金融素养如何影响居民消费？

吴 锟 王沈南 李鸿波

(1.北京物资学院，北京 101149；2.北京工商大学，北京 100048)

一、问题的提出

当前，中国经济已经由高速增长阶段转向高质量发展阶段，国民经济正处于结构优化、动能转换和转型升级的重要时期(徐忠，2018)。中共十九届五中全会提出，“要加快构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局”。经济增长依靠内需，符合转型升级的客观要求，而发展高质量的消费驱动型经济正是构建“双循环”格局的关键。事实上，自2013年以来，最终消费支出对GDP增长的贡献率已持续超过资本形成，成为经济增长的主要拉动力。但近期消费拉动经济增长的平均贡献率仅在60%左右，与发达国家70%～80%的水平相比，还有不小的提升空间，消费对经济发展的基础性作用仍有巨大潜力可以挖掘。因此，现阶段深入探究居民消费的关键驱动因素具有重要的现实意义。

近年来，在城乡居民消费支出中，生存型支出下降较为明显，而发展与享受型消费支出显著增加，这说明中国消费领域正在发生深刻转型。不仅如此，这种深刻转型还体现在随着新消费观念的发展，居民消费内容更具多样化和个性化，定制化消费、共享化消费和粉丝消费成为新亮点，消费的社群化特征日益突出。同时，随着数字经济和普惠金融的深度结合，消费活动与金融活动的互动更为紧密。例如，诸多平台企业在开展网络零售的同时都致力于打造配套金融服务，“预付式”消费成为极具竞争力的“个性体验式”消费新模式。随着日常生活金融化程度的加深，金融素养在居民消费高端化、智能化升级方面发挥了越来越大的作用。然而，《消费者金融素养调查分析报告(2021)》显示，中国消费者金融素养指数平均分为66.81，与前期相比虽有所提高，但总体水平仍不尽如人意。而消费者的金融态度表现相对较好，但在金融行为和技能方面却呈现出巨大差异。那么，一个重要的问题便是，长期以来中国居民金融素养不足是否限制了消费扩容和结构优化？

已有研究表明，影响居民消费的因素众多。(1)宏观层面。大量国内外文献从经济增长、经济周期、收入分配、资金流量约束、人口结构、文化特征、制度因素、政策改革等角度，在总量层面探讨了储蓄率、消费率的驱动成因(徐忠 等，2010；朱鹤 等，2021)。(2)微观层面。随着各国(地区)家庭金融调查数据的完善与丰富，国内外学者也开始从微观层面考察消费驱动因素，内容聚焦于以下两个方面：一是家庭资产(负债)配置对居民消费总量的影响。基于“资产端”的研究表明，住房资产、金融资产的财富增值对消费总量提升具有显著的正向影响(Mian et al.，2013；李涛 等，2014；王彦伟，2020)；基于“负债端”的研究也证实，提高居民的信贷可得性，对消费扩容意义重大(韩立岩 等，2012；潘敏 等，2018；宋明月 等，2020；吴锟 等，2020)。二是家庭的其他禀赋、特征对消费结构和消费升级的影响。已有研究着重考察了收入、社会资本、心理预期等因素对居民消费结构的影响(臧旭恒 等，2012；范叙春，2016；杜丹清，2017；秦海林 等，2019)。值得一提的是，近年来，越来越多的学者基于居民金融素养的视角分析消费扩容与结构升级问题，且研究结论一致认为金融素养对于居民消费具有不可忽视的作用(孟德锋 等，2019；向晖 等，2019；孟宏玮 等，2019；宋全云 等，2019；吴卫星 等，2021)。然而，鲜有研究在区分初级金融素养和高级金融素养的基础上，同时探讨异质性金融素养对居民消费总量及结构的影响。

基于此，本文利用2014年中国家庭追踪调查(CFPS)数据，系统考察了金融素养对居民消费的影响及其作用机制。较之已有研究，本文的贡献主要体现在以下三个方面：其一，将金融素养依复杂程度划分为初级金融素养和高级金融素养，深入探究两类金融素养对居民消费的影响，深化了金融素养影响居民消费的研究。其二，不同于宋全云等(2019)、吴卫星等(2021)偏重于家庭资产配置方面的中介因素设定，本文基于中国经济转型升级的大背景，考察了更具“新消费”特征的中介渠道——互联网使用和信息交互，更为全面地揭示了金融素养影响居民消费的机制。其三，鉴于居民消费结构变化的动态性和连续性，本文使用似不相关模型进行回归分析，最大限度地减少消费结构相关性带来的测量偏差。

