涉眾型經濟犯罪被害人非理性信任成因研究

李 輝， 朱家美 ，譚曉波

（1.中國人民公安大學，北京 100038； 2.浙江省寧波市公安局，浙江 寧波 315000）

引 言

涉眾型經濟犯罪對民眾的財產安全、市場經濟秩序的穩定造成了嚴重威脅，若處置不當易誘發群體性事件，因此應注重打防結合，加強源頭治理。但是目前涉眾型經濟犯罪被害人視角下的研究不多。定性研究方面，主要關注被害人經濟權利風險和救濟的困境及出路、被害人過錯、被害人經濟卷入、被害人代表訴訟制度、受騙行為和受騙心理的分析。實證研究方面，包括基于中國龐氏騙局被害人的存檔數據研究人口學特征，訪談被害人決策過程的特征［1］，利用訪談法、大樣本數據分析信任產生的影響因素，包括親密關系［2］、投資探索行為、朋輩效應、外部信任背書［3］等，龐氏騙局中聲稱業務合法化、“使業務合法化”的行為對被害人造成的損害及被害人不同階段的反應［4-5］，社交網絡對被害人所受傷害的預測作用［6］等。但是，鮮有涉眾型經濟犯罪被害人非理性信任視角下的實證研究和非理性信任成因機制的相關研究?；诖?，本文將以涉眾型經濟犯罪被害人非理性信任行為為突破點進行深入分析，以期為有效防范和治理該類犯罪提供理論支撐。

一、理論模型與研究假設

信號理論最初用于就業市場中買賣雙方信息不對稱情境下市場互動的研究，構成要素包括信號發送者、信號接收者、信號、信號環境，該理論在信任方面的研究應用廣泛，涉及消費者—企業、投融資、產品信任、電子商務、警民關系、醫患關系等。信號理論認為，信號發送者的特征（誠實、可靠性、可觀察性等）是影響信號接收者對信號進行理解并做出反應的重要因素［7］，在管理文獻中，信號發出者通常表現為個人、產品或公司。信號不總是真實可信的，根據市場的競爭機制和逐利機制，如果信號發出者不具備與信號相匹配的產品質量且發送信號的成本低于所帶來的好處時，便會產生欺騙動機，故意制造虛假信號使接收者選擇他們，導致最終受損［8］。歸納已有研究發現，公司釋放的信號主要體現為聲譽信號、承諾信號和合同信號，公司會通過廣告和品牌［9］等聲譽信號，收益索賠［10］、管理質量［11］等承諾信號，聯盟公告［12］、組織特征［13］等合同信號來展現其優秀品質。Ullah 等通過半結構化訪談、數據主題分析，發現過高的利潤、遞延的定期利潤、多方面、復雜和未注冊的運營、代理人傭金的指數級和參與率、無效的投資協議是巴基斯坦龐氏騙局Modaraba 的關鍵危險信號［14］。

綜上，涉眾型經濟犯罪的公司往往通過權威媒體和廣告、知名成功人士包裝自己，增強自身聲譽；通過前期優良的服務質量與按時返利等手段創設高收益、低風險承諾；以擔保公司、慈善活動、電子貨幣、數字藏品等新舊運作模式和幌子為違法活動披上“合法”外衣，通過虛構投資項目，制造虛假證書和難以辨別的虛假合同，騙取被害人信任。因此提出以下假設：

H1：涉案公司信號對被害人非理性信任具有正向影響；

H1a：涉案公司虛構聲譽信號對被害人非理性信任具有正向影響；

H1b：涉案公司虛高承諾信號對被害人非理性信任具有正向影響；

H1c：涉案公司虛假合同信號對被害人非理性信任具有正向影響。

Mayer 和同事認為能力、善意、正直（誠實和守信）是構成一個人可信度的關鍵因素［15］。涉眾型經濟犯罪中較典型的如非法傳銷中的“二八定律”，業務員80%談感情，20%談事業，極少提及產品，主要強調成功和財富，進行高強度的精神洗腦，讓被害人相信他們的能力、善意和正直，深信他們將帶領自己獲得成功，引誘被害人（信號接收者）上鉤并幫助其發展下線（信號反饋）。據此提出以下研究假設：

