主觀金融素養和客觀金融素養對居民消費的影響

■吳 錕，李鴻波

一、引言與文獻綜述

消費是生產的起點，也是滿足生產總需求的終點，經濟持續增長的關鍵在于擴大消費。國家統計局數據顯示，2019年我國消費對GDP的貢獻率為57.8%，投資、凈出口則依次為31.2%、11.0%，三者對經濟的拉動作用分別為3.5%、1.9%和0.7%。2011—2019年，我國居民部門消費率平均為37.24%，2020年盡管受到新冠肺炎疫情影響，但最終消費支出占GDP的比重仍達54.3%，為經濟發展發揮了積極作用。但是我國居民部門消費率從2000年開始持續走低，盡管近些年開始有上升趨勢，但一直在小于40%的低位區間徘徊。

在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下，我國居民消費率明顯偏離“標準化①錢納里等人指出，人均GNP在1000美元左右時，居民消費率應保持在61.7%左右。我國在2001年人均GNP就已經超過了1000美元，而居民消費率卻一直遠低于61.7%。，且居民消費結構和消費環境等顯現出明顯差距。自2020年以來，中央政治局會議一再強調必須“堅定實施擴大內需戰略”。隨著國家對消費的重視程度不斷加深，如何促進消費反彈、加速消費升級成為當前經濟領域的研究熱點。

21世紀前，多數學者以收入為基礎研究其對消費的影響。進入21世紀后，國內外對消費的研究上升到新的階段。Thomson&Tang（2004）研究了澳大利亞房價與消費的關系，得出了前者每上漲1元，消費就相應增加6分的結論。吳錕等（2020）認為居民消費受流動性約束的限制，發現居民可以通過使用信用卡所帶來的購物成本節省（刷卡打折等）和緩解流動性約束來擴大消費。

對消費升級的相關研究主要關注消費結構的影響因素及其不同時期的需求特征。Young（2016）基于非洲的相關數據指出，增加持久性工資收入對改善消費結構有顯著影響，但食品消費仍是當地主要消費項目。魏勇（2017）將消費升級定義為居民消費結構層次的改善，即從基本品到高檔品的消費轉型，認為社會保障、不確定性因素、產品價格等都顯著抑制了消費升級。晁江鋒等（2019）從耐用品和非耐用品的角度，探討了我國居民消費結構的特征變化以及影響因素。總體看，國內學者大多認為消費升級是從低層次的商品轉為高層次的商品，或從生存型消費向發展、享受型消費躍遷，而國外學者則強調消費結構的經濟效益，但普遍贊同消費結構優化在一定程度上體現了消費升級的態勢。

學術界關于金融素養的研究主要分為理論和應用兩個層面，構建了主觀金融素養和客觀金融素養兩大主流評估方法。其中，納入更多指標以更全面地構建客觀的研究方法已成為大勢所趨。已有研究大多認為金融素養的主觀理念與客觀能力不符，即居民可能存在過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指標的度量方法。Xia et al.（2014）實證探討了主觀、客觀金融素養及過度自信對中國居民股票市場參與的不同作用。胡振和臧日宏（2017）通過對主觀、客觀金融素養運用分位數回歸，得出了兩者都能顯著促進居民進行理財規劃以及理財規劃時間跨度的結論。OCDE（2005）指出多數消費者的主觀金融素養高于客觀金融素養，且兩者相互獨立，但均有助于預測自身能力。

關于金融素養與居民消費的關系，孟德鋒等（2019）指出，金融素養越高的家庭持卡意愿以及持卡數量越多，且會增加信用卡消費在家庭總消費中所占比重。同時，金融素養的提升有助于減少消費者的逾期貸款、不正規渠道借款等高成本信用消費行為。吳錕等（2020）指出低金融素養加劇中國居民家庭金融脆弱性。一方面，金融素養的提升會減少過度使用信貸消費的情況，一旦家庭遭遇外來沖擊，不至于陷入“債務消費陷阱”，影響長期消費；另一方面，金融素養高的家庭更容易獲得持卡福利，有助于刷卡購物節省消費支出。

