居民金融素養對家庭消費升級的影響
——基于異質性和渠道的實證

王寶來

（南京師范大學商學院 江蘇南京 210023）

引言

消費升級是經濟增長的本質要求和動力之源。黨的十九大指出，當前我國經濟正處于“轉變發展方式、優化經濟結構、轉換增長動力的攻關期”。在此背景下，政府提出構建“雙循環”新發展格局，為經濟增長提供新動能。近年來，消費已經成為拉動我國經濟增長的主要動力。自2010年開始，消費對經濟增長的貢獻率一路穩中有升，一直維持在50%以上。但是自2015年開始，消費對經濟增長的拉動作用一路下滑，由最開始的拉動經濟增長4.9個百分點下降至2019年的3.5個百分點。并且，我國居民整體消費率僅為38%左右，遠低于美國、英國等發達國家的60%-70%。此外，疊加新冠肺炎疫情的沖擊，消費需求又在短期內被抑制，2020年全國居民人均消費支出21210元，比2019年實際下降4.0%。后疫情時代，“報復性消費”并未如期而至，反而有關消費降級的話題引發熱議。因此，如何進一步擴大消費需求、優化消費結構，已經成為當前學界備受關注的課題。

文獻綜述

眾多研究表明，消費者金融素養會對其金融行為產生重大影響。具有較高金融素養的居民會提高其市場參與率，并通過有效的資產配置提升收益率，實現財富的積累；或者更加了解各種信用工具，能夠選擇低成本的信貸方式實現資源的跨期配置，避免過度負債或者提前儲蓄，為退休后的生活做好規劃，促進其終生福祉。因此，可以預期金融素養對金融行為決策的影響最終會循著某些路徑傳導至消費端。Jappelli和Padula（2013）二人通過建立金融素養內生化的跨期消費模型，分析了金融素養影響消費的理論機制，并使用意大利家庭收入和財富調查數據，實證檢驗了金融素養可以通過提升投資組合收益的方式促進消費增長。Milena（2021）等在前人的基礎上，將金融素養作為影響資產回報率的外生變量，建立消費生命周期模型，并實證驗證了金融素養能促進非耐用消費支出。國內學者對金融素養與消費和消費升級關系的研究還處于探索階段。羅娟、王露露（2017）研究發現短期消費信貸金融知識的增加顯著提高了居民短期消費信貸的數額。孟德鋒等（2019）研究表明提高消費者金融素養能顯著減少其高成本的信用消費行為。后續研究者進一步嘗試從不同渠道研究金融素養對家庭消費及消費結構的影響機制。宋全云等（2019）利用中國家庭金融調查數據實證研究，發現提高居民金融知識能夠有效降低我國家庭儲蓄水平，進而促進消費。孟宏瑋和閏新華（2019）利用似無相關回歸模型研究發現，提高金融素養水平能夠降低家庭杠桿率從而提升家庭總消費水平，優化家庭消費結構。羅娟（2020）則利用中介效應模型，探究了金融知識對消費結構的影響，結果表明提高居民金融知識水平可以促進消費結構升級。

理論模型與研究假設

本文在Jappelli和Padula（2013）的研究基礎上，引入居民短期消費信貸行為建立新的多周期消費選擇模型，研究金融素養與消費升級的相互關系及作用機理。在構建理論模型時，考慮到居民的消費種類繁多，本文將其分為兩類：一類是滿足基本生存需求的生存型消費C，另一類是滿足差異化需求的升級型消費C，并假設生存型消費C在每個時期為常量。眾多研究表明，金融素養可以通過優化資產配置提升資產收益率，故可以將投資收益率看作是關于金融素養的一個增函數，寫成如（1）形式：

其中Φ為第t期的金融素養，α是收益率對金融素養的彈性系數。本文假設金融素養這種特殊的人力資本同其他實物資本一樣，會隨時間而貶值，δ為貶值速率。同時，消費者可以對自身的金融素養進行投資，φ為t期在金融素養上的投資量。因此，金融素養的存量變化如（2）所示：

消費者在每期中都會根據當前的預期消費進行短期信貸，在期初借貸并在期末歸還，則動態約束條件為（3）：

其中A代表t期的財富，y是t期的收入，p為投資金融素養的單位成本，L（E（C）） 為借貸數量，θ（Φ）是短期的信貸成本。最終，在上述約束條件下家庭終生效用最大化問題可表述為（4）：