二、文献综述

(一)家庭金融视角下的消费驱动因素

随着各国(地区)家庭金融调查数据的日益完善，越来越多的文献开始从微观层面探究居民消费的关键驱动因素，而家庭资产配置与消费的互动关系是研究的重点。基于“资产端”的研究发现，住房资产、金融资产的财富增值对消费具有显著的正向影响，这种影响又被称为“财富效应”。例如，Mian et al.(2013)等利用工具变量法估算了房屋资产的“财富效应”；李涛等(2014)、周利等(2020)分别证实家庭住房数量增多、房价上涨对消费存在刺激作用；王彦伟(2020)进一步发现，现阶段中国住房资产对消费的促进作用大于金融资产。基于“负债端”的研究证实，提高居民的信贷可得性，对消费扩容意义重大。例如，韩立岩等(2012)研究发现，借贷一定程度上促进了家庭消费，杠杆率会影响居民消费对收入冲击的敏感性；潘敏等(2018)指出，家庭杠杆强化了资产的“财富效应”；宋明月等(2020)对比分析了不同类型的信贷对消费支出的差异化影响；吴锟等(2020)系统地验证了以信用卡为代表的短期信贷对消费的刺激效果和作用机制。而以住房贷款为代表的中长期信贷对消费的影响更为复杂，已有文献集中探讨了“房奴效应”(李江一，2017)、“挤出效应”(迟香婷，2020)、“抵押效应”(周利 等，2020)、“财富效应”(尹志超 等，2021)等。

此外，还有一部分文献考察了居民家庭的其他禀赋、特征对消费结构和消费升级的影响。臧旭恒等(2012)基于扩展的C-M消费函数发现，收入和信贷行为对居民耐用品消费具有显著作用，而非耐用品和服务消费仅受到收入的影响。范叙春(2016)研究表明，收入对于不同类型的消费支出的门槛效应具有异质性。杜丹清(2017)指出，收入、财富以及心理预期是促进居民消费升级的内生动力。潘敏等(2018)研究发现，居民快速“加杠杆”会抑制消费结构的转型。秦海林等(2019)探讨了社会资本对消费结构的影响，发现社会地位、收入水平都会影响消费结构。

(二)金融素养对居民金融行为及消费的影响

金融素养是一项重要的人力资本。Klapper et al.(2013)将金融素养定义为“居民处理经济信息并就财务规划、财富积累、债务和养老金做出明智决策的能力”。已有文献全方位考察了金融素养对居民金融行为的影响，且普遍认同金融素养有助于优化家庭金融决策。Lusardi et al.(2014)认为，较高金融素养水平的居民更擅长通过分散投资来降低风险。朱涛等(2015)指出，金融素养较高的家庭通常选择提前投资和储蓄以为将来的退休做好准备。Chu et al.(2017)认为，金融素养水平较高的家庭会通过购买一部分共同基金来降低股票投资的高风险，并且他们更容易获得理财收益。Liao et al.(2017)指出，金融素养是影响中国消费者进入金融市场的重要因素，金融素养较高的居民能够更好地认识市场波动。吴卫星等(2018)认为，提高金融素养可以帮助居民家庭有效把握负债的“度”。吴锟等(2020)发现，金融素养越高的家庭使用信用卡消费的倾向越大，其所能获得的福利也越高。王沈南等(2021)指出，主观金融素养对居民保险市场参与具有正向影响。值得一提的是，Van Rooij et al.(2011)将金融素养分为初级金融素养和高级金融素养两类后，发现初级金融素养有效提高了家庭股票持有率；而在模型中加入高级金融素养后，初级金融素养对股票市场参与率的影响降低甚至消失。类似地，Niu et al.(2020)也发现，高级金融素养和初级金融素养单独来看均与个人制定养老退休计划的倾向显著正相关，但同时引入两类素养时，只有高级金融素养与退休计划密切相关。

