金融素養、金融資產組合有效性與家庭消費

■楊立 潘田沛

一、引言

黨的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，培育一個以消費為主的“內循環”市場，能夠幫助我國更加沉穩應對多變的國際經濟環境[1]。國家統計局的數據顯示：一方面，2013—2022 年我國居民消費率（居民消費占GDP 的比重）從35.63%增長至38.25%，與世界主要發達國家和部分人口過億的發展中國家相比還有較大的提升空間，消費對經濟發展的基礎性作用仍有巨大潛力可以挖掘[2]。另一方面，2013—2022年我國居民人均服務性消費支出和衣食住行消費支出分別占人均消費支出的比重從39.68%、73.98%變化為43.16%、73.04%，服務性消費支出占比顯著增加，衣食住行消費支出占比有所下降，這說明我國消費領域正在發生深刻轉型[2]。此外，《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要》（以下簡稱《十四五規劃綱要》）提出全面促進消費，穩步提高居民消費水平，順應居民消費升級趨勢。提升居民消費水平、升級居民消費結構，能夠擴大內需，有利于“雙循環”新發展格局的構建?；诖耍绾翁嵘用裣M水平、促進居民消費結構升級是當前消費領域應該著重關注的問題之一。

在數字經濟時代，居民掌握金融知識、有效管理個人資金、處理個人金融事務的能力越來越重要。這種能力不僅針對從事金融相關行業的專業人士，也隨著金融深入到居民的日常生活而適用于每個人，這種能力稱為“金融素養”[3]。隨著居民收入的增長，消費者廣泛參與金融市場。而金融市場上產品和服務的數量和復雜程度正日益上升，只有對其具備一定的認知能力和實踐經驗，才能更好地參與其中。《中國居民金融素養報告2022》顯示，我國居民金融素養平均得分與前期相比雖有所提高，但總體水平仍不盡如人意，并且在將金融知識儲備應用于具體的金融決策方面還有很大欠缺。同年《中國家庭財富變動趨勢年度報告》顯示，在對財富增加的貢獻因素中，房產的貢獻率有所下降，金融資產的貢獻率進一步上升，2022年家庭平均投資理財收益率約為1.8%，低于上年的2.8%。這些報告在一定程度上反映出目前我國居民家庭對財富增加有貢獻的資產逐漸從房產轉向金融資產，但是金融素養不足以支撐其科學投資和合理配置金融資產。由此，一個重要的問題便是，長期以來我國居民金融素養較低是否限制了家庭金融資產的科學投資和合理配置，以及是否限制了消費擴容和結構升級。

有關金融素養對家庭消費的影響，已有研究主要基于互聯網使用和信息交互[2]、社會養老保險[4]以及金融可得性和商業保險[5]等視角展開研究，較少關注金融資產配置效率在金融素養對家庭消費的影響中發揮的作用。因此，本文基于金融資產配置效率視角對金融素養與家庭消費之間的關系進行探討。此外，本文以中國家庭金融調查（CHFS）2015、2017、2019 年三輪微觀調查數據為基礎，對金融素養、金融資產組合有效性與家庭消費之間的關系進行實證檢驗。與已有研究相比，本文的邊際貢獻主要在于：第一，厘清了金融素養對我國家庭消費水平和消費結構的影響，同時基于金融資產配置效率視角探究了金融素養對家庭消費水平和消費結構影響的具體機制，并進一步驗證了金融素養對城鄉、不同住房數量以及不同財富水平家庭消費水平和消費結構的差異性影響。第二，補充了金融素養影響家庭消費的研究，完善了金融素養影響家庭消費的機制，豐富了有關我國家庭金融與家庭消費的文獻研究。第三，本文的研究結論為家庭消費擴容、消費結構升級提供了一種可行的路徑，宏觀上有利于內需的擴大、“雙循環”新發展格局的構建。

