金融素養對家庭文化消費的影響研究
——基于CFPS數據的實證分析

□ 鞏艷紅 宋子文

隨著經濟發展進入新常態，消費成為了我國經濟穩定運行的壓艙石。2020年，我國國內總值1015986億元，同比增長2.3%，突破百萬億大關。其中，最終消費支出對GDP增長的貢獻率為54.3%，同比上升9個百分點，雖然受到疫情的沖擊使該比例較2019年有所下降，但仍體現了消費對我國經濟發展的基礎性作用①數據來源：《中國統計年鑒2021》。。消費已成為中國經濟增長的主要動力，而文化消費作為消費的一種新興形式，其對于滿足人民群眾對美好生活的需求和促進我國經濟的增長具有舉足輕重的作用。

然而，中國居民的文化消費水平與發達國家相比還是存在一定的差距。2014年，中國文化消費總量僅為美國的24.67%,其差距顯而易見。雖然相比之前文化消費的絕對支出有了大幅增長，但其增長的速度越來越緩慢，文化消費占人均GDP的比重表現出先升后降的趨勢②資料來源：《中國統計年鑒》 2013年-2018年人均文化消費支出分別為：1397.7元、1535.9元、1723.1元、1915.3元、2086.2元、2225.7元。其占人均GDP的比重依次為：3.19%、3.26%、3.43%、3.54%、3.48%、3.37%。。近五年來，文化消費環境雖然逐年改善，但文化消費能力卻停滯不前，甚至還有了一定程度的下降③資料來源于《中國文化發展指數和文化消費指數（2019）》。。增強文化消費能力，激發文化消費意愿，應成為今后促進文化消費的重要發力點，也是中國經濟持續增長的重要抓手。

在黨和國家高度重視文化體制改革和文化事業建設的政策環境下，不少學者對文化消費的影響因素進行了研究，大多都歸結為宏觀和微觀兩個層面：宏觀層面為社會保障水平、城鄉差距和國家政策等；微觀層面為收入、年齡、婚姻和受教育水平等。金融素養作為一項重要的人力資本，在消費決策過程中所扮演的角色也越來越重要，金融素養是否會影響文化消費以及金融素養與文化消費之間存在怎樣的作用機制？這一問題值得國家政府當局和學術界重點關注。

針對我國家庭文化消費發展中存在的問題和我國居民金融素養不高的現狀，本文從居民金融素養角度探究其對家庭文化消費的影響機制，并試圖實現以下創新。首先，從研究的角度來看，現有關于家庭文化消費的研究都沒有從金融素養的角度進行，而實際上金融素養可能與家庭文化消費行為存在密切聯系。其次，從研究的內容來看，本文利用中國家庭追蹤調查數據，運用Tobit模型對金融素養與家庭文化消費的作用機制進行了實證研究。同時，還分析了不同地區家庭文化消費的異質性，這是現有相關研究無法實現的。最后，從指標的衡量來看，本文采用主成分分析法衡量金融素養時將其分為知識型金融素養和技能型金融素養，使得金融素養的衡量更加全面綜合，這也是本文對這一研究領域可能的貢獻。

一、文獻綜述

本文從文化消費相關研究和金融素養相關研究這兩個方面出發對以往相關文獻進行梳理。

（一）文化消費相關研究

文化消費是指人們采取不同的方式消費精神文化產品和服務進而來滿足自己的精神文化生活的行為。文化消費的經濟學研究可以追溯到十九世紀，Veblen（1899）提出文化消費是一種“炫耀性消費”，并認可了文化消費與收入之間的正相關關系。之后，學者們對文化消費在經濟社會中的作用展開了大量研究，發現文化消費不僅能夠促進經濟發展“量”的增長，而且對于經濟發展“質”的提升也起著非常重要的作用（Einar Bowitz，2008；任文龍，2019）。因此，為了發揮文化消費的經濟效應，必須弄清文化消費增長的影響因素。