H2：涉案人員信號對被害人非理性信任具有正向影響；

H2a：涉案人員偽能力信號對被害人非理性信任具有正向影響；

H2b：涉案人員偽善意信號對被害人非理性信任具有正向影響；

H2c：涉案人員偽誠實信號對被害人非理性信任具有正向影響。

動機指激發人內在驅動力的一種心理過程［16］。動機信息加工理論認為動機影響行為，在一定程度上會影響人們對信息的處理［17］。涉眾型經濟犯罪的被害人會隨著了解的不斷深入，依據涉案信號做出判斷，產生認知上的交換動機和情感上的認同動機。社會交換理論試圖解釋參與資源交換的個體行為，根據經典的動機分類方式，結合涉眾型經濟犯罪情境，將交換動機分為內在的利他動機和外在的經濟激勵。利他動機指希望別人的效用實現最大化而不在乎自己能否獲得回報，主要出現在當認為自己的行為可能對他人有幫助時［18］，尤其是有親密關系的人之間。涉眾型經濟犯罪被害人在獲得一定收益后，有帶動身邊親友或出于好意向他人推薦一同參與的想法，從眾心理會加劇被害人的信任，投資的參與人數越多越易增強參與者的信任，因此隨著利他動機的增強，參與人數增多，可能會正向增強既有被害人和潛在被害人的非理性信任。以金錢為回報是提升人們參與和執行水平的重要外在動機因素，是消費者參與網絡口碑傳播行為、進行經驗分享和知識貢獻的一個主要動機［19］。涉眾型經濟犯罪的顯著特征是利用被害人的貪利和投機心理，進行暴利誘惑、發展下線、層層返利、高額回報，被害人的金錢需求得到滿足或者落空直接關系著被害人推薦或阻止他人加入、進行互聯網宣傳或舉報等系列行為?，F代心理學意義上的“認同”概念最早由弗洛伊德提出，認為是個人與他人、群體或模仿人物在感情上、心理上趨同的過程［20］。較高的企業認同會使消費者更加支持企業行為，表現為對產品質量的信賴與對企業價值觀和理念的認可［21］，影響著消費者的信任、態度和購買行為。綜上，提出以下假設：

H3：信任動機對涉案信號與被害人非理性信任之間作用關系具有中介效應；

H3a：交換動機（經濟激勵、利他動機）對涉案信號與被害人非理性信任之間作用關系具有中介效應；

H3b：認同動機對涉案信號與被害人非理性信任之間作用關系具有中介效應。

隨著互動程度的加深，交換動機得到滿足后會進一步加深消費者對企業的認同。已有研究將消費者對企業履行社會責任的動機分為社會利益驅動和企業利益驅動，消費者會因認同企業舉辦公益活動（可視為一種交換行為）的社會利益動機而增強其購買意愿，更加認同和信任企業［22］，此研究可以類比涉眾型經濟犯罪中交換的內外部動機對認同動機以及非理性信任的正向影響。據此提出以下假設：

H4：被害人交換動機通過其認同動機影響被害人非理性信任。

歸因理論對個體的理性認知行為與情緒情感反應具有較強解釋力［23］。已有研究發現偏向內部歸因或外部歸因（將導致事件的發生源歸結為內部自身或者外部環境）會促使個體對被評價對象產生正面或負面情緒，進一步強化或減弱消費者對產品的購買意愿、民眾的投資決策行為、警民信任，且投資者與企業管理層的關系可類比為民眾與警察組織的關系［23］。據此提出以下假設：

H5：被害人的外部歸因方式對涉案信號與被害人信任的關系有負向調節效應。

“畫像”概念來自交互設計之父Cooper 提出的“用戶畫像”，指基于用戶真實數據的虛擬目標模型［24］。用戶畫像關注研究對象的人口統計學特征、主題特征、社交關系、心理行為偏好、習慣、需求、經歷等信息［25］，有助于掌握用戶特征、分析行為成因、精準推送服務、優化網絡社區運營。民眾在接收到產品或服務信息后，參與意愿會受到性別、年齡等個體基本特征的影響。此外，感知風險使出借者感受到出借活動可能產生的負面后果［26］，會負向影響出借人對借款人的信任。交易經驗與熟悉度會使消費者在面對賣方的產品和服務時更自信不被欺騙［27］，增強其交換意愿和對企業的認同感。因此提出以下假設：

