主觀金融素養(yǎng)和客觀金融素養(yǎng)對(duì)居民消費(fèi)的影響

■吳 錕，李鴻波

一、引言與文獻(xiàn)綜述

消費(fèi)是生產(chǎn)的起點(diǎn)，也是滿(mǎn)足生產(chǎn)總需求的終點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的關(guān)鍵在于擴(kuò)大消費(fèi)。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2019年我國(guó)消費(fèi)對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率為57.8%，投資、凈出口則依次為31.2%、11.0%，三者對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用分別為3.5%、1.9%和0.7%。2011—2019年，我國(guó)居民部門(mén)消費(fèi)率平均為37.24%，2020年盡管受到新冠肺炎疫情影響，但最終消費(fèi)支出占GDP的比重仍達(dá)54.3%，為經(jīng)濟(jì)發(fā)展發(fā)揮了積極作用。但是我國(guó)居民部門(mén)消費(fèi)率從2000年開(kāi)始持續(xù)走低，盡管近些年開(kāi)始有上升趨勢(shì)，但一直在小于40%的低位區(qū)間徘徊。

在以國(guó)內(nèi)大循環(huán)為主體、國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局下，我國(guó)居民消費(fèi)率明顯偏離“標(biāo)準(zhǔn)化①錢(qián)納里等人指出，人均GNP在1000美元左右時(shí)，居民消費(fèi)率應(yīng)保持在61.7%左右。我國(guó)在2001年人均GNP就已經(jīng)超過(guò)了1000美元，而居民消費(fèi)率卻一直遠(yuǎn)低于61.7%。，且居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)環(huán)境等顯現(xiàn)出明顯差距。自2020年以來(lái)，中央政治局會(huì)議一再?gòu)?qiáng)調(diào)必須“堅(jiān)定實(shí)施擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略”。隨著國(guó)家對(duì)消費(fèi)的重視程度不斷加深，如何促進(jìn)消費(fèi)反彈、加速消費(fèi)升級(jí)成為當(dāng)前經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的研究熱點(diǎn)。

21世紀(jì)前，多數(shù)學(xué)者以收入為基礎(chǔ)研究其對(duì)消費(fèi)的影響。進(jìn)入21世紀(jì)后，國(guó)內(nèi)外對(duì)消費(fèi)的研究上升到新的階段。Thomson&Tang（2004）研究了澳大利亞房?jī)r(jià)與消費(fèi)的關(guān)系，得出了前者每上漲1元，消費(fèi)就相應(yīng)增加6分的結(jié)論。吳錕等（2020）認(rèn)為居民消費(fèi)受流動(dòng)性約束的限制，發(fā)現(xiàn)居民可以通過(guò)使用信用卡所帶來(lái)的購(gòu)物成本節(jié)?。ㄋ⒖ù蛘鄣龋┖途徑饬鲃?dòng)性約束來(lái)擴(kuò)大消費(fèi)。

對(duì)消費(fèi)升級(jí)的相關(guān)研究主要關(guān)注消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響因素及其不同時(shí)期的需求特征。Young（2016）基于非洲的相關(guān)數(shù)據(jù)指出，增加持久性工資收入對(duì)改善消費(fèi)結(jié)構(gòu)有顯著影響，但食品消費(fèi)仍是當(dāng)?shù)刂饕M(fèi)項(xiàng)目。魏勇（2017）將消費(fèi)升級(jí)定義為居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)層次的改善，即從基本品到高檔品的消費(fèi)轉(zhuǎn)型，認(rèn)為社會(huì)保障、不確定性因素、產(chǎn)品價(jià)格等都顯著抑制了消費(fèi)升級(jí)。晁江鋒等（2019）從耐用品和非耐用品的角度，探討了我國(guó)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的特征變化以及影響因素?？傮w看，國(guó)內(nèi)學(xué)者大多認(rèn)為消費(fèi)升級(jí)是從低層次的商品轉(zhuǎn)為高層次的商品，或從生存型消費(fèi)向發(fā)展、享受型消費(fèi)躍遷，而國(guó)外學(xué)者則強(qiáng)調(diào)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的經(jīng)濟(jì)效益，但普遍贊同消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化在一定程度上體現(xiàn)了消費(fèi)升級(jí)的態(tài)勢(shì)。