二、理論分析與研究假設

家庭消費是在一定時期內家庭總收入既定的情況下，除去儲蓄的部分，用于滿足家庭成員生活需求的商品和服務支出。因此，家庭收入水平的提高和居民預防性儲蓄動機的減弱對家庭消費水平的提高起著至關重要的作用[6，7]。首先，家庭收入主要由工資性收入、財產性收入、經營性收入以及轉移性收入組成。盡管工資性收入依然占據家庭收入的主要部分，但財產性收入、經營性收入和轉移性收入占總收入的比重不斷增加，尤其是財產性收入已成為家庭收入增長的重要助力[8]。財產性收入對家庭消費水平有著重要影響[9]，而財產性收入的增長與居民的金融素養息息相關[10]。金融素養作為一種數字時代居民有效管理個人財務、處理金融事務的重要能力[3]，對家庭金融決策和消費安排的優化，乃至于對家庭成員幸福感的提升起到舉足輕重的作用[11]。其次，預防性儲蓄動機與家庭配置風險性較高的金融資產有關。當家庭持有一些風險水平較高的金融資產時，為了對沖潛在的金融風險，會傾向于提前準備一些低風險的金融資產，增加預防性儲蓄動機[7]。金融素養的提升有利于改善家庭成員在投資時過度自信的認知偏差，使其更加注重規避風險，并結合自身的金融素養和家庭財富水平，合理配置適當規模的高風險金融資產[12]，從而降低家庭的預防性儲蓄動機。通過以上理論分析，本文認為金融素養的提升能夠促進家庭消費水平提高，并且主要通過以下兩個渠道來實現。

一方面，金融素養的提升通過實際收入機制的作用促進家庭消費水平提高[13]。首先，家庭成員金融素養的提升有助于抑制家庭的非理性金融行為，比如幫助家庭規避金融欺詐、過度借貸和非理性投資等行為[2]，從而降低財富縮水的風險。這樣一來，家庭更有可能保持財富穩定，滿足各種消費需求。其次，根據有限理性理論[14]，家庭成員在金融決策的過程中受到認知能力、信息獲取和處理能力等因素的制約，往往傾向于采取可得性啟發式、錨定和調整啟發式決策方法，從而產生認知偏差，而金融素養的提升有利于糾正這種偏差。當家庭成員金融素養較低時，他們對金融市場和金融工具不夠了解，對金融信息的感知也較為遲鈍。隨著金融素養的提升，家庭成員對金融信息的獲取與處理水平也會有大幅提高，這有利于他們尋找投資機遇[10]，參與金融市場[15]。同時，金融素養的提升也有利于家庭形成科學的理財觀念，對各種金融工具的風險和收益特征的了解更為深入，規避不必要的金融風險，對沖無法避免的金融風險，提升家庭金融資產組合的多樣性[16]，優化金融資產配置[17]，最終促使家庭取得較高的預期收益[18]，并增加財產性收入。最后，家庭成員金融素養提升后對家庭財產性收入的影響是貫穿整個家庭生命周期的。根據凱恩斯的絕對收入消費函數[19]，在家庭其中一個生命周期階段，暫時性財產性收入的一部分會被轉化為消費。根據弗里德曼的持久收入消費函數[20]，在整個家庭生命周期中，持久性財產性收入的一部分將持續轉化為消費。然而，盡管家庭成員金融素養的提升有助于增加家庭財產性收入，但也可能會增加對一些流動性較差但預期收益較高的金融資產的持有，例如私募股權、對沖基金等，這可能加劇流動性約束[21]，從而對當前消費產生擠出效應。這種現象被稱為金融資產對消費的替代機制[13]。但是，基期的替代機制也可能帶來現期的財富效應[13]，從家庭整個生命周期來看，持久性財產性收入依然呈現增長態勢。金融素養的提升使得家庭成員對利率、通貨膨脹等金融知識的掌握程度更深，對現值和終值的計算能力更強[22]，從而使得家庭成員能更好地平滑生命周期各階段的消費[23]，在持久性財產性收入增長的前提下，促進家庭生命周期各階段消費水平的提高。