随着研究的逐步深入，一些文献开始讨论金融素养对居民消费的影响。Huston et al.(2012)发现，金融素养的提升有助于家庭资产发挥更大的“财富效应”。孟德锋等(2019)认为，金融素养对居民信用消费需求具有促进作用，能够显著减少高成本的信用消费行为。向晖等(2019)发现，金融素养正向影响居民网贷消费决策，感知风险在其中起到中介作用。孟宏玮等(2019)指出，金融素养的提升能够带动家庭享受型消费支出的增长，增加家庭消费总支出，促进消费结构升级。宋全云等(2019)认为，金融知识与家庭的消费支出和消费倾向正相关，消费信贷使用、商业人身保险购买和财富积累能够解释这种相关关系。姚玲珍等(2020)研究发现，“负债性消费”现象在中国确实存在，且金融素养对“负债性消费”具有显著的调节作用。吴卫星等(2021)研究指出，金融素养与家庭储蓄率呈“倒U”形关系(即与家庭消费呈“正U”形关系)。

(三)研究述评

综上所述，国内已有的关于金融素养驱动居民消费的研究，更多地探讨了主观金融素养或客观金融素养的影响，且侧重于从保险资产配置、财富积累、理财规划、消费信贷使用等传统家庭金融行为视角挖掘金融素养影响居民消费的具体机制。而本文将金融素养细化为初级和高级两类，全面考察异质性金融素养对居民消费总量和消费结构的影响，并从互联网使用和信息交互视角探讨了可能的作用渠道，是对国内已有文献重要的补充和拓展。

三、理论分析与研究假设

(一)金融素养对居民消费总量的影响

前文的相关论证已经基本阐释了金融素养影响居民消费总量的路径，大体上可以概括为“金融素养提高→居民金融行为优化→居民消费提振”的逻辑链条。本部分重点说明初级和高级金融素养影响居民消费的区别。初级金融素养仅包括一些较为基础的金融概念，而高级金融素养则涵盖了更为复杂的专业金融知识(Van Rooij et al.，2011；Liao et al.，2017)。诚然，掌握基础的金融概念有助于居民规避非理性金融行为，如遭受金融欺诈、过度借贷、向非正规渠道借贷等，免受重大经济损失，对于促进居民消费持续扩容意义重大。而居民一旦掌握了更为复杂、专业的金融知识，则更有助于其制定科学的理财规划(提高投资的综合收益率)、对冲必要的风险(减少不确定性)、适度参与借贷市场，这将进一步降低预防性储蓄动机，提高边际消费倾向，进而对居民消费总量产生更强的刺激作用。基于此，本文提出：

H1a

：

金融素养与居民消费总量显著正相关。H1b

：

相对于初级金融素养，高级金融素养对居民消费总量的影响更大。

(二)金融素养对居民消费结构的影响

《中国统计年鉴》将居民消费支出划分为食品、衣着、居住、家庭设备及服务、交通通信、文教娱乐用品及服务、医疗保健、其他商品及服务等8大类。国内文献普遍将食品、衣着和居住支出划分为生存型消费，将文教娱乐、医疗保健、交通通讯、家庭设备及服务、其他商品及服务支出划分为发展与享受型消费,比如潘敏等(2018)。两种不同类型消费的份额可以有效体现居民消费结构。通常，随着国民收入水平的提高，居民消费结构也会发生变化，表现为生存型消费占比降低、发展与享受型消费占比升高。当然受宏观经济和政策的影响，上述变化趋势也可能在个别年份、个别区域出现反复(石明明 等，2019)。本文将发展与享受型消费占比升高视为居民消费结构优化。

理论上，生存型消费并不会受到居民金融素养的影响，这是因为生存型消费是“刚性”支出。根据马斯洛需求层次理论，食品、衣着和居住消费主要满足居民的生理需要、安全需要和归属需要，处于较低的层级。无论居民金融素养如何，都不太会影响其对基本“衣食住行”的支出安排。而发展与享受型消费主要是为了满足居民的尊重和自我实现需要，处于较高的层级。这类消费更具个性化特征，与居民的信息获取能力、对复杂商品的辨别能力、消费金融理念、消费金融知识储备等息息相关。例如，很多高金融素养居民通过阅读金融专业书籍、接触理财顾问等专业人士，逐渐形成了成熟的投资经营理念，他们往往把健康当成事业，把消费当做投资，愿意为娱乐身心而消费，变花钱为赚钱，这已经成为当今社会较为前沿的消费理念。再如，一些消费产品与金融产品深度捆绑，需要借助专业的金融知识加以辨别。此时，较高金融素养的居民不仅更容易理解产品的核心内涵，还将更善于结合自身的财富、需求以及产品的品质、成本、售后等综合因素进行考虑，做出理性决策。换言之，消费品越具有“个性化”特征，越具有金融属性，就越容易受到高级金融素养居民的青睐。因此，居民的金融知识储备越丰富，产生发展与享受型消费支出的可能性越大。而对于仅掌握基本经济、金融常识的居民，上述驱动力则明显不足。基于此，本文提出：