其中，γ是跨期替代彈性，β（0＜β＜1）是時間偏好因子，記價值函數為（5）：

通過求導計算可得歐拉方程（6）：

假設短期借貸與當期消費保持固定比例關系，并且消費者對當期消費借貸具有完全預期，因此有（7）：

下一步，可將歐拉方程改寫為（8）：

在跨期替代彈性γ和時間偏好因子β不變的情況下，升級型消費增長率僅與內生于消費者的金融素養有關，由于θ（Φ） 是關于Φ的減函數，且考慮在短期內，有Φ≥Φ，因此很容易得到升級型消費增長率同金融素養呈正相關的關系。考慮不同地區的居民金融素養水平存在差異性，因而對于其家庭消費升級的影響也會所有不同。綜合以上分析，由此提出以下假設：

H1a：較高水平的金融素養有利于促進家庭消費升級；

H1b：金融素養對不同地區家庭消費升級的影響具有異質性。

進一步分析金融素養影響消費升級的作用機制，我們將式（8）右邊分成Φ和兩個部分，分別代表財富效應和信貸約束效應。信貸約束是導致消費者不能在生命周期實現平滑消費的重要原因，金融素養則能夠有效緩解家庭的信貸約束。主要體現在金融素養高的消費者能增加信貸的可得性，并且對各種信貸工具更加了解，能夠選擇成本相對較低的信貸方式，從而緩解自身的信貸約束促進消費。由此提出假設2：

H2：較高的金融素養水平可以通過緩解信貸約束促進消費升級。

財富效應是影響家庭消費升級的另一渠道，考慮在一定時期后，消費者的金融素養會處于穩態，則此時的歐拉方程改寫為（9）：

由（9）式可知，金融素養處于穩態時，升級型消費增長率僅與內生于金融素養的資產收益率相關。其理論依據是，金融素養水平高的居民具有較強的金融技能和金融意識，可以通過優化資產配置等方式提高資產收益率、積累財富，進而通過財富效應促進消費升級。由此提出假設3：

H3：金融素養能促進財富積累，通過財富效應持續影響家庭消費升級。

研究設計

（一）實證模型設定

1.模型1：面板固定效應模型。研究金融素養促進家庭消費升級的水平效應，記作（10）：

研究金融素養促進家庭消費升級的結構效應，記作（11）：

2.模型2：中介效應模型。本文采用溫忠麟和葉寶娟提出的逐步回歸法探究金融素養促進消費升級的中介渠道，首先檢驗居民金融素養是否促進家庭消費升級，即模型（10）和（11），其次檢驗金融素養對財富效應機制（wealth）和信貸約束機制（constraints）的影響，構建如（12）回歸模型：

M為中介機制變量，代表財富效應機制變量（wealth）和信貸約束機制變量（constraints）。最后檢驗促進消費升級的財富效應機制和信貸約束機制是否存在，構建如（13）和（14）回歸模型：

（二）變量說明及度量

1.被解釋變量。本文的被解釋變量是消費升級，主要從兩個層面加以考察。一是消費水平是否得到提升，使用家庭總消費來衡量，研究的是消費升級的水平效應；二是消費結構是否得到優化，通過構造消費結構升級率綜合指標來表示，研究的是消費升級的結構效應。

家庭消費水平——家庭總消費（totalconsump）。本文將調查問卷中家庭各類型消費支出進行加總計算出家庭總消費。

家庭消費結構——消費升級率（Upgrade）。本文認為家庭消費結構升級是指居民消費支出結構的比例關系變化，即居民消費由生存型向發展和享受型、由物質型向服務型的轉變。參照現有消費結構升級率的構造思路，本文分別對不同層次的消費占比賦予不同權重，加權后得到各家庭的消費升級率，記作（15）。

2.核心解釋變量：金融素養。文獻中有許多關于金融素養的定義，本文認為金融素養至少應該包括知識、技能、態度三個維度，其中知識被視作個人理解金融問題的能力；技能則是日常生活中應用金融知識的能力；態度是指做出合理金融決策的信心和動機。本文采用尹志超等人的方法來構造金融素養指標，并將CHFS問卷調查中8個與金融相關的問題納入金融素養指標測度體系，采取極大似然法提取知識因子、態度因子和技能因子，分別反映金融素養的知識、態度和技能三個維度。表1顯示因子旋轉前累計方差貢獻比率超過85%，其中知識和技能因子特征值為1.0494和1.0797，都大于1，皆表明適合做因子分析。再根據三因子旋轉矩陣中的載荷為權重，計算家庭的金融素養水平。

表1 因子旋轉前后因子分析結果

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3.中介變量。家庭財富變量（wealth）：用家庭總資產表示。信貸約束變量（constrained）：本文參照甘犁的思路，用信用卡的使用作為信貸約束的代理變量。

4.控制變量。本文選取部分個人統計學特征和家庭特征變量作為控制變量。個體人口統計學特征包括戶主的性別、年齡、年齡的平方、受教育程度、婚姻狀況、是否工作及風險態度。家庭特征變量包括家庭規模、老年撫養比和少兒撫養比、家庭成員身體不好比例、家庭總收入。

