大学生互联贷消费调查研究分析——以蚂蚁花呗为例

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金融天地

一、大学生互联网消费信贷影响因素的调研分析

基于对于前人对于互联贷消费的研究的研读和探究，综合本文的主旨，根据假设，提取影响因素从而设计出调查问卷、形成初步的分析数据。问卷主要包括三个部分：第一部分属于测试者的个体统计变量，包括测试者的性别、所在城市等内容；第二部分属于对测试者进行互联贷消费影响因素的探测，包括月生活费、是否使用过蚂蚁花呗、消费区间消费倾向、消费情况等内容；第三部分涉及到测试者互联贷消费观念的探测，包括消费观念、消费水平满意度等内容。本次调查问卷通过网上发布，主要利用问卷星从在校学生群以及来自全国各地的考研群中收集得到。共计发布３００份调查问卷，有效问卷回收２８９份调查问卷。

问卷设计题项包括：互联贷消费意向、消费需求度、网购依赖度、消费理财观念度。本文的互联贷消费意向特指大学生互联贷消费意向。互联贷消费意向包括信贷情况和有信贷的想法两项。这两项采用李克特量表测量，有过信贷的选择项分别是：“总是”、“经常”、“一般”、

大学生互联贷消费调查研究分析——以蚂蚁花呗为例

汪天倩　黄日臻　黄　赫

【摘　要】本文以蚂蚁花呗为例，首先对大学生互联网消费调查问卷进行简单的描述性分析，然后利用主成分析法探究影响大学生互联贷消费的因素，从网上购物频率、消费需求度、消费理财观念度等几个方面与蚂蚁花呗的使用情况建立回归方程，得出网上购物频率与消费需求度和大学生互联网消费信贷呈正相关，消费理财观念度与大学生互联网消费信贷则是负相关关系。最后本文将针对上文对于大学生互联贷消费的影响因素方面给出大学生信贷消费的发展展望以及给出大学生理性消费的几点建议。

【关键词】互联网消费信贷意向；消费需求度；消费理财观念度；主成分分析

“偶尔”、“从未”采用逆向赋值法对其赋值为５分、４分、３分、２分、１分。有信贷想法的选择项分别是：“非常符合”、“比较符合”、“一般”、“比较不符合”、“非常不符合”，同样采用逆向赋值法对其赋值为５分、４分、３分、２分、１分。消费需求度在本文是指测试者由于收入来源、消费习惯等因素的影响从而表现出的对于消费的不同的需求程度。研究生活费来源：“家中给予”、“勤工俭学”、“奖学金”、“借贷”、“其他”。由于对生活费来源的稳定性的考虑，将该题项采用正向赋值法对其赋值为１分、２分、３分、４分、５分。月生活费和消费区间同样采用李克特量表测量并分别用正向赋值法对其赋值为１分、２分、３分、４分、５分。月生活费和消费区间的选择项是：“５００以内”、“５００－１０００”、“１０００－１５００”、“１５００－２０００”、“２０００以上”。消费理财观念度在本文是指在消费过程中伴随的理性消费和理财观念。消费理财观念度包括了三个测试项目：定期做消费计划、消费前考虑家庭现状、定期记录消费情况。同样采用李克特量表测量，三项的选择项都是：“非常不符合”、“比较不符合”、“一

般”、“比较符合”、“非常符合”。采用正向赋值法分别对其赋值为１分、２分、３分、４分、５分。

二、大学生互联网消费信贷影响因素的实证检验分析

（一）信度及效度分析

消费需求度，网络依赖度、消费理财观念度的克隆Ａｌｐｈａ指数值均大于０．７，说明消费需求度、网络依赖度、消费理财观念度这三个变量的设计是合理的，也表明问卷调查具有可信度。

效度分析参考ＫＭＯ值，消费需求度的取足够度的ＫＭＯ度量为０．７０６，则表示可以进行因子分析，且消费需求度的分布符合自由度为５７４．９５５的卡方分布。网购依赖度的取足够度的ＫＭＯ度量为０．６７３，消费理财观念度的ＫＭＯ度量度量为０．６７１，则表示可以进行因子分析，且消费理财观念度的分布符合自由度为２９３．０８１的卡方分布。

（二）主成分分析

互联贷消费意向的ＫＭＯ度量为０．５９７，表示此次因子分析有效。通过因子分析，对互联贷消费意向提取了一个主成分，方差为７９．３８９，即可以

解释互联贷消费意向的７９．３８９％，然后通过成分得分系数矩阵得到新的互联贷消费意向的得分，乘以对应的方差的算术平方根得到互联网消费意向的得分代表值即主成分，命为Ｆ１。

同理，对消费需求度进行主成分分析，系统自动选择提取特征值大于１的成分，第一主成分的特征值为２．５２５，累积解释了总变量的５０．４９６％，第二主成分的特征值为１．０２３，累积解释了总变量的７０．９６２％，从而得到两个新的得分，命为Ｆ２和Ｆ３。

同理，对网络依赖度进行主成分分析，系统自动选择提取特征值大于１的成分，从而提取了第一主成分的特征值为１．８，累积解释了总变量的４４．９９５％，从而得到新的得分，命为Ｆ４。