H6：被害人個體特質“畫像”（性別、年齡、政治面貌、婚姻狀況、受教育程度、月收入水平、經驗、感知風險）對被害人涉案信號與信任動機的關系有調節效應。

組織的信號環境也會影響信號傳遞，進而減少信息不對稱的程度，當外部投資者對投資的環境更加放心和信任時會增強其對投資的確定性感知，增強其對企業產品和服務的信任。例如，e 租寶中投資者對平臺的信任會受到外部廣告信任背書的影響［3］。在對投資者權利缺乏法律保護的國家，企業將面臨更高的外部融資障礙［28］，參與率實質是信任的行為反映。以上研究為涉眾型經濟犯罪的信任研究提供了參考，據此提出以下假設：

(1) 考慮埋地管道管-土之間的相互作用關系和土體的力學特性,建立了基于Drucker-Prager準則的管道局部懸跨彈塑性模型,能夠比較真實地模擬管土接觸,便于工程應用.

H7：信號環境對涉案信號和個體非理性信任的關系有正向調節效應；

H7a：媒介信任對涉案信號和個體非理性信任的關系有正向調節效應；

H7b：司法信任對涉案信號和個體非理性信任的關系有正向調節效應。

基于以上研究假設，本文構建了如圖1 所示的理論模型。

圖1 理論模型建構圖

二、研究設計與驗證性因子分析

（一）研究設計

1.樣本來源及樣本結構

本研究采用問卷調查法，針對目標對象發放問卷300 份，剔除缺失值等廢卷情況，回收有效問卷294 份（占98%）。樣本結構如下頁表1 所示。

表1 樣本人口學特征 （N=294）

2.變量測量

通過調查問卷的方式獲取數據，所有變量的測量均借鑒已有的相對成熟的測量量表，因此具有較好的內容效度，變量均采用Likert7 點量表，從1 到7 分別表示“非常不同意”到“非常同意”，所有量表Bartlet's 檢驗的統計量顯著性均小于0.001%，具體引用和正式問卷信度檢驗結果如下頁表2 所示。

表2 量表參考來源和信度檢驗

為避免問卷帶來的共同方法偏差，本研究使用Harman 單因素檢驗方法進行檢驗。如下頁表3單因子模型檢驗結果顯示，該模型的數據擬合效果不是很好（RMSEA=0.131＞0.08），這在一定程度上說明研究使用的數據不存在嚴重的共同方法偏差，可開展進一步實證分析。

表3 驗證性因子分析結果（N=294）

（二） 驗證性因子分析

本研究采用AMOS 24.0 檢驗模型間的區分效度和聚合效度，基準模型包括公司信號、人員信號、認同動機、交換動機、非理性信任、媒介信任、司法信任、歸因、感知風險、經驗。九因子在基準模型的基礎上將媒介信任和司法信任合并。八因子在九因子的基礎上將感知風險和經驗合并。七因子在八因子的基礎上將歸因與感知風險、經驗合并。六因子在七因子的基礎上將交換動機與認同動機合并。五因子在六因子的基礎上將非理性信任與媒介信任、司法信任合并。四因子在五因子的基礎上將公司信號與人員信號合并。三因子在四因子的基礎上將交換動機、認同動機與非理性信任、媒介信任、司法信任合并。二因子將歸因、感知風險、經驗作為一個因子，剩下的作為第二個因子。結果如下頁表3 所示，基準模型的各項指標明顯優于其他模型，說明本研究的各個變量具有較好的收斂和區分效度。

（三）各變量相關關系

在進行回歸、中介效應和調節效應分析之前，需要對研究涉及的主要變量開展相關性分析，本研究采用Pearson 分析法，結果如表4 所示，公司信號、人員信號、交換動機、認同動機、非理性信任、歸因方式、媒介信任、司法信任、經驗、感知風險等變量間呈現顯著相關關系，故可進行進一步的實證分析。

表4 各變量間相關性分析

三、實證檢驗

（一）涉案信號對被害人非理性信任的直接效應

根據下頁表5，由M1-M4 結果可知，涉案公司信號（β=0.415，P＜0.001）、虛構聲譽（β=0.353，P＜0.001）、虛 高 承 諾（β=0.212，P＜0.01）、虛假合同（β=0.302，P＜0.001）對非理性信任均呈現顯著正向影響。由M5-M8 結果可知，涉案人員信號（β=0.417，P＜0.001）、偽能力（β=0.351，P＜0.001）、偽善意（β=0.29，P＜0.01）對非理性信任均呈現顯著正向影響，偽誠實（β=0.127，P＞0.05）對非理性信任正向作用不顯著。此外，從回歸結果來看，方差膨脹系數VIF 值均在10 以內，說明不存在嚴重多重共線性；DW 值均小于2。故假 設H1、H1a、H1b、H1c、H2、H2a、H2b 得 到驗證，H2c 沒有得到驗證。

