大學生理財行為影響因素探究

福建省是一個經(jīng)濟較為發(fā)達的省份。隨著居民的理財意識覺醒，金融理財需求增加，個人理財成為熱門話題。大學生群體擁有著較高的學歷和較高的智商，有著較強的包容性和接納性，部分大學生也紛紛投身到這股投資理財?shù)臒岢敝衼?。本文擬論述金融素養(yǎng)和大學生理財?shù)膬?nèi)在聯(lián)系，通過理財意識的中介變量，闡明其給大學生參與理財活動帶來的影響。并根據(jù)本研究的結(jié)果對大學生、家庭、高校和理財市場等方面提出具有建設(shè)性的建議和啟示。

研究綜述

魏蓉蓉等（2022）運用線性模型和中介效應(yīng)模型實證研究發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)對大學生理財行為有正面影響。張攀紅等（2022）做了青年投資理財?shù)南嚓P(guān)研究，發(fā)現(xiàn)理財素養(yǎng)的提高對青年參與投資理財意愿的提高是有幫助的。龍婉瑩（2021）提出培養(yǎng)大學生的理財意識是促進大學生進行投資理財?shù)那疤釛l件。李浩然等（2022）發(fā)現(xiàn)當今大學生金融意識存在一定的局限性，提出金融基礎(chǔ)知識等因素對大學生的投資理財具有顯而易見的影響。本文在已有文獻資料的基礎(chǔ)上，提出以下假設(shè)：1.金融素養(yǎng)能夠給大學生理財行為帶來明顯的正面影響。2.金融素養(yǎng)可以顯著正向影響大學生的理財意愿。3.理財意愿可以顯著正向影響大學生的理財行為。4.理財意愿在金融素養(yǎng)影響大學生理財行為的過程中起到中介作用。

研究方法

本研究采用問卷調(diào)查法，運用問卷星向福建省高校大學生提出問題并收集最終數(shù)據(jù)，問卷以未匿名方式填寫并告知填寫人其信息會被嚴格保密。因此，問卷發(fā)放的流程相對簡單和清晰。本研究對10所入樣的高校，各發(fā)放100份調(diào)查問卷，共計發(fā)放1000份調(diào)查問卷，剔除答卷時間過短低于60秒以及對調(diào)查中存在的嚴重不合理的問卷后，最終得到有效問卷850份，大于最低樣本量，符合要求。

研究結(jié)果

一、信度分析

金融素養(yǎng)量表的內(nèi)部一致性指標值（Cronbach'sα）為0.794，理財意愿量表的內(nèi)部一致性指標值（Cronbach'sα）為0.871，理財行為量表的內(nèi)部一致性指標值（Cronbach'sα）為0.851，三個量表內(nèi)部一致性指標值（Cronbach'sα）均介于0.7―0.9之間，意味著量表內(nèi)部的一致性較好，說明本問卷用于調(diào)查金融素養(yǎng)對大學生理財行為的影響具有一定可信度。

二、效度分析

金融素養(yǎng)量表KMO系數(shù)為0.833，理財意愿量表KMO系數(shù)為0.893，大學生理財行為量表KMO系數(shù)為0.866，三個量表KMO系數(shù)均大于0.6且顯著性小于0.05，表明以上量表適合做探索因子分析，即本問卷的設(shè)計是具有一定的合理性的。

三、相關(guān)性分析

本研究使用 SPSS 的 Pearson 相關(guān)分析法對金融素養(yǎng)、理財意愿和大學生理財之間相關(guān)性進行探究。結(jié)果顯示：金融素養(yǎng)與理財意愿的相關(guān)系數(shù)為0.621且顯著性P小于0.01，說明金融素養(yǎng)與理財意愿二者間是顯著正相關(guān)關(guān)系。金融素養(yǎng)與大學生理財之間的相關(guān)系數(shù)為0.474，顯著性P小于0.01，說明金融素養(yǎng)與大學生理財二者是顯著正相關(guān)關(guān)系。理財意愿與大學生理財?shù)南嚓P(guān)系數(shù)為0.545，顯著性P小于0.01，說明理財意愿和大學生理財之間是顯著正相關(guān)關(guān)系?？梢姡谘芯康淖兞糠矫妫鹑谒仞B(yǎng)、理財意愿與大學生理財兩兩間均存在顯著正相關(guān)。