同理，对消费理财观念度进行主成分分析，系统自动选择提取特征值大于１的成分，第一主成分的特征值为２．０５０，累积解释了总变量的４１％，第二主成分的特征值为１．２６５，累积解释了总变量的６６．２９８％，从而得到两个新的得分，命为Ｆ５和Ｆ６。

由成分得分系数矩阵可以得到得出主成分表达式：

Ｆ１＝０．５６１Ｙ１＋０．５６２Ｙ２

Ｆ２＝０．２１９Ｘ１１＋０．８３８Ｘ１２＋０．８６２Ｘ１３＋０．８４４Ｙ１＋０．５６６Ｙ２

Ｆ３＝０．４２９Ｘ１１＋０．３５９Ｘ１２＋０．３１５Ｘ１３－０．３１６Ｙ１－０．７１９Ｙ２

Ｆ４＝０．４３３Ｘ２１＋０．４９７Ｘ２２＋０．４４７ＹＩ＋０．４７０Ｙ２

Ｆ５＝０．３３５Ｘ３１＋０．５４Ｘ３２＋０．３７Ｘ３３＋０．２９９Ｙ１＋０．３８３Ｙ２

Ｆ６＝０．３６６Ｘ３１＋０．４７１Ｘ３２＋０．３１７Ｘ３３－０．４８５Ｙ１－０．３１５Ｙ２

（三）回归分析

本文选择互联贷消费意向作为因变量，消费需求度、网购依赖度、消费理财观念度作为自变量，构造回归方程Ｙ＝ａＸ１＋ｂＸ２＋ｃＸ３＋ｅ，其中ａ，ｂ，ｃ为对应的回归系数，ｅ为对应残差，Ｙ代表Ｆ１即互联贷消费意向的函数值，Ｘ１代表Ｆ２和Ｆ３为再次进行主成分提取后的最终的代表消费需求度的函数值，Ｘ２代表Ｆ４即代表网络依赖度的函数值，Ｘ３代表Ｆ５和Ｆ６为再次进行主成分提取后的最终的代表理财观念度的函数值。利用上面Ｘ１，Ｘ２，Ｘ３，Ｙ的表达式的新得到的分值，用ＳＰＳＳ软件再次建立回归，回归分析结果如下：

首先整体检验自变量，由ｓｉｇ．的值约为０．００１小于０．０５，可以知道整个自变量中至少有一个可以解释因变量的，残差ｅ＝７．２４９，ｓｉｇ．值小于０．０５时，系数检验结果显著，各项检验结果显著。容差都小于１０，说明容忍度是可以接受的。从而得到回归方程：

Ｙ＝０．０１３Ｘ１＋０．３９７Ｘ２－０．６１５Ｘ３３＋７．２４９

由回归方程可得，Ｘ１，Ｘ２的系数分别为０．０１３，０．３９７，系数为正值说明消费需求度、网购依赖度与互联贷消费意向存在正相关关系，Ｘ３的系数为－０．６１５，则说明消费理财观念度与互联贷消费意向存在负相关关系。　

三、研究结论

基于上文研究分析结果，本文提出如下研究结论：

大学生互联贷消费的影响因素主要有消费需求度，网购依赖度，消费理财观念度。大学生互联贷消费意向与消费需求度和网购依赖度成正相关，和消费理财观念度成负相关。

大学生互联贷消费往往伴随着较高的消费需求度，大学生信贷消费与较高的消费区间和网上购物频率成正相关。由于大学生互联网消费信贷具有时效性和刺激性，同时有上文可知，消费计划等理性消费行为可以减少互联贷消费的想法，也就是说，良好的消费计划和合理的消费观念可以减少某些由于冲动性和刺激性产生的互联贷消费，良好的消费计划和合理的消费观念意味着良好的消费理财观念度，从而大学生互联网消费信贷与消费理财观念度成负相关。

（湖北大学知行学院，湖北　武汉 430062）

参考文献：

[1]李世祥.互联网背景下大学生消费信贷风险的原因分析[J].时代经贸,2016(10).

[2]杨筱溪,段丁强.大学生互联网消费信贷风险影响因素及防范策略——基于“蚂蚁花呗”平台视角[J].河北金融,2019(11).

[3]黄曦庭,梁伟真,林依子,梁泳祈.大学生互联网消费信贷产品的风险分析——以广东高校为例[J].北方经贸,2019(11).

[4]程丽雯.第三方支付平台信贷对大学生消费行为的影响——以合肥市、蚌埠市部分高校为例[J].管理观察,2019(26).

省级大学生创新创业项目：2019年省级大学生创新创业项目《大学生互联网金融消费信贷调查研究分析—以蚂蚁花呗为例》阶段性成果。

作者简介：

汪天倩（19—），女，讲师，湖北大学商学院博士研究生，湖北大学知行学院经济与管理系金融教研室教师，研究方向为国际金融与国际投资。

黄日臻（1999—），男，湖北大学知行学院金融专业学生。

黄赫（1999—），男，湖北大学知行学院金融专业学生。

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