1. INTRODUCCIÓN

La fragilidad financiera (FF) se puede definir como una constricción derivada de un exceso de deuda en relación a los ingresos (Anderloni et al., 2012; Kim et al., 2016), o la dificultad para pagar los compromisos pendientes (Kim et al., 2016). Desde una perspectiva más psicológica, se asocia con las limitaciones económicas percibidas por los hogares para, por ejemplo, ir de vacaciones (Worthington, 2006). Siguiendo a Lin y Grace (2007), la FF puede originarse a partir de un evento adverso con gran capacidad desestabilizadora, como el fallecimiento de la persona que actúa como principal fuente de ingresos del hogar, así como por diferentes factores que se interrelacionan y se complementan (O'Connor et al., 2019).

Una situación de FF se convierte en un problema grave si alcanza un carácter estructural, retratando una situación de insolvencia a largo plazo incubada por un balance doméstico escasamente saneado (Leika y Marchettini, 2017). Esta perspectiva a largo plazo es la predominante en las familias europeas, en general, y en las españolas en particular. Según Fasianos et al. (2014), uno de cada cinco hogares españoles se encontraba en una situación de inseguridad financiera al inicio de la Gran Recesión de 2007-08. Una década más tarde, Arellano y Cámara (2020) señalaban que uno de cada tres hogares españoles podía ser considerado financieramente vulnerable. La actual situación económica, marcada por la incertidumbre y por la inestabilidad, habrá deteriorado todavía más la maltrecha situación financiera de muchas familias. Sin olvidarnos de la crisis económica provocada por la COVID-19, la segunda mitad de 2021 ha venido marcada por un vertiginoso ascenso de la inflación que ha alcanzado, durante los primeros meses de 2022, registros no vistos en décadas. En consecuencia, los hogares se han visto obligados a planificar mejor sus procesos de consumo y a llevar a cabo un control más exhaustivo de sus gastos.

A medida que indicadores como los previamente citados han saltado a la palestra, la preocupación de los responsables políticos también ha ido en aumento, ante un problema que puede generar importantes distorsiones tanto a nivel micro como macroeconómico. Así, un hogar financieramente frágil presenta un mayor riesgo de exclusión bancaria (Daud et al., 2019) y de pobreza (Ali et al., 2020); además, su incapacidad para pagar los compromisos crediticios puede poner en jaque la estabilidad de las instituciones financieras y, en último término, la de todo el sistema económico (Ali et al., 2020).

En este contexto, los académicos han estudiado la prevalencia de la FF en diferentes colectivos, con el fin de aportar recomendaciones que reviertan esta situación. En consonancia, los trabajos sobre la FF de los hogares se han incrementado exponencialmente en la última década (Fasianos et al., 2014). Sin embargo, carecer de una definición homogénea del fenómeno y de estadísticas apropiadas ha provocado ciertas deficiencias en su medición. Así, por ejemplo, el uso de una única variable referida a un solo aspecto financiero del hogar (endeudamiento, consumo o ahorro), y desde una perspectiva mayoritariamente objetiva, ha llevado a concebir la FF como un fenómeno binario: se “es o no” financieramente frágil. Dicho de otro modo, la literatura adolece de una escasez de medidas graduales, integradoras de diferentes perspectivas (O'Connor et al., 2019) y que, en último término, añadan la percepción que los individuos tienen de su situación financiera. Estos gaps de la literatura se encuentran también en los escasos estudios que en España analizan el tema ‒en concreto, y hasta donde sabemos, solo Arellano y Cámara (2021)‒ y para los que lo tratan de manera indirecta (Fasianos et al., 2014; Terraneo, 2018; Álvarez et al., 2020).

En este sentido, el presente trabajo tiene dos objetivos fundamentales. Desde una perspectiva comparada con el resto de España, se analiza, en primer lugar, el nivel de FF de los hogares gallegos, y, en segundo lugar, en qué medida dicha situación de FF se relaciona con algunas de sus características sociodemográficas, económicas y conductuales. Para lograrlo, construimos una medida de FF que corrige los gaps mencionados, además de medidas adicionales que permiten capturar distintas dimensiones (objetiva o autopercibida) del fenómeno. El análisis se apoya en una muestra de 8.554 personas representativa en el ámbito de la comunidad autónoma. Este enfoque territorial, apenas considerado en la literatura, resulta especialmente relevante en España, al constar la diversidad cultural y socioeconómica del país. Es posible que estas diferencias impacten en los hábitos financieros de los residentes en diferentes regiones, así como en la composición de sus carteras de activos; e influyan en su situación de FF (Chuliá y Rodríguez, 2007). En cuanto al primer objetivo, aproximadamente ocho de cada diez gallegos se encuentran en niveles bajos de FF. Pese a que estos resultados denotan un menor nivel de vulnerabilidad en comparación a la submuestra hecha para el resto de España, los gallegos se perciben más limitados por su situación financiera, esto es, autoperciben un mayor nivel de FF. En cuanto al segundo objetivo, los ingresos y la capacitación financiera del individuo son factores amortiguadores de la FF tanto en Galicia como en el resto de España. Adicionalmente, se comprueba que un mayor nivel educativo reduce la probabilidad de experimentar un alto nivel de FF autopercibida individual, mientras que la relación contraria se experimenta cuando se habita en un hogar con menores a cargo. Estos resultados, similares en ambas submuestras, no ocultan diferencias destacables. En comparación con España, el impacto de la capacitación financiera resulta menos relevante en Galicia, mientras que la inclusión financiera se relaciona positivamente con la FF.

Tras esta introducción, el trabajo presenta la siguiente estructura. La segunda sección se reserva para el análisis de la literatura más reciente sobre la medición de la FF. La tercera sección presenta la metodología empírica, el índice sintético de FF y los resultados de los análisis univariantes. A continuación, la cuarta sección detalla los resultados más relevantes del análisis multivariante. Por último, la quinta sección sintetiza los principales hallazgos de la investigación.

2. MEDICIÓN DE LA FRAGILIDAD FINANCIERA: REVISIÓN DE LA LITERATURA

En la última década, la FF de los hogares ha alcanzado un peso destacable en las agendas políticas y en las investigaciones centradas en las finanzas personales. A pesar de ello, no existe una definición de FF comúnmente aceptada (O’Connor et al., 2019). En concreto, la literatura académica ha seguido diferentes enfoques al abordar su conceptualización. Mientras algunas investigaciones han estudiado el endeudamiento doméstico y los comportamientos de los hogares con deudas pendientes (Disney y Gathergood, 2011; Allgood y Walstad, 2016; Ray et al., 2019), otros autores han considerado comportamientos asociados al consumo/ahorro, tales como la capacidad para cubrir gastos corrientes durante un período de tiempo (Loke, 2015) o para disponer de ahorros (de emergencia) para afrontar un apuro el próximo mes (Lusardi et al., 2011; Friedline y West, 2016; West y Mottola, 2016; Philippas y Avdoulas, 2020).

