張萬力，章恒全，曹艷輝

（河海大學 商學院，江蘇 南京211100）

一、引 言

日新月異的互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)正深刻地改變著人們的生活：人們從傳統(tǒng)的實體店購物轉(zhuǎn)向互聯(lián)網(wǎng)購物，從與銀行柜員面對面金融業(yè)務(wù)往來轉(zhuǎn)向個人網(wǎng)上銀行的金融服務(wù)，從顧客與商家現(xiàn)金的直接支付轉(zhuǎn)向第三方支付等，這些變化促使了互聯(lián)網(wǎng)金融的誕生和發(fā)展。在信息化浪潮伴隨著大數(shù)據(jù)、云計算等新技術(shù)不斷涌現(xiàn)的今天，互聯(lián)網(wǎng)金融對社會和個人都產(chǎn)生了不可忽視的影響。

互聯(lián)網(wǎng)金融有著很多傳統(tǒng)金融無可比擬的優(yōu)勢：降低了交易成本，拓寬了地理交易范圍，突破了傳統(tǒng)銀行存款利息的限制，提高了存取資金交易的靈活性，釋放了民眾的投資熱情。然而，互聯(lián)網(wǎng)金融更大的意義在于通過互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)對傳統(tǒng)金融行業(yè)的商業(yè)運作模式進行重新整合，使大量游離于銀行體系之外的人群能夠以一種更為個性化與人性化的方式參與到金融行業(yè)的服務(wù)中［1］。最有代表性的例子無疑是阿里巴巴推出的“余額寶”互聯(lián)網(wǎng)金融理財產(chǎn)品，“余額寶”的成功使得互聯(lián)網(wǎng)金融開始走進千家萬戶，逐漸被民眾所熟知，中國也開始走進“全民理財”的時代。

互聯(lián)網(wǎng)金融不是傳統(tǒng)意義上金融技術(shù)的升級和更新，更重要的是參與方式的改變?！叭恕笔腔ヂ?lián)網(wǎng)金融服務(wù)的核心，只有人人參與的互聯(lián)網(wǎng)金融才能創(chuàng)造更大的價值，為更多的民眾所服務(wù)。因此，研究參與主體“人”的行為模式對于互聯(lián)網(wǎng)金融的意義就顯得尤為重要和迫切了。

就普通民眾而言，對互聯(lián)網(wǎng)金融的認知是指通過互聯(lián)網(wǎng)金融進行個人理財，在短期內(nèi)獲得一定數(shù)額利息的收益?；ヂ?lián)網(wǎng)金融理財行為屬于社會學領(lǐng)域的范疇，其行為過程受到很多無法準確測量的潛在變量影響，如態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制等因素。若采用傳統(tǒng)回歸分析方法，必須對其進行多次的回歸分析，不僅過程復雜，且容易產(chǎn)生統(tǒng)計概率決策錯誤膨脹，難以對這些潛在變量的相關(guān)關(guān)系進行精確測量，而結(jié)構(gòu)方程模型則為這類問題提供了很好的分析工具［2］。結(jié)構(gòu)方程模型通過同時估計一系列方程式，避免造成幾率膨脹問題，因此在社會學和心理學領(lǐng)域中有著廣泛的應用。鑒于目前國內(nèi)鮮見通過計劃行為理論與創(chuàng)新擴散理論相結(jié)合來研究民眾互聯(lián)網(wǎng)金融理財?shù)男袨檫^程，本文基于這兩個理論的理論基礎(chǔ)建構(gòu)互聯(lián)網(wǎng)金融理財行為模型?；ヂ?lián)網(wǎng)金融機構(gòu)通過該模型可以更準確地定位普通民眾的理財心理，深入了解民眾對于互聯(lián)網(wǎng)金融理財?shù)挠绊懸蛩?，從而為金融機構(gòu)的戰(zhàn)略規(guī)劃提供決策參考。從這個角度來說，本文具有理論與實踐的雙重意義。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