學(xué)術(shù)界關(guān)于金融素養(yǎng)的研究主要分為理論和應(yīng)用兩個(gè)層面，構(gòu)建了主觀金融素養(yǎng)和客觀金融素養(yǎng)兩大主流評(píng)估方法。其中，納入更多指標(biāo)以更全面地構(gòu)建客觀的研究方法已成為大勢(shì)所趨。已有研究大多認(rèn)為金融素養(yǎng)的主觀理念與客觀能力不符，即居民可能存在過(guò)度自信或自信不足的情況。Xiao et al.（2014）最早提出兩種不同維度的金融素養(yǎng)指標(biāo)的度量方法。Xia et al.（2014）實(shí)證探討了主觀、客觀金融素養(yǎng)及過(guò)度自信對(duì)中國(guó)居民股票市場(chǎng)參與的不同作用。胡振和臧日宏（2017）通過(guò)對(duì)主觀、客觀金融素養(yǎng)運(yùn)用分位數(shù)回歸，得出了兩者都能顯著促進(jìn)居民進(jìn)行理財(cái)規(guī)劃以及理財(cái)規(guī)劃時(shí)間跨度的結(jié)論。OCDE（2005）指出多數(shù)消費(fèi)者的主觀金融素養(yǎng)高于客觀金融素養(yǎng)，且兩者相互獨(dú)立，但均有助于預(yù)測(cè)自身能力。

關(guān)于金融素養(yǎng)與居民消費(fèi)的關(guān)系，孟德鋒等（2019）指出，金融素養(yǎng)越高的家庭持卡意愿以及持卡數(shù)量越多，且會(huì)增加信用卡消費(fèi)在家庭總消費(fèi)中所占比重。同時(shí)，金融素養(yǎng)的提升有助于減少消費(fèi)者的逾期貸款、不正規(guī)渠道借款等高成本信用消費(fèi)行為。吳錕等（2020）指出低金融素養(yǎng)加劇中國(guó)居民家庭金融脆弱性。一方面，金融素養(yǎng)的提升會(huì)減少過(guò)度使用信貸消費(fèi)的情況，一旦家庭遭遇外來(lái)沖擊，不至于陷入“債務(wù)消費(fèi)陷阱”，影響長(zhǎng)期消費(fèi)；另一方面，金融素養(yǎng)高的家庭更容易獲得持卡福利，有助于刷卡購(gòu)物節(jié)省消費(fèi)支出。

綜合上述研究，關(guān)于金融素養(yǎng)對(duì)消費(fèi)影響的研究存在以下特點(diǎn)：一是從研究?jī)?nèi)容看，國(guó)內(nèi)對(duì)消費(fèi)的研究大多拘泥于某個(gè)片面，對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)的動(dòng)態(tài)變化反映不夠全面；二是關(guān)于金融素養(yǎng)影響消費(fèi)的研究大多是衡量消費(fèi)者的整體金融知識(shí)水平，鮮少有學(xué)者將其細(xì)分為主觀、客觀金融素養(yǎng)，探討其對(duì)消費(fèi)的不同影響。而國(guó)外研究已經(jīng)明確指出了兩個(gè)維度金融素養(yǎng)指標(biāo)的差異性。主觀金融素養(yǎng)衡量消費(fèi)者的自我心理評(píng)估，客觀金融素養(yǎng)則更多包含了消費(fèi)者對(duì)金融市場(chǎng)的了解和參與程度。因此，把主觀金融素養(yǎng)和客觀金融素養(yǎng)納入統(tǒng)一框架探討其對(duì)居民消費(fèi)的影響，以便更全面地描述金融素養(yǎng)的影響效果。且本文聚焦中國(guó)居民消費(fèi)，基于相關(guān)理論構(gòu)建“金融素養(yǎng)—金融市場(chǎng)參與—居民消費(fèi)”分析框架，實(shí)證研究金融素養(yǎng)對(duì)居民消費(fèi)的影響及作用機(jī)制，在一定程度拓展了我國(guó)消費(fèi)方面的研究。

