金融素養如何影響居民消費？

吳 錕 王沈南 李鴻波

(1.北京物資學院，北京 101149；2.北京工商大學，北京 100048)

一、問題的提出

當前，中國經濟已經由高速增長階段轉向高質量發展階段，國民經濟正處于結構優化、動能轉換和轉型升級的重要時期(徐忠，2018)。中共十九屆五中全會提出，“要加快構建以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局”。經濟增長依靠內需，符合轉型升級的客觀要求，而發展高質量的消費驅動型經濟正是構建“雙循環”格局的關鍵。事實上，自2013年以來，最終消費支出對GDP增長的貢獻率已持續超過資本形成，成為經濟增長的主要拉動力。但近期消費拉動經濟增長的平均貢獻率僅在60%左右，與發達國家70%～80%的水平相比，還有不小的提升空間，消費對經濟發展的基礎性作用仍有巨大潛力可以挖掘。因此，現階段深入探究居民消費的關鍵驅動因素具有重要的現實意義。

近年來，在城鄉居民消費支出中，生存型支出下降較為明顯，而發展與享受型消費支出顯著增加，這說明中國消費領域正在發生深刻轉型。不僅如此，這種深刻轉型還體現在隨著新消費觀念的發展，居民消費內容更具多樣化和個性化，定制化消費、共享化消費和粉絲消費成為新亮點，消費的社群化特征日益突出。同時，隨著數字經濟和普惠金融的深度結合，消費活動與金融活動的互動更為緊密。例如，諸多平臺企業在開展網絡零售的同時都致力于打造配套金融服務，“預付式”消費成為極具競爭力的“個性體驗式”消費新模式。隨著日常生活金融化程度的加深，金融素養在居民消費高端化、智能化升級方面發揮了越來越大的作用。然而，《消費者金融素養調查分析報告(2021)》顯示，中國消費者金融素養指數平均分為66.81，與前期相比雖有所提高，但總體水平仍不盡如人意。而消費者的金融態度表現相對較好，但在金融行為和技能方面卻呈現出巨大差異。那么，一個重要的問題便是，長期以來中國居民金融素養不足是否限制了消費擴容和結構優化？

已有研究表明，影響居民消費的因素眾多。(1)宏觀層面。大量國內外文獻從經濟增長、經濟周期、收入分配、資金流量約束、人口結構、文化特征、制度因素、政策改革等角度，在總量層面探討了儲蓄率、消費率的驅動成因(徐忠 等，2010；朱鶴 等，2021)。(2)微觀層面。隨著各國(地區)家庭金融調查數據的完善與豐富，國內外學者也開始從微觀層面考察消費驅動因素，內容聚焦于以下兩個方面：一是家庭資產(負債)配置對居民消費總量的影響。基于“資產端”的研究表明，住房資產、金融資產的財富增值對消費總量提升具有顯著的正向影響(Mian et al.，2013；李濤 等，2014；王彥偉，2020)；基于“負債端”的研究也證實，提高居民的信貸可得性，對消費擴容意義重大(韓立巖 等，2012；潘敏 等，2018；宋明月 等，2020；吳錕 等，2020)。二是家庭的其他稟賦、特征對消費結構和消費升級的影響。已有研究著重考察了收入、社會資本、心理預期等因素對居民消費結構的影響(臧旭恒 等，2012；范敘春，2016；杜丹清，2017；秦海林 等，2019)。值得一提的是，近年來，越來越多的學者基于居民金融素養的視角分析消費擴容與結構升級問題，且研究結論一致認為金融素養對于居民消費具有不可忽視的作用(孟德鋒 等，2019；向暉 等，2019；孟宏瑋 等，2019；宋全云 等，2019；吳衛星 等，2021)。然而，鮮有研究在區分初級金融素養和高級金融素養的基礎上，同時探討異質性金融素養對居民消費總量及結構的影響。