另一方面，家庭成員金融素養的提升有利于家庭金融資產的有效配置[24]，進而促進家庭消費水平的提高。根據馬可維茨的現代投資組合理論[25]，家庭成員在進行投資決策時，需要權衡收益和風險，根據自身的風險承受能力、投資目標和市場環境等因素來構建有效的投資組合，以實現在一定風險下的收益最大化。因此，家庭成員具備較高的金融素養，會促使他們在既定預期收益時傾向于選擇風險水平最小的投資組合，從而大大降低預防性儲蓄動機[7]，在財產性收入既定的情況下促進家庭消費增長。

基于上述分析，本文提出如下研究假設：

H1：金融素養提升能夠促進家庭消費水平提高。

家庭消費結構是在一定時期內，家庭對不同類型商品和服務的消費支出之間的比例關系，受家庭成員的偏好、收入水平等多種因素的影響[26]。根據消費目的的不同，可以將家庭消費劃分為生存型消費和發展享受型消費。其中，生存型消費包括家庭日常必需的衣、食、住、行方面的支出；發展享受型消費則指非日常生活必需的消費支出，例如文教娛樂、醫療保健、交通通信、家庭設備及服務、其他商品及服務等方面的支出[13]。通過考察這兩種不同類型消費的份額，能夠有效地了解家庭的消費結構。

隨著國民收入水平的提高，家庭消費結構通常也會發生變化，具體表現為生存型消費在家庭總消費中所占比例減少，而發展享受型消費所占比例增加[2]。這一變化也被稱為消費結構的升級。金融素養的提升能夠促進家庭消費結構的升級，主要通過以下兩個渠道來實現。

第一，金融素養影響家庭的財產性收入[10]和金融資產配置[15]。生存型消費是家庭在基本的衣食住行方面必須支出的消費，更多取決于家庭人口結構[27]、財富水平[28]等因素，而收入的增長、金融資產配置的變化幾乎不會引起生存型消費的波動[13]。因此，家庭成員的金融素養并不會對生存型消費產生明顯影響。根據恩格爾定律，當家庭收入較低時，收入主要用于購買生活必需品。隨著家庭收入增長，家庭可以滿足更多的生存以外的需求，以提高生活質量和福利水平[29]，因此會加大對娛樂、健康以及教育等方面的消費投入，進而導致家庭發展享受型消費支出的增加。

第二，金融素養與家庭的財富水平[30]、消費理念[2]以及金融知識水平息息相關。首先，家庭成員受教育程度越高，其金融素養的提升越有利于家庭財富的積累和住房資產的增值[30]。因為隨著個體受教育程度的提高，他們對事物的認知更加準確，終身學習的意識也更強，這表現為更傾向于自主獲取并掌握新的金融知識和技能。而掌握的金融知識和技能越多，越有利于家庭資產組合的優化和財富的漸次積累[31]。家庭通過住房財富的積累可以將更多的資金用于娛樂和健康等發展享受型消費，改善消費結構、促進消費升級[1]。其次，發展享受型消費屬于較高層次的消費，主要用于滿足自我實現和得到尊重的需求，具有個性化、定制化、專屬化和排他性的特點。隨著金融服務對消費領域的滲透越來越深入，金融產品與高層次的消費產品不再涇渭分明。此時，金融素養較高的家庭更擅長利用前沿的消費理念和豐富的金融知識，結合自身財富水平、自我實現和得到尊重的需求，以及商品和服務帶給自身的效用，做出最優的消費決策[2]。換言之，金融素養較高的家庭更傾向于發展享受型消費。相比之下，金融素養較低的家庭由于消費理念不夠前沿，金融知識水平不足，對發展享受型消費的需求相對不足。

