意向. 基于以上分析，本文提出如下假設(shè):

　　H4: 個(gè)人創(chuàng)新性對(duì)感知有用性具有正向影響作用; H5: 社會(huì)影響對(duì)感知有用性具有正向影響作用; H6: 個(gè)人創(chuàng)新性對(duì)感知易用性具有正向影響作用; H7: 社會(huì)影響對(duì)感知易用性具有正向影響作用; H8: 個(gè)人創(chuàng)新性對(duì)感知風(fēng)險(xiǎn)具有負(fù)向影響作用; H9: 社會(huì)影響對(duì)感知風(fēng)險(xiǎn)具有負(fù)向影響作用.

　　3. 2 基于消費(fèi)者“黑箱”理論的研究假設(shè)

　　基于消費(fèi)者“黑箱”理論，外界環(huán)境刺激因素首先作用于顧客中樞控制系統(tǒng)———大腦，然后，通過消費(fèi)者認(rèn)知和感知活動(dòng)，在一定認(rèn)知心理作用下( 如既有的知識(shí)和經(jīng)驗(yàn)) 對(duì)信息進(jìn)行加工處理，進(jìn)而再依據(jù)自己的偏好和需求，做出一系列行為決策. 而消費(fèi)者的行為偏好和需求，一方面會(huì)受到個(gè)人消費(fèi)特征、產(chǎn)品特征等的影響，另一方面也是為了滿足自身某方面的效用. 基于以上分析，本文提出如下假設(shè):

　　H10: 不同消費(fèi)金額在感知有用性與行為意向之間具有顯著性影響; H11: 不同消費(fèi)金額在感知易用性與行為意向之間具有顯著性影響; H12: 有無利息在感知有用性與行為意向之間具有顯著性影響; H13: 有無利息在感知易用性與行為意向之間具有顯著性影響.

　　3. 3 基于雙通道心理賬戶理論的研究假設(shè)

　　基于雙通道心理賬戶理論，不同的支付方式，如“先付款后消費(fèi)”和“先消費(fèi)后付款”，會(huì)帶給人們不同的消費(fèi)心理感受，從而決定了人們不一樣的花錢行為. 李愛梅[23]認(rèn)為，情境因素( 如支付方式、商品類型、個(gè)體特征) 會(huì)改變獲得賬戶和損失賬戶，從而影響消費(fèi)者決策行為. Prelec 和 Loewenstein 的研究也發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)和支付的時(shí)間間隔是影響雙通道心理賬戶的重要因素，先消費(fèi)后付款，會(huì)使獲得賬戶增加，損失賬戶減少，支付讓人感覺在“白花錢”[30]，并且會(huì)產(chǎn)生較高的消費(fèi)正效用[31]. 由于獲得賬戶用 α 系數(shù)表示( 也稱為快樂弱化系數(shù)) ，損失賬戶用 β 系數(shù)表示( 也稱為疼痛鈍化系數(shù)) ，基于此，本文提出如下假設(shè):

　　H14: 快樂弱化系數(shù)在感知有用性與行為意向之間具有顯著性影響; H15: 快樂弱化系數(shù)在感知易用性與行為意向之間具有顯著性影響; H16: 疼痛鈍化系數(shù)在感知有用性與行為意向之間具有顯著性影響; H17: 疼痛鈍化系數(shù)在感知易用性與行為意向之間具有顯著性影響.

　　4 結(jié)果分析與討論

　　4. 1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

　　本文通過專業(yè)調(diào)查網(wǎng)站“問卷星”發(fā)布問卷，并采用付費(fèi)方式收集問卷. 調(diào)查時(shí)間為 2020 年 1 月到 3 月.共收到問卷 841 份，剔除與事實(shí)不符以及沒有使用過螞蟻花唄、京東白條的問卷，得到有效問卷 476 份，有效率為 56. 6% . 其中，男性比例為 45. 8%，女性為 54. 2% ; 年齡主要集中在 18 ～40 歲，所占比例為92. 7% ; 學(xué)歷主要為大學(xué)本科，所占比例為 72. 7% ; 月收入或可支配收入 5001 ～ 8000 元為多數(shù)，所占比例為 23. 7% . “先消費(fèi)后付款”的產(chǎn)品主要包括食品、衣著、化妝品和數(shù)碼產(chǎn)品，大件耐用品等不是主要支付對(duì)象; 分期費(fèi)用三分之二集中在 3000 元以下; 分期時(shí)間大部分在 6 個(gè)月以內(nèi).