基于此，本文利用2014年中國家庭追蹤調查(CFPS)數據，系統考察了金融素養對居民消費的影響及其作用機制。較之已有研究，本文的貢獻主要體現在以下三個方面：其一，將金融素養依復雜程度劃分為初級金融素養和高級金融素養，深入探究兩類金融素養對居民消費的影響，深化了金融素養影響居民消費的研究。其二，不同于宋全云等(2019)、吳衛星等(2021)偏重于家庭資產配置方面的中介因素設定，本文基于中國經濟轉型升級的大背景，考察了更具“新消費”特征的中介渠道——互聯網使用和信息交互，更為全面地揭示了金融素養影響居民消費的機制。其三，鑒于居民消費結構變化的動態性和連續性，本文使用似不相關模型進行回歸分析，最大限度地減少消費結構相關性帶來的測量偏差。

二、文獻綜述

(一)家庭金融視角下的消費驅動因素

隨著各國(地區)家庭金融調查數據的日益完善，越來越多的文獻開始從微觀層面探究居民消費的關鍵驅動因素，而家庭資產配置與消費的互動關系是研究的重點。基于“資產端”的研究發現，住房資產、金融資產的財富增值對消費具有顯著的正向影響，這種影響又被稱為“財富效應”。例如，Mian et al.(2013)等利用工具變量法估算了房屋資產的“財富效應”；李濤等(2014)、周利等(2020)分別證實家庭住房數量增多、房價上漲對消費存在刺激作用；王彥偉(2020)進一步發現，現階段中國住房資產對消費的促進作用大于金融資產。基于“負債端”的研究證實，提高居民的信貸可得性，對消費擴容意義重大。例如，韓立巖等(2012)研究發現，借貸一定程度上促進了家庭消費，杠桿率會影響居民消費對收入沖擊的敏感性；潘敏等(2018)指出，家庭杠桿強化了資產的“財富效應”；宋明月等(2020)對比分析了不同類型的信貸對消費支出的差異化影響；吳錕等(2020)系統地驗證了以信用卡為代表的短期信貸對消費的刺激效果和作用機制。而以住房貸款為代表的中長期信貸對消費的影響更為復雜，已有文獻集中探討了“房奴效應”(李江一，2017)、“擠出效應”(遲香婷，2020)、“抵押效應”(周利 等，2020)、“財富效應”(尹志超 等，2021)等。

此外，還有一部分文獻考察了居民家庭的其他稟賦、特征對消費結構和消費升級的影響。臧旭恒等(2012)基于擴展的C-M消費函數發現，收入和信貸行為對居民耐用品消費具有顯著作用，而非耐用品和服務消費僅受到收入的影響。范敘春(2016)研究表明，收入對于不同類型的消費支出的門檻效應具有異質性。杜丹清(2017)指出，收入、財富以及心理預期是促進居民消費升級的內生動力。潘敏等(2018)研究發現，居民快速“加杠桿”會抑制消費結構的轉型。秦海林等(2019)探討了社會資本對消費結構的影響，發現社會地位、收入水平都會影響消費結構。

(二)金融素養對居民金融行為及消費的影響

金融素養是一項重要的人力資本。Klapper et al.(2013)將金融素養定義為“居民處理經濟信息并就財務規劃、財富積累、債務和養老金做出明智決策的能力”。已有文獻全方位考察了金融素養對居民金融行為的影響，且普遍認同金融素養有助于優化家庭金融決策。Lusardi et al.(2014)認為，較高金融素養水平的居民更擅長通過分散投資來降低風險。朱濤等(2015)指出，金融素養較高的家庭通常選擇提前投資和儲蓄以為將來的退休做好準備。Chu et al.(2017)認為，金融素養水平較高的家庭會通過購買一部分共同基金來降低股票投資的高風險，并且他們更容易獲得理財收益。Liao et al.(2017)指出，金融素養是影響中國消費者進入金融市場的重要因素，金融素養較高的居民能夠更好地認識市場波動。吳衛星等(2018)認為，提高金融素養可以幫助居民家庭有效把握負債的“度”。吳錕等(2020)發現，金融素養越高的家庭使用信用卡消費的傾向越大，其所能獲得的福利也越高。王沈南等(2021)指出，主觀金融素養對居民保險市場參與具有正向影響。值得一提的是，Van Rooij et al.(2011)將金融素養分為初級金融素養和高級金融素養兩類后，發現初級金融素養有效提高了家庭股票持有率；而在模型中加入高級金融素養后，初級金融素養對股票市場參與率的影響降低甚至消失。類似地，Niu et al.(2020)也發現，高級金融素養和初級金融素養單獨來看均與個人制定養老退休計劃的傾向顯著正相關，但同時引入兩類素養時，只有高級金融素養與退休計劃密切相關。