二、模型設(shè)定與研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

本文假定人們購(gòu)買(mǎi)某件商品僅取決于這個(gè)時(shí)期該商品的價(jià)格和人們的收入。人們的需求由兩部分構(gòu)成：基本需求和非基本需求。價(jià)格給定時(shí)，人們滿(mǎn)足基本需求時(shí)不考慮當(dāng)期收入；當(dāng)基本需求充分滿(mǎn)足后，人們才會(huì)將剩余收入按照一定規(guī)則（邊際消費(fèi)傾向）在非基本需求之間分配。該模型的基本函數(shù)表達(dá)式為：

其中，pi表示第i種商品的價(jià)格，qi為購(gòu)買(mǎi)第i種商品的數(shù)量，ri代表第i種商品的基本需求量，βi為第i種商品的邊際消費(fèi)傾向，I表示人均可支配收入。0＜βi＜1，∑βi＜1，表示超出第i種商品基本需求量的支出。式（1）可另寫(xiě)為：

其中，μi代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。令αi=piri-βi，可得：

其中，αi和βi均為待估參數(shù)，可通過(guò)普通最小二乘回歸得到估計(jì)值，Ci為第i種商品的實(shí)際消費(fèi)支出。對(duì)αi=piri-β兩邊分別求和，得到：

由此，該商品的基本需求支出函數(shù)為：

最后，商品的需求收入彈性為：

（二）研究設(shè)計(jì)

1.數(shù)據(jù)選取

國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)分析消費(fèi)理論以及探討居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)時(shí)普遍采用擴(kuò)展線(xiàn)性支出系統(tǒng)模型，且因?yàn)椴恍枰逖a(bǔ)額外的數(shù)據(jù)信息，保留了原截面數(shù)據(jù)的可靠性和有效性。為此，本文采用由北京大學(xué)2014年在全國(guó)開(kāi)展的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)居民的消費(fèi)展開(kāi)分析①CFPS僅在2014年的調(diào)查中包含了主觀、客觀金融素養(yǎng)的相關(guān)問(wèn)題，故選取2014年數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。。

本文首先將問(wèn)卷中的“財(cái)務(wù)回答人”定義為戶(hù)主，并刪去了金融知識(shí)板塊缺失值。其次，排除了18歲以下的非完全民事行為能力人，以及大于80歲的家庭決策者。最后，保留核心變量，剔除異常值，如刪除人均可支配收入小于100元、凈資產(chǎn)為負(fù)、消費(fèi)結(jié)構(gòu)不合理②“消費(fèi)結(jié)構(gòu)不合理”指的是刪去了食品支出小于100元的家庭。以及匹配不成功的家庭等。數(shù)據(jù)處理后，保留的樣本包含2463戶(hù)家庭。其中有446戶(hù)農(nóng)村戶(hù)口家庭，占總樣本的18%；2017戶(hù)城鎮(zhèn)戶(hù)口家庭，占總樣本的82%。

2.我國(guó)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)動(dòng)態(tài)變化分析

《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》將人均消費(fèi)支出概括為食品、衣著、居住、家庭設(shè)備及服務(wù)、交通通信、文教娛樂(lè)用品及服務(wù)、醫(yī)療保健和其他商品及服務(wù)共八類(lèi)。基于CFPS中統(tǒng)計(jì)的人均可支配收入和各項(xiàng)消費(fèi)支出數(shù)據(jù)，對(duì)式（3）估算得出估計(jì)參數(shù)，見(jiàn)表1所示。

表1 我國(guó)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的ELES模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

根據(jù)表1，2014年我國(guó)居民的總邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.468，也即收入每提高100元，消費(fèi)增加46.8元，我國(guó)居民消費(fèi)意識(shí)不強(qiáng)。其中，食品花費(fèi)最多（14.3元），邊際消費(fèi)傾向最高。這主要與我國(guó)幾千年以來(lái)的“民以食為天”的傳統(tǒng)觀念有關(guān)，但必須注意的是，這與一般意義上的居民恩格爾系數(shù)含義不同。我國(guó)居民食品消費(fèi)支出較高，同時(shí)也反映了居民較為看中食品質(zhì)量與生活品質(zhì)，并不意味著仍處于過(guò)去的貧困階段。2014年，我國(guó)城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)恩格爾系數(shù)分別為34.2%、37.8%。無(wú)論根據(jù)何種指標(biāo)，我國(guó)在2014年都已超越小康水平，達(dá)到富裕階段①根據(jù)聯(lián)合國(guó)糧農(nóng)組織劃分標(biāo)準(zhǔn)：恩格爾系數(shù)達(dá)59%以上為貧困，50—59%為溫飽，40—50%為小康，30—40%為富裕，低于30%為最富裕。。其次為家庭設(shè)備用品及服務(wù)與文教娛樂(lè)，邊際消費(fèi)傾向分別為0.079、0.070。近年來(lái)，我國(guó)居民的生活已經(jīng)由過(guò)去的節(jié)衣縮食轉(zhuǎn)向現(xiàn)在的重娛樂(lè)型、重生活型以及重教育型。之后依次為居住、交通和通信、衣著、醫(yī)療保健、其他用品和服務(wù)。