首先，學者們從居民收入水平和文化消費的關系展開了研究，其普遍認為居民的收入水平和文化消費支出呈正相關關系（Cameron，1990；劉婷婷，2020），無論是消費還是文化消費，收入都是最關鍵的影響因素。收入水平的提高不僅可以增加個人的可支配收入并且可以改善人們的消費習慣，進而使更多的物質性消費轉向精神性文化消費（高莉莉、顧江，2014）。因此，文化消費的發展對收入的敏感性很強，居民穩定的收入增長可以促進文化消費的發展，而且還可以優化文化消費的結構。

此外，也有許多學者從不同的因素和不同的角度對文化消費的影響因素進行了研究：文化消費者自身的影響、個人因素和社會因素等層面均會對文化消費產生重要的影響。一般來說，教育會通過人力資本傳導機制與收入分配間發生聯系，即居民的受教育程度越高，收入水平越高，文化消費能力越強（楊俊，2008），但張蘇秋等（2015）通過門限回歸研究發現居民的教育支出對文化消費在一定門檻條件下存在著不同的溢出效應，在門檻的限制以上,教育支出才會對文化消費產生正的外部性。由于地理環境和政策傾向的原因，我國東部地區和中西部地區一直以來都存在著很大的差距，文化消費也不例外，研究發現中西部地區農村居民文化消費比東部地區居民更多地受消費習慣的影響（陸立新，2009）。部分學者還分析了城市居民戶籍差異、政府公共文化支出等因素對文化消費的影響。

（二）金融素養相關研究

隨著數字經濟的發展和科學技術的進步，金融素養作為一種重要的人力資本（Delavande，2008），其在經濟社會中的重要作用越來越成為人們關注的重點。然而，研究顯示（Lusardi，2008；尹志超，2015；吳衛星，2018），就整體而言，世界各國居民的金融素養水平都比較低下，缺乏基本的金融知識。關于金融素養的重要作用，主要表現在其對家庭層面和社會層面的影響。家庭層面主要表現在兩個方面：第一，金融素養水平提升可以改善家庭借款渠道偏好并提高家庭正規信貸需求，引導居民通過銀行等正規渠道負債，抑制過度負債（宋全云，2017；吳衛星，2018）；與此同時，正規信貸可得性的提高通過改善家庭的風險態度來降低金融約束對創業精神的抑制作用，提高家庭創業意愿（尹志超，2015）。第二，家庭金融素養水平在很大程度上會影響家庭資產的選擇和理財規劃。金融知識的普及會推動家庭參與金融市場、購買風險資產，并制定健全的金融規劃，有助于家庭在金融市場上盈利（尹志超，2014；胡振，2017）。社會層面表現在金融素養能夠減緩城市貧困、推動商業保險發展和激發小微企業的創新活力（單德朋，2019；秦芳，2016；黃宇虹，2019）三個方面。

通過對國內外相關文獻的梳理，可以發現研究金融素養與家庭文化消費關系的文獻較少。基于此，本文借鑒金融素養和文化消費領域已有的相關研究，試圖去探討金融素養與家庭文化消費之間的作用機制。

二、研究假設的提出

（一）金融素養與家庭文化消費

綜合來看，金融素養可能主要通過兩條路徑來影響家庭文化消費。

首先，收入水平在金融素養對文化消費能力影響中起了間接的作用。金融素養是對金融知識和產品的使用能力的體現，其有助于消費者識別投資機會（Clark等，2017；何昇軒，2020）。一方面，居民擁有越高的金融素養，往往會合理利用各種金融信息和知識將資產配置到股票等風險資產上，做出更優的金融決策以提高居民家庭總收入水平，實現財富積累，并提升收入穩健性。與此同時，金融知識水平高的家庭可能會為退休做好計劃，因此他們比金融素養水平低的家庭積累了更多的財富（Lusardi & Mitchell，2007；單德朋，2019；陶維榮，2021）。另一方面，金融知識越少的人可能越偏好風險，而風險態度與人們的投資決策密切相關。金融知識的缺乏會導致投資者的過度自信，盲目的自信會使市場參與者進行過多交易，購買更多的風險資產等或者使一些本來不會參與市場的投資者進入市場，從而由于投資不當造成家庭財富的流失（吳衛星等，2006）。