（一）互聯(lián)網(wǎng)金融

互聯(lián)網(wǎng)金融是現(xiàn)代互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)與傳統(tǒng)金融行業(yè)相融合的產(chǎn)物。一般來說，互聯(lián)網(wǎng)金融是指通過或依托互聯(lián)網(wǎng)進行的金融活動或交易，是在金融銷售和獲取渠道上的創(chuàng)新。早在1997年，就有國外學者討論了互聯(lián)網(wǎng)商業(yè)模式對于傳統(tǒng)金融服務(wù)業(yè)的挑戰(zhàn)［3］23。在中國互聯(lián)網(wǎng)金融熱潮開始掀起的2012年，謝平詳述了其面臨的機遇和挑戰(zhàn)［4］。雖然自20世紀末就有學者開始就互聯(lián)網(wǎng)金融領(lǐng)域進行相應研究，但就國內(nèi)總體而言研究較少。

（二）計劃行為理論

計劃行為理論是一個適用于研究各種社會行為的理論，如圖1所示。它包含態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制三個要素［5］：態(tài)度集中反映了個體對特定的個人或團體、周圍事物、行為以及思想的感知評價；主觀規(guī)范是指個體對于是否采取某特定行為所受到的社會習俗以及群體壓力；知覺行為控制表示個人準備采取行動時對于所需機會和資源的控制能力，反映個人對于某一過去行為經(jīng)驗和所感知的預期阻礙。除此以外，行為意愿反映了個體打算完成某一特定行為的動機指向。研究表明，行為意愿與實際行為有顯著的正向影響關(guān)系，態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制通過對行為意愿的作用進而影響實際行為的發(fā)生［6］15－25。

圖1 計劃行為理論模型圖

除此之外，在用計劃行為理論解釋互聯(lián)網(wǎng)金融行為方面，國內(nèi)外學者也進行了相關(guān)的研究，并產(chǎn)生了一定的研究成果。Ming－Chi Lee研究個人使用網(wǎng)上銀行的影響因素，在總結(jié)計劃行為理論和技術(shù)接受模型相關(guān)研究的基礎(chǔ)上建立了相應的模型，根據(jù)模型和數(shù)據(jù)計算結(jié)果，認為控制風險比提供利益更為重要，且網(wǎng)上銀行應該不斷搜尋方法降低使用風險以提高潛在客戶使用的信心［7］。Ya－Yueh Shih等結(jié)合臺灣的實際背景，在解構(gòu)計劃行為理論的重要因素的基礎(chǔ)上，研究個人網(wǎng)上銀行行為，數(shù)據(jù)分析的結(jié)果表明，個人信念強度、使用態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制顯著影響個人使用網(wǎng)上銀行意愿［8］。桂媚君運用計劃行為理論作為研究內(nèi)容的重要方面，對個人網(wǎng)上銀行使用意愿影響因素進行了深入的理論探討，結(jié)果得出了使用態(tài)度、主觀規(guī)范對網(wǎng)上銀行使用意愿有顯著的直接影響，并提出了相應的管理建議［9］。就目前的研究現(xiàn)狀而言，國內(nèi)學者研究更多的是側(cè)重于互聯(lián)網(wǎng)金融網(wǎng)上銀行的行為方式研究，而涉及互聯(lián)網(wǎng)金融理財行為方面的研究則相對較少。

不僅如此，目前有很多關(guān)于計劃行為理論前因變量的拓展研究，目標變量就是其中之一。Bergevoet等在用計劃行為理論分析農(nóng)戶行為目標后，認為目標應該作為農(nóng)戶行為決策的依據(jù)之一［10］。劉克春將目標作為態(tài)度的前因變量拓展了計劃行為理論［11］。在互聯(lián)網(wǎng)金融理財?shù)那榫持?，當人們擁有了閑置資金后，就會考慮如何通過理財實現(xiàn)貨幣財富的保值增值，在這樣動機的驅(qū)使下，就會樹立相應的理財目標。綜合以往的研究可知，目標變量是拓展計劃行為理論前因變量的一個重要考慮因素。因此，基于合理推斷，本文認為目標變量會對計劃行為理論的三個潛在變量產(chǎn)生影響，并提出以下假設(shè)：