表2給出了2014年居民各項(xiàng)消費(fèi)支出以及根據(jù)式（6）計(jì)算得出的居民需求收入彈性。結(jié)果表明，2014年我國(guó)居民人均基本消費(fèi)支出達(dá)20602元，月平均支出約1717元，居民總體生活水平良好。此外，各類(lèi)消費(fèi)支出占實(shí)際消費(fèi)比重顯著不同。食品支出占比最高為45.9%，其次為居?。ㄕ急?2.1%）。各項(xiàng)消費(fèi)的需求收入彈性均為正值。食品的收入彈性不高，對(duì)收入變化沒(méi)有過(guò)于強(qiáng)烈的敏感度。文教娛樂(lè)的收入效應(yīng)最高，彈性最大，收入增加對(duì)該商品的支出有強(qiáng)烈促進(jìn)作用。其次為家庭設(shè)備用品及服務(wù)、其他用品和服務(wù)，均高于平均收入彈性（2.213）。以平均收入彈性2.213為臨界點(diǎn)，將高于2.213的文教娛樂(lè)、家庭設(shè)備用品及服務(wù)以及其他用品和服務(wù)歸類(lèi)為高檔品；將2.213以下的歸類(lèi)為基本品，包括食品、衣著、居住、交通和通信以及醫(yī)療保健。

表2 我國(guó)居民各項(xiàng)消費(fèi)支出及結(jié)構(gòu)

3.變量選取

（1）被解釋變量：家庭消費(fèi)。本文以居民人均消費(fèi)性支出和消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化這兩個(gè)指標(biāo)共同描述我國(guó)居民的消費(fèi)問(wèn)題。人均消費(fèi)性支出用CFPS中“居民消費(fèi)性總支出/家庭總?cè)丝凇北硎?。消費(fèi)結(jié)構(gòu)包括人均基本品消費(fèi)支出和人均高檔品消費(fèi)支出。

（2）解釋變量：金融素養(yǎng)。經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織國(guó)際金融教育網(wǎng)絡(luò)部門(mén)（OECD NIFE）將金融素養(yǎng)定義為獲得金融信息、規(guī)劃財(cái)務(wù)、規(guī)劃退休和積累財(cái)富的一種能力。Van et al.（2012）認(rèn)為，與客觀金融素養(yǎng)相比，主觀金融素養(yǎng)較高的家庭更有可能積極準(zhǔn)備養(yǎng)老退休。為全面理解金融素養(yǎng)對(duì)居民消費(fèi)的影響，將金融素養(yǎng)細(xì)分為兩類(lèi)不重疊的統(tǒng)計(jì)量：主觀金融素養(yǎng)和客觀金融素養(yǎng)。對(duì)于客觀金融素養(yǎng)，確定并采用了13道具有代表性的問(wèn)題來(lái)衡量?？陀^金融素養(yǎng)探討了包括從單利、復(fù)利到通貨膨脹以及股票市場(chǎng)功能等的理解，主要衡量受訪(fǎng)者對(duì)金融知識(shí)的掌握狀況以及認(rèn)知維度。主觀金融素養(yǎng)更多衡量居民對(duì)一些金融產(chǎn)品或服務(wù)的主觀評(píng)價(jià)，主觀金融素養(yǎng)共設(shè)計(jì)了8道題目，各個(gè)問(wèn)題的測(cè)量值在0—5范圍內(nèi)變化，其中0表示不知道，分?jǐn)?shù)越高代表受訪(fǎng)者自我感知越好。本文采用金融素養(yǎng)的主成分分析法進(jìn)行擬合。因子分析表明，上面兩類(lèi)問(wèn)題有兩個(gè)不同載荷的主因子，代表兩個(gè)不同的維度，一個(gè)衡量實(shí)際經(jīng)濟(jì)金融類(lèi)客觀技能，另一個(gè)衡量受訪(fǎng)者對(duì)某金融決策的主觀判斷②篇幅所限，金融素養(yǎng)的具體測(cè)量體系留存?zhèn)渌??！?/p>