其次，金融素養水平的提升會影響居民的文化消費意愿（劉敏，2014）。一方面，文化消費能力是文化消費的物質保障。上文也提到，金融素養與家庭收入水平之間存在著正相關關系，因此金融素養水平的提升會影響居民的文化消費意愿。另一方面，居民在提高金融水平時會接受大量的教育培訓，其受教育水平也會隨之提高。隨著受教育水平的提高，居民的消費觀念也會為之改變，從僅僅簡單地追求物質性消費而更多轉向精神性消費，因此可能會對居民文化消費意愿產生一定的影響。綜上對可能存在的兩條路徑的分析，提出假設H1。

H1：金融素養與居民文化消費存在正相關關系，金融素養的提高會顯著促進居民文化消費水平的提升。

（二）不同地區金融素養對家庭文化消費的影響差異

自十九大鄉村振興戰略實施以來，我國城鄉在教育、醫療、住房、社會保障、土地、基礎設施等方面的差距進一步縮小，農村經濟得到了極大地發展，但兩者之間仍存在較大實際差距。截至2018年,城鎮居民可支配收入是農村居民可支配收入的2.88倍，并且城鎮居民在文化娛樂等方面的消費是農村居民該方面消費的5倍左右，究其原因是農村居民的日常消費支出在可支配收入中所占的比重較大。另一方面，城鎮居民的教育資源較好，其本身就具備一定的金融知識，而農村居民的受教育水平較差，金融素養水平普遍較低。因此，提出假設H2。

H2：金融素養對城鎮家庭和農村家庭的文化消費影響存在較大的差異，其對農村家庭文化消費水平的提升作用更大。

改革開放以來，我國實行非均衡區域發展戰略，即梯度推移戰略，先發展東部沿海城市，再發展中部，最后發展西部。這一發展戰略使區域差距不斷擴大，東部地區在生產總值、產業結構、居民收入水平、城市化水平等方面遠遠領先于中西部地區，這些因素嚴重制約了中西部地區文化消費水平的發展。東部地區家庭已具備一定的金融知識水平，并且文化消費的意愿較強，金融素養水平的提升可能對文化消費的刺激作用較弱。由此提出假設H3。

H3：金融素養水平的提高對我國東部地區家庭文化消費水平影響不大，但卻會顯著促進中西部地區家庭文化消費水平的提高。

三、金融素養影響家庭文化消費的模型構建

（一）數據來源和說明

本文所用數據為中國家庭追蹤調查（China Family Panel Studies，CFPS）的數據庫，由于CFPS（2014年）的數據庫W部分為金融知識模塊，便于衡量本文的變量，而后幾年的數據庫均取消了此模塊，因此本文選擇了CFPS（2014年）的數據庫。CFPS作為一項社會跟蹤調查項目，具有全國性、大規模、多學科的特點。CFPS數據庫的樣本覆蓋了全國的25個省（除內蒙古、青海、寧夏、新疆、西藏以外），目標樣本量為16000戶，這一調查為本文探究金融素養對文化消費的影響機制提供了微觀數據。

CFPS調查問卷共有四種主體問卷類型，本文主要使用家庭和成人兩種問卷的信息，將成人問卷中所需信息根據家庭代碼與家庭問卷進行匹配，由于本文考察的是金融素養，所以沒有使用少兒問卷。在剔除了核心變量數據的缺失值后，本文最終得到了2344戶家庭樣本的數據。

（二）模型設定

在樣本家庭中，許多家庭的文化娛樂支出項為0，如果單純的使用最小二乘法進行多元OLS模型估計的結果會產生較大的偏差，所以本文采取Tobit模型估計金融素養對文化消費的影響，基本模型設定如下：

式（1）為截取的Tobit模型，誤差項 獨立且服從正態分布；其中，表示家庭i的文化消費，表示家庭文化消費大于0的部分。FK表示金融素養，X表示控制變量。

（三）變量說明與描述

1.被解釋變量

被解釋變量為文化消費（CC）,文化消費是指用文化產品或服務來滿足人們精神需求的一種消費，其內容十分廣泛，主要包括教育、文化娛樂、體育健身、旅游觀光等方面。本文參考曾燕萍等（2020）學者的做法，在CFPS數據庫中選取家庭文化娛樂支出、家庭純收入和家庭總支出的數據，以家庭文化娛樂支出占家庭純收入的比例CC1和文化娛樂支出占家庭總支出的比例CC2作為文化消費的代理變量，進行基準回歸。