H1：理財目標對態(tài)度有顯著影響。

H2：理財目標對主觀規(guī)范有顯著影響。

H3：理財目標對知覺行為控制有顯著影響。

計劃行為理論為探討互聯(lián)網(wǎng)金融理財模型提供了良好的理論支撐，而互聯(lián)網(wǎng)金融理財作為一項創(chuàng)新事物則需通過擴散和傳播才能被大眾所熟知。創(chuàng)新擴散理論為擴散和傳播過程提供了合適的理論依據(jù)來完善模型，以符合實際研究情況。

（三）創(chuàng)新擴散理論

創(chuàng)新擴散理論作為另一個理論背景來拓展計劃行為理論，創(chuàng)新擴散理論可以用來解釋如何預防藥癮以及雇員網(wǎng)絡(luò)學習的意愿等［12］。Rogers針對消費者接納過程提出了創(chuàng)新決策過程，此過程是指消費者在獲知某項創(chuàng)新后，產(chǎn)生了對創(chuàng)新事物是否采用的態(tài)度，隨后再重新確定這一決定。因此，采用一項創(chuàng)新被視為一個過程并且遵循五個階段：知曉階段、說服階段、決策階段、執(zhí)行階段、確認階段。同時，創(chuàng)新擴散的特征主要取決于以下四個方面的因素：創(chuàng)新屬性、通過特定的渠道進行傳遞交流、時間、社會系統(tǒng)，這四個因素作為信息的來源用以降低創(chuàng)新的不確定性。

互聯(lián)網(wǎng)金融理財作為信息時代下金融在銷售和獲取渠道創(chuàng)新的產(chǎn)物，具有創(chuàng)新事物的基本特征。Qile He等通過創(chuàng)新擴散理論研究中國企業(yè)網(wǎng)上支付的使用條件，認為只有兼容性會對企業(yè)的網(wǎng)上支付產(chǎn)生重要影響［13］。李春燕研究了網(wǎng)絡(luò)金融創(chuàng)新產(chǎn)品擴散模型，在金融市場擴散的動態(tài)過程條件下對中國臺灣信用卡、大陸銀行卡及澳大利亞電子資金轉(zhuǎn)賬終端進行實證研究，提出了曲線簇模型［14］。

由于不同人群對互聯(lián)網(wǎng)金融理財信息獲取和理解的不對稱性會產(chǎn)生人們對其認知的不確定性，因此需要降低這種不確定性增強互聯(lián)網(wǎng)金融理財?shù)男袨橐庠福ㄟ^信息搜尋和不同渠道的溝通交流可以實現(xiàn)增強行為意愿的目的，其中信息搜尋的完整程度影響信息溝通交流的效果［15］。溝通交流分為大眾媒介與民眾的溝通交流及人與人之間的交流兩部分，這兩部分之間的溝通交流可以降低人們對互聯(lián)網(wǎng)金融理財認知的不確定因素，在很大程度上將會決定人們的行為意愿。鑒于上述分析，本文提出如下假設(shè)：