（3）控制變量：本文選取了一系列控制變量，以使模型盡可能地估計(jì)準(zhǔn)確。家庭層面的控制變量包括：人均可支配收入、家庭凈資產(chǎn)、是否有養(yǎng)老退休金、家庭規(guī)模、戶(hù)籍類(lèi)型、主觀幸福感；個(gè)人層面的控制變量包括：戶(hù)主年齡、戶(hù)主年齡的平方、戶(hù)主性別、戶(hù)主學(xué)歷、戶(hù)主婚姻狀況、戶(hù)主健康狀況、戶(hù)主的工作狀態(tài)、戶(hù)主宗教信仰、戶(hù)主風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度。表3列出了變量具體說(shuō)明及描述性統(tǒng)計(jì)。本文對(duì)人均消費(fèi)性支出、人均基本品消費(fèi)支出和人均高檔品消費(fèi)支出、人均可支配收入以及家庭凈資產(chǎn)均采取了對(duì)數(shù)化處理。

表3 變量說(shuō)明及描述性統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證分析

（一）金融素養(yǎng)與人均消費(fèi)性支出

根據(jù)前文分析，首先檢驗(yàn)金融素養(yǎng)是否顯著影響了人均消費(fèi)性支出；其次基于客觀與主觀的不同維度，分別考察不同維度的金融素養(yǎng)對(duì)人均消費(fèi)性支出的影響；隨后建立聯(lián)合模型以了解促進(jìn)這一影響主要作用的金融素養(yǎng)維度；最后運(yùn)用工具變量進(jìn)行兩階段估計(jì)以解決可能存在的金融素養(yǎng)的內(nèi)生性問(wèn)題。設(shè)立基本OLS回歸模型如下：

其中，被解釋變量lncon_tal_p指代人均消費(fèi)性支出的對(duì)數(shù)；解釋變量fl為金融素養(yǎng)指標(biāo)；X表示其他控制變量；ε1代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

表4列（1）—列（5）為基于OLS模型考察金融素養(yǎng)對(duì)人均消費(fèi)性支出的影響。列（1）為不加控制變量的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示金融素養(yǎng)（因子分析）顯著促進(jìn)人均消費(fèi)性支出，影響系數(shù)為0.406，在1%水平上顯著。一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差金融素養(yǎng)的提高將有助于人均消費(fèi)性支出增長(zhǎng)122.66個(gè)百分點(diǎn)。列（2）在列（1）的基礎(chǔ)上增加了控制變量，結(jié)果仍顯示金融素養(yǎng)顯著促進(jìn)人均消費(fèi)性支出。列（2）顯示，收入水平越高、家庭凈資產(chǎn)總量越大的家庭人均消費(fèi)性支出越多，這可能是財(cái)富效應(yīng)緩解了流動(dòng)性約束的結(jié)果。戶(hù)主的學(xué)歷和宗教信仰都與消費(fèi)性支出呈顯著正向關(guān)系。這可能與高等教育在一定程度上增加了預(yù)期收入相關(guān)，且具有宗教信仰的戶(hù)主對(duì)文化和精神的追求更高，故而增加了消費(fèi)性支出。此外，金融素養(yǎng)對(duì)人均消費(fèi)性支出的影響遠(yuǎn)大于學(xué)歷。已婚家庭、幸福指數(shù)較高的家庭人均消費(fèi)性支出顯著較高。家庭人口數(shù)量大大降低人均消費(fèi)性支出。這與“中國(guó)是一個(gè)消費(fèi)大國(guó)，而人均消費(fèi)能力卻很弱”的觀點(diǎn)不謀而合。列（3）和列（4）分別顯示了客觀金融素養(yǎng)和主觀金融素養(yǎng)對(duì)人均消費(fèi)性支出的估計(jì)結(jié)果。兩者都顯著促進(jìn)了人均消費(fèi)性支出，但是客觀金融素養(yǎng)的影響遠(yuǎn)大于主觀金融素養(yǎng)。列（5）進(jìn)一步論證了客觀金融素養(yǎng)對(duì)人均消費(fèi)性支出的影響強(qiáng)度。當(dāng)同時(shí)引進(jìn)不同維度的金融素養(yǎng)指標(biāo)時(shí)，主觀金融素養(yǎng)的顯著性水平由1%變?yōu)榱?0%，而客觀金融素養(yǎng)仍然在1%的顯著性水平上與人均消費(fèi)性支出呈正向關(guān)系。這說(shuō)明在金融素養(yǎng)促進(jìn)人均消費(fèi)的影響中，客觀金融素養(yǎng)起主要作用。這可能是由于消費(fèi)者對(duì)自我認(rèn)知不太準(zhǔn)確，導(dǎo)致與客觀金融素養(yǎng)的結(jié)果不那么一致。