隨著研究的逐步深入，一些文獻開始討論金融素養對居民消費的影響。Huston et al.(2012)發現，金融素養的提升有助于家庭資產發揮更大的“財富效應”。孟德鋒等(2019)認為，金融素養對居民信用消費需求具有促進作用，能夠顯著減少高成本的信用消費行為。向暉等(2019)發現，金融素養正向影響居民網貸消費決策，感知風險在其中起到中介作用。孟宏瑋等(2019)指出，金融素養的提升能夠帶動家庭享受型消費支出的增長，增加家庭消費總支出，促進消費結構升級。宋全云等(2019)認為，金融知識與家庭的消費支出和消費傾向正相關，消費信貸使用、商業人身保險購買和財富積累能夠解釋這種相關關系。姚玲珍等(2020)研究發現，“負債性消費”現象在中國確實存在，且金融素養對“負債性消費”具有顯著的調節作用。吳衛星等(2021)研究指出，金融素養與家庭儲蓄率呈“倒U”形關系(即與家庭消費呈“正U”形關系)。

(三)研究述評

綜上所述，國內已有的關于金融素養驅動居民消費的研究，更多地探討了主觀金融素養或客觀金融素養的影響，且側重于從保險資產配置、財富積累、理財規劃、消費信貸使用等傳統家庭金融行為視角挖掘金融素養影響居民消費的具體機制。而本文將金融素養細化為初級和高級兩類，全面考察異質性金融素養對居民消費總量和消費結構的影響，并從互聯網使用和信息交互視角探討了可能的作用渠道，是對國內已有文獻重要的補充和拓展。

三、理論分析與研究假設

(一)金融素養對居民消費總量的影響

前文的相關論證已經基本闡釋了金融素養影響居民消費總量的路徑，大體上可以概括為“金融素養提高→居民金融行為優化→居民消費提振”的邏輯鏈條。本部分重點說明初級和高級金融素養影響居民消費的區別。初級金融素養僅包括一些較為基礎的金融概念，而高級金融素養則涵蓋了更為復雜的專業金融知識(Van Rooij et al.，2011；Liao et al.，2017)。誠然，掌握基礎的金融概念有助于居民規避非理性金融行為，如遭受金融欺詐、過度借貸、向非正規渠道借貸等，免受重大經濟損失，對于促進居民消費持續擴容意義重大。而居民一旦掌握了更為復雜、專業的金融知識，則更有助于其制定科學的理財規劃(提高投資的綜合收益率)、對沖必要的風險(減少不確定性)、適度參與借貸市場，這將進一步降低預防性儲蓄動機，提高邊際消費傾向，進而對居民消費總量產生更強的刺激作用。基于此，本文提出：

H1a

：

金融素養與居民消費總量顯著正相關。H1b

：

相對于初級金融素養，高級金融素養對居民消費總量的影響更大。

(二)金融素養對居民消費結構的影響

《中國統計年鑒》將居民消費支出劃分為食品、衣著、居住、家庭設備及服務、交通通信、文教娛樂用品及服務、醫療保健、其他商品及服務等8大類。國內文獻普遍將食品、衣著和居住支出劃分為生存型消費，將文教娛樂、醫療保健、交通通訊、家庭設備及服務、其他商品及服務支出劃分為發展與享受型消費,比如潘敏等(2018)。兩種不同類型消費的份額可以有效體現居民消費結構。通常，隨著國民收入水平的提高，居民消費結構也會發生變化，表現為生存型消費占比降低、發展與享受型消費占比升高。當然受宏觀經濟和政策的影響，上述變化趨勢也可能在個別年份、個別區域出現反復(石明明 等，2019)。本文將發展與享受型消費占比升高視為居民消費結構優化。