Más amplias son las conceptualizaciones que consideran como financieramente frágiles aquellos hogares que no pueden permitirse hacer lo que desean (Worthington, 2006), o mantener su nivel de vida (O'Connor et al., 2019) ante cambios en las condiciones macroeconómicas (Ali et al., 2020). Este último grupo de definiciones resulta más apropiado para comprender el fenómeno de la FF (O’Connor et al., 2019), ya que esta perspectiva asume que cualquier hogar puede ser financieramente vulnerable en algún grado, en lugar de concebir la FF como un fenómeno binario, donde los hogares “son o no son” vulnerables.

En todo caso, no existe una definición homogénea de FF capaz de profundizar en los márgenes reales del concepto. Esta carencia se aprecia en la diversidad de variables que los estudios empíricos han utilizado para medir la FF (Tabla 1). En un afán de sistematizar tales medidas, un primer criterio de clasificación considera parámetros asociados o bien al endeudamiento, o bien a los comportamientos de ahorro o consumo. Así, algunos trabajos tienen en cuenta exclusivamente medidas de endeudamiento o de uso de productos de crédito, como las tarjetas bancarias (Allgood y Walstad, 2016; Disney y Gathergood, 2011). Sin embargo, la mayoría recurre a hábitos financieros domésticos como la capacidad para satisfacer desembolsos imprevistos (Lusardi et al., 2011; Philippas y Avdoulas, 2020), cubrir los gastos de sustento (Loke, 2015) tales como las facturas por suministros de luz, agua o línea telefónica (McCarthy, 2011; Parise y Peijnenburg, 2019), o el nivel de pobreza material manifestada por los hogares (Yusof et al., 2015). Ahora bien, apenas se han contemplado ambas perspectivas simultáneamente, siendo la excepción Anderloni et al. (2012), Disney y Gathergood (2011) y Yusof et al. (2015).

Un segundo criterio distinguiría entre medidas objetivas y subjetivas (Fasianos et al., 2014). Mientras las primeras provienen de una fuente de datos externa al individuo, las segundas vienen modeladas por la percepción del individuo ante sus circunstancias financieras (O'Connor et al., 2019). Aunque los indicadores objetivos son mayoritarios, su consideración exclusiva genera un retrato parcial de la FF (O'Connor et al., 2019). Los hábitos financieros también se ven afectados por la autopercepción de las circunstancias financieras del individuo (Brüggen et al., 2017), siendo limitado el número de investigaciones que aúnan ambos enfoques (Disney y Gathergood, 2011; McCarthy, 2011; Anderloni et al., 2012; Yusof et al., 2015).

Un tercer criterio tiene en cuenta la operativización de las variables de FF. Así, lo habitual en los trabajos es considerar indicadores dicotómicos, que indican si el hogar es “financieramente frágil o no”. Este tipo de variables incluidas en el análisis del endeudamiento doméstico (Allgood y Walstad, 2016; Ray et al., 2019) o de la disponibilidad de fondos de emergencia (Lusardi et al., 2011; Friedline y West, 2016; West y Mottola, 2016; Philippas y Avdoulas, 2020), chocan con la conceptualización gradual de la FF. En cambio, las medidas apoyadas en indicadores numéricos (Yusof et al., 2015) o escalas Likert (Giannetti et al., 2014) favorecerían este enfoque.

Por último, un cuarto criterio distinguiría aquellos trabajos que miden la FF basándose en una o en varias variables. Los primeros, aunque son mayoritarios (Tabla 1), no consideran distintos aspectos de la gestión financiera del hogar asociados con la FF (hábitos de consumo, ahorro o endeudamiento), ni armonizan las aproximaciones objetiva y autopercibida del fenómeno. Los segundos son menos (Disney y Gathergood, 2011; McCarthy, 2011; Yusof et al., 2015; Allgood y Walstad, 2016; Chotewattanakul et al., 2019) y, si bien superan los inconvenientes de utilizar una sola variable, proporcionan una fotografía “fragmentada” de la FF doméstica. Escapan a esta clasificación los trabajos de Anderloni et al. (2012) y Daud et al. (2019), al construir un índice sintético de FF a partir de la consideración de varias variables relativas a la situación financiera del hogar; capaz de profundizar en la comprensión de un fenómeno gradual, multidimensional y, a la vez, subjetivo, como el de la FF (O'Connor et al., 2019).

La mayoría de trabajos han estudiado el impacto de factores sociodemográficos (edad, género o estado civil), económicos (nivel de ingresos o situación laboral) y, en menor medida, conductuales (alfabetización financiera) sobre la FF de los individuos u hogares. En España, hasta donde sabemos, solo Arellano y Cámara (2021) han analizado este tema de un modo directo. Para medir la FF utilizan una sola variable categórica, que considera la capacidad para afrontar los gastos corrientes del hogar en caso de pérdida de la fuente principal de ingresos, aplicándola a dos submuestras referidas al País Vasco y al resto de España. Para el País Vasco, los autores concluyen que cuanto mayor es el nivel educativo y de ingresos del hogar, así como el nivel de conocimientos financieros, menor es el grado de FF experimentado. Estas evidencias se repiten para la muestra referida al resto de España, donde, además, la edad y el hecho de estar empleado se relacionan negativamente con la FF.

Sin hablar explícitamente de FF, otros trabajos referidos a España han analizado este aspecto apoyándose también en una sola variable. Así, Álvarez et al. (2020) utilizan una variable dicotómica referida a la disponibilidad de ahorros de emergencia. Análogamente, otros autores han estudiado la FF en España, pero desde una óptica internacional; es el caso de Terraneo (2018) y de Fasianos et al. (2014). Mientras el primer trabajo analiza la carga de la deuda relativizada en función del ingreso (variable continua), el segundo tiene en cuenta el margen financiero neto (variable binaria). Según Álvarez et al. (2020), la competencia financiera se asocia positivamente con los ahorros de emergencia, al igual que la edad y el nivel de ingresos, llegando a conclusiones análogas a las de Fasianos et al. (2014). Sin embargo, Terraneo (2018) afirma que los ingresos están positivamente relacionados con el endeudamiento.