2.核心解釋變量

核心解釋變量金融素養（F K）。OECD INFE（2011）提出：金融素養是做出合理金融決策并最終實現金融福利的必要意識、知識、技術、態度和行為的結合。在以往文獻中學者們大多都采用直接測定法和間接替代法來衡量金融素養；在間接替代法中，經常采用金融教育或在崗培訓變量作為金融素養的工具變量，但其缺陷也比較明顯；在直接測定法中，現有文獻主要采取得分加總法或因子分析法來衡量金融素養指標，其更具嚴謹性。因此，本文將金融素養分為知識型金融素養和技能型金融素養，分別記為FK1和FK2，具體關于構造金融素養的問卷問題及得分處理方法見表1。

表1 金融素養指標的相關問題及得分處理

表2統計了家庭知識型金融素養的基本情況，表中數據是對知識型金融題目回答正確與否的統計，總共有四道題目，全部答錯的占24%，全部答對4道題目的僅僅只有1.5%，而正確回答題目低于2道的高達60.9%；本文對技能型金融素養題目的答案也進行了統計，將選項比較符合和完全符合記為正確，發現只有10戶家庭全部答對。由此可見，我國家庭的金融素養水平還普遍較低，有待進一步提高。

表2 知識型金融素養基本情況

本文借鑒尹志超等（2014）學者的做法，用主成分分析法來構建金融素養指標。本文采取主成分分析法提取公因子，知識型金融素養抽取2個主成分，技能型金融素養抽取4個主成分，所能解釋原變量的方差累計都達到60%以上。主成分分析法下數據檢驗情況如表3所示。

表3 KMO和巴特利特檢驗結果

由于檢驗P值為0.000，說明數據通過了巴特利特球形度檢驗；KMO取樣適切量數均大于0.60，證明數據適合進行因子分析。

主成分方差貢獻率分布如表4、表5所示。

表4 FK1主成分方差貢獻率分布

表5 FK2主成分方差貢獻率分布

由現有有關金融素養的研究可知，公共因子的累計方差貢獻率達到60%以上就可以涵蓋大部分信息。由表4可知，2個成分的累計貢獻率為65.230%；由表5可知，4個成分的累計貢獻率為64.030%。由此可知，FK1和FK2提取的因子都可反映大部分的信息。在計算因子得分時，本文用各因子與對應的方差貢獻率乘積之和再除以累計貢獻率得到，得到FK1和FK2的綜合因子得分，詳見表6。

表6 金融素養綜合因子得分統計

3.控制變量

除了上面的變量以外，本文還包括一系列可能影響家庭文化消費的控制變量，具體是家庭特征變量（人均純收入和人均金融資產）和個人特征變量（性別、年齡、婚姻狀態、學歷和戶口類型），具體見表7。

表7 控制變量說明

（四）描述統計分析

變量的描述性統計結果如表8所示。從結果中我們可以得知樣本家庭中家庭文娛支出占家庭純收入的比例為6.05%、占家庭總支出的比例為0.46%，所占比重均較小，可見文化消費水平還比較低下。所調查對象中，男性和女性的比例基本上持平，男性大約占49%，女性大約占51%；平均年齡為48歲左右，整體年齡水平適中，比較適合本文的研究內容；其中有34.08%的對象已婚，僅僅只有35%左右的對象獲得了高中以上學歷，整體受教育程度偏低，78%的對象為非農業戶口。

表8 主要變量的描述性統計

注：樣本觀測值為2344個。

四、金融素養影響家庭文化消費的實證模型分析

（一）基準模型結果

首先使用金融素養水平變量對家庭的文化消費變量進行基準回歸。Tobit模型的4種估計結果如表9所示：第（1）列和第（2）列是文娛支出占家庭純收入比對知識型金融素養的回歸；第（3）列和第（4）列是文娛支出占家庭純收入比對技能型金融素養的回歸；第（5）列和第（6）列是文娛支出占家庭總支出比對知識型金融素養的回歸；第（7）列和第（8）列是文娛支出占家庭總支出比對技能型型金融素養的回歸。