理論上，生存型消費并不會受到居民金融素養的影響，這是因為生存型消費是“剛性”支出。根據馬斯洛需求層次理論，食品、衣著和居住消費主要滿足居民的生理需要、安全需要和歸屬需要，處于較低的層級。無論居民金融素養如何，都不太會影響其對基本“衣食住行”的支出安排。而發展與享受型消費主要是為了滿足居民的尊重和自我實現需要，處于較高的層級。這類消費更具個性化特征，與居民的信息獲取能力、對復雜商品的辨別能力、消費金融理念、消費金融知識儲備等息息相關。例如，很多高金融素養居民通過閱讀金融專業書籍、接觸理財顧問等專業人士，逐漸形成了成熟的投資經營理念，他們往往把健康當成事業，把消費當做投資，愿意為娛樂身心而消費，變花錢為賺錢，這已經成為當今社會較為前沿的消費理念。再如，一些消費產品與金融產品深度捆綁，需要借助專業的金融知識加以辨別。此時，較高金融素養的居民不僅更容易理解產品的核心內涵，還將更善于結合自身的財富、需求以及產品的品質、成本、售后等綜合因素進行考慮，做出理性決策。換言之，消費品越具有“個性化”特征，越具有金融屬性，就越容易受到高級金融素養居民的青睞。因此，居民的金融知識儲備越豐富，產生發展與享受型消費支出的可能性越大。而對于僅掌握基本經濟、金融常識的居民，上述驅動力則明顯不足。基于此，本文提出：

H2a

：

金融素養與居民消費結構優化顯著正相關。H2b

：

相對于初級金融素養，高級金融素養對居民消費結構優化的影響更大。

(三)金融素養影響居民消費結構的機制

厘清金融素養影響消費結構的機制，關鍵在于認清中國消費領域發生的新變化。隨著中國居民消費理念的轉變，相較于實物商品消費，服務消費和體驗式消費占比明顯提升。信息技術的快速發展孕育了全新的消費方式——網上購物，使得居民越來越重視消費體驗和消費過程評價。與此同時，隨著消費者自我意識的強化以及消費需求的細化，定制化消費蓬勃興起，共享消費逐漸壯大，“粉絲”消費成為新亮點，這使得消費更具社群化屬性。當前，“Z世代”已逐漸成為中國消費市場主體，他們普遍具有體驗至上、開放包容、注重健康與享受等特征。這意味著，信息對發展與享受型消費的影響越來越深。

基于上述“新”趨勢，金融素養對居民消費結構的影響可以重點從“信息獲取”和“信息交互”兩個維度展開。一方面，金融素養較高的家庭具備較強的“信息獲取”能力，篩選、處理和吸收有效信息的能力突出。魏麗萍等(2018)研究發現，居民金融素養的提高有助于提升居民對互聯網的使用。數字經濟時代，金融素養較高的消費者將會借助互聯網等媒介，不斷擴大消費搜索范疇。對于復雜消費品，他們也更懂得通過網絡獲取專有知識。另一方面，金融素養較高的家庭具備較強的“信息交互”能力，即善于將同伴的經驗轉化為自己的有效信息，避免“消費踩坑”，促進合理消費。也就是說，居民金融素養越高，越懂得合理利用社交信息，通過“同伴經驗”識別有效信息，或進行社群式模仿，降低由于信息不對稱所導致的消費恐懼。基于此，本文提出：