En definitiva, el estudio de la FF de los hogares se ha apoyado casi exclusivamente en medidas individuales que, pocas veces, ayudan a entender la FF como un fenómeno gradual. En el presente trabajo proponemos un índice sintético, similar al de Anderloni et al. (2012) y Daud et al. (2019), que permite abordar el fenómeno como multidimensional y gradual. Utilizamos dicho índice en el análisis tanto del nivel de FF de los hogares de Galicia (primer objetivo) como de las relaciones que este nivel puede mantener con las características sociodemográficas, económicas y conductuales de sus miembros (segundo objetivo). De este modo, no solo se identifica el perfil de los hogares gallegos financieramente frágiles, sino que también se aprecia si es diferente al de los hogares del resto de España, o del País Vasco (Arellano y Cámara, 2021). Esta perspectiva comparada resulta especialmente interesante al ser España un país de marcadas diferencias sociales, culturales y económicas entre sus diferentes comunidades autónomas (CC.AA.) Instituto Nacional de Estadística [(INE), 2021].

3. METODOLOGÍA

3.2. Variables

3.2.1. El índice de fragilidad financiera: Análisis de Componentes Principales No Lineales

En este estudio se propone un indicador de FF que supera algunas carencias atribuibles a los trabajos previos (Anderloni et al., 2012; Daud et al., 2019). Adoptando una definición amplia de FF, el indicador sintetiza diferentes medidas (véase la Tabla 2) que otros trabajos consideran de manera aislada, tales como la incapacidad para cubrir gastos extraordinarios (Emmons y Noeth, 2013) o el pago puntual de facturas y deudas (Loke, 2015), así como la valoración subjetiva de la “presión financiera” del hogar (Baldini et al., 2020). Así, ya Domínguez y Núñez (2013) señalaban como indicadores del incremento de la exclusión social de los hogares españoles, tras la crisis financiera de 2008, el aumento en el número de hogares que pagaba con retraso sus facturas o que tenía problemas para afrontar pagos imprevistos.

La Tabla 2 proporciona, además, los análisis descriptivos de cada cuestión, aspecto que detalla distintas dimensiones de la situación de FF que viven los hogares en Galicia (primer objetivo). El 57,13% de los gallegos manifestaron estar de acuerdo o totalmente de acuerdo con que su situación financiera limita su día a día, frente al 50,59% del resto de españoles. En el resto de cuestiones, aun no existiendo grandes diferencias, un mayor porcentaje de gallegos aporta respuestas compatibles con una mayor resiliencia financiera. Así, el 95,1% de la población gallega afirma estar de acuerdo o totalmente de acuerdo con que paga sus facturas a tiempo (2,75 puntos porcentuales por encima de la muestra para el resto de España). En idéntico sentido, la población gallega se percibe menos endeudada; un 9,5% de los gallegos estaría de acuerdo o totalmente de acuerdo con que padece sobreendeudamiento, frente al 13,18% de sus homólogos del resto de España.

Por otro lado, poco más de un 25% de los gallegos residían en hogares con déficit doméstico durante el año previo a la recogida de datos (el valor para la submuestra no gallega es 1,65 puntos porcentuales superior). Un 38,62% de gallegos pertenecen a hogares con suficientes ahorros para cubrir sus gastos corrientes durante un año o más en caso de perder su principal fuente de ingresos, frente al 34,26% de sus homólogos del resto de regiones. Por último, menos del 10% de gallegos viven en hogares que habrían incurrido en mora al pagar sus deudas durante los doce meses previos (para el resto de España el porcentaje se eleva hasta el 12,26%).

Lo llamativo de los datos previamente descritos es que mientras en Galicia se reporta menos endeudamiento y unas prácticas financieras más “saludables” que en el resto de regiones, los gallegos se perciben más limitados financieramente para realizar cosas importantes.

Variable	Definición	Categorías	Valores medios
			Galicia	Resto de España
Percepción de la situación financiera actual	d0109_Mi situación financiera limita mis posibilidades de hacer cosas que considero importantes (Subjetiva; Capacidad de consumo)	(1) Totalmente en desacuerdo	7,75%	11,31%
		(2) En desacuerdo	18,52%	19,38%
		(3) Indiferente	16,44%	18,73%
		(4) De acuerdo	29,20%	25,05%
		(5) Totalmente de acuerdo	28,10%	25,54%
Pagar facturas a tiempo1	d0104_Pago las facturas a tiempo (Subjetiva; Capacidad de consumo)	(1) Totalmente en desacuerdo	0,20%	0,85%
		(2) En desacuerdo	1,09%	1,49%
		(3) Indiferente	3,61%	5,29%
		(4) De acuerdo	17,92%	15,85%
		(5) Totalmente de acuerdo	77,18%	76,52%
Percepción de sobreendeudamiento	d0111_Estoy demasiado endeudado ahora mismo (Subjetiva; Deuda)	(1) Totalmente en desacuerdo	63,98%	54,85%
		(2) En desacuerdo	16,23%	20,26%
		(3) Indiferente	10,29%	11,72%
		(4) De acuerdo	4,13%	7,27%
		(5) Totalmente de acuerdo	5,37%	5,91%
Gasto	j0200_En los últimos 12 han sido sus gastos corrientes mayores que sus ingresos (Objetiva; Capacidad de consumo)		(0) No: 73,05% - (1) Sí: 26,95%	(0) No: 71,40% - (1) Sí: 28,60%
Fondos de emergencia1 2	j0400_Si dejaran de recibir en este momento la principal fuente de ingresos de su hogar, ¿durante cuánto tiempo podría/podrían hacer frente a sus gastos corrientes sin tener que pedir prestado o cambiar de casa? (Objetiva; Capacidad de consumo)	(1) Menos de una semana	7,15%	7,76%
		(2) Menos de un mes	8,77%	8,67%
		(3) Menos de tres meses	14,12%	16,95%
		(4) Menos de seis meses	12,80%	13,05%
		(5) Menos de nueve meses	10,64%	10,38%
		(6) Menos de un año	7,91%	8,93%
		(7) Un año o más	38,62%	34,26%
Retrasos en el pago de deudas	j1000_En los últimos 12 meses ¿han tenido en su hogar dificultades económicas que hayan dado lugar a retrasos en el pago de alguna de las deudas contraídas? (Objetiva; Deuda)		(0) No: 90,07% - (1) Sí: 9,93%	(0) No: 87,74% - (1) Sí: 12,26%

Tabla 2Valores medios de las variables referidas a la FF Fuente: Elaboración propia.