表4 金融素養(yǎng)對(duì)人均消費(fèi)性支出的影響

上述結(jié)果論證了金融素養(yǎng)對(duì)居民消費(fèi)性支出的積極影響，但需要關(guān)注模型中金融素養(yǎng)可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題。主要來(lái)源是消費(fèi)者可能基于棘輪效應(yīng)導(dǎo)致消費(fèi)習(xí)慣不可逆，而過(guò)去的消費(fèi)經(jīng)歷會(huì)激勵(lì)消費(fèi)者提高金融知識(shí)水平以避免陷入“消費(fèi)陷阱”。這種可能存在的反向因果關(guān)系將會(huì)高估金融素養(yǎng)對(duì)居民消費(fèi)性支出的影響。加之，本文選取CFPS中的21個(gè)有關(guān)金融素養(yǎng)的問(wèn)題，雖明確規(guī)定不得借助外物或向他人尋求幫助，但不排除受訪(fǎng)者靠猜疑回答了相關(guān)問(wèn)題，這就導(dǎo)致可能存在測(cè)量誤差。鑒于此，參照Liao et al.（2017）做法，將戶(hù)主的語(yǔ)言測(cè)試分?jǐn)?shù)作為客觀金融素養(yǎng)的工具變量。借鑒尹志超等（2015）做法，將同社區(qū)其他人的平均主觀金融素養(yǎng)作為主觀金融素養(yǎng)的工具變量引入模型進(jìn)行兩階段回歸。結(jié)果如表4列（6）和列（7）所示，客觀金融素養(yǎng)的影響系數(shù)為0.427，主觀金融素養(yǎng)的影響系數(shù)為0.241，且都在1%的顯著性水平下影響居民消費(fèi)支出。Wald內(nèi)生性檢驗(yàn)都在1%的顯著性水平下拒絕金融素養(yǎng)為外生變量的假設(shè)。此外，一階段F統(tǒng)計(jì)量分別為90.03、67.72，表明該工具變量有效。這再次表明了提高金融素養(yǎng)在促進(jìn)我國(guó)居民消費(fèi)、擴(kuò)大內(nèi)需中的重要性。

（二）金融素養(yǎng)與居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)

通過(guò)ELES模型將居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)劃分為基本品和高檔品，有效避免了既有研究對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)劃分過(guò)于簡(jiǎn)單和粗糙的做法。同時(shí)，根據(jù)不同需求層次的劃分，在一定程度上簡(jiǎn)化了研究視角。考慮到預(yù)算約束和商品價(jià)格的限制，居民各項(xiàng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)具有關(guān)聯(lián)性，居民會(huì)在基本品和高檔品之間形成最優(yōu)消費(fèi)束以保證效用最大化。選取似不相關(guān)回歸模型（SUR）檢驗(yàn)金融素養(yǎng)對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響。似不相關(guān)假設(shè)擾動(dòng)項(xiàng)存在同期相關(guān)，而居民各項(xiàng)消費(fèi)之間相互制約，容易受到各種影響，比如失業(yè)、自然災(zāi)害等，應(yīng)對(duì)沖擊時(shí)，居民為保證自身效用最大化將在各項(xiàng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)之間進(jìn)行調(diào)整。因此，使用似不相關(guān)回歸模型符合本文研究目的。其基本表達(dá)式如下：

其中，被解釋變量lnbas_p指代人均基本品消費(fèi)支出的對(duì)數(shù)，lnhig_p指代人均高檔品消費(fèi)支出的對(duì)數(shù)；X為相應(yīng)的控制變量；εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，這里假設(shè)ε2和ε3相關(guān)。