H3a

：

高級金融素養可以通過“互聯網使用”優化居民消費結構。H3b

：

高級金融素養可以通過“信息交互”優化居民消費結構。

四、研究設計

(一)樣本選取和數據來源

本文數據來自北京大學中國社會科學調查中心發布的“中國家庭追蹤調查”第三輪全國調查(CFPS 2014)抽樣。CFPS 2014新增的“金融知識模塊”，能夠清晰區分居民的初級金融素養和高級金融素養。由于CFPS 2014問卷中并未對戶主做出明確規定，本文將最熟悉家庭財務狀況的成員定義為戶主，即問卷中的“財務回答人”。為了便于分析，借鑒現有文獻的做法，剔除了年齡小于18歲以及大于75歲、人均可支配收入小于100元、家庭凈資產為負以及關鍵變量數據缺失的家庭。同時，為了避免異常值的影響，對消費總量、人均可支配收入以及家庭凈資產等經濟指標進行了縮尾處理。本文最終樣本共包含2832個家庭，其中農村戶口家庭593戶，城鎮戶口家庭2239戶。

(二)變量說明

1.被解釋變量

居民家庭消費是本文的被解釋變量，具體包括居民消費總支出和消費結構兩個指標。其中：居民消費總支出(con_tal)為CFPS 2014中居民家庭的消費性總支出；居民消費結構分別采用生存型消費占比(psc)、發展與享受型消費占比(pfx)進行度量。

2.解釋變量

金融素養(fl)是本文的核心解釋變量。為探討異質性金融素養的影響，本文進一步將金融素養區分為初級金融素養(fl_basic)和高級金融素養(fl_adv)。其中：初級金融素養指個體對單利、復利、通貨膨脹及資金的時間價值等基礎金融概念的理解；高級金融素養指個體對股票、投資組合等更為復雜的金融知識的掌握情況。借鑒Liao et al.(2017)的做法，本文采用12個問題對金融素養進行考察。考慮到不同問項之間可能存在信息重疊，本文選擇因子分析法進行信息降維。結果表明，所有問項可以提取為兩個不同載荷的主因子，一個衡量基本金融知識，另一個衡量更為復雜專業的金融知識。

3.中介變量

互聯網使用(net_use)和信息交互(post)是本文的中介變量。借鑒已有研究的做法，利用“您是否上網”問項的回答情況來度量互聯網使用，如果選擇“是”則賦值為1，否則賦值為0；采用郵電通信費的自然對數來度量信息交互。

4.控制變量

參照吳錕等(2020)的做法，本文選取了一系列控制變量。其中：家庭層面的控制變量包括人均可支配收入(income_per)、除現住房外是否還有其他房產(estate_n)、家庭凈資產(worth_net)、是否從事個體工商業(busi)、是否有養老退休金(endow)、家庭生活滿意度(sat)、戶籍類型(comm)、家庭規模(popul)；個人層面的控制變量包括戶主年齡(age_h)、戶主性別(gen_h)、戶主學歷(edu_h)、戶主婚姻狀況(mar_h)、戶主健康狀況(hea_h)、戶主宗教信仰(beli_h)、戶主風險態度(risk_a)。同時，本文還將樣本地區劃分為東部(region1)、中部(region2)和西部。

本文主要變量的說明及描述性統計結果見表1。不難發現，2014年家庭平均消費63568.77元，低于家庭可支配收入。在消費結構方面，發展與享受型消費占比相對較低，僅為36.1%，說明中國居民消費仍然偏重生產與生活。總體金融素養的最大值為1.631，最小值為-1.294，差異較為明顯。從控制變量的結果來看，家庭風險態度的均值為-0.573，說明多數家庭都是風險厭惡者，能容忍的投資損失比例較小。大部分戶主為已婚人士，學歷多處于高中及以下，受訪者平均年齡為45.88，男女比例差別不大，且大部分健康水平處于一般狀態。家庭養老退休參與度的均值為44%，表明中國養老困境較為突出，且個人自主創業率不高。為了更方便地進行回歸分析，本文對消費總量(con_tal)、人均可支配收入(income_per)以及家庭凈資產(worth_net)采取對數化處理。