基于上述分析，本文提出如下研究假設：

H2：金融素養提升能夠促進家庭消費結構升級。

金融素養具體表現為對金融風險的態度、參與金融活動的行為、擁有金融領域的知識以及掌握金融操作的技能[32]。通過這四個維度，金融素養影響家庭在金融市場上進行資源的跨期配置。這里的資源主要指家庭所擁有的財富或者資產，而通過金融市場進行配置的資產主要是金融資產，也即金融素養影響家庭金融資產配置[15]。配置不同的金融資產組合所產生的預期收益和承擔的風險是不同的，有效的金融資產組合便是在承擔單位風險時所獲得的超額收益率最高的組合[33]。

研究表明，金融素養較高的家庭通常能夠在保證金融資產組合具有一定超額收益率的前提下，承擔較低的風險水平[24]。因此，金融素養高的家庭往往能夠實現最有效的金融資產配置。以往的一些經驗證據表明，金融素養越高的家庭，其金融行為往往越良好、金融知識越豐富、金融技能越高[32]。這些因素有助于家庭在既定的風險態度和金融資產規模下最大化預期收益，即實現金融資產組合的有效配置。因此，可以說金融素養越高，家庭所配置的金融資產組合越有效。而有效的資產配置直接關系到家庭的財產性收入和金融資產的增值[9，34]。一方面，有效的金融資產配置使得家庭在承擔單位風險時能夠獲得更高的超額收益，這進一步促進了家庭財富的增值，而家庭財富的增值通過財富效應[13]提升了家庭的消費水平。另一方面，財產性收入的增加和家庭財富的積累提高了家庭的生活品質和福利水平，這使得家庭成員的需求層次逐漸上升[35]，形成了對高層次商品和服務的需求，從而改善了家庭的消費結構，促進了家庭消費結構的升級。

基于上述分析，本文提出如下研究假設：

H3：金融素養提升通過金融資產組合有效性的增強促進家庭消費水平提高、消費結構升級。

三、研究設計

（一）數據來源

本文實證分析的主要數據來源于中國家庭金融調查（CHFS）2015、2017、2019 年的微觀調查[4，36，37]。為使研究結論具有可信度，參考相關研究[22]，本文對原始數據做如下預處理：（1）為避免人口的就業和退休導致的異質性消費問題，僅保留戶主年齡大于等于18 歲且小于等于65 歲的樣本。（2）剔除各變量存在異常、極端數據點的樣本，以確保樣本的完整性和連續性。（3）人均消費、凈資產、總收入、金融資產、住房資產、人均GDP等經濟指標，以2015年為基期，利用消費價格指數剔除通貨膨脹干擾并對數化處理后，進行1%～99%水平上的Winsorize 縮尾處理，以緩解因樣本異常值所造成的偏誤。最終，本文獲得了2015、2017、2019 年三期非平衡面板數據，總計69843 戶家庭樣本。實證分析均采用Stata16.0 軟件完成。

（二）變量定義

1.被解釋變量

本文被解釋變量為家庭消費水平和消費結構。借鑒現有研究[22，38]，采用家庭人均消費和消費率來衡量家庭消費水平。家庭消費率定義為家庭總消費與總收入的比值。根據CHFS 問卷的定義，家庭總消費包括食品、衣著、居住、家庭設備服務、交通通信、教育文娛、醫療保健和其他消費。本文將食品、衣著、居住消費歸為生存型消費，家庭設備服務、交通通信、教育文娛、醫療保健和其他消費歸為發展享受型消費，并采用生存型消費、發展享受型消費各自占總消費的比重來衡量消費結構[13]。

2.解釋變量

本文解釋變量為金融素養，采用因子分析法[39]測度金融素養。具體來說，在CHFS 問卷中選取具有代表性的4 個問題，根據受訪者回答計算綜合得分來測度金融素養。這4 個問題分別是“假設銀行的年利率是5%，通貨膨脹率每年是8%，把100元錢存銀行一年之后能夠買到的東西將？”“如果您有一筆資金用于投資，您最愿意選擇哪種投資項目？”“您認為導致家庭資產配置不合理的最主要的原因是？”“您家是否持有現金、銀行存款以外的金融資產？”。這4個問題基本反映了家庭實現金融決策的合理化并最終通過實際行為實現金融福利的一系列知識、態度、技能和行為的綜合[32]，符合金融素養的定義。

