大学生理财行为影响因素探究

福建省是一个经济较为发达的省份。随着居民的理财意识觉醒，金融理财需求增加，个人理财成为热门话题。大学生群体拥有着较高的学历和较高的智商，有着较强的包容性和接纳性，部分大学生也纷纷投身到这股投资理财的热潮中来。本文拟论述金融素养和大学生理财的内在联系，通过理财意识的中介变量，阐明其给大学生参与理财活动带来的影响。并根据本研究的结果对大学生、家庭、高校和理财市场等方面提出具有建设性的建议和启示。

研究综述

魏蓉蓉等（2022）运用线性模型和中介效应模型实证研究发现，金融素养对大学生理财行为有正面影响。张攀红等（2022）做了青年投资理财的相关研究，发现理财素养的提高对青年参与投资理财意愿的提高是有帮助的。龙婉莹（2021）提出培养大学生的理财意识是促进大学生进行投资理财的前提条件。李浩然等（2022）发现当今大学生金融意识存在一定的局限性，提出金融基础知识等因素对大学生的投资理财具有显而易见的影响。本文在已有文献资料的基础上，提出以下假设：1.金融素养能够给大学生理财行为带来明显的正面影响。2.金融素养可以显著正向影响大学生的理财意愿。3.理财意愿可以显著正向影响大学生的理财行为。4.理财意愿在金融素养影响大学生理财行为的过程中起到中介作用。

研究方法

本研究采用问卷调查法，运用问卷星向福建省高校大学生提出问题并收集最终数据，问卷以未匿名方式填写并告知填写人其信息会被严格保密。因此，问卷发放的流程相对简单和清晰。本研究对10所入样的高校，各发放100份调查问卷，共计发放1000份调查问卷，剔除答卷时间过短低于60秒以及对调查中存在的严重不合理的问卷后，最终得到有效问卷850份，大于最低样本量，符合要求。

研究结果

一、信度分析

金融素养量表的内部一致性指标值（Cronbach'sα）为0.794，理财意愿量表的内部一致性指标值（Cronbach'sα）为0.871，理财行为量表的内部一致性指标值（Cronbach'sα）为0.851，三个量表内部一致性指标值（Cronbach'sα）均介于0.7―0.9之间，意味着量表内部的一致性较好，说明本问卷用于调查金融素养对大学生理财行为的影响具有一定可信度。

二、效度分析

金融素养量表KMO系数为0.833，理财意愿量表KMO系数为0.893，大学生理财行为量表KMO系数为0.866，三个量表KMO系数均大于0.6且显著性小于0.05，表明以上量表适合做探索因子分析，即本问卷的设计是具有一定的合理性的。

三、相关性分析

本研究使用 SPSS 的 Pearson 相关分析法对金融素养、理财意愿和大学生理财之间相关性进行探究。结果显示：金融素养与理财意愿的相关系数为0.621且显著性P小于0.01，说明金融素养与理财意愿二者间是显著正相关关系。金融素养与大学生理财之间的相关系数为0.474，显著性P小于0.01，说明金融素养与大学生理财二者是显著正相关关系。理财意愿与大学生理财的相关系数为0.545，显著性P小于0.01，说明理财意愿和大学生理财之间是显著正相关关系。可见，在研究的变量方面，金融素养、理财意愿与大学生理财两两间均存在显著正相关。

四、回归性分析

（一）金融素养对大学生理财的回归分析

本部分研究把金融素养作为自变量，把大学生理财作为因变量，并加入控制变量建构两个模型去验证两个变量之间的关系。其中模型2以模型1作为分析基础。发现，当人口统计变量与金融素养代入回归模型 M2 后，模型M2 中调整后的R²值由模型M1中的0.042上升到0.264，说明原始变量的影响情况能够被建立的线性方程给捕捉到26.4%。共线性统计VIF值为1.021 小于5说明模型没有多重共线性问题。DW德宾-沃森的值为2.002，在1.97到2.03之间，说明自相关程度很低，非常理想。F值为62.057且在0.01的水平上显著表示回归方程显著。金融素养对大学生理财的回归系数B值为0.629大于0且在0.01的水平上显著，说明金融素养对大学生理财产生显著的正向影响。

（二）金融素养对理财意愿的回归分析

本部分研究把金融素养作为自变量，把理财意愿作为因变量，并加入控制变量建构两个模型去验证两个变量之间的关系。其中模型2以模型1作为分析基础。当人口统计变量与金融素养代入回归模型 M2 后，模型M2 中调整后的R²值由模型M1中的0.014上升到0.386，说明原始变量的影响情况能够被建立的线性方程给捕捉到38.6%。共线性统计VIF值为1.021 小于5说明模型没有多重共线性问题。DW德宾-沃森的值为2.075，在1.97到2.03之间，说明自相关程度很低，非常理想。F值为107.608且在0.01的水平上显著表示回归方程显著。金融素养对理财意愿的回归系数B值为0.698大于0且在0.01的水平上显著，说明金融素养会对理财意愿产生显著的正向影响。