綜合上述研究，關于金融素養對消費影響的研究存在以下特點：一是從研究內容看，國內對消費的研究大多拘泥于某個片面，對我國居民消費的動態變化反映不夠全面；二是關于金融素養影響消費的研究大多是衡量消費者的整體金融知識水平，鮮少有學者將其細分為主觀、客觀金融素養，探討其對消費的不同影響。而國外研究已經明確指出了兩個維度金融素養指標的差異性。主觀金融素養衡量消費者的自我心理評估，客觀金融素養則更多包含了消費者對金融市場的了解和參與程度。因此，把主觀金融素養和客觀金融素養納入統一框架探討其對居民消費的影響，以便更全面地描述金融素養的影響效果。且本文聚焦中國居民消費，基于相關理論構建“金融素養—金融市場參與—居民消費”分析框架，實證研究金融素養對居民消費的影響及作用機制，在一定程度拓展了我國消費方面的研究。

二、模型設定與研究設計

（一）模型設定

本文假定人們購買某件商品僅取決于這個時期該商品的價格和人們的收入。人們的需求由兩部分構成：基本需求和非基本需求。價格給定時，人們滿足基本需求時不考慮當期收入；當基本需求充分滿足后，人們才會將剩余收入按照一定規則（邊際消費傾向）在非基本需求之間分配。該模型的基本函數表達式為：

其中，pi表示第i種商品的價格，qi為購買第i種商品的數量，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）可另寫為：

其中，μi代表隨機擾動項。令αi=piri-βi，可得：

其中，αi和βi均為待估參數，可通過普通最小二乘回歸得到估計值，Ci為第i種商品的實際消費支出。對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為：

最后，商品的需求收入彈性為：

（二）研究設計

1.數據選取

國內外文獻分析消費理論以及探討居民消費結構時普遍采用擴展線性支出系統模型，且因為不需要插補額外的數據信息，保留了原截面數據的可靠性和有效性。為此，本文采用由北京大學2014年在全國開展的中國家庭追蹤調查（CFPS）數據對我國居民的消費展開分析①CFPS僅在2014年的調查中包含了主觀、客觀金融素養的相關問題，故選取2014年數據進行實證分析。。

本文首先將問卷中的“財務回答人”定義為戶主，并刪去了金融知識板塊缺失值。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、凈資產為負、消費結構不合理②“消費結構不合理”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。數據處理后，保留的樣本包含2463戶家庭。其中有446戶農村戶口家庭，占總樣本的18%；2017戶城鎮戶口家庭，占總樣本的82%。

2.我國居民消費結構動態變化分析

《中國統計年鑒》將人均消費支出概括為食品、衣著、居住、家庭設備及服務、交通通信、文教娛樂用品及服務、醫療保健和其他商品及服務共八類。基于CFPS中統計的人均可支配收入和各項消費支出數據，對式（3）估算得出估計參數，見表1所示。

表1 我國居民消費結構的ELES模型參數估計結果

根據表1，2014年我國居民的總邊際消費傾向為0.468，也即收入每提高100元，消費增加46.8元，我國居民消費意識不強。其中，食品花費最多（14.3元），邊際消費傾向最高。這主要與我國幾千年以來的“民以食為天”的傳統觀念有關，但必須注意的是，這與一般意義上的居民恩格爾系數含義不同。我國居民食品消費支出較高，同時也反映了居民較為看中食品質量與生活品質，并不意味著仍處于過去的貧困階段。2014年，我國城鎮和農村地區恩格爾系數分別為34.2%、37.8%。無論根據何種指標，我國在2014年都已超越小康水平，達到富裕階段①根據聯合國糧農組織劃分標準：恩格爾系數達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。。其次為家庭設備用品及服務與文教娛樂，邊際消費傾向分別為0.079、0.070。近年來，我國居民的生活已經由過去的節衣縮食轉向現在的重娛樂型、重生活型以及重教育型。之后依次為居住、交通和通信、衣著、醫療保健、其他用品和服務。