四、回歸性分析

（一）金融素養(yǎng)對大學生理財?shù)幕貧w分析

本部分研究把金融素養(yǎng)作為自變量，把大學生理財作為因變量，并加入控制變量建構(gòu)兩個模型去驗證兩個變量之間的關(guān)系。其中模型2以模型1作為分析基礎(chǔ)。發(fā)現(xiàn)，當人口統(tǒng)計變量與金融素養(yǎng)代入回歸模型 M2 后，模型M2 中調(diào)整后的R2值由模型M1中的0.042上升到0.264，說明原始變量的影響情況能夠被建立的線性方程給捕捉到26.4%。共線性統(tǒng)計VIF值為1.021 小于5說明模型沒有多重共線性問題。DW德賓-沃森的值為2.002，在1.97到2.03之間，說明自相關(guān)程度很低，非常理想。F值為62.057且在0.01的水平上顯著表示回歸方程顯著。金融素養(yǎng)對大學生理財?shù)幕貧w系數(shù)B值為0.629大于0且在0.01的水平上顯著，說明金融素養(yǎng)對大學生理財產(chǎn)生顯著的正向影響。

（二）金融素養(yǎng)對理財意愿的回歸分析

本部分研究把金融素養(yǎng)作為自變量，把理財意愿作為因變量，并加入控制變量建構(gòu)兩個模型去驗證兩個變量之間的關(guān)系。其中模型2以模型1作為分析基礎(chǔ)。當人口統(tǒng)計變量與金融素養(yǎng)代入回歸模型 M2 后，模型M2 中調(diào)整后的R2值由模型M1中的0.014上升到0.386，說明原始變量的影響情況能夠被建立的線性方程給捕捉到38.6%。共線性統(tǒng)計VIF值為1.021 小于5說明模型沒有多重共線性問題。DW德賓-沃森的值為2.075，在1.97到2.03之間，說明自相關(guān)程度很低，非常理想。F值為107.608且在0.01的水平上顯著表示回歸方程顯著。金融素養(yǎng)對理財意愿的回歸系數(shù)B值為0.698大于0且在0.01的水平上顯著，說明金融素養(yǎng)會對理財意愿產(chǎn)生顯著的正向影響。

（三）理財意愿對大學生理財?shù)幕貧w分析

本部分研究把理財意愿作為自變量，把大學生理財作為因變量，并加入控制變量建構(gòu)兩個模型去驗證兩個變量之間的關(guān)系。其中模型2以模型1作為分析基礎(chǔ)。發(fā)現(xiàn)，當人口統(tǒng)計變量與理財意愿代入回歸模型 M2 后，模型M2 中調(diào)整后的R2值由模型M1中的0.042上升到0.345，說明原始變量的影響情況能夠被建立的線性方程給捕捉到34.5%。共線性統(tǒng)計VIF值為1.019 小于5說明模型沒有多重共線性問題。DW德賓-沃森的值為1.973，在1.97到2.03之間，說明自相關(guān)程度很低，非常理想。F值為90.363且在0.01的水平上顯著表示回歸方程顯著。理財意愿對大學生理財?shù)幕貧w系數(shù)B值為0.646大于0且在0.01的水平上顯著，說明理財意愿會對大學生理財產(chǎn)生顯著的正向影響。

五、中介作用檢驗

本部分研究主要是對理財意愿在金融素養(yǎng)與大學生理財之間的中介作用進行驗證。利用逐層回歸的分析方式，將金融素養(yǎng)作為自變量、大學生理財作為因變量，并加入控制變量專業(yè)、性別、年級、居住地、中介變量理財意愿構(gòu)建四個模型，進行逐層回歸分析。其中模型2 是以金融素養(yǎng)作為自變量、理財意愿作為因變量建構(gòu)模型，模型3和模型4都是以模型1為分析基礎(chǔ)。