從表9第1-4列可以看出，在加入控制變量后，知識型金融素養和技能型金融素養邊際效應系數在5%的水平上顯著，說明金融素養能夠促進中國家庭的文化消費；從表9第5-8列可以發現，同樣在加入控制變量后，知識型金融素養和技能型金融素養邊際效應系數在5%水平上顯著，再次表明了居民金融素養的提升可以帶動我國的文化消費水平。可能的原因有：第一，近些年來我國金融市場蓬勃發展，人們開始通過購買一些金融產品來進行理財規劃，不再僅僅是將存款放在銀行里賺取利息。并且隨著人們金融素養水平的逐漸提升，有效地防止了金融詐騙并促進了我國居民的借貸行為，進而使人們的資產大幅度的升值，有效提高了居民的文化消費能力。第二，隨著我國經濟水平和人民生活水平的提升，人們開始追求精神消費而不僅僅是簡單的物質消費，這又提升了我國居民的文化消費意愿。綜合以上兩點，金融素養水平的提升在很大程度上刺激了我國居民的文化消費水平。可見，不能拒絕本文的研究假設H1：金融素養與居民文化消費存在正相關關系，金融素養的提高會顯著促進居民文化消費水平的提升。

表9 基準回歸結果

家庭層面控制變量中，家庭人均純收入對數lnincome的邊際效應系數在CC1和CC2回歸中是不同的。在CC1回歸中，系數為負，這可能是因為被解釋變量是娛樂支出與家庭純收入的比值，所以家庭人均純收入的增加對被解釋變量的影響是有偏差的；在CC2中邊際效應系數為正，說明人均純收入的增加可以帶動文化消費。家庭金融資產lnasset的系數在1%的水平上全都顯著為正，說明家庭擁有較多的金融資產可以促進文化消費水平的提升，因為較多的金融資產可能會給居民帶來較高的收益，進而提高其文化消費支出。

個人層面控制變量中，性別sex變量在CC1和CC2回歸中邊際效應系數均不顯著，可知性別對居民的文化消費并沒有特別明顯的影響。年齡age變量在回歸中系數在1%水平上顯著為負，而年齡的平方項顯著為正，說明年齡與文化消費之間呈U型關系；這是因為年齡較小的居民文化消費需求效應較高，有助于提高家庭的文化消費；而當居民步入中年后，其把大部分精力放在家庭和孩子身上時文化消費水平可能有所下降；但隨著居民年齡的增大和家庭的逐漸穩定，居民的文化消費能力和文化消費需求也會有大幅的提升。婚姻狀態marriage變量的系數都顯著為負，說明婚姻狀態對文化消費的影響為負向。戶口類型urban這一變量的系數不都顯著且顯著性水平不高，說明城鎮戶口在一定程度上可以促進文化消費，但作用微乎其微。這是因為之前我國城鄉差距較大，城鎮居民和農村居民的收入水平、受教育程度、消費觀念都存在著較大的差距，但隨著我國全面小康目標和鄉村振興戰略的持續推進，再加上農村人口大規模的流動，這一現象早已得到了改善。

（二）內生性問題處理

由上文可知，金融素養對家庭文化消費存在顯著的正向影響，反過來居民文化消費水平提高可能也會促進其金融素養水平的提升，因此本文可能存在反向因果關系導致的內生性問題。因此，本文借鑒尹志超（2014）的做法，采用父母的最高學歷水平變量作為工具變量來解決可能存在的內生性問題。選取該變量的原因是父母的最高學歷水平不會受到該受訪者的影響，但受訪者卻可能會因為父母的影響而去學習金融知識。本文將CFPS 問卷中父母的學歷水平依次賦值為5、4、3、2、1，與之相對應的學歷水平分別為大學本科及以上、高中/大專、初中、小學、文盲/半文盲。表10匯報了將父母的學歷水平作為工具變量的一階段回歸結果。