H2a

：

金融素养与居民消费结构优化显著正相关。H2b

：

相对于初级金融素养，高级金融素养对居民消费结构优化的影响更大。

(三)金融素养影响居民消费结构的机制

厘清金融素养影响消费结构的机制，关键在于认清中国消费领域发生的新变化。随着中国居民消费理念的转变，相较于实物商品消费，服务消费和体验式消费占比明显提升。信息技术的快速发展孕育了全新的消费方式——网上购物，使得居民越来越重视消费体验和消费过程评价。与此同时，随着消费者自我意识的强化以及消费需求的细化，定制化消费蓬勃兴起，共享消费逐渐壮大，“粉丝”消费成为新亮点，这使得消费更具社群化属性。当前，“Z世代”已逐渐成为中国消费市场主体，他们普遍具有体验至上、开放包容、注重健康与享受等特征。这意味着，信息对发展与享受型消费的影响越来越深。

基于上述“新”趋势，金融素养对居民消费结构的影响可以重点从“信息获取”和“信息交互”两个维度展开。一方面，金融素养较高的家庭具备较强的“信息获取”能力，筛选、处理和吸收有效信息的能力突出。魏丽萍等(2018)研究发现，居民金融素养的提高有助于提升居民对互联网的使用。数字经济时代，金融素养较高的消费者将会借助互联网等媒介，不断扩大消费搜索范畴。对于复杂消费品，他们也更懂得通过网络获取专有知识。另一方面，金融素养较高的家庭具备较强的“信息交互”能力，即善于将同伴的经验转化为自己的有效信息，避免“消费踩坑”，促进合理消费。也就是说，居民金融素养越高，越懂得合理利用社交信息，通过“同伴经验”识别有效信息，或进行社群式模仿，降低由于信息不对称所导致的消费恐惧。基于此，本文提出：

H3a

：

高级金融素养可以通过“互联网使用”优化居民消费结构。H3b

：

高级金融素养可以通过“信息交互”优化居民消费结构。

四、研究设计

(一)样本选取和数据来源

本文数据来自北京大学中国社会科学调查中心发布的“中国家庭追踪调查”第三轮全国调查(CFPS 2014)抽样。CFPS 2014新增的“金融知识模块”，能够清晰区分居民的初级金融素养和高级金融素养。由于CFPS 2014问卷中并未对户主做出明确规定，本文将最熟悉家庭财务状况的成员定义为户主，即问卷中的“财务回答人”。为了便于分析，借鉴现有文献的做法，剔除了年龄小于18岁以及大于75岁、人均可支配收入小于100元、家庭净资产为负以及关键变量数据缺失的家庭。同时，为了避免异常值的影响，对消费总量、人均可支配收入以及家庭净资产等经济指标进行了缩尾处理。本文最终样本共包含2832个家庭，其中农村户口家庭593户，城镇户口家庭2239户。

(二)变量说明

1.被解释变量

居民家庭消费是本文的被解释变量，具体包括居民消费总支出和消费结构两个指标。其中：居民消费总支出(con_tal)为CFPS 2014中居民家庭的消费性总支出；居民消费结构分别采用生存型消费占比(psc)、发展与享受型消费占比(pfx)进行度量。

2.解释变量

金融素养(fl)是本文的核心解释变量。为探讨异质性金融素养的影响，本文进一步将金融素养区分为初级金融素养(fl_basic)和高级金融素养(fl_adv)。其中：初级金融素养指个体对单利、复利、通货膨胀及资金的时间价值等基础金融概念的理解；高级金融素养指个体对股票、投资组合等更为复杂的金融知识的掌握情况。借鉴Liao et al.(2017)的做法，本文采用12个问题对金融素养进行考察。考虑到不同问项之间可能存在信息重叠，本文选择因子分析法进行信息降维。结果表明，所有问项可以提取为两个不同载荷的主因子，一个衡量基本金融知识，另一个衡量更为复杂专业的金融知识。