H4：態(tài)度對于溝通交流具有顯著影響。

H5：主觀規(guī)范對于溝通交流具有顯著影響。

H6：知覺行為控制對于行為意愿具有顯著影響。

H7：信息搜尋對于溝通交流具有顯著影響。

H8：溝通交流對于理財意愿具有顯著影響。

由于已有大量研究表明目標會影響信息搜尋水平和類型，因此在本文研究中加入目標與信息搜尋的關(guān)系以示其合理性［16］。

H9：目標對于信息搜尋具有顯著影響。

綜合上述假設(shè)，本文的理論模型框架見圖2。

圖2 互聯(lián)網(wǎng)金融理財行為模型圖

三、數(shù)據(jù)收集與方法介紹

（一）數(shù)據(jù)收集

本文數(shù)據(jù)來自于對南京、無錫、蘇州、常州四地主要商業(yè)中心發(fā)放問卷得到。按照理論模型的設(shè)定，運用李克特五點量表，被調(diào)查者根據(jù)自己的實際情況進行打分，分值越高表現(xiàn)為同意的程度越高：數(shù)值1為“完全不同意”、數(shù)值3為“不確定”、數(shù)值5為“完全同意”。通過相關(guān)統(tǒng)計專家和被調(diào)查者的意見，刪除及修改了表述內(nèi)容不清或容易引起歧義的選項，最終形成正式調(diào)查問卷。本次發(fā)放問卷共計600份，每個地區(qū)均為150份，有效回收552份，有效問卷占比達92%；被調(diào)查人群中女性占比相對較大（53%），80%的被調(diào)查人員年齡介于21～50歲之間，剩余10～20歲人員占比為11%，50歲以上人員為9%，有關(guān)問卷說明如表1所示。

表1 問卷說明表

（二）方法介紹

結(jié)構(gòu)方程模型是社會學領(lǐng)域定量分析重要的研究方法，對各種因果模型可以進行有效鑒別、估計和檢驗。結(jié)構(gòu)方程模型包含了測量指標、潛在變量、殘差變量間的關(guān)系，進而獲得自變量對因變量影響的直接效果、間接效果以及總效果。

1.協(xié)方差矩陣。結(jié)構(gòu)方程模型分析的核心概念是變量之間的協(xié)方差。在結(jié)構(gòu)方程模型中，利用變量之間的協(xié)方差矩陣，首先可以觀測多個變量之間的相關(guān)性；其次利用協(xié)方差矩陣可以反映出理論模型與實際收集數(shù)據(jù)協(xié)方差的契合度，以驗證理論對于實際數(shù)據(jù)的有效解釋性，并對客觀事實做出合理解釋。協(xié)方差矩陣S的公式如下：

其中 Cov（X，Y）＝E［（X－E（X））（Y－E（Y））］，E（X），E（Y）分別為變量X，Y的期望值。

2.結(jié)構(gòu)方程模型。結(jié)構(gòu)方程模型由兩個基本模型組成：測量模型和結(jié)構(gòu)模型。測量模型反映了單個潛在變量與一組測量指標之間的相關(guān)關(guān)系，結(jié)構(gòu)模型則反映了潛在變量（包括外衍潛在變量和內(nèi)衍潛在變量）之間的關(guān)系。

測量模型：X＝μXξ＋δY＝μYη＋ε

其中X為測量指標所構(gòu)成的向量，μX為測量指標X的因素負荷量，ξ為外衍潛在變量，δ為測量指標的測量殘差；Y為內(nèi)生變量所構(gòu)成的向量，μY為內(nèi)生變量Y的因素負荷量，η為內(nèi)衍潛在變量，ε為內(nèi)生變量的測量殘差。

結(jié)構(gòu)模型：η＝γ1ξ1＋γ2ξ2＋…＋γnξn＋ζ1

其中η為內(nèi)衍潛在變量；γ1，γ2，…，γn為外衍潛在變量和內(nèi)衍潛在變量之間的回歸系數(shù)；ξ1，ξ2，…，ξn為外衍潛在變量；ζ1為殘差值。

四、實證分析

（一）描述統(tǒng)計分析

從輸出結(jié)果可以看到，以3分作為相關(guān)正負態(tài)度的臨界點，平均分范圍在3.34～4.53之間，中位數(shù)和眾數(shù)集中在4和5，標準差范圍在1左右。通過上述各維度的分析可以發(fā)現(xiàn)，被調(diào)查者的題項選擇總體上是傾向于互聯(lián)網(wǎng)金融理財，且愿意通過互聯(lián)網(wǎng)金融渠道進行理財活動，以獲得一定量的理財收益，反映出民眾對于互聯(lián)網(wǎng)金融理財?shù)臐撛谛枨?。進入結(jié)構(gòu)方程模型分析的觀測變量描述性統(tǒng)計量如表2所示。