表5 涉案公司信號對非理性信任影響分析

（二）交換動機、認同動機的中介作用分析

本研究分別以涉案信號、非理性信任為預測變量、結果變量，設定交換動機、認同動機為中介變量，采用Process 宏程序模型6 開展中介效應檢驗?；貧w結果顯示，涉案信號顯著正向預測交換動機（β=0.651，p＜0.001）、認同動機（β=0.284，p＜0.001）、信任（β=0.189，p＜0.01）；交換動機正向預測認同動機（β=0.626，p＜0.001）和信任（β=0.357，p＜0.001）；認同動機顯著正向預測信任（β=0.145，p＜0.05），見圖2。

圖2 鏈式中介效應模型

采用Bootstrap 方法抽取5000 樣本量，設置95%置信區間估計和檢驗中介作用的有效性，結果見下頁表6。涉案信號作用于非理性信任的直接效應是0.189，占總效應的36.21%；總中介效應的效應值為0.333，占總效應的63.79%。所有路徑的置信區間均不包含0，因此，交換動機和認同動機在涉案信號和非理性信任間的中介效應顯著。假設H3、H3a、H3b、H4 得到驗證。

表6 中介效應顯著性檢驗的Bootstrap 分析

（三）被害人內外部歸因方式、信號環境的調節作用

對變量進行中心化處理后逐層回歸，檢驗結果見下頁表7。由M9-M15 的結果可知，在涉案信號、個體歸因方式、媒介信任、司法信任均對非理性信任存在顯著影響的基礎上，增加涉案信號與歸因的交互項，M11 的解釋力有所提升（ΔR2=0.011，p＜0.01），且交互項顯著（β=-0.11，p＜0.01），因此，被害人的歸因方式對涉案信號與非理性信任之間關系具有顯著的負向調節效應，即被害人越偏向外部歸因，即認為事情發生的原因主要在于公司而不在于自己，被害人越不易信任該公司，假設H5 得以檢驗。同理，增加涉案信號與媒介信任的交互項，M13 的解釋力有所提升（ΔR2=0.023，p＜0.001），且交互項顯著（β=0.146，p＜0.001），因此，被害人的媒介信任對涉案信號與非理性信任之間關系具有顯著的正向調節效應。增加涉案信號與司法信任的交互項，M15 的解釋力幾乎沒有提升（ΔR2=0.001），交互項不顯著（β=0.023，p＞0.05），因此，被害人的司法信任對涉案信號與非理性信任之間關系不具有顯著的正向調節效應，據此假設H7 得到部分驗證，H7a 通過檢驗，H7b 沒有通過檢驗。此外，各回歸方程的VIF 值和DW 值均在臨界值以內，故本研究結論具有一定的可信性。

表7 涉案信號與非理性信任間的調節效應檢驗

（四）被害人個體特質“畫像”的調節作用

由表4 的檢驗結果可知被害人的性別、受教育程度、感知風險能力、經驗特征與其他變量的相關性較強，因此本文主要檢驗這四個變量對涉案信號與信任動機間關系的調節作用。檢驗結果見下頁表8 和表9。

表8 涉案信號與交換動機間的調節效應檢驗

表9 涉案信號與認同動機間的調節效應檢驗

由表8 結果可知，在涉案信號、性別、受教育程度、感知風險、經驗均對交換動機存在顯著影響的基礎上，增加涉案信號與性別的交互項，M18 解釋力沒有提升（ΔR2=0），且交互項不顯著（β=-0.037，p＞0.05），因此，被害人的性別對涉案信號與交換動機之間關系不具有顯著調節效應。同理，增加涉案信號與受教育程度的交互項，M21 的解釋力有所提升（ΔR2=0.013，p＜0.01），且交互項顯著（β=-0.132，p＜0.01），因此，受教育程度對涉案信號與交換動機間的關系具有顯著負向調節效應。增加涉案信號與被害人感知風險能力的交互項，M24的解釋力有所提升（ΔR2=0.006，p＜0.05），且交互項顯著（β=-0.083，p＜0.05），因此，感知風險能力對涉案信號與交換動機間的關系具有一定的負向調節效應。增加涉案信號與投資理財經驗的交互項，M26 的解釋力幾乎沒有提升（ΔR2=0.001），交互項不顯著（β=-0.028，p＞0.05），因此，投資理財經驗對涉案信號與交換動機之間的關系不具有顯著負向調節效應。