表2給出了2014年居民各項消費支出以及根據式（6）計算得出的居民需求收入彈性。結果表明，2014年我國居民人均基本消費支出達20602元，月平均支出約1717元，居民總體生活水平良好。此外，各類消費支出占實際消費比重顯著不同。食品支出占比最高為45.9%，其次為居住（占比12.1%）。各項消費的需求收入彈性均為正值。食品的收入彈性不高，對收入變化沒有過于強烈的敏感度。文教娛樂的收入效應最高，彈性最大，收入增加對該商品的支出有強烈促進作用。其次為家庭設備用品及服務、其他用品和服務，均高于平均收入彈性（2.213）。以平均收入彈性2.213為臨界點，將高于2.213的文教娛樂、家庭設備用品及服務以及其他用品和服務歸類為高檔品；將2.213以下的歸類為基本品，包括食品、衣著、居住、交通和通信以及醫療保健。

表2 我國居民各項消費支出及結構

3.變量選取

（1）被解釋變量：家庭消費。本文以居民人均消費性支出和消費結構優化這兩個指標共同描述我國居民的消費問題。人均消費性支出用CFPS中“居民消費性總支出/家庭總人口”表示。消費結構包括人均基本品消費支出和人均高檔品消費支出。

（2）解釋變量：金融素養。經濟合作與發展組織國際金融教育網絡部門（OECD NIFE）將金融素養定義為獲得金融信息、規劃財務、規劃退休和積累財富的一種能力。Van et al.（2012）認為，與客觀金融素養相比，主觀金融素養較高的家庭更有可能積極準備養老退休。為全面理解金融素養對居民消費的影響，將金融素養細分為兩類不重疊的統計量：主觀金融素養和客觀金融素養。對于客觀金融素養，確定并采用了13道具有代表性的問題來衡量。客觀金融素養探討了包括從單利、復利到通貨膨脹以及股票市場功能等的理解，主要衡量受訪者對金融知識的掌握狀況以及認知維度。主觀金融素養更多衡量居民對一些金融產品或服務的主觀評價，主觀金融素養共設計了8道題目，各個問題的測量值在0—5范圍內變化，其中0表示不知道，分數越高代表受訪者自我感知越好。本文采用金融素養的主成分分析法進行擬合。因子分析表明，上面兩類問題有兩個不同載荷的主因子，代表兩個不同的維度，一個衡量實際經濟金融類客觀技能，另一個衡量受訪者對某金融決策的主觀判斷②篇幅所限，金融素養的具體測量體系留存備索。。

（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準確。家庭層面的控制變量包括：人均可支配收入、家庭凈資產、是否有養老退休金、家庭規模、戶籍類型、主觀幸福感；個人層面的控制變量包括：戶主年齡、戶主年齡的平方、戶主性別、戶主學歷、戶主婚姻狀況、戶主健康狀況、戶主的工作狀態、戶主宗教信仰、戶主風險態度。表3列出了變量具體說明及描述性統計。本文對人均消費性支出、人均基本品消費支出和人均高檔品消費支出、人均可支配收入以及家庭凈資產均采取了對數化處理。

表3 變量說明及描述性統計

三、實證分析

（一）金融素養與人均消費性支出

根據前文分析，首先檢驗金融素養是否顯著影響了人均消費性支出；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對人均消費性支出的影響；隨后建立聯合模型以了解促進這一影響主要作用的金融素養維度；最后運用工具變量進行兩階段估計以解決可能存在的金融素養的內生性問題。設立基本OLS回歸模型如下：

其中，被解釋變量lncon_tal_p指代人均消費性支出的對數；解釋變量fl為金融素養指標；X表示其他控制變量；ε1代表隨機擾動項。

表4列（1）—列（5）為基于OLS模型考察金融素養對人均消費性支出的影響。列（1）為不加控制變量的估計結果。結果顯示金融素養（因子分析）顯著促進人均消費性支出，影響系數為0.406，在1%水平上顯著。一個標準差金融素養的提高將有助于人均消費性支出增長122.66個百分點。列（2）在列（1）的基礎上增加了控制變量，結果仍顯示金融素養顯著促進人均消費性支出。列（2）顯示，收入水平越高、家庭凈資產總量越大的家庭人均消費性支出越多，這可能是財富效應緩解了流動性約束的結果。戶主的學歷和宗教信仰都與消費性支出呈顯著正向關系。這可能與高等教育在一定程度上增加了預期收入相關，且具有宗教信仰的戶主對文化和精神的追求更高，故而增加了消費性支出。此外，金融素養對人均消費性支出的影響遠大于學歷。已婚家庭、幸福指數較高的家庭人均消費性支出顯著較高。家庭人口數量大大降低人均消費性支出。這與“中國是一個消費大國，而人均消費能力卻很弱”的觀點不謀而合。列（3）和列（4）分別顯示了客觀金融素養和主觀金融素養對人均消費性支出的估計結果。兩者都顯著促進了人均消費性支出，但是客觀金融素養的影響遠大于主觀金融素養。列（5）進一步論證了客觀金融素養對人均消費性支出的影響強度。當同時引進不同維度的金融素養指標時，主觀金融素養的顯著性水平由1%變為了10%，而客觀金融素養仍然在1%的顯著性水平上與人均消費性支出呈正向關系。這說明在金融素養促進人均消費的影響中，客觀金融素養起主要作用。這可能是由于消費者對自我認知不太準確，導致與客觀金融素養的結果不那么一致。