由表10的回歸結果可知，父母最高學歷水平能夠對受訪者金融素養產生顯著的正向影響并對內生性問題有所緩解，這也驗證了使用父母的最高學歷水平作為工具變量的合理性。此外，由回歸結果可知，金融素養工具變量在統計上非常顯著，而且回歸結果的F統計值也高于弱工具變量的臨界值。

IV-Tobit第二階段回歸結果見表11，其中模型（1）-（2）為內生變量為知識型金融素養的回歸，模型（3）-（4）為內生變量為技能型金融素養的回歸。二階段回歸結果表明，金融素養對文化消費的邊際效應系數依然非常顯著，且都通過了Wald內生性檢驗。從總體上來看引入工具變量后的模型估計結果與之前的模型估計結果沒有什么顯著差別，這說明提升金融素養是促進居民文化消費的有力措施。

表11 工具變量第二階段回歸

注：括號中數字為t值；★、★★、★★★分別表示結果在10%、5%、1%水平上顯著。

（三）異質性分析

1.城鎮家庭與農村家庭文化消費異質性

長期以來，城鎮和農村在各個方面都存在著很大差距，城鎮地區在教育、醫療、住房、社會保障、土地、基礎設施等方面受到了明顯的政策照顧，雖然近些年來國家開始越來越重視農村的發展，但兩者還是存在著一定的差距。為了研究金融素養對城鄉文化消費的影響是否存在異質性，本文將家庭按戶籍性質分為城市家庭和農村家庭，進一步分析金融素養對城鎮家庭文化消費和農村家庭文化消費影響的異質性。

由表12可知，在農村家庭樣本中，金融素養在影響文娛支出占家庭純收入比CC1和文娛支出占家庭總支出比CC2的回歸中邊際效應系數均在10%的水平上顯著；而對城鎮家庭樣本來說，金融素養在影響文娛支出占家庭純收入比CC1和文娛支出占家庭總支出比CC2的回歸中邊際效應系數大部分都不顯著，且顯著性水平不高，而且其均明顯小于農村家庭樣本回歸中的系數。由此可見，金融素養的提高能夠比較有效地提升農村家庭的文化消費水平，但對城鎮家庭的刺激作用微弱，說明金融素養對城鎮家庭和農村家庭的文化消費影響存在較大的差異。可見，回歸結果驗證了本文的假設H2：金融素養對城鎮家庭和農村家庭的文化消費影響存在較大的差異，其對農村家庭文化消費水平的提升作用更大。

表12 城鎮與農村文化消費異質性

控制變量中，城鎮家庭的回歸結果與基準回歸結果基本上一致，沒有什么出入。而對農村家庭來說，教育水平的估計系數顯著為正，說明居民的文化消費觀念是主要的影響因素。這一結論表明了即使是農村家庭，只要具備一定的經濟條件，接受過良好的教育的農村居民對于文化消費的意愿是非常強烈的，也有助于促進文化消費支出。

2.東部、中西部地區文化消費異質性

改革開放以來，我國沿海地區的東部省份利用得天獨厚的區位優勢和國家優惠政策，使得經濟得到了迅猛的發展，從而導致了中國區域經濟發展的不平衡，這在很大程度上制約了我國經濟的持續健康發展。張國清等（2018）指出區域協調發展是開啟全面建設社會主義現代化國家新征程的艱巨任務, 而東西部協調發展又是區域協調發展戰略的重要內容之一。自從2001年國家開始實施西部大開發戰略之后，西部地區的經濟也因一系列向西部地區傾斜的優惠政策得到空前發展。但就我國總體情況而言，東西部經濟絕對差異仍在持續擴大。基于此，本文將中國劃分為東部地區和中西部地區①東部地區包括11個省級行政區：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南。中西部地區包括20個省級行政區：四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內蒙古、山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南。，分析研究金融素養對東部地區和中西部地區居民文化消費影響是否存在異質性這一問題。