由表9 結果可知，在涉案信號、性別、受教育程度、感知風險、經驗均對認同動機存在顯著影響的基礎上，增加涉案信號與性別的交互項，M29 解釋力幾乎沒有提升（ΔR2=0.001），且交互項不顯著（β=-0.07，p＞0.05），因此，性別對涉案信號與認同動機間的關系不具有顯著調節效應。同理，增加涉案信號與受教育程度的交互項，M32 的解釋力有所提升（ΔR2=0.012，p＜0.05），且交互項顯著（β=-0.136，p＜0.05），因此，受教育程度對涉案信號與認同動機間的關系具有負向調節效應。增加涉案信號與感知風險能力的交互項，M35 的解釋力有所提升（ΔR2=0.007，p＜0.05），且交互項顯著（β=-0.093，p＜0.05），因此，感知風險能力對涉案信號與認同動機間的關系具有一定負向調節效應。增加涉案信號與投資理財經驗的交互項，M37 的解釋力幾乎沒有提升（ΔR2=0.001），交互項不顯著（β=-0.022，p＞0.05），因此，投資理財經驗對涉案信號與認同動機之間的關系不具有顯著負向調節效應。綜上，假設H6 得到部分檢驗。

四、結論與討論

（一）研究結論

1.涉案信號、非理性信任動機、非理性信任之間的影響關系

首先，涉案信號及其雙元維度與非理性信任呈現顯著正相關?；貧w結果發現，涉案公司信號和人員信號能正向預測被害人非理性信任，即隨著涉案公司和涉案人員虛假信號的增強，被害人越易產生信任，具體而言，涉案公司的虛構聲譽、虛高承諾、虛假合同，涉案人員的偽能力、偽善意均對非理性信任具有顯著正向影響，偽誠實的影響不顯著。本研究結論與學者有關詐騙情境中被害人對“官方”通知、標識等信息有較高接受意愿，該類虛假信息內容能“勾住”被害目標進行欺騙的研究發現［45］具有一定的吻合性，并對虛假信息進行了更細致的分類，發現涉案人員自身的專業知識、技能、成功業績相較其關心、善意、誠實更能獲得民眾的信任，外在硬實力較內在軟實力的影響更大。其次，非理性信任動機的雙元維度與非理性信任呈現顯著正相關?；貧w結果發現，被害人的交換動機和認同動機能夠正向預測非理性信任，即隨著交換動機和認同動機的增強，被害人越易產生信任。最后，涉案信號及其雙元維度與信任動機的雙元維度呈現顯著正相關?；貧w結果發現，涉案公司信號和涉案人員信號能分別正向預測交換動機和認同動機，驗證了已有研究關于顧客與企業間交換動機和認同動機對分享意愿、信任的影響機制。因此，需切實增強制度、技術等協同，在信號發送端提升造假成本保證信號的有效性：其一，政府部門完善頂層制度設計，構建刑事司法、行業監管、行政主管各部門緊密銜接的體系，把握最佳介入時機，適時采取熔斷處置機制；其二，金融監管部門、司法部門不斷提升自身專業知識和技能，增強信息戰法，利用企業基因測序技術、資金穿透分析技術、非法軟件識別鎖定技術、關鍵詞的抓取碰撞技術，增強對虛假信息的識別能力，健全分色分級預警處置機制，及時向金融機構、企業、民眾發出風險提示，建立行業“黑名單”。其三，深入企業進行宣講，以案釋法，幫助企業樹立正確發展觀，避免非理性擴張，做好資金流轉，為企業講解法律知識，提供必要的法律援助。其四，完善舉報機制，發揮群防群治作用，尤其是對于前期的隱蔽包裝、自有操作系統、地下錢莊等的識別。