表1 主要變量說明及描述性統計

(三)模型設定

首先，建立截面回歸模型，分析金融素養對居民家庭消費總量的影響：

ln con_tal=α+β×fl+γ×X+ε

(1)

其中：被解釋變量ln con_tal為居民家庭消費總量的對數；解釋變量fl代表居民金融素養；X表示控制變量向量；ε代表隨機擾動項。

其次，在研究金融素養對居民消費結構的影響時，依前文所述，考慮到消費結構的相關性，建立如下似不相關模型：

psc=k+k×fl+k×X+ε

pfx=s+s×fl+s×X+ε

(2)

其中：被解釋變量psc、pfx分別為生存型消費占比、發展與享受型消費占比；X為相應的控制變量向量；ε為隨機擾動項。這里假設ε和ε相關，原因在于家庭消費容易受到各種因素的影響，比如失業、自然災害等。而當遭受沖擊時，居民會調整消費結構以保證自身效用最大化，因而各種消費結構之間存在相關性。

最后，借鑒溫忠麟等(2014)提出的中介效應模型檢驗金融素養影響消費結構的渠道，模型設定如下：

pfx=d+d×fl+d×X+ε

(3)

interm=v+v×fl+v×X+ε

(4)

(5)

其中，interm為中介變量，X為控制變量向量，ε為隨機擾動項。依照中介效應的檢驗程序，對模型(3)、(4)、(5)依次進行估計。同時，以Sobel方法計算中介效應的顯著性及大小。

五、實證結果與分析

(一)雙變量分析

表2給出了金融素養與居民消費總支出和消費結構之間的關系。整體來說，金融素養越高的家庭，消費總支出越多，發展與享受型消費占比越高，生存型消費占比相應越小。以高級金融素養為例，位于高級金融素養第1和第2分位數組的家庭，發展與享受型消費的占比分別為32.4%和33.6%，而第3和第4分位數組家庭的發展與享受型消費占比分別為37.8%和40.5%。這說明金融素養與消費結構優化之間可能存在正相關關系，即金融素養越高的人越懂得“享受生活”，“求知、求美、求樂、求健康”成為高金融素養水平家庭的追求目標。當然，雙變量分析僅僅說明了金融素養與消費之間的相關關系，更嚴格的解釋還需通過后續的回歸分析來證明。

表2 金融素養與居民消費結構優化

(二)金融素養影響居民消費總支出的實證結果

表3報告了金融素養對居民消費總支出影響的回歸結果。由列(1)可見，金融素養在1%水平下與居民消費總支出顯著正相關；列(2)為納入全部控制變量后的檢驗結果，不難發現，金融素養對居民消費總支出依然存在顯著的正向影響。由此，H1a得到驗證。列(2)結果還顯示，人均可支配收入、房產數量以及家庭凈資產均與居民消費總支出顯著正相關，這與張大永等(2012)的研究結論一致。風險態度與是否從事個體工商業均會顯著促進居民消費總支出，原因可能在于：居民風險偏好程度越高，對新鮮事物的嘗試越多，消費總支出越大；對于從事個體經營的家庭而言，人情資本等隱性消費較多，從而導致消費總支出增加。此外，城鎮家庭、已婚家庭，以及戶主受教育程度、家庭生活幸福指數越高的家庭，消費總支出越多。

表3列(3)和列(4)分別為初級金融素養和高級金融素養對居民消費總支出影響的檢驗結果，可以發現，兩類金融素養對居民消費總支出都具有顯著的正向影響。表3列(5)的回歸結果顯示，在模型中同時納入初級金融素養和高級金融素養后，高級金融素養仍然與居民消費總支出顯著正相關，而初級金融素養對居民消費總支出的影響不再顯著。由此，H1b得到驗證。