Para reducir la dimensionalidad del conglomerado de variables, se optó por el Análisis de Componentes Principales No Lineales (NLPCA, por sus siglas en inglés) como herramienta de investigación. Esta técnica de reducción factorial, necesaria para trabajar con indicadores escalares, se compone de dos fases enlazadas a través de un proceso iterativo. En la primera se obtienen parámetros representativos de los indicadores categóricos, que maximizan la covarianza conjunta de las variables integrantes. En la segunda se obtienen los componentes proxy de las variables categóricas, utilizando la clásica técnica de componentes principales (Ferrari y Salini, 2011). La validez de los datos disponibles se contrasta mediante el test de esfericidad de Bartlett, que rechaza la hipótesis nula de correlación entre indicadores (p < 0,000), y la prueba de Kaiser-Meyer-Ohlin (KMO), que obtiene un valor de 0,778. En definitiva, los seis indicadores iniciales (Tabla 2) fueron reagrupados en tres factores que aglutinan un 71,43% de varianza explicada. La Tabla 3 detalla los pesos factoriales que relacionan cada variable original, previamente recodificada en términos binarios1, con su componente más representativo.

Variable original de Fragilidad Financiera (recodificada)	Primer componente	Segundo componente	Tercer componente	Cargas factoriales cruzadas
d0109	0,812	-0,096	0,245	0,812
d0104	-0,007	0,826	0,218	0,826
d0111	0,189	0,204	0,913	0,913
j0200	0,682	0,423	-0,134	0,682
j0400	0,662	0,297	0,223	0,662
j1000	0,359	0,738	0,076	0,738

Tabla 3Resumen de las cargas factoriales para los tres componentes factoriales Fuente: Elaboración propia.

Tras este proceso se construye un índice continuo, que es el resultado de la agregación de los diferentes valores para cada variable original recodificada, ponderados por la carga factorial de su componente más representativo (Anderloni et al., 2012), tal y como detalla la [Ecuación 1].

$\text{indice de }F{F}_c=\sum _{p=1}^{n=6}{a}_p{X}_{pi}$

[Ecuación 1] 

donde $X_{pi}$ representa la distribución de las variables de FF recodificadas y $a_p$ hace referencia a las cargas factoriales asociadas. El índice generado se mueve entre 0% (mínima vulnerabilidad) y 100% (máxima vulnerabilidad). Los análisis univariantes del índice señalan que los gallegos muestran, en promedio, un nivel de vulnerabilidad (27,42%) más bajo que el de los residentes en el resto de autonomías españolas (32,68%).

Finalmente, este indicador continuo se agrupa en tres categorías, generando una variable escala que será de utilidad en los análisis multivariantes. En este sentido, un 77,16% de los gallegos soportan niveles de FF inferiores al 33,33% (Figura 1).

Figura 1.Distribución porcentual de la población según su nivel de FF. Fuente: Elaboración propia

3.2.2. Variables independientes

El segundo objetivo de este trabajo es analizar las relaciones entre el nivel de FF y algunas de las características de la población más comúnmente referenciadas en la literatura (Fernández-López et al., 2022). Estas aparecen recogidas en la Tabla 4 junto con el promedio porcentual de personas que cumplen las características y sus niveles de FF para cada categoría de respuesta. En el ámbito de las variables sociodemográficas, se observa un mayor nivel de envejecimiento de los gallegos; su edad promedio (48,75) supera en casi dos años a la media del resto de regiones. Esta evidencia podría guardar alguna relación con el menor nivel educativo de la muestra gallega ‒mientras la mitad de los habitantes de otras regiones no habría superado el bachillerato, en Galicia este valor se aproxima al 60%‒ y el mayor peso de las mujeres dentro de su censo ̶‒al tener una mayor esperanza de vida (Borge, 2011).

El envejecimiento, junto con la menor tasa de natalidad de la población gallega en relación a la ya de por sí baja tasa de natalidad para España (de Miguel et al., 2011), también podría justificar que solo el 26,61% de los adultos en Galicia viven en hogares donde también viven menores. Con independencia de la submuestra analizada, aproximadamente dos de cada tres personas encuestadas conviven en pareja.

Más del 14% de los encuestados en Galicia se encuentran desempleados, y más de un tercio reside en hogares con ingresos anuales inferiores a 14.500 €. Las diferencias más destacables entre Galicia y el resto de España, en cuanto a las variables económicas, surgen entre los retirados. Así, un 19% de las personas entrevistadas (3 puntos porcentuales por encima de la media del resto de regiones) habrían abandonado el mercado laboral, fundamentalmente a través de la jubilación.

Para la mayoría de variables se encuentra un menor nivel de FF entre los gallegos. A su vez, los valores de FF más acusados parecen relacionarse con valores superiores de desviación típica. Este resultado podría apuntar que la FF es una problemática que le afecta a la sociedad de una manera muy desigual, viéndose acentuada en aquellos colectivos con mayores limitaciones económicas y sociales (Loke, 2015). En este sentido, destaca el papel de las variables económicas. La FF se ensaña con las personas de escasa renta y con los desempleados.

Los resultados del análisis de dispersión podrían relacionarse con los resultados de la prueba de Bonferroni. Este contraste de comparación múltiple (Miller, 1981) permite testar si existen diferencias significativas entre los valores medios de una determinada variable dependiente (en nuestro caso, el índice de fragilidad financiera derivado del procedimiento de reducción factorial) para diferentes categorías de respuesta de una variable independiente. Para la submuestra gallega, la evidencia empírica refleja, para la variable de nivel educativo, que las diferencias de medias de FF entre los grupos son distintas de 0 al comparar el primer nivel de educación secundaria (categoría 3) con la educación superior (categoría 5), y al comparar el segundo nivel de educación secundaria (categoría 4) con la educación superior (categoría 5). En todos estos casos, podemos rechazar la hipótesis nula con un nivel de significación máximo del 5%. Para la submuestra del resto de España, se encuentra un mayor número de diferencias de medias que resultan significativas, especialmente en las variables de alfabetización financiera y de inclusión. Por ejemplo, las diferencias de medias entre el nivel educativo superior (categoría 5) y el resto de niveles educativos resultan significativamente diferentes de 0. Idéntico resultado se obtiene al tomar como referencia el segundo nivel de la educación secundaria obligatoria (categoría 4).