　　4. 2 同源偏差檢驗(yàn)

　　同源偏差是指受訪者在填寫調(diào)查問卷時(shí)具有特定的傾向，這種傾向很可能造成原本不相關(guān)的變量變得高度相關(guān). 本文采用 Harman 單因子檢測(cè)方法進(jìn)行同源偏差檢驗(yàn). 結(jié)果顯示，未旋轉(zhuǎn)的第一個(gè)主成份僅占總載荷量的 38. 822% ，低于 40% 的標(biāo)準(zhǔn). 因此，本研究受到同源偏差問題的影響并不大.

　　4. 3 因子分析

　　為了保證數(shù)據(jù)分析的準(zhǔn)確性，在進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)之前，本文首先進(jìn)行了探索性因子分析，結(jié)果顯示 KMO 值為 0. 934，Bartlett 球形檢驗(yàn)的卡方值為 4785. 346，自由度為 171，達(dá)到了 0. 001 的顯著性水平，說明數(shù)據(jù)具有較好的效度，適合進(jìn)行因子分析. 第二步根據(jù)理論模型，采用主成分分析和最大方差法進(jìn)行因子萃取，共提取了 6 個(gè)因子( 具體結(jié)果如表 1 所示) ，各測(cè)量題項(xiàng)在對(duì)應(yīng)因子上的載荷均超過了 0. 5，并解釋了 73. 508% 的方差，說明萃取的因子是適合的.

　　4. 4 信度和效度分析

　　本文采用克隆巴赫一致性系數(shù)( Cronbach’α) 和組合效度( CR) ，對(duì)提取出的因子進(jìn)行信度評(píng)價(jià)，具體結(jié)果見表 2. 可以看出，感知有用性、感知易用性、感知風(fēng)險(xiǎn)、個(gè)體創(chuàng)新性、社會(huì)影響、行為意向的 Cronbach’α 系數(shù)和組合信度( CR) 分別介于 0. 744 ～ 0. 899、0. 754 ～ 0. 899，均高于 0. 7. 因此，本文潛變量具有較好的內(nèi)部一致性，具有可靠的信度.

　　此外，本文用收斂效度和判別效度來衡量潛變量的效度，具體結(jié)果見表 2. 可以看出，本文的 AVE 值最小為 0. 506; 其平方根分別為 0. 688、0. 474、0. 980、0. 527、0. 513、0. 461，均大于該潛變量與其他潛變量間的相關(guān)系數(shù). 因此，本文潛變量具有較好的效度.

　　4. 5 整體結(jié)構(gòu)模型分析

　　本文采用結(jié)構(gòu)方程對(duì)潛在變量之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表 3. 從假設(shè)檢驗(yàn)的結(jié)果來看，感知有用性 ( β = 0. 612) 、感知易用性( β = 0. 298) 在 0. 001 的顯著性水平下，會(huì)顯著影響行為意向; 個(gè) 人 創(chuàng) 新 性 ( β = 0. 860、β = 0. 878) 在 0. 001 的顯著性水平下，分別對(duì)感知有用性、感知易用性產(chǎn)生顯著性影響; 社會(huì)影響( β = 0. 290) 在 0. 001 的顯著性水平下，會(huì)顯著影響感知風(fēng)險(xiǎn)，并且社會(huì)影響( β = 0. 166) 在 0. 01 的顯著性水平下，還會(huì)顯著影響感知易用性. 基于以上的分析，假設(shè) H1、H2、H4、H6、H7 得到證實(shí). 感知風(fēng)險(xiǎn)對(duì)行為意向的影響沒有通過顯著性檢驗(yàn)( β = - 0. 035，p > 0. 05) ; 社會(huì)影響( β = 0. 068，p > 0. 05) 對(duì)感知有用性的影響沒有通過顯著性檢驗(yàn); 個(gè)人創(chuàng)新性( β = - 0. 022，p > 0. 05) 對(duì)感知風(fēng)險(xiǎn)的影響也沒有通過顯著性檢驗(yàn)，假設(shè) H3、H5、H8 沒有得到證實(shí). 此外，整合模型中，卡方值與自由度的比值( χ 2 /df ) 為 3. 245; RMSEA 為0. 069，小于 0. 08 的標(biāo)準(zhǔn); GFI、CFI、NFI、IFI 分別為 0. 909、0. 930、0. 902、0. 930，大于 0. 9 的標(biāo)準(zhǔn); AGFI 為 0. 881，大于 0. 8 的標(biāo)準(zhǔn)，說明整合模型調(diào)查數(shù)據(jù)與理論模型的擬合良好.