表3 金融素養對居民消費總支出的影響

上述實證分析結果可能受到內生性的干擾。一方面，金融素養與居民消費可能存在反向因果關系，即消費支出越多的家庭可能會越廣泛地參與金融市場，金融素養進而得到提升；另一方面，一些與金融素養相關的難以觀測的控制變量(如能力等)可能被忽略，導致出現遺漏偏差。為克服這一問題，借鑒Liao et al.(2017)的做法，本文選取戶主的語言測試分數(word)作為高級金融素養的工具變量進行回歸。列(6)的結果顯示，高級金融素養的回歸系數為0.265，且在1%的水平下顯著。Wald內生性檢驗也表明，在1%的水平下拒絕所有變量均為外生的原假設。此外，一階段F統計量為61.31，顯示不存在弱工具變量問題。這意味著，考慮了內生性問題后，高級金融素養對居民消費總支出仍然存在顯著的正向影響，與之前兩列結論一致。

(三)金融素養影響居民消費結構的實證結果

表4報告了金融素養對居民消費結構影響的實證結果。其中，列(1)～(4)、列(7)～(10)采用SUR模型進行回歸，列(5)、(11)采用OLS模型進行回歸，列(6)、(12)采用IV模型進行回歸。列(1)、(7)的結果顯示，金融素養在1%的水平下與生存型消費占比顯著負相關，與發展與享受型消費占比顯著正相關，即金融素養顯著促進了居民消費結構優化。由此，H2a得到驗證。列(2)、(8)為單獨檢驗初級金融素養對居民消費結構影響的結果，列(3)、(9)為單獨檢驗高級金融素養對居民消費結構影響的結果。不難發現，初級金融素養對生存型消費占比以及發展與享受型消費占比的影響均不顯著，而高級金融素養在1%水平下與兩種消費結構密切相關。這說明，在促進消費結構優化的過程中，兩類金融素養發揮的作用有所不同。在模型中同時納入兩類金融素養后，列(4)、列(10)的結果顯示，高級金融素養對居民消費結構優化具有顯著作用，而初級金融素養的影響不顯著。由此，H2b得到驗證。當使用不同方法后，列(5)、(6)、(11)、(12)的結果表明上述結論依然成立。

表4 金融素養對居民消費結構的影響

(四)穩健性檢驗

為確保研究結論的可靠性，本文開展了以下穩健性測試。

1.更換被解釋變量的度量指標

鑒于恩格爾系數能夠有效反映家庭消費結構與消費水平，本文利用恩格爾系數(EI)重新衡量被解釋變量。由回歸結果可知，總體金融素養與恩格爾系數負相關，但不顯著。然而，當兩類金融素養被分別納入模型時，高級金融素養在1%的水平下降低了恩格爾系數，而初級金融素養在統計上不顯著。進一步地，初級金融素養在聯合模型中對恩格爾系數的影響仍不顯著，而高級金融素養對恩格爾系數依然存在顯著的負向影響。這再次說明，高級金融素養對消費結構優化具有重要作用。

2.變更核心解釋變量的度量指標

本文借鑒Lusardi et al.(2014)的方法，按照回答正確與否對金融素養進行加總，重新評估金融素養對居民消費結構優化的影響。由回歸結果可知，金融素養對居民消費結構優化依然具有顯著的正向影響，且作用主要來自高級金融素養，與上文結論保持一致。

3.金融素養對居民消費結構優化影響的分樣本回歸結果分析

收入是驅動消費的核心因素，對居民的消費信心、消費欲望以及消費潛力具有重大影響。通常，可支配收入越多，居民對商品和服務的消費需求越大。為此，本文在人均家庭純收入劃分為低收入組和高收入組的基礎上，分別分析金融素養對居民消費結構優化(即發展與享受型消費占比pfx)的影響。由回歸結果可知，無論是高收入組還是低收入組，高級金融素養與居民消費結構優化均顯著正相關；總體金融素養對高、低收入群體消費結構優化依然具有顯著的促進作用，僅顯著性水平存在一定差異。由此可知，基準回歸結果再次得到證實。