（三）理财意愿对大学生理财的回归分析

本部分研究把理财意愿作为自变量，把大学生理财作为因变量，并加入控制变量建构两个模型去验证两个变量之间的关系。其中模型2以模型1作为分析基础。发现，当人口统计变量与理财意愿代入回归模型 M2 后，模型M2 中调整后的R²值由模型M1中的0.042上升到0.345，说明原始变量的影响情况能够被建立的线性方程给捕捉到34.5%。共线性统计VIF值为1.019 小于5说明模型没有多重共线性问题。DW德宾-沃森的值为1.973，在1.97到2.03之间，说明自相关程度很低，非常理想。F值为90.363且在0.01的水平上显著表示回归方程显著。理财意愿对大学生理财的回归系数B值为0.646大于0且在0.01的水平上显著，说明理财意愿会对大学生理财产生显著的正向影响。

五、中介作用检验

本部分研究主要是对理财意愿在金融素养与大学生理财之间的中介作用进行验证。利用逐层回归的分析方式，将金融素养作为自变量、大学生理财作为因变量，并加入控制变量专业、性别、年级、居住地、中介变量理财意愿构建四个模型，进行逐层回归分析。其中模型2 是以金融素养作为自变量、理财意愿作为因变量建构模型，模型3和模型4都是以模型1为分析基础。

首先检验金融素养对大学生理财的关系，在模型1的分析中，将金融素养作为自变量、大学生理财作为因变量，放入控制变量专业、性别、年级、居住地进行第一次回归分析，得出调整后的R²值为0.264，模型拟合度良好。F检验值为62.057且在0.01的水平上显著，回归系数B值为0.629大于0且在0.01的水平上显著，说明金融素养会显著地正向影响大学生理财，因此可以进行下一步检验。

其次检验金融素养对理财意愿的关系，在模型2的分析中，将金融素养作为自变量、理财意愿作为因变量，放入控制变量专业、性别、年级、居住地进行第二次回归分析，得到调整后的R²值为0.386，模型拟合度良好。F检验值为107.608且在0.01的水平上显著，回归系数B值为0.698大于0且在0.01的水平上显著，说明金融素养会显著地正向影响理财意愿，因此可以进行下一步检验。

再次检验理财意愿对大学生理财的关系，在模型3的分析中，将理财意愿作为自变量、大学生理财作为因变量，放入控制变量专业、性别、年级、居住地进行第三次回归分析，得到调整后的R²值为0.345，模型拟合度良好。F检验值为90.363且在0.01的水平上显著，回归系数B值为0.646大于0且在0.01的水平上显著，说明理财意愿会显著地正向影响大学生理财，因此可以进行下一步检验。

最后检验金融素养、理财意愿同时对大学生理财的影响，在模型4的分析中，同时将金融素养和理财意愿作为自变量、大学生理财作为因变量，放入控制变量专业、性别、年级、居住地进行第四次回归分析，得到调整后的R²值为0.373，模型拟合度良好。F检验值为85.191且在0.01的水平上显著，金融素养对大学生理财的回归系数B值由模型1中的0.629在0.01的水平上显著，加入中介理财意愿后，下降为0.287在0.1的水平上显著。综上所述，四个模型所得出的结果可表明理财意愿在金融素养与大学生理财之间具有部分中介效果。

六、结果分析

本研究通过对过往文献的回顾，探究了福建省大学生在金融素养、理财意愿和大学生理财行为三者之间的关系，并在此基础上进一步提出假设、构建理论模型。通过发放问卷的方式进行调查，然后采用统计数据分析的方法，将假设检验逐一验证。实证分析的结果与假设一致，得到以下结论，详细资料请参考表1。

七、结论与建议

本研究对福建省在校大学生发放问卷调查，对大学生理财行为的影响因素进行实证分析。提出如下建议：第一，大学生应该提高金融素养和理财意识，在生活中有意识地关注金融信息、了解财经资讯，主动参与到与金融活动相关的课程和实践中，成为一名具有“财商”意识的高校生。第二，在家庭中营造理财氛围，家长作为孩子启蒙的导师，从小培养孩子储蓄、消费规划等，在家庭日常生活中以身作则做好家庭资产配置规划等，让大学生在耳濡目染的环境中形成良好的金融素养和理财意识。第三，在学校中营造良好的理财氛围，在课程安排中适当开设金融理财相关课程，组织金融理财相关活动，有意识地培养大学生的金融素养和理财意识。第四，理财市场中针对大学生理财的项目较少，理财机构根据大学生可支配收入较少的特点推出适当的理财产品，既可以发挥其相应的作用促进理财市场的发展，也可以为金融市场培养更多的参与者。（作者单位：泉州职业技术大学）

（责任编辑：吴辉）