　　4. 6 基于消費(fèi)者異質(zhì)性的結(jié)構(gòu)模型分析

　　4. 6. 1 基于不同消費(fèi)金額的結(jié)構(gòu)模型分析 為了檢驗(yàn)不同消費(fèi)金額對(duì)京東白條、螞蟻花唄使用行為的作用，本文根據(jù)調(diào)查結(jié)果，將消費(fèi)金額劃分為小于 1000 元、1000 ～ 3000 元、大于 3000 元三個(gè)標(biāo)準(zhǔn); 然后，采用結(jié)構(gòu)方程進(jìn)行分析，結(jié)果見表 4. 可以看出，當(dāng)消費(fèi)金額小于 1000 元時(shí)，感知有用性( β = 0. 700，p < 0. 05) 顯著影響行為意向，感知易用性對(duì)行為意向沒有顯著影響( β = 0. 035，p > 0. 05) ; 當(dāng)在 1000 ～ 3000 元時(shí)，感知有用性( β = 0. 702，p < 0. 05) 和感知易用性( β = 0. 291，p < 0. 05) 都顯著影響行為意向; 當(dāng)大于 3000 元時(shí)，感知易用性( β = 0. 745，p < 0. 05) 顯著影響行為意向，感知有用性對(duì)行為意向沒有顯著影響( β = 0. 208， p > 0. 05) . 感知有用性對(duì)行為意向的影響，在小于 1000 元和 1000 ～ 3000 元時(shí)具有顯著差異; 感知易用性對(duì)行為意向的影響，在 1000 ～ 3000 元和大于 3000 元時(shí)具有顯著性差異.

　　為驗(yàn)證在不同消費(fèi)金額上，感知有用性、感知易用性對(duì)行為意向的影響，本文采用多群組結(jié)構(gòu)方程，對(duì)概念模型進(jìn)行了模型形態(tài)檢驗(yàn)和因子負(fù)荷等同檢驗(yàn). 其中，模型形態(tài)檢驗(yàn)未設(shè)定限制參數(shù)，允許在不同消費(fèi)金額上，模型具有不同的回歸系數(shù)、不同的截距，具體結(jié)果見表5. 可以看出，模型1 中，卡方值( χ 2 ) 為160. 122，df 的值為 98，卡方值( χ 2 ) 與自由度比值小于 2，RMSEA、GFI、NFI、CFI、值均在標(biāo)準(zhǔn)范圍內(nèi)( RMSEA = 0. 037 < 0. 08， GFI =0. 895 >0. 8，NFI =0. 938 >0. 9，CFI =0. 975 > 0. 9，) ，在 p < 0. 001 上通過顯著性檢驗(yàn)，說明不同消費(fèi)金額的 3 個(gè)子模型具有相同因素分析模型，可以進(jìn)行進(jìn)一步的恒等性檢驗(yàn). 在模型 2 中，模型的擬合程度有所降低 ( 如 GFI 等指標(biāo)) ，卡方值( χ 2 ) 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 上未通過顯著性檢驗(yàn)，且 NFI、IFI、RFI 值均在標(biāo)準(zhǔn)范圍內(nèi)( NFI = 0. 001 < 0. 05，IFI = 0. 001 < 0. 05， RFI =0. 000 <0. 05，TLI =0. 000 <0. 05) ，說明模型 1 和模型 2 是等同的，在不同消費(fèi)金額的 3 個(gè)子模型上，具有跨群組效度; 同時(shí)，在不同消費(fèi)金額上，感知有用性、感知易用性對(duì)行為意向的影響具有顯著性差異. 從感知有用性、感知易用性到行為意向的路徑系數(shù)看，感知有用性在 1000 ～3000 元之間時(shí)，對(duì)行為意向的影響程度更高; 同樣，感知易用性在大于 3000 元時(shí)，對(duì)行為意向的影響程度更高. 假設(shè) H10、H11 得到證實(shí).