由表13可知，在中西部地區樣本中，金融素養在影響文娛支出占家庭純收入比CC1和文娛支出占家庭總支出比CC2的回歸中邊際效應系數均比較顯著。但是對于東部地區家庭，金融素養的邊際效應系數都不顯著。這表明金融素養是中西部地區家庭文化消費水平提升的重要因素，而對于東部地區家庭來說，他們已經具備了一定的金融素養水平，所以金融素養對東部地區家庭文化消費的刺激作用較弱。可見，上述的實證研究證據不能拒絕本文的假設H3，即金融素養水平的提高對我國東部地區家庭文化消費水平影響不大，但卻會顯著促進中西部地區家庭文化消費水平的提高。控制變量中，東部地區家庭的收入水平的回歸系數都在1%的水平上顯著，說明東部地區家庭文化消費提升的有效手段是提高居民的收入水平，這一結果驗證了雷五明（1993）的結論，而其余控制變量的回歸結果都與基準回歸的估計結果大致一樣。

表13 東部、中西部地區文化消費異質性

（四）穩健性檢驗

1.更換文化消費測算方式的穩健性檢驗

文化消費可以分為文化娛樂支出和教育培訓支出，但本文僅使用文化娛樂支出進行了基準回歸。因此為了保證回歸結果的穩健性，進一步使用文教娛樂支出和教育培訓支出對金融素養變量進行回歸。使用文教娛樂支出占家庭純收入比、文教娛樂支出占家庭總支出比、教育培訓支出占家庭純收入比和教育培訓支出占家庭總支出比分別作為被解釋變量進行回歸，估計方法與上述一致。

表14第（1）-（4）列報告了文教娛樂支出對金融素養的Tobit估計結果，可以看出知識型金融素養和技能型金融素養的系數全部都顯著為正，說明金融素養的提升對文教娛樂支出也有著明顯的促進作用。而且其余的控制變量基本上與基準回歸的結果一致，這一現象表明上述基準回歸具有穩健性。

表14第（5）-（6）列報告了教育培訓支出對金融素養的Tobit估計結果，知識型金融素養的邊際效應系數顯著，而技能型金融素養的邊際效應系數不顯著，其余控制變量也表現出同樣的現象，說明用教育培訓支出來做回歸并不合理，這也反映出了本文選擇文化娛樂支出進行基準回歸的合理性。

表14 文教娛樂和教育培訓支出的檢驗

2.更換金融素養測算方法的穩健性檢驗

本文參照鞏艷紅等（2020）的做法，把知識型金融素養題目回答正確的記為1分，回答錯誤為0分，技能型金融素養的題目按選項進行記分，最后進行簡單的加總，分別作為知識型金融素養和技能型金融素養。由表15的回歸結果可知，用直接加總法得到的金融素養得分對家庭文化消費行為的影響是顯著的，結果較為穩健。

表15 簡單加總的金融素養對文化消費影響的回歸

可見，在使用更換關鍵變量的方法進行穩健性檢驗之后，回歸結果較為穩健，仍不能拒絕上文的假設H1。

（五）進一步分析

上文就金融素養對家庭文化消費的影響作出分析，研究發現金融素養可能主要會通過兩條路徑來影響家庭文化消費，一是收入水平，二是文化消費意愿。居民金融素養的提升可能會促使家庭合理的配置資產并實現收益，實現財富積累從而促進家庭收入水平的提升，那么家庭的收入水平是否在金融素養與家庭文化消費之間存在中介效應，下面將通過中介效應模型來驗證這一影響機制，家庭收入水平用家庭人均純收入的對數來衡量。參考溫忠麟等（2014）的方法，設定中介效應模型設定如下：

模型（2）、（3）和（4）都是Tobit模型。第一步先對模型（2）進行估計，來檢驗金融素養對家庭文化消費的影響是否顯著。第二步對模型（3）進行回歸，檢驗金融素養對中介變量是否存在作用。第三步對模型（4）進行估計，如果存在中介效應，則估計結果中和這兩個系數應該都顯著，且相比的系數值應有所減小。如果中介變量發揮了完全中介作用，則系數應不顯著，但系數顯著。