3.機制變量

本文機制變量為金融資產組合有效性。將家庭所有類型的金融資產按照風險性的差異劃分為存款類、債券類和股票類。其中，存款類包括現金、定期和活期存款、股票賬戶和互聯網理財賬戶的現金余額；債券類包括債券、借出款、互聯網和金融理財產品、貨幣市場和債券型基金；股票類包括股票、金融衍生品、非人民幣資產、黃金、其他基金。使用夏普比率來衡量家庭金融資產組合有效性[40]。夏普比率越大，家庭金融資產組合有效性越高。

4.控制變量

參考現有研究[1，2，22]，本文從宏觀經濟發展水平、地區、家庭以及戶主層面四個方面選擇了控制變量。具體包括：（1）家庭層面包括凈資產、總收入、金融資產、住房資產、家庭規模、戶口類型、老年撫養比、少兒撫養比以及家庭擁有住房和工商業經營情況。（2）戶主層面包括戶主年齡、性別、婚姻狀況、文化程度、身體狀況、就業情況、風險態度。（3）家庭所在地區使用省份虛擬變量表示，控制省份固定效應。（4）經濟發展水平使用各省人均GDP 的對數衡量。各變量定義如表1所示。

表1 控制變量定義

（三）實證模型

為了驗證H1和H2，建立如下固定效應模型：

在模型（1）到（4）中，ln(Consumption_meani,t)代表家庭 i 在第 t 期人均消費的對數，Consumption_ratioi,t代表家庭i 在第t 期的消費率，SC_ratioi,t代表家庭i 在第t 期生存型消費占總消費的比重，DEC_ratioi,t代表家庭i在第t期發展享受型消費占總消費的比重，Financial_Literacyi,t代表家庭i 在第t 期的金融素養，Xi,t是其他控制變量，provincei是省份固定效應，εi,t是隨機誤差項。

為驗證H3，建立模型（5）到（7）。為驗證金融素養對金融資產組合有效性的影響，建立模型（5），然后在模型（1）和（4）中加入衡量金融資產組合有效性的指標——夏普比率。如果模型（5）金融素養的系數β9、模型（6）和（7）夏普比率的系數β12和β15均顯著為正，則可驗證金融素養提升通過金融資產組合有效性的提高來促進家庭消費水平的提高和消費結構的升級。

模型（5）到（7）中，Sharp_ratioi,t代表家庭i在第t期金融資產組合的夏普比率，其他變量含義與模型（1）和（4）相同。

（四）描述性統計分析

本文所使用變量的基本描述性統計結果如表2所示。本文也進行了Pearson相關系數檢驗，解釋變量和控制變量間相關系數絕對值均小于0.5，排除了多重共線性的干擾。

表2 變量描述性統計

四、實證結果分析

（一）基準回歸

表3報告了金融素養對家庭消費水平和消費結構的影響。金融素養對人均消費和消費率的回歸系數均在1%的水平上顯著為正，說明金融素養提升能夠促進家庭人均消費增加、消費率提高，即金融素養提升能夠促進家庭消費水平提高。這一結果驗證了H1。金融素養對生存型消費占比的回歸系數在5%的水平上顯著為負，金融素養對發展享受型消費占比的回歸系數在1%的水平上顯著為正，說明金融素養提升能夠促進家庭生存型消費占比減少、發展享受型消費占比增加，即金融素養提升能夠促進家庭消費結構升級。這一結果驗證了H2。