				FF global				Test de Bonferroni
Variable	Categorías	Valores medios de las variables independientes		Valores medios de la FF según las categorías de respuesta		Desviación típica de la FF según las categorías de respuesta
		Galicia	Resto de España	Galicia	Resto de España	Galicia	Resto de España	Galicia	Resto de España
Género: Mujer		51,04% Mujer - 48,96% Hombre	50,59% Mujer - 49,41% Hombre	25,20% Mujer - 29,70% Hombre	33,40% Mujer - 31,90% Hombre	52,00% Mujer - 55,80% Hombre	58,80% Mujer - 56,80% Hombre
Edad		48,75 años	46,80 años
Estado civil: Vivir en pareja		Sí: 66,81% - No: 33,19%	Sí: 65,00% - No: 35,00%	Sí: 23,60% - No: 35,00%	Sí: 31,80% - No: 34,80%	Sí: 49,30% - No: 61,80%	Sí: 57,90% - No: 57,80%	X	X
Hogares con menores de edad: Sí		Sí: 26,61% - No: 73,39%	Sí: 31,41% - No: 68,59%	Sí: 39,90% - No: 22,90%	Sí: 40,80% - No: 28,90%	Sí: 66,60% - No: 47,90%	Sí: 63,70% - No: 54,60%	X	X
Nivel educativo	(1) Sin educación formal	1,32%	3,06%	49,50%	52,30%	74,50%	69,30%		(4) (5)
	(2) Educación primaria	21,33%	16,83%	25,50%	45,50%	50,00%	68,10%		(4) (5)
	(3) Primer nivel de la educación secundaria	31,78%	30,13%	43,20%	43,00%	62,80%	63,80%	(5)	(4) (5)
	(4) Segundo nivel de la educación secundaria	25,56%	26,07%	33,20%	33,20%	60,30%	56,00%	(5)	(5)
	(5) Educación superior (tanto vocacional como universitaria)	20,00%	23,91%	7,20%	20,00%	29,80%	46,50%	-	-
Situación laboral	(1) Empleo	51,94%	53,14%	24,90%	27,80%	52,20%	54,20%	(2)	(2) (3) (4)
	(2) Desempleo	14,20%	14,07%	50,10%	63,60%	68,60%	71,40%	(3) (4)	(3) (4)
	(3) Retiro	19,00%	15,84%	20,60%	18,40%	46,50%	45,10%		(4)
	(4) Otras situaciones	14,86%	16,94%	23,20%	35,70%	48,10%	58,20%	-	-
Ingresos anuales brutos del hogar	(1) Menos de 14.500 €	33,77%	37,18%	50,10%	59,80%	66,20%	70,70%	(2) (3)	(2) (3)
	(2) 14.500 €–45.000 €	54,57%	49,10%	18,60%	21,60%	45,90%	46,90%		(3)
	(3) Más 45.000 €	11,67%	13,73%	3,90%	6,50%	19,50%	26,20%	-	-
Preferencias hacia el riesgo: Averso		Sí: 47,90% - No: 52,10%	Sí: 43,67% - No: 56,33%	Sí: 21,20% - No: 31,40%	Sí: 35,70% - No: 29,90%	Sí: 45,50% - No: 59,30%	Sí: 60,70% - No: 55,20%
Alfabetización financiera objetiva	(0) Ninguna respuesta correcta	11,82%	13,70%	31,80%	39,90%	53,70%	62,60%		(2) (3)
	(1) Una respuesta correcta	38,63%	33,93%	31,00%	35,10%	55,10%	58,90%		(2) (3)
	(2) Dos respuestas correctas	32,41%	34,27%	28,70%	30,60%	59,30%	56,50%		(3)
Alfabetización financiera objetiva	(3) Tres respuestas correctas	17,15%	18,10%	16,50%	23,70%	40,90%	50,80%	-	-
Alfabetización financiera subjetiva	(0) Nivel muy bajo	19,93%	17,34%	28,40%	45,40%	48,60%	67,20%		(1) (2) (3) (4)
	(1) Nivel bajo	31,39%	28,47%	28,50%	34,60%	57,00%	58,60%		(2) (3)
	(2) Nivel medio	42,52%	46,29%	24,50%	28,20%	50,60%	54,10%
	(3) Nivel alto	5,77%	6,86%	41,60%	24,10%	76,50%	49,30%
	(4) Nivel muy alto	0,40%	1,04%	0,00%	21,00%	0,00%	49,30%	-	-
Inclusión financiera	(0) Ningún producto financiero	31,84%	27,76%	20,80%	45,70%	46,20%	65,70%		(1) (2)
	(1) Un producto financiero	46,33%	45,82%	27,30%	26,80%	54,00%	52,90%		(2)
	(2) Dos productos financieros	21,84%	26,42%	16,20%	12,10%	46,80%	34,50%	-	-
Competencia financiera	(0) Financieramente excluido	33,77%	30,00%	36,50%	40,90%	59,20%	63,00%	(1) (2) (3)	(1) (2) (3)
	(1) Financieramente formado	32,38%	34,16%	19,50%	31,50%	47,00%	57,00%		(2) (3)
	(2) Financieramente incluido	12,46%	13,92%	5,70%	18,00%	23,40%	40,80%		(3)
	(3) Financieramente capacitado	21,39%	21,92%	16,80%	11,00%	47,60%	34,20%	-	-

Tabla 4Análisis univariante de las variables independientes Fuente: Elaboración propia.

En lo que se refiere a las variables conductuales, la sociedad gallega es, en el ámbito financiero, más aversa al riesgo que la del resto de España. Dentro de este grupo destacan las variables referidas a la alfabetización financiera puesto que numerosos autores han estudiado la posible relación entre esta y los hábitos financieros saludables (Fernández-López et al., 2022). Inicialmente, se entendía que la mejora de los conocimientos financieros ayudaría a los individuos en la toma de decisiones financieras óptimas (Johnson y Sherraden, 2007). No obstante, las evidencias empíricas no son concluyentes al respecto (Fernandes et al., 2014), por lo que se considera insuficiente contemplar a la alfabetización financiera como el conocimiento derivado exclusivamente de acciones formativas específicas (Huston, 2010). Por esta razón, se han incluido medidas de alfabetización financiera subjetiva o autopercibida, capaces de estudiar los comportamientos financieros a través de canales como la autoestima o la negatividad (Parker et al., 2012). También se ha avanzado en la definición de medidas dotadas de una perspectiva más aplicada. Así, de la fusión de los indicadores de conocimientos financieros objetivos (“habilidad para actuar”) y de inclusión financiera (“oportunidad para actuar”) surge el concepto de la competencia financiera (Friedline y West, 2016).

En nuestros análisis tenemos en cuenta estas cuatro perspectivas de la alfabetización financiera. En primer lugar, la alfabetización financiera objetiva se mide a través del número de respuestas correctas a las cuestiones financieras, conocidas como the Big Three y enunciadas por Lusardi y Mitchell (2011), y que giran en torno a la inflación, el interés compuesto y la diversificación de carteras. En segundo lugar, la alfabetización financiera autopercibida se mide a través de una escala Likert en la que las personas entrevistadas puntúan los conocimientos financieros que perciben tener en un rango de 1 (muy bajos) a 5 (muy altos). En tercer lugar, se aproxima el grado de inclusión financiera como el número de productos financieros básicos (las imposiciones a plazo o cuentas de ahorro y las tarjetas de crédito) poseídos por los entrevistados. En último lugar, se diseña un índice de competencia financiera, que es el resultado de unificar dos variables binarias: la tenencia de cuentas de ahorro (referida a la inclusión financiera) y el haber respondido correctamente un mínimo de dos de las tres cuestiones de Lusardi y Mitchell (2011) (referidas a los conocimientos financieros objetivos). Como resultado, la variable creada se compone de cuatro categorías: personas: “financieramente excluidas” (ni disponen de cuenta de ahorro ni responden correctamente un mínimo de dos preguntas); “financieramente educadas” (responden correctamente al menos dos cuestiones pero no poseen el activo financiero); “financieramente incluidas” (disponen de cuenta de ahorro pero no alcanzan el mínimo exigido de cuestiones correctas); y personas “financieramente capacitadas” (responden correctamente dos o tres de las cuestiones financieras al tiempo que disponen de imposición a plazo).