3.中介变量

互联网使用(net_use)和信息交互(post)是本文的中介变量。借鉴已有研究的做法，利用“您是否上网”问项的回答情况来度量互联网使用，如果选择“是”则赋值为1，否则赋值为0；采用邮电通信费的自然对数来度量信息交互。

4.控制变量

参照吴锟等(2020)的做法，本文选取了一系列控制变量。其中：家庭层面的控制变量包括人均可支配收入(income_per)、除现住房外是否还有其他房产(estate_n)、家庭净资产(worth_net)、是否从事个体工商业(busi)、是否有养老退休金(endow)、家庭生活满意度(sat)、户籍类型(comm)、家庭规模(popul)；个人层面的控制变量包括户主年龄(age_h)、户主性别(gen_h)、户主学历(edu_h)、户主婚姻状况(mar_h)、户主健康状况(hea_h)、户主宗教信仰(beli_h)、户主风险态度(risk_a)。同时，本文还将样本地区划分为东部(region1)、中部(region2)和西部。

本文主要变量的说明及描述性统计结果见表1。不难发现，2014年家庭平均消费63568.77元，低于家庭可支配收入。在消费结构方面，发展与享受型消费占比相对较低，仅为36.1%，说明中国居民消费仍然偏重生产与生活。总体金融素养的最大值为1.631，最小值为-1.294，差异较为明显。从控制变量的结果来看，家庭风险态度的均值为-0.573，说明多数家庭都是风险厌恶者，能容忍的投资损失比例较小。大部分户主为已婚人士，学历多处于高中及以下，受访者平均年龄为45.88，男女比例差别不大，且大部分健康水平处于一般状态。家庭养老退休参与度的均值为44%，表明中国养老困境较为突出，且个人自主创业率不高。为了更方便地进行回归分析，本文对消费总量(con_tal)、人均可支配收入(income_per)以及家庭净资产(worth_net)采取对数化处理。

表1 主要变量说明及描述性统计

(三)模型设定

首先，建立截面回归模型，分析金融素养对居民家庭消费总量的影响：

ln con_tal=α+β×fl+γ×X+ε

(1)

其中：被解释变量ln con_tal为居民家庭消费总量的对数；解释变量fl代表居民金融素养；X表示控制变量向量；ε代表随机扰动项。

其次，在研究金融素养对居民消费结构的影响时，依前文所述，考虑到消费结构的相关性，建立如下似不相关模型：

psc=k+k×fl+k×X+ε

pfx=s+s×fl+s×X+ε

(2)

其中：被解释变量psc、pfx分别为生存型消费占比、发展与享受型消费占比；X为相应的控制变量向量；ε为随机扰动项。这里假设ε和ε相关，原因在于家庭消费容易受到各种因素的影响，比如失业、自然灾害等。而当遭受冲击时，居民会调整消费结构以保证自身效用最大化，因而各种消费结构之间存在相关性。

最后，借鉴温忠麟等(2014)提出的中介效应模型检验金融素养影响消费结构的渠道，模型设定如下：

pfx=d+d×fl+d×X+ε

(3)

interm=v+v×fl+v×X+ε

(4)

(5)

其中，interm为中介变量，X为控制变量向量，ε为随机扰动项。依照中介效应的检验程序，对模型(3)、(4)、(5)依次进行估计。同时，以Sobel方法计算中介效应的显著性及大小。

五、实证结果与分析

(一)双变量分析

表2给出了金融素养与居民消费总支出和消费结构之间的关系。整体来说，金融素养越高的家庭，消费总支出越多，发展与享受型消费占比越高，生存型消费占比相应越小。以高级金融素养为例，位于高级金融素养第1和第2分位数组的家庭，发展与享受型消费的占比分别为32.4%和33.6%，而第3和第4分位数组家庭的发展与享受型消费占比分别为37.8%和40.5%。这说明金融素养与消费结构优化之间可能存在正相关关系，即金融素养越高的人越懂得“享受生活”，“求知、求美、求乐、求健康”成为高金融素养水平家庭的追求目标。当然，双变量分析仅仅说明了金融素养与消费之间的相关关系，更严格的解释还需通过后续的回归分析来证明。