表3 金融素養對家庭消費水平和消費結構的影響檢驗

表3 的回歸結果中，金融素養變量可能存在潛在的內生性問題。一方面，金融素養影響家庭消費的同時，家庭在消費過程中可能學習到相關的金融知識和技能，金融態度和金融行為可能發生轉變，這種可能存在的反向因果關系會使得金融素養對消費的影響被高估。另一方面，模型中所包含的其他控制變量可能并不是影響家庭消費的全部，可能會遺漏一些重要因素，例如政府出臺的消費政策、個人偏好以及社會文化因素等。因此，金融素養可能存在的內生性問題會導致本文估計結果存在偏誤。為解決潛在的內生性問題，參考宋全云等[22]的思路，本文選取與受訪家庭居住在同一社區且收入水平相當的其他家庭的平均金融素養作為金融素養的工具變量。一方面，與受訪家庭居住在同一社區內且收入水平相當的其他家庭的平均金融素養反映該社區家庭金融素養的平均水平，同一社區其他家庭可能通過一定的社會互動和羊群效應對受訪家庭的金融素養產生影響，滿足相關性。另一方面，其他家庭的金融素養與受訪家庭的消費行為和決策并沒有直接聯系，滿足外生性。

為了盡可能避免弱工具變量帶來的問題，本文采用對弱工具變量更加不敏感的有限信息最大似然法（LIML）去估計模型（1）到（4）。表4匯報了使用工具變量進行的IV-LIML 估計結果，同時還匯報了Hausman 檢驗的結果。根據Hausman 檢驗的結果，可以在1%的水平上拒絕“原模型所有的變量均是外生的”假說，并且第一階段的F統計量遠大于10%誤差水平下的臨界值16.38，也證實了該工具變量并非弱工具變量。金融素養對人均消費和消費率的回歸系數在1%的水平上顯著為正，金融素養對生存型消費占比的回歸系數在5%的水平上顯著為負，金融素養對發展享受型消費占比的回歸系數在1%的水平上顯著為正。這與表3 回歸結果基本一致，進一步表明金融素養是影響家庭消費水平和消費結構的重要因素。

表4 金融素養對家庭消費水平和消費結構影響的內生性檢驗：IV-LIML法

（二）穩健性檢驗

為確保研究結論的可靠性，本文還進行了以下穩健性檢驗。

1.替換被解釋變量的衡量指標

由于恩格爾系數也能夠有效反映家庭消費結構與消費水平，因此本文使用恩格爾系數來重新衡量被解釋變量[2]。檢驗結果再次驗證了基準回歸中金融素養提升能夠促進家庭生存型消費占比減少、發展享受型消費占比增加的結論。

2.替換被解釋變量

由于家庭消費可以理解為家庭收入與家庭儲蓄的差額[41]，因此本文還將被解釋變量替換成儲蓄率。當家庭的總收入高于總消費時，儲蓄率定義為總收入減去總消費的結果與總收入的比值，當家庭的總收入低于總消費時，儲蓄率定義為總收入減去總消費的結果與總消費的比值[11]。檢驗結果再次驗證了基準回歸中金融素養提升能夠促進家庭消費率提高的結論。

3.改變核心解釋變量的測度方法

由于金融素養的主流測度方法不止一種，因此本文還采用了評分加總法[15，30]去測度金融素養。檢驗結果再次驗證了金融素養對家庭消費水平和消費結構的重要作用①。

（三）機制檢驗

為了驗證金融素養提升是否通過金融資產組合有效性的提高促進家庭消費水平提高、消費結構升級，本文進行機制檢驗。使用Sobel方法檢驗中介變量的中介效應是否顯著存在及其中介效應的大小，檢驗結果如表5所示。（1）列金融素養的回歸系數在1%的水平上顯著為正，說明金融素養的提升能夠促進夏普比率提高。（2）和（3）列夏普比率的回歸系數均在5%的水平上顯著為正，說明夏普比率的提高能夠促進家庭消費水平提高、消費結構升級。對比表3的（1）和（2）列，在加入夏普比率后，金融素養的回歸系數均顯著減小，說明以金融資產組合有效性為媒介的部分中介效應存在。綜上來看，金融素養提升通過金融資產組合有效性的提高促進家庭消費水平提高、消費結構升級。這一結果驗證了H3。