　　4. 6. 2 基于有無利息的結(jié)構(gòu)模型分析 為了檢驗(yàn)利息對(duì)京東白條、螞蟻花唄使用行為的作用，本文再次采用結(jié)構(gòu)方程進(jìn)行分析，結(jié)果見表 6. 可以看出，在無利息的情況下，感知有用性( β = 0. 427，p < 0. 05) 、感知易用性( β = 0. 449，p < 0. 05) 顯著影響行為意向; 在有利息情況下，感知有用性( β = 0. 824，p < 0. 05) 顯著影響行為意向，感知易用性對(duì)行為意向沒有顯著影響( β = 0. 107，p > 0. 05) . 感知有用性對(duì)行為意向的影響，在有無利息之間具有顯著差異.

　　基于表 7，有無利息在模型 1 和模型 2 上都具有跨群組效度. 在有無利息的條件下，感知有用性對(duì)行為意向的影響具有顯著性差異. 從感知有用性到行為意向的路徑系數(shù)看，在有利息時(shí)，感知有用性對(duì)行為意向的影響程度更高. 假設(shè) H12 得到證實(shí)，而假設(shè) H13 沒有得到證實(shí).

　　4. 6. 3 基于不同心理賬戶的結(jié)構(gòu)模型分析 首先，檢驗(yàn)快樂弱化系數(shù)對(duì)京東白條、螞蟻花唄使用行為的作用，依然采用多群組結(jié)構(gòu)方程進(jìn)行模型檢驗(yàn)，結(jié)果見表 8. 可以看出，當(dāng)快樂弱化系數(shù)處于快樂狀態(tài)下，感知有用性( β = 0. 594，p < 0. 05) 、感知易用性( β = 0. 348，p < 0. 05) 顯著影響行為意向; 當(dāng)處于不快樂狀態(tài)下，感知有用性( β = 0. 610，p < 0. 05) 、感知易用性( β = 0. 233，p < 0. 05) 也顯著影響行為意向. 感知有用性、感知易用性對(duì)行為意向的影響，在快樂與不快樂之間具有顯著差異.

　　基于表 9，快樂弱化系數(shù)在模型 1 和模型 2 上，具有跨群組效度. 在快樂弱化系數(shù)的作用下，感知有用性、感知易用性對(duì)行為意向的影響具有顯著性差異. 從感知有用性到行為意向的路徑系數(shù)看，在感覺不快樂的情況下，感知有用性對(duì)行為意向的影響程度更高; 在感覺快樂的情況下，感知易用性對(duì)行為意向的影響程度更高. 假設(shè) H14、H15 得到證實(shí).

　　本文還檢驗(yàn)了疼痛鈍化系數(shù)對(duì)京東白條、螞蟻花唄使用行為的作用，依然采用多群組結(jié)構(gòu)方程進(jìn)行模型，結(jié)果如表10. 可以看出，當(dāng)疼痛鈍化系數(shù)處于不痛苦狀態(tài)下，感知有用性( β =0. 447，p <0. 05) 、感知易用性( β =0. 507， p <0. 05) 顯著影響行為意向; 當(dāng)處于一般狀態(tài)下，感知有用性( β =0. 775，p < 0. 05) 、感知有用性( β =0. 266， p <0. 05) 顯著影響行為意向; 當(dāng)處于痛苦狀態(tài)下，感知有用性( β = 0. 639，p <0. 05) 、感知有用性( β =0. 195，p < 0. 05) 顯著影響行為意向. 感知有用性、感知易用性對(duì)行為意向的影響，在痛苦到不痛苦之間具有顯著差異.

　　基于表 11，在疼痛鈍化系數(shù)在模型 1 和模型 2 上，具有跨群組效度. 在疼痛鈍化系數(shù)的作用下，感知有用性、感知易用性對(duì)行為意向的影響具有顯著性差異. 從感知有用性到行為意向的路徑系數(shù)看，在感覺一般的情況下，感知有用性對(duì)行為意向的影響程度更高; 在感覺不痛苦的情況下，感知易用性對(duì)行為意向的影響程度更高. 假設(shè) H16、H17 得到證實(shí).