六、作用機制檢驗

(一)互聯網使用中介效應的實證結果

表5列(1)是模型(3)的回歸結果，已在表4中匯報過。列(2)是模型(4)的回歸結果，從中可見，高級金融素養對互聯網使用存在顯著正向影響。這說明個體所擁有的金融知識越多，其參與互聯網的可能性越大，從互聯網獲取的有效信息也越多。列(3)是模型(5)的回歸結果，不難發現，高級金融素養和互聯網使用對居民消費結構優化都具有顯著的積極影響。Sobel檢驗結果表明，互聯網使用在高級金融素養促進居民消費結構優化的過程中發揮部分中介效應，且中介效應對總效應的貢獻約為23.46%。綜上分析可知，H3a得到驗證。

表5 作用機制檢驗結果：互聯網使用

(二)信息交互中介效應的實證結果

由表6列(2)可以看到，金融素養能夠顯著提高居民的郵電通信費支出。列(3)的結果顯示，郵電通信費和金融素養對居民消費結構優化均存在顯著的正向影響；并且，金融素養的估計系數略低于列(1)，這說明信息交互起到了部分中介作用。Sobel檢驗結果表明，信息交互在高級金融素養促進居民消費結構優化的過程中發揮部分中介效應，且中介效應對總效應的貢獻約為35.82%。以上檢驗結果表明，H3b得到驗證。

表6 作用機制檢驗結果：信息交互

七、研究結論與政策建議

本文基于2014年中國家庭追蹤調查數據，實證分析了兩類金融素養對居民消費總支出和消費結構的影響，并探討了金融素養促進居民消費結構優化的具體作用機制。研究發現：提升金融素養能夠顯著擴大居民消費總支出，推動消費結構轉型升級，且上述影響主要來自高級金融素養；“互聯網使用”和“信息交互”在高級金融素養推動居民消費結構優化的過程中均發揮部分中介效應。

基于上述研究結論，本文提出如下建議：

第一，精準化實施金融教育，努力提高居民金融素養。現階段，我國居民的金融意識普遍不強，金融知識較為薄弱。對此，一方面，應加強投資者教育，搭建多元化學習平臺，努力探索差異化、個性化、精準化的金融教育模式；另一方面，要積極引導消費者樹立正確的投資理念，提高風險防范意識，制定清晰的財務規劃，增強金融決策力。

第二，加快信息基礎設施建設，強化以互聯網為代表的信息科技在拉動消費方面發揮的作用。數字經濟時代，“互聯網+”消費的形態日益多元化，深刻改變了居民的消費習慣。大數據、云計算、人工智能等新一代信息技術的廣泛運用，同樣豐富了人們獲取知識、感知信息的途徑，增強了居民“線上”消費的黏性。鑒于互聯網使用是金融素養促進居民消費結構優化的重要渠道，政府應加快信息基礎設施建設，依托互聯網平臺優勢，強化“信息獲取”與消費的良性互動，激發居民消費新動能。不僅如此，吳錕等(2022)還發現，信息基礎設施的普及和發展本身也有助于社會內生性提升金融素養，這意味著信息技術在拉動消費方面具有多元強化效應。但需要注意的是，應努力縮小區域間“數字鴻溝”，給予各地區居民相對公平的信息技術供給，共同改善各地居民的消費結構。

第三，構建良好的消費金融環境，充分發揮社區示范作用。居民消費雖然具有鮮明的個性化特征，但是在共同的文化、風俗、經濟環境等因素的綜合影響下，也可能在地區層面表現出一定的“趨同性”。本文的經驗證據表明，擁有較高金融素養的居民會有效利用社交信息優化消費結構。因此，一方面，要積極倡導理性消費、合理借貸的理念，不斷加大對“非正規信貸陷阱”“消費金融陷阱”等的治理力度，以此加強對金融素養低水平地區人群的消費保護和消費引導；另一方面，要準確把握居民的社群模仿心理，充分發揮社區經驗傳播在優化群體消費行為中的示范引領作用。