表5 金融資產組合夏普比率的機制檢驗

Sobel中介效應檢驗結果也表明，金融資產組合夏普比率作為中介變量的中介效應是顯著存在的，其中介效應大小為5.16%和2.78%。這意味著，在金融素養提升對家庭消費水平提高和消費結構升級的促進作用中，分別有5.16%、2.78%是通過促進家庭金融資產組合有效性提高來發揮作用的。

（四）異質性分析

1.城鄉異質性分析

由于我國城鄉家庭的生活成本和消費品供給存在較大差異，因此對城鎮和農村家庭而言，金融素養對家庭消費水平和消費結構的影響存在一定的差異。為檢驗這一異質性影響是否存在，本文進一步將樣本分為城鎮和農村兩組。此外，本文還采用Chow檢驗法進行組間系數差異檢驗，分組回歸結果如表6 所示。結果顯示，城鎮樣本金融素養對人均消費的回歸系數在1%的水平上顯著為正，金融素養對發展享受型消費占比的回歸系數在1%的水平上顯著為正。農村樣本金融素養對人均消費的回歸系數在1%的水平上顯著為正，金融素養對發展享受型消費占比的回歸系數在10%的水平上顯著為正。這說明金融素養提升能夠促進城鎮家庭和農村家庭消費水平提高、消費結構升級，但是對城鎮家庭消費水平提高和消費結構升級的促進作用更為顯著。原因可能是：一方面，城鎮的生活成本普遍高于農村，城鎮供給的消費品種類普遍多于農村，城鎮家庭獲取消費品更加便利。另一方面，相比于城鎮，農村經濟金融發展水平較低，因此農村家庭金融普及度和可得性更低，獲得金融信息的渠道更窄，導致農村家庭的金融素養也普遍低于城鎮家庭。

表6 金融素養對家庭消費水平和消費結構的影響檢驗：分城鎮、農村回歸

2.住房異質性分析

住房兼具消費和投資兩種屬性[1]。家庭購買首套住房主要是為了滿足居住的剛性需求，因此投資屬性不強，但是如果家庭繼續購買住房，那么這些住房的投資屬性便會逐漸增強。住房資產的增值也會通過財富效應影響家庭消費水平和消費結構。因此，對于擁有不同住房數量的家庭而言，金融素養對家庭消費水平和消費結構的影響存在一定的差異。為檢驗這一異質性影響是否存在，本文進一步將樣本分為一套及以下住房和兩套及以上住房兩組。此外，本文還采用Chow 檢驗法進行組間系數差異檢驗，分組回歸結果如表7所示。結果顯示，一套及以下住房樣本金融素養對人均消費的回歸系數在1%的水平上顯著為正，金融素養對發展享受型消費占比的回歸系數在5%的水平上顯著為正。兩套及以上住房樣本金融素養對人均消費的回歸系數在1%的水平上顯著為正，金融素養對發展享受型消費占比的回歸系數在1%的水平上顯著為正。這說明金融素養提升能夠促進一套及以下住房家庭和兩套及以上住房家庭消費水平提高、消費結構升級，但是對兩套及以上住房家庭消費水平提高和消費結構升級的促進作用更大。原因可能是：家庭在滿足居住的剛性需求后，如果繼續購買住房，那么家庭的投機動機會增強，家庭會更加傾向于利用住房資產的增值所帶來的財富增加去提高消費水平、增加對發展享受型消費的需求。