A nivel general, el nivel de alfabetización financiera objetiva de la población española es medio. La mayoría de encuestados, tanto en Galicia como en el resto de España, consigue responder correctamente una única cuestión de las tres propuestas. No obstante, mientras aproximadamente la mitad de encuestados gallegos resuelve correctamente un máximo de una cuestión, este porcentaje cae hasta el 47,63% en la submuestra relativa al resto de España.

En relación al nivel de alfabetización financiera subjetiva, casi tres de cada cuatro españoles afirman tener un nivel medio-bajo de aptitudes financieras. Sin embargo, el porcentaje de personas que se asignan una nota muy baja resulta sensiblemente superior al de personas que no consiguen resolver correctamente ninguna cuestión sobre conocimientos financieros. Estos resultados inducen a pensar en un sesgo perceptivo que se acentúa entre los gallegos; dicho de otro modo, si bien la población gallega presenta menos alfabetización financiera objetiva, la infravalora más que la submuestra para el resto del país. Los niveles de inclusión financiera resultan más bajos también entre los gallegos; casi un tercio no tendría acceso ni a imposición a plazo ni a tarjeta de crédito.

Por último, nuestro indicador de competencia financiera también encuentra un peor nivel entre los gallegos, en relación al resto de españoles. Aunque en ambas submuestras se descubre un nivel de competencia financiera medio-bajo, el porcentaje de gallegos financieramente excluidos supera en casi 4 puntos porcentuales al de la submuestra de comparación. Sin embargo, los mayores niveles de exclusión y de incultura financiera que padece Galicia les pasan factura esencialmente a los grupos con niveles intermedios de capacitación. La diferencia entre los porcentajes de personas financieramente capacitadas en ambas submuestras ronda el 0,5%.

4. ANÁLISIS MULTIVARIANTE

A continuación, se analizan los resultados de las estimaciones realizadas para alcanzar el segundo objetivo del trabajo. La variable dependiente es el índice categórico de FF que se deriva del procedimiento de reducción factorial. Además, para explorar en qué medida los resultados son consistentes ante distintas definiciones de la variable dependiente, se han considerado tres medidas de FF adicionales: un índice de FF objetiva del hogar, un índice de FF autopercibida individual y, replicando el trabajo de Arellano y Cámara (2021), la capacidad de los hogares para afrontar los gastos corrientes en caso de pérdida de su fuente principal de ingresos.

La naturaleza de escala ordinal de los cuatro regresandos obliga a utilizar regresiones probit ordenadas 2. La Ecuación 2 muestra la estructura básica de las estimaciones:

donde $i$ es la observación asociada a cada individuo, mientras $S{D}_i,E{C}_i$ y $C_i$ denotan, respectivamente, las variables de carácter sociodemográfico, económico y conductual. Todos los modelos tienen en cuenta los regresores sociodemográficos y económicos, mientras las diferentes medidas de alfabetización financiera son incorporadas alternativamente, dando lugar a cuatro modelos en función de si incluyen la alfabetización financiera objetiva, subjetiva, la inclusión financiera o la capacitación financiera.

Mientras la variable dependiente para cada encuestado puede tomar $j$ posibles valores, en función del nivel de FF asociada a cada observación, el parámetro $F{F}_i^{\ast }$ hace referencia al regresando latente que asocia la propensión de cada individuo a padecer cada uno de los $j$ niveles de FF en función de las características aludidas por el vector de regresores, que incluye ordenada en el origen. Esta variable explicada se distribuye a través de todo el espacio real (los diferentes puntos de corte del modelo se encargan de establecer las zonas de ese espacio que se atribuyen a los diferentes niveles de la misma), y se relaciona linealmente con el vector de regresores, asumiendo que la perturbación aleatoria sigue una distribución normal estandarizada. Véase Long y Freese (2014) para una descripción más detallada.

Además, antes de estimar los modelos, se ha analizado la posible existencia de multicolinealidad entre los regresores a través de los factores de inflación de la varianza (VIF). El valor más elevado del parámetro (1,57) es significativamente inferior a 6 (Hair et al., 1998), lo que sugiere la inexistencia de dependencia lineal significativa entre los regresores.

4.1. El nivel de FF en Galicia y el resto de España: estimaciones oprobit

La Tabla 5 proporciona los coeficientes oprobit estimados para las submuestras de Galicia y del resto de España. Por su parte, la Figura 2 muestra las probabilidades estimadas de pertenecer a cada una de los tres niveles de FF (bajo, medio y alto) en función de las variables independientes que resultaron significativas en el modelo 4 3. Esta representación permite leer los resultados en términos de efectos marginales.

Con respecto a las variables sociodemográficas, los modelos apoyan que alcanzar niveles educativos superiores y residir en hogares sin menores a cargo son factores que disminuyen el nivel de FF doméstica. Así, para los gallegos la probabilidad de ser altamente frágiles es dos veces mayor cuando residen en hogares con menores a su cargo (7,10% frente a 3,39%). Por su parte, los gallegos sin menores a cargo tendrían, en términos marginales, entre un 10% y un 18% más de probabilidades de alcanzar un nivel bajo de FF. En la submuestra para el resto de regiones se reduce la influencia del regresor, situándose los efectos marginales entre el 5% y el 10% (Figura 2). Igualmente, aunque solo de un modo significativo para el resto de España, las mujeres sufren un menor nivel de FF que los hombres. Estos resultados son comunes para ambas submuestras, sugiriendo la continuidad en el proceso de desfeminización de la pobreza (Feal Pérez et al., 2013).