（二）問卷信度和效度檢驗

問卷的可靠性和有效性可以通過信度和效度來檢驗［17］。本文采用克倫巴赫α系數(shù)衡量信度值，通過SPSS分析得到其克倫巴赫α系數(shù)為0.742（參考標準：＞0.6），說明問卷具有較好的信度。效度采用KMO檢驗和巴特利球形檢驗來衡量，KMO輸出結(jié)果為0.729（參考標準：＞0.6），巴特利球形檢驗可知各變量存在相關(guān)性，適合因子分析，結(jié)果如表3所示。

表2 測量變量描述性統(tǒng)計量表

表3 KMO和巴特利檢驗表

（三）互聯(lián)網(wǎng)金融理財行為模型

在依據(jù)計劃行為理論和創(chuàng)新擴散理論的基礎(chǔ)上，基于文獻回顧的理論積累并結(jié)合特定的互聯(lián)網(wǎng)金融理財情境，添加溝通交流、理財目標以及信息搜尋三個潛在變量，運用Amos17軟件進行數(shù)據(jù)分析，標準化后得到結(jié)構(gòu)方程模型（圖3）如下。

圖3 互聯(lián)網(wǎng)金融理財結(jié)構(gòu)方程模型圖

如圖3所示，以矩形框表示測量指標，以圓形表示殘差變量，潛在變量以橢圓形表示，靠近單向箭頭線的數(shù)值表示兩個因果變量之間的回歸系數(shù)，在雙向箭頭線上的數(shù)值表示不存在因果變量關(guān)系之間的相關(guān)系數(shù)。

首先按照國際標準，使用表4所示的幾個指標參考值對模型進行整體評價：CMIN／DF（卡方自由度比）＜3；GFI（擬合優(yōu)度指數(shù)）＞0.9；AGFI（調(diào)整后適配度指數(shù)）＞0.9；IFI（增加擬合指數(shù)）＞0.9；RMSEA（漸進殘差均方和平方根）＜0.08。從表4可以發(fā)現(xiàn)，模型除了AGFI的指數(shù)有略微差距以外，其他評價指數(shù)均達到擬合標準，模型整體的適配度良好，說明模型能夠較好地解釋民眾互聯(lián)網(wǎng)金融理財行為。

表4 擬合優(yōu)度統(tǒng)計值表

其次對模型中的具體數(shù)值進行分析。變量“理財目標”對“態(tài)度”、“主觀規(guī)范”、“知覺行為控制”、“信息搜尋”的解釋比重依次為為14%、33%、2%以及61%，該模型同時解釋了45%的“溝通交流”變量和47%的“理財意愿”變量，表明模型在不同程度上解釋了各個潛在變量間的相互影響。

（四）假設(shè)檢驗

根據(jù)結(jié)構(gòu)方程模型回歸結(jié)果，我們可以對假設(shè)進行相應的檢驗。顯著性概率P值檢驗（參考標準：＜0.05）表明，理財目標分別對態(tài)度（P＜0.001）、主觀規(guī)范（P＜0.001）、信息搜尋 （P＝0.005）有顯著影響，說明隨著理財目標信念的增強，與之相關(guān)的態(tài)度、主觀規(guī)范和信息搜尋也會相應增強，H1、H2、H9假設(shè)成立；態(tài)度（P＜0.001）、主觀規(guī)范（P＝0.023）、知覺行為控制（P＜0.001）、信息搜尋（P＝0.042）對溝通交流有顯著的影響，說明受到態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制及信息搜尋的影響，溝通交流隨著上述4個變量同向增大或減小，H4、H5、H6、H7假設(shè)成立；溝通交流對理財意愿有顯著正向作用（P＜0.001），表明溝通交流結(jié)果的好壞將直接影響到理財意愿的強弱，H8假設(shè)成立；同時理財目標對于知覺行為控制并沒有顯著的影響（P＝0.214），H3假設(shè)不成立。