表2 金融素养与居民消费结构优化

(二)金融素养影响居民消费总支出的实证结果

表3报告了金融素养对居民消费总支出影响的回归结果。由列(1)可见，金融素养在1%水平下与居民消费总支出显著正相关；列(2)为纳入全部控制变量后的检验结果，不难发现，金融素养对居民消费总支出依然存在显著的正向影响。由此，H1a得到验证。列(2)结果还显示，人均可支配收入、房产数量以及家庭净资产均与居民消费总支出显著正相关，这与张大永等(2012)的研究结论一致。风险态度与是否从事个体工商业均会显著促进居民消费总支出，原因可能在于：居民风险偏好程度越高，对新鲜事物的尝试越多，消费总支出越大；对于从事个体经营的家庭而言，人情资本等隐性消费较多，从而导致消费总支出增加。此外，城镇家庭、已婚家庭，以及户主受教育程度、家庭生活幸福指数越高的家庭，消费总支出越多。

表3列(3)和列(4)分别为初级金融素养和高级金融素养对居民消费总支出影响的检验结果，可以发现，两类金融素养对居民消费总支出都具有显著的正向影响。表3列(5)的回归结果显示，在模型中同时纳入初级金融素养和高级金融素养后，高级金融素养仍然与居民消费总支出显著正相关，而初级金融素养对居民消费总支出的影响不再显著。由此，H1b得到验证。

表3 金融素养对居民消费总支出的影响

上述实证分析结果可能受到内生性的干扰。一方面，金融素养与居民消费可能存在反向因果关系，即消费支出越多的家庭可能会越广泛地参与金融市场，金融素养进而得到提升；另一方面，一些与金融素养相关的难以观测的控制变量(如能力等)可能被忽略，导致出现遗漏偏差。为克服这一问题，借鉴Liao et al.(2017)的做法，本文选取户主的语言测试分数(word)作为高级金融素养的工具变量进行回归。列(6)的结果显示，高级金融素养的回归系数为0.265，且在1%的水平下显著。Wald内生性检验也表明，在1%的水平下拒绝所有变量均为外生的原假设。此外，一阶段F统计量为61.31，显示不存在弱工具变量问题。这意味着，考虑了内生性问题后，高级金融素养对居民消费总支出仍然存在显著的正向影响，与之前两列结论一致。

(三)金融素养影响居民消费结构的实证结果

表4报告了金融素养对居民消费结构影响的实证结果。其中，列(1)～(4)、列(7)～(10)采用SUR模型进行回归，列(5)、(11)采用OLS模型进行回归，列(6)、(12)采用IV模型进行回归。列(1)、(7)的结果显示，金融素养在1%的水平下与生存型消费占比显著负相关，与发展与享受型消费占比显著正相关，即金融素养显著促进了居民消费结构优化。由此，H2a得到验证。列(2)、(8)为单独检验初级金融素养对居民消费结构影响的结果，列(3)、(9)为单独检验高级金融素养对居民消费结构影响的结果。不难发现，初级金融素养对生存型消费占比以及发展与享受型消费占比的影响均不显著，而高级金融素养在1%水平下与两种消费结构密切相关。这说明，在促进消费结构优化的过程中，两类金融素养发挥的作用有所不同。在模型中同时纳入两类金融素养后，列(4)、列(10)的结果显示，高级金融素养对居民消费结构优化具有显著作用，而初级金融素养的影响不显著。由此，H2b得到验证。当使用不同方法后，列(5)、(6)、(11)、(12)的结果表明上述结论依然成立。

表4 金融素养对居民消费结构的影响

(四)稳健性检验

为确保研究结论的可靠性，本文开展了以下稳健性测试。

1.更换被解释变量的度量指标

鉴于恩格尔系数能够有效反映家庭消费结构与消费水平，本文利用恩格尔系数(EI)重新衡量被解释变量。由回归结果可知，总体金融素养与恩格尔系数负相关，但不显著。然而，当两类金融素养被分别纳入模型时，高级金融素养在1%的水平下降低了恩格尔系数，而初级金融素养在统计上不显著。进一步地，初级金融素养在联合模型中对恩格尔系数的影响仍不显著，而高级金融素养对恩格尔系数依然存在显著的负向影响。这再次说明，高级金融素养对消费结构优化具有重要作用。

2.变更核心解释变量的度量指标

本文借鉴Lusardi et al.(2014)的方法，按照回答正确与否对金融素养进行加总，重新评估金融素养对居民消费结构优化的影响。由回归结果可知，金融素养对居民消费结构优化依然具有显著的正向影响，且作用主要来自高级金融素养，与上文结论保持一致。