	Galicia				Resto de España
Regresor	Modelo 1	Modelo 2	Modelo 3	Modelo 4	Modelo 1	Modelo 2	Modelo 3	Modelo 4
	(objetiva)	(subjetiva)	(inclusión)	(capacitación)	(objetiva)	(subjetiva)	(inclusión)	(capacitación)
Género: Mujer	-0,168	-0,175	-0,23	-0,218	-0,088*	-0,084*	-0,059	-0,078
Edad	-0,171	-0,22	-0,294	-0,134	-0,147*	-0,156*	-0,139	-0,195*
Estado civil: Vivir en pareja	-0,175	-0,125	-0,149	-0,163	-0,059	-0,034	0,056	0,041
Hogares con menores de edad: Sí	0,604***	0,618***	0,483*	0,423*	0,304***	0,305***	0,262***	0,261***
Nivel educativo	-0,215**	-0,211**	-0,165†	-0,093	-0,113***	-0,108***	-0,092***	-0,100***
Situación laboral [categoría base: empleo]
Desempleo	0,423*	0,418*	0,445†	0,329	0,349***	0,350***	0,337***	0,358***
Retiro	0,005	0,044	0,114	0,1	-0,437***	-0,479***	-0,514***	-0,451***
Otras situaciones	-0,073	-0,059	0,009	-0,013	0,001	0,010	-0,053	-0,021
Ingresos anuales brutos del hogar [categoría base: < 14.500 €]
14.500 €–45.000 €	-0,653***	-0,622***	-0,694***	-0,630**	-0,676***	-0,672***	-0,675***	-0,694***
> 45.000 €	-1,357***	-1,319***	-1,336***	-1,284***	-1,283***	-1,285***	-1,189***	-1,225***
Preferencias hacia el riesgo: Averso	-0,248†	-0,284†	-0,379*	-0,505**	0,154***	0,143***	0,153**	0,167**
Alfabetización financiera objetiva [categoría base: Ninguna respuesta correcta]
Una respuesta correcta	0,09				-0,001
Dos respuestas correctas	0,136				0,026
Tres respuestas correctas	0,08				-0,023
Alfabetización financiera subjetiva [categoría base: Nivel muy bajo]
Nivel bajo		0,104				-0,085
Nivel medio		-0,036				-0,115*
Nivel alto		0,418				-0,051
Nivel muy alto		-4,819***				-0,218
Inclusión financiera [categoría base: Ningún producto financiero]
Un solo producto financiero			0,418*				-0,227***
Dos productos financieros			0,047				-0,581***
Competencia financiera [categoría base: Financieramente excluido]
Financieramente formado				-0,327				-0,048
Financieramente incluido				-1,222***				-0,440***
Financieramente capacitado				-0,485†				-0,546***
Comunidades autónomas [categoría base: Comunidad de Madrid]
Andalucía					-0,070	-0,098	-0,242*	-0,267**
Aragón					-0,399***	-0,421***	-0,517***	-0,487***
Principado de Asturias					-0,330**	-0,340**	-0,429***	0,450***
Islas Baleares					-0,033	-0,058	-0,167	-0,164
Canarias					-0,066	-0,067	-0,308*	-0,321*
Cantabria					-0,267*	-0,290**	-0,393**	-0,415**
Castilla y León					-0,440***	-0,465***	-0,538***	-0,549***
Castilla-La Mancha					-0,301***	-0,352***	-0,428***	-0,438***
Cataluña					-0,087	-0,085	-0,190*	-0,212*
Comunidad Valenciana					-0,127	-0,153†	-0,279**	-0,275**
Extremadura					-0,589***	-0,694***	-0,758***	-0,743***
Región de Murcia					-0,266**	-0,292**	-0,406***	-0,395**
Comunidad Foral de Navarra					-0,201	-0,198	-0,341*	-0,365*
País Vasco					-0,383***	-0,402***	-0,514***	-0,518***
La Rioja					-0,323**	-0,306**	-0,410**	-0,491***
1er corte	-1,084	-1,24	-1,235	-0,938	-0,895**	-0,999***	-1,040**	-1,242***
2º corte	0,012	-0,142	-0,225	0,105	0,233	0,122	0,104	-0,081
Wald X2 (d.f.)	79,15 (14)	966,37 (15)	52,82 (13)	59,81 (14)	737,02 (29)	773,66 (30)	564,47 (28)	571,37 (29)
Pseudo R2	0,1344	0,1351	0,1336	0,1538	0,1192	0,1221	0,1408	0,1426
Observaciones	428	444	339	334	5.976	6.121	4.411	4.388

Tabla 5Estimaciones oprobit para el índice categórico de FF Fuente: Elaboración propia.

Figura 2.Predicciones medias ajustadas Fuente: Elaboración propia

Centrándonos en las variables económicas, se confirma la relación negativa entre el nivel de ingresos y la FF (Giannetti et al., 2014; West y Mottola, 2016; Loke, 2017) para ambas submuestras. Según la Figura 2, para la población gallega la probabilidad de situarse en un nivel medio de FF es (aproximadamente) dos y cuatro veces mayor cuando percibe ingresos bajos, en comparación con la que percibe ingresos medios y altos, respectivamente. Estas relaciones se mantienen para el resto de España. Por el contrario, la probabilidad de pertenecer al grupo altamente vulnerable es de 8,27% para aquellos individuos con ingresos bajos, y de 0,54% para aquellos con ingresos altos; esto es, los efectos marginales muestran que, de media, los hogares con ingresos altos tienen una probabilidad 7,73 puntos porcentuales menor de pertenecer a los altamente vulnerables en comparación con los hogares de ingresos bajos. A grandes rasgos, la fiabilidad de los pesos predichos mejora para la submuestra del resto de regiones, obteniéndose un intervalo de error más pequeño

Por su parte, el desempleo se relaciona positivamente con la FF (Tabla 5). La diferencia entre Galicia y el resto de España surge en torno a la situación de las personas jubiladas; mientras en el resto de regiones esta situación laboral se asocia claramente con un menor nivel de FF, en Galicia esta relación no es significativa y, además, mantiene el signo contrario.

Los resultados de las variables conductuales ofrecen tres diferencias interesantes entre Galicia y el resto de España. En primer lugar, mientras la aversión al riesgo reduce la FF en Galicia, la relación opuesta se encuentra para el resto de España; es decir, los individuos aversos al riesgo experimentan más FF. En segundo lugar, la inclusión financiera se asocia negativamente con la FF en España. Por el contrario, el hecho de tener al menos un producto financiero se relaciona positivamente con la FF en Galicia. Detrás de este resultado podría estar la tentación de hacer un uso poco adecuado de los productos financieros, por ejemplo a través de hábitos de compra compulsiva entre los titulares de tarjetas de crédito (Cavalletti et al., 2020). No obstante, este resultado debería ser investigado en mayor profundidad. En tercer lugar, las relaciones entre competencia financiera y FF son más consistentes en el resto de España. Así, la Figura 2 muestra que para los españoles la probabilidad de ser altamente frágiles es aproximadamente 3 veces mayor cuando se encuentran financieramente excluidos, en comparación con los que están financieramente capacitados (6,69% frente a 2,42%). Esta probabilidad estimada disminuye como máximo 3,2 puntos porcentuales a medida que mejora la competencia financiera del hogar. Esta tendencia también se aprecia en los gallegos, pero no resulta tan lineal. Es más, las evidencias sugieren que la tenencia de cuentas de ahorro es más relevante a la hora de reducir la probabilidad de experimentar FF en Galicia que en el resto de España.