（五）總體效應標準化估計

在標準化回歸系數(shù)通過顯著性概率P值檢驗的前提下，通過總體效應標準化估計值，如表5所示。潛在變量之間的直接效果和間接效果具體如下：潛在變量“溝通交流”對“理財意愿”有最大的回歸系數(shù)（0.69），表明“溝通交流”對于“理財意愿”有顯著的直接效果；其他潛在變量對于“理財意愿”的間接效果值從高到低依次為“知覺行為控制”（0.32）、“態(tài)度”（0.26）、“理財目標”（0.23）、“主觀規(guī)范”（0.17）、“信息搜尋”（0.14）。綜合來說，通過比較不同潛在變量之間的回歸系數(shù)，可以直觀看出各個變量對“理財意愿”的影響效果：“知覺行為控制”對理財意愿的影響程度最大，“態(tài)度”次之，“信息搜尋”最小。

表5 總體效應標準化估計表

五、結(jié)論與啟示

基于計劃行為理論和創(chuàng)新擴散理論，本文研究了互聯(lián)網(wǎng)金融理財行為的形成過程和影響因素，建立互聯(lián)網(wǎng)金融理財結(jié)構(gòu)方程模型。觀察回歸系數(shù)和整體適配度指標，可以發(fā)現(xiàn)模型較好地解釋了民眾互聯(lián)網(wǎng)金融理財行為的形成過程。通過結(jié)構(gòu)方程模型，可以得到如下結(jié)論：

第一，互聯(lián)網(wǎng)金融理財?shù)哪繕藢τ谛畔⑺褜ぞ哂休^大的影響（63%），說明民眾的互聯(lián)網(wǎng)金融信息搜尋行為很大程度上是基于目標驅(qū)動。

第二，模型對于“態(tài)度”（14%）、“主觀規(guī)范”（33%）、“溝通交流”（45%）以及“理財意愿”（47%）有一定的解釋度，表明這些因素對互聯(lián)網(wǎng)金融理財行為影響程度不一。

第三，互聯(lián)網(wǎng)金融理財目標對于“知覺行為控制”僅有2%的解釋度，同時P檢驗值（P＝0.214）大于0.05，表明理財目標與“知覺行為控制”沒有相關(guān)性。本文認為這歸因于互聯(lián)網(wǎng)金融理財極低的準入額度和較高的資金流動性，不需要民眾具有高額的存款數(shù)量也能享受到資金存款收益。因此，只要人們形成了互聯(lián)網(wǎng)金融理財目標，就能不受自身能力和資源的限制進行理財活動。

第四，潛在變量“溝通交流”與“理財意愿”之間的總體效應標準化估計值達到了0.69，二者較強的直接影響效應表明，通過不同的渠道進行信息溝通交流對個人互聯(lián)網(wǎng)金融理財意愿形成具有顯著的影響，其原因在于大眾媒介和人際傳播的結(jié)合是說服人們產(chǎn)生偏好意愿的一種有效途徑，這與Rogers關(guān)于創(chuàng)新擴散的觀點相一致。

為了增強民眾互聯(lián)網(wǎng)金融理財行為，開展互聯(lián)網(wǎng)金融業(yè)務(wù)的銀行及相關(guān)企業(yè)需要途經(jīng)多方面的宣傳，包括講座、廣告、在線推廣、微信朋友圈以及社交網(wǎng)絡(luò)等渠道，促使人們樹立互聯(lián)網(wǎng)金融理財目標，進而形成正向態(tài)度以及自主信息搜索行為；采用更加便捷的操作方式、直觀簡潔的產(chǎn)品推介和風險控制保證提升民眾的知覺行為控制能力，特別是吸引更多擁有閑置資金的中老年顧客；經(jīng)由大眾媒介和人際傳播的手段使民眾逐漸接受并采用這種新型的理財方式，豐富個人投資渠道。

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