表4 金融素養對人均消費性支出的影響

上述結果論證了金融素養對居民消費性支出的積極影響，但需要關注模型中金融素養可能存在的內生性問題。主要來源是消費者可能基于棘輪效應導致消費習慣不可逆，而過去的消費經歷會激勵消費者提高金融知識水平以避免陷入“消費陷阱”。這種可能存在的反向因果關系將會高估金融素養對居民消費性支出的影響。加之，本文選取CFPS中的21個有關金融素養的問題，雖明確規定不得借助外物或向他人尋求幫助，但不排除受訪者靠猜疑回答了相關問題，這就導致可能存在測量誤差。鑒于此，參照Liao et al.（2017）做法，將戶主的語言測試分數作為客觀金融素養的工具變量。借鑒尹志超等（2015）做法，將同社區其他人的平均主觀金融素養作為主觀金融素養的工具變量引入模型進行兩階段回歸。結果如表4列（6）和列（7）所示，客觀金融素養的影響系數為0.427，主觀金融素養的影響系數為0.241，且都在1%的顯著性水平下影響居民消費支出。Wald內生性檢驗都在1%的顯著性水平下拒絕金融素養為外生變量的假設。此外，一階段F統計量分別為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在促進我國居民消費、擴大內需中的重要性。

（二）金融素養與居民消費結構

通過ELES模型將居民的消費結構劃分為基本品和高檔品，有效避免了既有研究對消費結構劃分過于簡單和粗糙的做法。同時，根據不同需求層次的劃分，在一定程度上簡化了研究視角。考慮到預算約束和商品價格的限制，居民各項消費結構具有關聯性，居民會在基本品和高檔品之間形成最優消費束以保證效用最大化。選取似不相關回歸模型（SUR）檢驗金融素養對居民消費結構的影響。似不相關假設擾動項存在同期相關，而居民各項消費之間相互制約，容易受到各種影響，比如失業、自然災害等，應對沖擊時，居民為保證自身效用最大化將在各項消費結構之間進行調整。因此，使用似不相關回歸模型符合本文研究目的。其基本表達式如下：

其中，被解釋變量lnbas_p指代人均基本品消費支出的對數，lnhig_p指代人均高檔品消費支出的對數；X為相應的控制變量；εi為隨機擾動項，這里假設ε2和ε3相關。

檢驗金融素養是否顯著影響了居民消費結構，表5是SUR模型的估計結果。其中列（1）—列（4）均采用SUR回歸，列（5）使用OLS作為基準組對比分析，列（6）和列（7）給出了工具變量法的估計結果。列（1）—列（3）顯示，無論用何種指標衡量金融素養，都對增加居民基本品、高檔品消費支出有顯著促進作用，但對基本品消費的影響遠小于高檔品。當同時引入客觀金融素養和主觀金融素養時，列（4）顯示客觀金融素養系數依然顯著為正，而主觀金融素養對高檔品消費的作用并不顯著（Panel B）。結果驗證了提高客觀金融素養更能促進居民消費結構轉型。說明不同檔次的消費支出與客觀金融素養密切相關，要滿足人民美好生活的需要，促進消費升級，提升居民客觀金融知識是關鍵。列（5）證明了前述結論依然成立。列（6）與列（7）得到的結果基本與列（2）和列（3）相似。可見，提高金融素養，尤其是切實提高客觀金融素養更有助于居民提升消費層次，改善生活質量。