3.金融素养对居民消费结构优化影响的分样本回归结果分析

收入是驱动消费的核心因素，对居民的消费信心、消费欲望以及消费潜力具有重大影响。通常，可支配收入越多，居民对商品和服务的消费需求越大。为此，本文在人均家庭纯收入划分为低收入组和高收入组的基础上，分别分析金融素养对居民消费结构优化(即发展与享受型消费占比pfx)的影响。由回归结果可知，无论是高收入组还是低收入组，高级金融素养与居民消费结构优化均显著正相关；总体金融素养对高、低收入群体消费结构优化依然具有显著的促进作用，仅显著性水平存在一定差异。由此可知，基准回归结果再次得到证实。

六、作用机制检验

(一)互联网使用中介效应的实证结果

表5列(1)是模型(3)的回归结果，已在表4中汇报过。列(2)是模型(4)的回归结果，从中可见，高级金融素养对互联网使用存在显著正向影响。这说明个体所拥有的金融知识越多，其参与互联网的可能性越大，从互联网获取的有效信息也越多。列(3)是模型(5)的回归结果，不难发现，高级金融素养和互联网使用对居民消费结构优化都具有显著的积极影响。Sobel检验结果表明，互联网使用在高级金融素养促进居民消费结构优化的过程中发挥部分中介效应，且中介效应对总效应的贡献约为23.46%。综上分析可知，H3a得到验证。

表5 作用机制检验结果：互联网使用

(二)信息交互中介效应的实证结果

由表6列(2)可以看到，金融素养能够显著提高居民的邮电通信费支出。列(3)的结果显示，邮电通信费和金融素养对居民消费结构优化均存在显著的正向影响；并且，金融素养的估计系数略低于列(1)，这说明信息交互起到了部分中介作用。Sobel检验结果表明，信息交互在高级金融素养促进居民消费结构优化的过程中发挥部分中介效应，且中介效应对总效应的贡献约为35.82%。以上检验结果表明，H3b得到验证。

表6 作用机制检验结果：信息交互

七、研究结论与政策建议

本文基于2014年中国家庭追踪调查数据，实证分析了两类金融素养对居民消费总支出和消费结构的影响，并探讨了金融素养促进居民消费结构优化的具体作用机制。研究发现：提升金融素养能够显著扩大居民消费总支出，推动消费结构转型升级，且上述影响主要来自高级金融素养；“互联网使用”和“信息交互”在高级金融素养推动居民消费结构优化的过程中均发挥部分中介效应。

基于上述研究结论，本文提出如下建议：

第一，精准化实施金融教育，努力提高居民金融素养。现阶段，我国居民的金融意识普遍不强，金融知识较为薄弱。对此，一方面，应加强投资者教育，搭建多元化学习平台，努力探索差异化、个性化、精准化的金融教育模式；另一方面，要积极引导消费者树立正确的投资理念，提高风险防范意识，制定清晰的财务规划，增强金融决策力。

第二，加快信息基础设施建设，强化以互联网为代表的信息科技在拉动消费方面发挥的作用。数字经济时代，“互联网+”消费的形态日益多元化，深刻改变了居民的消费习惯。大数据、云计算、人工智能等新一代信息技术的广泛运用，同样丰富了人们获取知识、感知信息的途径，增强了居民“线上”消费的黏性。鉴于互联网使用是金融素养促进居民消费结构优化的重要渠道，政府应加快信息基础设施建设，依托互联网平台优势，强化“信息获取”与消费的良性互动，激发居民消费新动能。不仅如此，吴锟等(2022)还发现，信息基础设施的普及和发展本身也有助于社会内生性提升金融素养，这意味着信息技术在拉动消费方面具有多元强化效应。但需要注意的是，应努力缩小区域间“数字鸿沟”，给予各地区居民相对公平的信息技术供给，共同改善各地居民的消费结构。

第三，构建良好的消费金融环境，充分发挥社区示范作用。居民消费虽然具有鲜明的个性化特征，但是在共同的文化、风俗、经济环境等因素的综合影响下，也可能在地区层面表现出一定的“趋同性”。本文的经验证据表明，拥有较高金融素养的居民会有效利用社交信息优化消费结构。因此，一方面，要积极倡导理性消费、合理借贷的理念，不断加大对“非正规信贷陷阱”“消费金融陷阱”等的治理力度，以此加强对金融素养低水平地区人群的消费保护和消费引导；另一方面，要准确把握居民的社群模仿心理，充分发挥社区经验传播在优化群体消费行为中的示范引领作用。