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    大學生理財行為影響因素探究

    2024-07-31 00:00:00游小玲謝秋釗劉瑤琪曾雨婷詹保珠
    理財·市場版 2024年7期

    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)膬仍诼?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)本研究的結果對大學生、家庭、高校和理財市場等方面提出具有建設性的建議和啟示。

    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上,提出以下假設: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份調查問卷,共計發(fā)放1000份調查問卷,剔除答卷時間過短低于60秒以及對調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。

    研究結果

    一、信度分析

    金融素養(yǎng)量表的內部一致性指標值(Cronbach'sα)為0.794,理財意愿量表的內部一致性指標值(Cronbach'sα)為0.871,理財行為量表的內部一致性指標值(Cronbach'sα)為0.851,三個量表內部一致性指標值(Cronbach'sα)均介于0.7―0.9之間,意味著量表內部的一致性較好,說明本問卷用于調查金融素養(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,即本問卷的設計是具有一定的合理性的。

    三、相關性分析

    本研究使用 SPSS 的 Pearson 相關分析法對金融素養(yǎng)、理財意愿和大學生理財之間相關性進行探究。結果顯示:金融素養(yǎng)與理財意愿的相關系數(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關系。金融素養(yǎng)與大學生理財之間的相關系數(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關系。理財意愿與大學生理財?shù)南嚓P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關系??梢?,在研究的變量方面,金融素養(yǎng)、理財意愿與大學生理財兩兩間均存在顯著正相關。

    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兩個模型去驗證兩個變量之間的關系。其中模型2以模型1作為分析基礎。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兩個模型去驗證兩個變量之間的關系。其中模型2以模型1作為分析基礎。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兩個模型去驗證兩個變量之間的關系。其中模型2以模型1作為分析基礎。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模型,模型3和模型4都是以模型1為分析基礎。

    首先檢驗金融素養(yǎng)對大學生理財?shù)年P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系,并在此基礎上進一步提出假設、構建理論模型。通過發(fā)放問卷的方式進行調查,然后采用統(tǒng)計數(shù)據(jù)分析的方法,將假設檢驗逐一驗證。實證分析的結果與假設一致,得到以下結論,詳細資料請參考表1。

    七、結論與建議

    本研究對福建省在校大學生發(fā)放問卷調查,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,大學生應該提高金融素養(yǎng)和理財意識,在生活中有意識地關注金融信息、了解財經(jīng)資訊,主動參與到與金融活動相關的課程和實踐中,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金融理財相關課程,組織金融理財相關活動,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)技術大學)

    (責任編輯:吳輝)

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