表7 金融素養對家庭消費水平和消費結構的影響檢驗：分住房數量回歸

3.財富異質性分析

除了收入以外，財富也是影響消費水平和消費結構的因素之一。相對于收入而言，財富更多地反映了人們擁有的資產和負債的情況，財富水平往往直接決定人們的消費能力。因此，對于財富水平不同的家庭而言，金融素養對家庭消費水平和消費結構的影響存在一定的差異。為檢驗這一異質性影響是否存在，將家庭凈資產水平低于該變量中位數的家庭界定為低財富水平家庭[22]，本文進一步將樣本分為低財富水平和高財富水平兩組。此外，本文還采用Chow檢驗法進行組間系數差異檢驗，分組回歸結果如表8 所示。結果顯示，低財富水平樣本金融素養對人均消費的回歸系數在10%的水平上顯著為正，金融素養對發展享受型消費占比的回歸系數為正，但不顯著。高財富水平樣本金融素養對人均消費的回歸系數在1%的水平上顯著為正，金融素養對發展享受型消費占比的回歸系數在1%的水平上顯著為正。這說明金融素養提升能夠促進低財富水平家庭和高財富水平家庭消費水平提高，但是對高財富水平家庭消費水平提高的促進作用更大，金融素養提升僅能促進高財富水平家庭消費結構升級。原因可能是：財富水平與家庭金融資產配置行為密切相關，在家庭財富水平較低的情況下，即便家庭擁有良好的金融素養，配置的金融資產組合非常有效，受制于財富水平和資產規模，也無法獲得足夠的財產性收入以滿足更多的、更高層次的消費需求。

表8 金融素養對家庭消費水平和消費結構的影響檢驗：分財富水平回歸

五、研究結論與對策建議

（一）研究結論

本文研究發現，在排除了內生性問題的影響后，金融素養提升能夠促進家庭消費水平提高和消費結構升級。機制檢驗發現，在采用夏普比率衡量金融資產組合有效性的基礎上，金融素養提升通過金融資產組合有效性的提高來促進家庭消費水平提高和消費結構升級。異質性分析發現，金融素養提升能夠促進城鎮和農村家庭、一套及以下住房家庭、兩套及以上住房家庭消費水平提高和消費結構升級，但是對城鎮家庭、兩套及以上住房家庭消費水平提高和消費結構升級的促進作用更大。金融素養提升能夠促進低財富水平家庭和高財富水平家庭消費水平提高，但是對高財富水平家庭消費水平提高的促進作用更大，且金融素養提升僅能夠促進高財富水平家庭消費結構升級。穩健性檢驗證實了金融素養對家庭消費水平和消費結構的重要作用。

（二）對策建議

1.政府層面

應該著力完善金融制度頂層設計，健全具有高度適應性、競爭力、普惠性的現代金融體系，重視經濟金融發展水平的不平衡問題，經濟金融政策導向增強農村地區金融的普惠性和可得性，提高家庭參與金融活動的便捷性，完善現代金融監管體系，提振家庭參與金融市場的信心。以此更好地發揮金融素養提升對家庭消費水平和消費結構的積極作用。

2.社會層面

應該加強對居民的金融教育，定期組織金融知識、技能方面的普及活動，例如教育培訓、宣傳講座等，并安排金融領域的專業人士到場講授和指導，以達到幫助居民塑造良好的金融態度、進行適宜的金融行為的目的。以此更好地發揮金融素養提升通過科學合理的配置金融資產，進而促進家庭消費水平提高和消費結構升級的積極作用。

3.機構層面

各類金融機構應該嚴格遵守金融業務相關的法律法規，加強合規管理、風險管理以及內部控制，在法律、行政法規及各項規章制度允許的范圍內積極向家庭宣傳、推介其金融產品。同時，落實好客戶盡職調查、投資者保護措施和適當性管理制度，履行投資者風險警示、信息披露以及其他應告知投資者信息的義務，專業、客觀、審慎地回答投資者的咨詢，盡可能地減少家庭參與金融市場的顧慮，以此促進家庭配置更加有效的金融資產組合。

注 釋

①限于篇幅，穩健性檢驗的結果未予列示，如有需要可聯系作者。