表16為家庭收入水平是否為金融素養作用于家庭文化消費的中介變量的估計結果。第（1）、（2）列中金融素養對家庭文化消費影響的邊際效應系數在1%水平上顯著，說明居民金融素養提高促進了家庭文化消費。由第（4）、（5）列可知，將家庭收入水平這個變量納入后，金融素養對家庭文化消費的邊際效應系數與第（1）、（2）列相比明顯下降，且在5%水平下顯著。這說明，家庭收入水平是居民金融素養作用于家庭文化消費的中介變量，且其承擔的是部分中介作用。

表16 中介效應分析

結合上面的回歸分析結果可證明，家庭收入水平在居民金融素養和家庭文化消費之間起到部分中介的作用，即居民金融素養的提升既可以直接促進家庭文化消費水平的提高，也可以間接通過提升家庭收入水平來提升家庭文化消費水平。

五、結論和政策建議

本文基于中國家庭追蹤調查（CFPS）2014年的家庭經濟數據，利用Tobit模型實證分析了金融素養對家庭文化消費的影響并采取工具變量法對可能存在的內生性問題進行了處理，進一步對這一影響在城鎮和農村家庭、東部和中西部地區的異質性進行了分析，最后進行了穩健性檢驗和中介效應分析。本文得到的主要結論包括：

1.知識型金融素養和技能型金融素養的邊際效應系數均顯著為正，說明居民金融素養水平的提升有助于刺激家庭的文化消費支出。控制變量中，人均純收入和受教育水平的提高可以有效地促進我國居民的文化消費水平。

2.根據城鎮家庭和農村家庭的異質性分析可以發現金融素養的提高能夠比較有效地提升農村家庭的文化消費水平，但對城鎮家庭的刺激作用微弱；對農村家庭來說居民的文化消費觀念是文化消費水平提升主要的影響因素。根據東部和中西部地區家庭的異質性分析發現金融素養是中西部地區家庭文化消費水平提升的重要因素，而對于東部地區家庭的刺激作用較弱；東部地區家庭文化消費提升的有效手段是提高居民的收入水平。

3.本文首先使用更換文化消費測算方式的方法，進一步使用文教娛樂支出對金融素養變量進行回歸，得到的回歸結果和基準回歸的結果大致一樣，結果較為穩健。其次，使用了更換金融素養測算方式的方法，用得分加總法代替了因子分析法來衡量金融素養，進一步進行回歸，核心結論仍然成立。表明隨著居民金融素養水平的提高，其文化消費支出也會明顯增加。根據中介效應分析可知，家庭收入水平在居民金融素養和家庭文化消費之間起到部分中介的作用。

本文詳細地分析了居民金融素養水平在促進文化消費中的作用，結合上述得出的結論，提出了幾點政策建議：

一是加大金融教育投入力度，發揮金融素養在促進文化消費中的重要作用。通過增加對金融素養教育的財政投入,為金融教育提供穩定的資金來源；將金融教育納入國家發展戰略布局，多渠道地開展金融教育。

二是針對性地開展金融教育，實現城鄉金融素養均衡發展。政府應根據城鎮居民和農村居民的實際情況來制定相應的普惠金融提升計劃，將其與民眾需求相匹配。對于城鎮家庭來說，其已具備一定的金融知識，應開展更為高級的金融教育課程，同時要充分發揮互聯網在金融知識宣傳中的作用；而對于農村家庭來說，金融意識淡薄，網絡通信技術落后，因此應先普及實用性基礎金融知識，強化金融機構的服務能力，不定期開展金融知識講座，穩步提升農村家庭的金融素養水平，進而促進其文化消費水平的提升。

三是制定有效的政府調控措施，提高居民的收入水平。對于東部地區家庭來說，金融素養水平和消費意愿已不是制約文化消費的主要原因，而收入水平的提升可以有效促進文化消費支出的增加。政府應通過提高最低工資標準、建立工資增長機制、提高轉移性收入和完善社會保障制度等措施來提高居民的可支配收入，進而提高其文化消費能力。

四是優化文化消費環境，刺激居民文化消費意愿。加強營造良好的社會文化環境，利用好互聯網技術的發展，為居民提供種類豐富、形式多樣的優質文化產品，從文化服務供給方面提高居民的文化消費意愿，刺激文化消費支出。