檢驗(yàn)金融素養(yǎng)是否顯著影響了居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)，表5是SUR模型的估計(jì)結(jié)果。其中列（1）—列（4）均采用SUR回歸，列（5）使用OLS作為基準(zhǔn)組對(duì)比分析，列（6）和列（7）給出了工具變量法的估計(jì)結(jié)果。列（1）—列（3）顯示，無(wú)論用何種指標(biāo)衡量金融素養(yǎng)，都對(duì)增加居民基本品、高檔品消費(fèi)支出有顯著促進(jìn)作用，但對(duì)基本品消費(fèi)的影響遠(yuǎn)小于高檔品。當(dāng)同時(shí)引入客觀金融素養(yǎng)和主觀金融素養(yǎng)時(shí)，列（4）顯示客觀金融素養(yǎng)系數(shù)依然顯著為正，而主觀金融素養(yǎng)對(duì)高檔品消費(fèi)的作用并不顯著（Panel B）。結(jié)果驗(yàn)證了提高客觀金融素養(yǎng)更能促進(jìn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型。說(shuō)明不同檔次的消費(fèi)支出與客觀金融素養(yǎng)密切相關(guān)，要滿(mǎn)足人民美好生活的需要，促進(jìn)消費(fèi)升級(jí)，提升居民客觀金融知識(shí)是關(guān)鍵。列（5）證明了前述結(jié)論依然成立。列（6）與列（7）得到的結(jié)果基本與列（2）和列（3）相似。可見(jiàn)，提高金融素養(yǎng)，尤其是切實(shí)提高客觀金融素養(yǎng)更有助于居民提升消費(fèi)層次，改善生活質(zhì)量。

表5 金融素養(yǎng)對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)及機(jī)制分析

（一）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在前述衡量主觀金融素養(yǎng)的指標(biāo)中，主要采取的是對(duì)受訪(fǎng)者關(guān)于購(gòu)物能力、財(cái)務(wù)規(guī)劃以及記賬等的了解程度進(jìn)行打分，最終得出了在金融素養(yǎng)對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化（人均高檔品消費(fèi)支出）這一影響中，起主要作用的是客觀金融素養(yǎng)。為考察結(jié)論的穩(wěn)健性，更換主觀金融素養(yǎng)為“自我評(píng)價(jià)”，即選取問(wèn)卷中“您認(rèn)為您的金融知識(shí)水平怎么樣？”這一問(wèn)題，表6報(bào)告了相應(yīng)回歸結(jié)果。與上文實(shí)證結(jié)果一致，結(jié)論穩(wěn)健，即客觀金融素養(yǎng)是真正促進(jìn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的主要影響因素①考慮到金融素養(yǎng)對(duì)居民消費(fèi)的影響可能存在非對(duì)稱(chēng)性，從城鄉(xiāng)、不同收入組、消費(fèi)環(huán)境不同三個(gè)方面分析了金融素養(yǎng)對(duì)居民消費(fèi)的異質(zhì)性。且為了進(jìn)一步驗(yàn)證結(jié)論穩(wěn)健性，本文也將被解釋變量更換為居民新恩格爾系數(shù)，使用CFPS2018年的消費(fèi)數(shù)據(jù)進(jìn)行了驗(yàn)證，結(jié)果基本一致，由于篇幅所限，留存?zhèn)渌??！?/p>

表6 金融素養(yǎng)與居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化（更換主觀金融素養(yǎng)）

（二）客觀金融素養(yǎng)促進(jìn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的可能解釋

上文論證了金融素養(yǎng)促進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的事實(shí)，且主要影響來(lái)自客觀金融素養(yǎng)。那么，客觀金融素養(yǎng)是如何推動(dòng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的呢？既有文獻(xiàn)驗(yàn)證了金融素養(yǎng)對(duì)消費(fèi)者參與金融市場(chǎng)的積極影響（尹志超等，2015）。本部分試圖從金融市場(chǎng)參與這一可能機(jī)制探討金融素養(yǎng)對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響。參考溫忠麟和葉寶娟（2014）的研究，中介效應(yīng)的具體模型設(shè)定如下：