2.非理性信任動機在涉案信號與非理性信任之間具有中介作用

本研究不僅證實了涉案信號可以正向預測非理性信任，還進一步論證了信任動機的中介效應，以及由交換動機到認同動機的鏈式中介作用路徑。當交換的利己和利他動機得到初步滿足后，會加深被害人對涉案公司和人員的認同和信任。較交換動機，認同動機是更深層次上的心理暗示。一方面，被害人認為涉案公司會持續其初期按時兌付的回報，絕對守信，出現在公司運行艱難甚至將無力支撐時仍保持信任的暈輪效應。另一方面，被害人會忽略風險信息，努力收集對自己有利的信息以支持其投資行為，產生“自圓其說”的證實偏差。鑒于此，其一，政府和司法部門需要在信號接收端加強宣傳和警示教育，幫助民眾增強健康理性的投資意識，減少羊群效應、暈輪效應、證實偏差等非理性心理對民眾投資選擇行為的影響；其二，金融監管部門應拓寬投資理財安全渠道；其三，需要在信號接收端加強心理疏導和心理疾病治療。尤其是傳銷案件對被害人具有嚴重的精神洗腦、精神控制危害，即使被解救，部分被害人仍存在深陷其中、深信不疑的狀況，抑或寄希望于成為下一個施害者，挽回自身的損失。并且金融災難是創傷后應激障礙的危險因素之一，有關龐氏騙局被害人創傷的網絡調查結果顯示，被害人中60.7%高度焦慮、58%抑郁、34%存在健康相關問題，90%對金融機構失去信心，認為遭到美國證券投資者保護公司和美國證券交易委員會的背叛，擔憂資金的追回問題［4］。因此，事發后需要由司法部門加強對嚴重被害人的監護，聘請專業心理咨詢師、犯罪心理學專家進行精神解救、心理疏導，幫助其回歸現實生活。

3.個體特質“畫像”、內外部歸因、信號環境的調節作用

首先，被害人群體中男性較女性、低學歷者較高學歷者、投資理財經驗豐富者較經驗匱乏者更容易產生交換動機、認同動機和信任，感知風險能力弱者較感知風險能力強者更容易產生交換動機和認同動機。與以往關于男性對欺詐信息的接受和分享意愿較女性更強［45］、高熟悉度更易提升信任水平的研究結論有一定的吻合性。其次，受教育程度和感知風險能力更能增強個體的理性判斷，對涉案信號與信任動機雙元維度間的關系具有顯著負向調節作用。經驗的調節效應不顯著可能在于：隨著交易經驗的增加，個體對自身交易能力更加自信而輕信自己不會上當受騙，與此同時，對虛假信息的判斷能力提高而不易產生信任。第三，研究發現個體外部歸因、媒介信任在涉案信號與非理性信任之間具有調節作用，司法信任的調節作用不顯著。外部歸因強調被害人將最終事件發生的原因歸責于企業而非企業以外的其他因素，不利于建立對企業的信任；在信息不充分的情況下，投資者易受外界廣告媒介的影響，缺少自身的理性思考和判斷而一哄而上。鑒于此，其一，建議在信號接收端，由政府、社區、學校加強金融知識普及，由司法部門加強防騙宣傳教育，尤其是針對重點被騙群體，增強民眾對投資風險的感知和辨別能力，警惕價格幻想、智力幻想、增長幻想［46］；其二，在信號環境方面，加強法律規制，嚴厲打擊謀求廣告費而不承擔內容審查責任的廣告媒體從業者和公眾人物，強化媒體對宣傳內容審查篩選機制的管控；公安機關等相關部門要引導群眾對媒介資源進行對比和溯源，遇到疑問及時咨詢專業機構，尋求幫助。

（二）研究貢獻與局限

本文的主要貢獻：形成“信號—動機—信任”的研究鏈路，探究被害人個體畫像的直接和調節作用，研究結果有利于更好認識被害人非理性信任的產生機制，從源頭制定相關防范和干預機制，幫助既有被害人和潛在被害人及時挽損，維護市場經濟秩序。

受規模、時間上的限制和個人研究水平制約，研究仍存在一定局限性，有待進一步完善：一是研究樣本量和樣本代表性有待進一步擴展。主要采用線上和線下相結合的方式針對目標群體進行問卷篩查，問卷樣本量有待進一步擴大；二是研究模型有待進一步拓展。除數據可能帶來的外部影響誤差外，部分假設檢驗結果不顯著的原因可能在于涉眾型經濟犯罪包含的犯罪類型之間有些許差異，在犯罪手法上也不盡相同，未來需結合組織行為學、心理學、犯罪學、金融學等多學科理論檢驗多種涉眾型經濟犯罪情境，進一步挖掘更貼合的變量，豐富和完善模型框架。