首先檢驗金融素養(yǎng)對大學生理財?shù)年P(guān)系，在模型1的分析中，將金融素養(yǎng)作為自變量、大學生理財作為因變量，放入控制變量專業(yè)、性別、年級、居住地進行第一次回歸分析，得出調(diào)整后的R2值為0.264，模型擬合度良好。F檢驗值為62.057且在0.01的水平上顯著，回歸系數(shù)B值為0.629大于0且在0.01的水平上顯著，說明金融素養(yǎng)會顯著地正向影響大學生理財，因此可以進行下一步檢驗。

其次檢驗金融素養(yǎng)對理財意愿的關(guān)系，在模型2的分析中，將金融素養(yǎng)作為自變量、理財意愿作為因變量，放入控制變量專業(yè)、性別、年級、居住地進行第二次回歸分析，得到調(diào)整后的R2值為0.386，模型擬合度良好。F檢驗值為107.608且在0.01的水平上顯著，回歸系數(shù)B值為0.698大于0且在0.01的水平上顯著，說明金融素養(yǎng)會顯著地正向影響理財意愿，因此可以進行下一步檢驗。

再次檢驗理財意愿對大學生理財?shù)年P(guān)系，在模型3的分析中，將理財意愿作為自變量、大學生理財作為因變量，放入控制變量專業(yè)、性別、年級、居住地進行第三次回歸分析，得到調(diào)整后的R2值為0.345，模型擬合度良好。F檢驗值為90.363且在0.01的水平上顯著，回歸系數(shù)B值為0.646大于0且在0.01的水平上顯著，說明理財意愿會顯著地正向影響大學生理財，因此可以進行下一步檢驗。

最后檢驗金融素養(yǎng)、理財意愿同時對大學生理財?shù)挠绊?，在模?的分析中，同時將金融素養(yǎng)和理財意愿作為自變量、大學生理財作為因變量，放入控制變量專業(yè)、性別、年級、居住地進行第四次回歸分析，得到調(diào)整后的R2值為0.373，模型擬合度良好。F檢驗值為85.191且在0.01的水平上顯著，金融素養(yǎng)對大學生理財?shù)幕貧w系數(shù)B值由模型1中的0.629在0.01的水平上顯著，加入中介理財意愿后，下降為0.287在0.1的水平上顯著。綜上所述，四個模型所得出的結(jié)果可表明理財意愿在金融素養(yǎng)與大學生理財之間具有部分中介效果。

六、結(jié)果分析

本研究通過對過往文獻的回顧，探究了福建省大學生在金融素養(yǎng)、理財意愿和大學生理財行為三者之間的關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上進一步提出假設(shè)、構(gòu)建理論模型。通過發(fā)放問卷的方式進行調(diào)查，然后采用統(tǒng)計數(shù)據(jù)分析的方法，將假設(shè)檢驗逐一驗證。實證分析的結(jié)果與假設(shè)一致，得到以下結(jié)論，詳細資料請參考表1。

七、結(jié)論與建議

本研究對福建省在校大學生發(fā)放問卷調(diào)查，對大學生理財行為的影響因素進行實證分析。提出如下建議：第一，大學生應(yīng)該提高金融素養(yǎng)和理財意識，在生活中有意識地關(guān)注金融信息、了解財經(jīng)資訊，主動參與到與金融活動相關(guān)的課程和實踐中，成為一名具有“財商”意識的高校生。第二，在家庭中營造理財氛圍，家長作為孩子啟蒙的導(dǎo)師，從小培養(yǎng)孩子儲蓄、消費規(guī)劃等，在家庭日常生活中以身作則做好家庭資產(chǎn)配置規(guī)劃等，讓大學生在耳濡目染的環(huán)境中形成良好的金融素養(yǎng)和理財意識。第三，在學校中營造良好的理財氛圍，在課程安排中適當開設(shè)金融理財相關(guān)課程，組織金融理財相關(guān)活動，有意識地培養(yǎng)大學生的金融素養(yǎng)和理財意識。第四，理財市場中針對大學生理財?shù)捻椖枯^少，理財機構(gòu)根據(jù)大學生可支配收入較少的特點推出適當?shù)睦碡敭a(chǎn)品，既可以發(fā)揮其相應(yīng)的作用促進理財市場的發(fā)展，也可以為金融市場培養(yǎng)更多的參與者。（作者單位：泉州職業(yè)技術(shù)大學）

（責任編輯：吳輝）