Finalmente, los modelos afirman claramente que los niveles de FF en ocho CC.AA. son más bajos que los de un individuo equivalente de la Comunidad de Madrid. Destacamos la relación negativa y significativa encontrada para Extremadura o para Castilla-La Mancha, dos de las regiones con menor renta per cápita de España (INE, 2021). En definitiva, el desarrollo económico no parece un factor sustancialmente asociado a la reducción de la FF. Según Fuenzalida y Ruiz-Tagle (2010), los países con mayor PIB per cápita también serían los más endeudados en términos relativos.

5. CONCLUSIONES

Las finanzas domésticas actuales, todavía afectadas por las consecuencias económicas de la COVID-19, se encuentran sometidas a fuertes tensiones originadas por una realidad socioeconómica compleja, volátil e incierta. Así, una porción creciente de hogares presenta problemas para pagar sus deudas en tiempo y forma, o carecen de ahorros suficientes para asumir gastos inesperados. Por si fuera poco, recientemente se ha dado un implacable ascenso en el nivel de precios que obliga a los hogares a contener su ritmo de gasto y a planificar mejor sus decisiones financieras. Esta realidad incomoda a unas autoridades públicas que precisan de mayor conocimiento para garantizar la efectividad de las medidas implementadas y radiografiar el estado de FF en sustratos poblacionales específicos.

Esta investigación describe la situación de FF de los hogares gallegos en comparación con los del resto de España (objetivo 1), relacionándola con sus circunstancias socioculturales, económicas y conductuales (objetivo 2). Para ello, se ha trabajado con 8.554 observaciones de individuos entre 16 y 79 años, de los que aproximadamente un 7% corresponden a Galicia.

En relación con el primer objetivo, un 77,16% de los gallegos se acumulan en la categoría “baja FF”, y los porcentajes en las categorías “media” y “alta” son inferiores a los que se dan en el resto de España. Profundizando en las variables que integran el índice, la población gallega se percibe más limitada por su situación financiera que la del resto de regiones españolas. Sin embargo, menos del 5% de gallegos considera que tiene demasiados créditos pendientes, poco más del 25% viviría en hogares con gastos superiores a los ingresos durante el año previo a la entrevista, y solo un 30% residiría en hogares sin fondos de emergencia para un trimestre. Este resultado parece más relacionado con las circunstancias económicas que con una situación de FF. Así, el nivel de desempleo en Galicia es ligeramente superior al promedio para el resto de España, pese a contar Galicia con un porcentaje mucho mayor de personas jubiladas (la edad media en Galicia supera en casi dos años a la media del resto de España). En definitiva, la población gallega muestra en mayor medida comportamientos financieros saludables, si bien se percibe más limitada en su vida diaria por su situación financiera. Esto puede relacionarse con un mayor alejamiento del sistema financiero, tanto a nivel de conocimientos como de activos disponibles.

En relación al segundo objetivo, el mayor nivel de ingresos reduce claramente la FF en Galicia, con independencia de que esta se mida globalmente, o bien considerando sus dimensiones objetiva o subjetiva o, incluso, centrándonos solo en la tenencia de ahorros de emergencia. Por su parte, la capacitación financiera se relaciona negativamente con la FF de los individuos y de los hogares gallegos. Estos resultados son consistentes con independencia de cómo se haya medido la FF. Por su parte, dentro del resto de variables de naturaleza sociodemográfica y económica, destaca la relación negativa del nivel educativo con la FF autopercibida y con la tenencia de ahorros de emergencia, mientras que el residir en hogares con menores a cargo incrementa la probabilidad de experimentar una mayor vulnerabilidad en ambas variables.

En comparación con España, el fenómeno de la FF en Galicia presenta tres singularidades importantes que merecen un mayor nivel de estudio. En primer lugar, la relación de la capacitación financiera con la FF resulta menos consistente en Galicia. En segundo lugar, la inclusión financiera se relaciona positivamente con la FF de la población gallega y negativamente con la de la población española. Finalmente, también sorprende que los individuos menos aversos al riesgo son los menos vulnerables en la muestra no gallega. La justificación a este resultado podría estar en el mayor vínculo de la población no gallega con el sistema financiero. Su mayor nivel de integración y de formación en cuestiones financieras ayuda a que salgan “mejor parados” de sus operaciones financieras.

Las evidencias encontradas permiten realizar algunas sugerencias destinadas a mejorar la resiliencia financiera doméstica. Específicamente, se ha constando que la capacitación financiera en Galicia, además de ser más escasa que la del resto de España, podría estar ligada con esa resiliencia de una manera más débil que lo esperado. Los responsables públicos deben esforzarse por integrar a la población gallega, especialmente a la más envejecida, en el sistema financiero, promoviendo la adaptación de sus hábitos al nuevo paradigma financiero, caracterizado por la digitalización y por la volatilidad.

El trabajo ha conseguido dos importantes innovaciones con respecto a la literatura precedente. En primer lugar, se ha construido un índice de FF gradual, adaptado a las conceptualizaciones más recientes de la problemática relacionadas con la idea del riesgo de padecer FF en el hogar (Worthington, 2006). A su vez, nuestro indicador sintético favorece una medición enriquecida y matizada por las interacciones que se generan al asociar medidas con diferentes enfoques y naturalezas (O'Connor et al., 2019). En segundo lugar, se ha incluido un análisis geográfico que, además de ser bastante novedoso en la literatura internacional, es especialmente relevante en el caso español.

Finalmente, el trabajo no está exento de limitaciones que pueden derivar en investigaciones futuras. Así, es probable que la significativa estadística de algunos parámetros en las estimaciones gallegas se haya visto limitada por considerar una muestra relativamente escasa. En lo tocante a las variables, destacamos la escasez de datos cuantitativos de tipo continuo. Mayor información sobre el nivel de ingresos o de endeudamiento de los hogares habría permitido relativizar la carga de la deuda, alcanzando una imagen más detallada de la situación de FF que padecen. Por último, adoptar una perspectiva más amplia e integradora con respecto a los conocimientos financieros (Arellano y Cámara, 2021) permitiría identificar en que área son más necesarios los esfuerzos de formación.