其中，finan_if代表中介變量，即金融市場(chǎng)參與，X為控制變量（如上），ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，這里fl代表客觀金融素養(yǎng)。依據(jù)中介效應(yīng)的思路，依次估計(jì)式（9）、式（10）和式（11）。此外，本文還將以Sobel方法判斷是否存在中介效應(yīng)以及存在的大小。其中，Sobel檢驗(yàn)的測(cè)算方法如下：

表7檢驗(yàn)了金融市場(chǎng)參與（finan_if）作為客觀金融素養(yǎng)促進(jìn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的中介變量的影響。式（9）的估計(jì)結(jié)果已在表5列（2）Panel B匯報(bào)。表7列（2）中客觀金融素養(yǎng)對(duì)金融市場(chǎng)參與的影響系數(shù)為0.105，在1%的顯著性水平下正向促進(jìn)，說(shuō)明客觀金融素養(yǎng)積極推動(dòng)居民參與金融市場(chǎng)。列（3）加入金融市場(chǎng)參與變量后，客觀金融素養(yǎng)的系數(shù)比列（1）略有下降，但顯著性水平?jīng)]有發(fā)生任何變化，說(shuō)明金融市場(chǎng)參與確實(shí)是客觀金融素養(yǎng)促進(jìn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的中介變量。進(jìn)一步使用Sobel檢驗(yàn)得出，金融市場(chǎng)參與的部分中介效應(yīng)為12.79%。

表7 中介效應(yīng)的檢驗(yàn)與估計(jì)結(jié)果（金融市場(chǎng)參與）

五、結(jié)論與建議

本文使用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查2014年（CFPS2014）數(shù)據(jù)，分析了金融素養(yǎng)對(duì)包括居民消費(fèi)性支出、消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化兩大指標(biāo)在內(nèi)的居民消費(fèi)的影響。主要結(jié)論如下：第一，金融素養(yǎng)顯著促進(jìn)家庭消費(fèi)性支出和消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，其中客觀金融素養(yǎng)發(fā)揮主要作用。第二，金融素養(yǎng)有效提升了居民基本品和高檔品支出，但對(duì)高檔品的影響更大。第三，金融市場(chǎng)參與是金融素養(yǎng)促進(jìn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的作用渠道。效應(yīng)分析表明，金融素養(yǎng)促進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化轉(zhuǎn)型的直接效應(yīng)大于間接效應(yīng)，即金融素養(yǎng)不僅直接影響居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)，還能通過(guò)更多地參與金融市場(chǎng)，促進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型。

當(dāng)前，在我國(guó)仍處于內(nèi)需不足、金融市場(chǎng)不完善、收入發(fā)展不均衡的市場(chǎng)中，消費(fèi)者金融意識(shí)薄弱、金融市場(chǎng)參與度低、儲(chǔ)蓄率居高不下。針對(duì)這樣的情況，首先消費(fèi)者要積極主動(dòng)地尋求金融知識(shí)和金融技能，提高金融素養(yǎng)，緩解財(cái)務(wù)緊張，增強(qiáng)購(gòu)買(mǎi)力。其次，企業(yè)可以根據(jù)個(gè)人金融素養(yǎng)的差異，引導(dǎo)消費(fèi)者使用合理的金融服務(wù)，設(shè)計(jì)創(chuàng)新型金融產(chǎn)品，改善居民產(chǎn)品服務(wù)體驗(yàn)，助推消費(fèi)潛力。最后，提高消費(fèi)者金融教育是一個(gè)長(zhǎng)期且艱辛的過(guò)程。相關(guān)政府部門(mén)可以引導(dǎo)消費(fèi)者使用合理的金融服務(wù)，引導(dǎo)消費(fèi)者樹(shù)立投資理念，制定清晰的個(gè)人財(cái)務(wù)規(guī)劃，以緩解資金流動(dòng)性不足，增長(zhǎng)消費(fèi)潛力。同時(shí)，搭建多元化平臺(tái)以精準(zhǔn)化實(shí)施消費(fèi)者金融教育，加強(qiáng)發(fā)展消費(fèi)者保護(hù)機(jī)制措施，完善消費(fèi)者維權(quán)機(jī)制，實(shí)現(xiàn)消費(fèi)環(huán)境服務(wù)基礎(chǔ)設(shè)施現(xiàn)代化，增加消費(fèi)粘性，有效擴(kuò)大內(nèi)需。