表5 金融素養對居民消費結構的影響

四、穩健性檢驗及機制分析

（一）穩健性檢驗

在前述衡量主觀金融素養的指標中，主要采取的是對受訪者關于購物能力、財務規劃以及記賬等的了解程度進行打分，最終得出了在金融素養對居民消費結構優化（人均高檔品消費支出）這一影響中，起主要作用的是客觀金融素養。為考察結論的穩健性，更換主觀金融素養為“自我評價”，即選取問卷中“您認為您的金融知識水平怎么樣？”這一問題，表6報告了相應回歸結果。與上文實證結果一致，結論穩健，即客觀金融素養是真正促進居民消費結構優化的主要影響因素①考慮到金融素養對居民消費的影響可能存在非對稱性，從城鄉、不同收入組、消費環境不同三個方面分析了金融素養對居民消費的異質性。且為了進一步驗證結論穩健性，本文也將被解釋變量更換為居民新恩格爾系數，使用CFPS2018年的消費數據進行了驗證，結果基本一致，由于篇幅所限，留存備索。。

表6 金融素養與居民消費結構優化（更換主觀金融素養）

（二）客觀金融素養促進居民消費結構優化的可能解釋

上文論證了金融素養促進消費結構優化的事實，且主要影響來自客觀金融素養。那么，客觀金融素養是如何推動消費結構轉型的呢？既有文獻驗證了金融素養對消費者參與金融市場的積極影響（尹志超等，2015）。本部分試圖從金融市場參與這一可能機制探討金融素養對居民消費結構優化的影響。參考溫忠麟和葉寶娟（2014）的研究，中介效應的具體模型設定如下：

其中，finan_if代表中介變量，即金融市場參與，X為控制變量（如上），ε為隨機擾動項，這里fl代表客觀金融素養。依據中介效應的思路，依次估計式（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以及存在的大小。其中，Sobel檢驗的測算方法如下：

表7檢驗了金融市場參與（finan_if）作為客觀金融素養促進居民消費結構優化的中介變量的影響。式（9）的估計結果已在表5列（2）Panel B匯報。表7列（2）中客觀金融素養對金融市場參與的影響系數為0.105，在1%的顯著性水平下正向促進，說明客觀金融素養積極推動居民參與金融市場。列（3）加入金融市場參與變量后，客觀金融素養的系數比列（1）略有下降，但顯著性水平沒有發生任何變化，說明金融市場參與確實是客觀金融素養促進居民消費結構優化的中介變量。進一步使用Sobel檢驗得出，金融市場參與的部分中介效應為12.79%。

表7 中介效應的檢驗與估計結果（金融市場參與）

五、結論與建議

本文使用中國家庭追蹤調查2014年（CFPS2014）數據，分析了金融素養對包括居民消費性支出、消費結構優化兩大指標在內的居民消費的影響。主要結論如下：第一，金融素養顯著促進家庭消費性支出和消費結構優化，其中客觀金融素養發揮主要作用。第二，金融素養有效提升了居民基本品和高檔品支出，但對高檔品的影響更大。第三，金融市場參與是金融素養促進居民消費結構優化的作用渠道。效應分析表明，金融素養促進消費結構優化轉型的直接效應大于間接效應，即金融素養不僅直接影響居民消費結構，還能通過更多地參與金融市場，促進消費結構轉型。

當前，在我國仍處于內需不足、金融市場不完善、收入發展不均衡的市場中，消費者金融意識薄弱、金融市場參與度低、儲蓄率居高不下。針對這樣的情況，首先消費者要積極主動地尋求金融知識和金融技能，提高金融素養，緩解財務緊張，增強購買力。其次，企業可以根據個人金融素養的差異，引導消費者使用合理的金融服務，設計創新型金融產品，改善居民產品服務體驗，助推消費潛力。最后，提高消費者金融教育是一個長期且艱辛的過程。相關政府部門可以引導消費者使用合理的金融服務，引導消費者樹立投資理念，制定清晰的個人財務規劃，以緩解資金流動性不足，增長消費潛力。同時，搭建多元化平臺以精準化實施消費者金融教育，加強發展消費者保護機制措施，完善消費者維權機制，實現消費環境服務基礎設施現代化，增加消費粘性，有效擴大內需。