　　5 結(jié)論與建議

　　本文以消費(fèi)者“黑箱”理論、技術(shù)接受模型和雙通道心理賬戶理論為理論基礎(chǔ)，增加了個(gè)人創(chuàng)新性、社會(huì)影響等外部變量，以京東白條、螞蟻花唄等為調(diào)查對(duì)象，從消費(fèi)者異質(zhì)性視角，建立了研究模型. 模型的假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果表明: 1) 傳統(tǒng)的技術(shù)接受模型對(duì)“互聯(lián)網(wǎng) + 消費(fèi)金融”產(chǎn)品選擇行為依然有效，感知有用性和感知易用性對(duì)“互聯(lián)網(wǎng) + 消費(fèi)金融”產(chǎn)品的使用，具有顯著的正向影響; 感知風(fēng)險(xiǎn)對(duì)“互聯(lián)網(wǎng) + 消費(fèi)金融”產(chǎn)品使用的影響沒有得到證實(shí). 2) 外部變量通過感知有用性和感知易用性，間接影響“互聯(lián)網(wǎng) + 消費(fèi)金融”產(chǎn)品的使用意愿. 其中，個(gè)人創(chuàng)新性通過感知易用性，間接影響“互聯(lián)網(wǎng) + 消費(fèi)金融”產(chǎn)品的使用意愿; 社會(huì)影響通過感知有用性、感知易用性，間接影響“互聯(lián)網(wǎng) + 消費(fèi)金融”產(chǎn)品的使用意愿; 同時(shí)，社會(huì)影響還可以正向影響“互聯(lián)網(wǎng) + 消費(fèi)金融”產(chǎn)品的感知風(fēng)險(xiǎn). 3) 從消費(fèi)者異質(zhì)性角度看，消費(fèi)金額不同，感知有用性、感知易用性對(duì)行為意向的影響具有顯著性差異. 在 1000 ～ 3000 元之間時(shí)，感知有用性對(duì)行為意向的影響程度更高; 大于 3000 元時(shí)，對(duì)行為意向的影響程度更高. 在有利息時(shí)，感知有用性對(duì)行為意向的影響程度更高. 此外，在感覺快樂和不痛苦的情況下，感知易用性對(duì)行為意向的影響程度更高.

　　基于以上結(jié)論，為了更好的促進(jìn)“互聯(lián)網(wǎng) + 消費(fèi)金融”的發(fā)展，本文提出如下建議: 首先，提高居民可支配收入. 投資、消費(fèi)與出口被稱為拉動(dòng)中國經(jīng)濟(jì)增長的“三駕馬車”，但其結(jié)構(gòu)失衡也備受垢病，隨著“消費(fèi)驅(qū)動(dòng)階段”來臨，居民消費(fèi)成為推動(dòng)國民經(jīng)濟(jì)增長的新動(dòng)力. 而從本文的調(diào)查可以看到，“互聯(lián)網(wǎng) + 消費(fèi)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 元之間，購買的產(chǎn)品也多為 3000 元以下，大件耐用品并不是主要購買對(duì)象. 由于收入是影響居民消費(fèi)行為的主要因素，因此，只有提高個(gè)人可支配收入，才能保障居民的消費(fèi)行為和消費(fèi)水平得到提升. 第二，幫助居民轉(zhuǎn)變消費(fèi)觀念，鼓勵(lì)提前消費(fèi). 基于本文的調(diào)查，“互聯(lián)網(wǎng) + 消費(fèi)金融”產(chǎn)品的使用率并不高，使用者的年齡主要集中在 20 ～ 40 歲之間，很多人把提前消費(fèi)等同于過度消費(fèi)，因此，轉(zhuǎn)變居民消費(fèi)觀念，是推動(dòng)“互聯(lián)網(wǎng) + 消費(fèi)金融”發(fā)展很重要的任務(wù). 此外，由于我國現(xiàn)行的社會(huì)保障制度并不完善，很多人往往有很強(qiáng)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄意愿. 因此，完善社會(huì)保障制度是促進(jìn)“互聯(lián)網(wǎng) + 消費(fèi)金融”發(fā)展，刺激消費(fèi)的必然選擇.