實證分析

（一）基準回歸

首先進行基準回歸分析，根據hausman檢驗結果，本文使用的是固定效應模型。在所有的回歸分析中，筆者控制了戶主特征、家庭特征以及所在地區特征三類控制變量，回歸結果中使用家庭層面的聚類穩健標準誤。表2中的回歸結果表明，無論選擇何種模型，居民金融素養對家庭消費升級既有水平效應又有結構效應，且回歸系數均位于1%的顯著性水平下。從固定效應模型的具體系數來看，居民金融素養水平每增加一個單位，家庭總消費會提升7%，消費結構升級率會增加1.8%，因此研究假設H1a得到驗證。

表2 金融素養與消費升級全樣本回歸結果

注：、、分別表示在1%、5%、10%水平下顯著，下同。

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（二）異質性分析

我國疆域遼闊，但各地區間經濟發展不平衡，呈現東強中西弱的基本格局，使得不同區域的家庭消費升級并不同步。同時，我國長期處于城鄉二元經濟結構之中，城鄉經濟發展水平和居民收入水平等方面差距較大，家庭資產結構、教育水平以及消費觀念等亦有所不同，使得城鄉家庭在消費水平與結構上也存在較大的差異。因而，探究金融素養對區域消費不平衡、不平等現象的影響具有重要意義。

從表3的回歸結果看出，居民金融素養對東部地區和城鎮地區家庭的消費升級既有水平效應又有結構效應，而對中西部地區和農村地區的家庭消費升級僅存在水平效應而無結構效應，研究假設H1b得到驗證。從消費升級的水平效應來看，東部和城鎮地區居民金融素養對總消費的促進作用要小于全樣本回歸時的促進作用，而中西部和農村地區居民金融素養對總消費的促進作用較全樣本回歸時更大。考慮到農村和中西部地區居民金融素養和經濟發展水平較低，意味著金融素養對消費水平的促進作用符合邊際效率遞減的經濟規律，同時提高經濟落后地區居民金融素養水平，將更有利于縮小區域消費差距。從消費升級的結構效應看，發現金融素養表現出一定程度的“嫌貧愛富”的特征，即對經濟發達地區家庭的消費結構有顯著促進作用，對經濟落后地區的家庭消費結構無明顯影響。

表3 金融素養與消費升級分區域的回歸結果

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（三）居民金融素養促進家庭消費升級的機制檢驗

根據跨期消費理論，消費者在家庭短期收入發生波動時可以通過借貸來平滑消費，從而實現家庭效用的最大化。但由于流動性約束的存在，消費者無法通過信貸的形式“預支”未來的收入。黃倩和尹志超（2015）研究發現信貸約束阻礙了家庭消費，使家庭的實際消費低于理論上的最優消費；張慧麗（2021）則指出，短期的消費信貸能夠緩解消費者流動性約束，從而提升消費水平；同時，宋全云等（2017）認為金融知識缺乏是家庭信貸使用不足的重要原因。而生命周期與永久收入假說認為，消費者在生命周期的不同階段通過財富的跨期配置來平滑自己一生的消費，因此，財富的積累與變化必然會引起家庭消費行為的改變。宋全云等（2019）研究發現，金融知識通過財富積累顯著提高了家庭的消費支出，并改變其消費傾向。因此，本文進一步研究金融素養是否通過緩解信貸約束渠道和財富效應渠道促進消費升級。

表4的第（1）列回歸結果顯示信貸約束的回歸系數顯著為負，說明金融素養能夠有效地緩解家庭的信貸約束，第（2）和（3）列回歸結果表明，信貸約束對提升家庭總消費水平和優化家庭消費結構具有顯著的抑制作用，說明信貸約束在金融素養促進消費升級過程中起部分中介作用。從具體中介效果來看，信貸約束在金融素養提升家庭總消費水平的中介效應占比僅為2.6%，在優化家庭消費結構的中介效應占比僅為3.5%，中介作用很小，這與現實中的經濟現象相符合。短期內，居民通過使用信貸工具緩解了家庭信貸約束，有助于提升家庭當期消費水平，并優化消費結構，但是家庭不可能一直靠借貸度日，因此，通過使用信貸工具緩解流動性約束對家庭消費升級的促進作用有限。總的來看，信貸約束在金融素養促進消費升級的水平效應和結構效應方面均存在部分中介作用，其作用機制為：金融素養→緩解信貸約束→促進消費升級，研究假說2得到驗證。

表4 信貸約束渠道與財富效應渠道的中介效應檢驗結果

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同樣，第（4）列回歸結果表明金融素養能顯著促進家庭財富的積累，第（5）（6）列是把財富變量加入到基礎回歸中。其中第（5）列結果表明家庭財富在居民金融素養和家庭消費水平中起部分中介作用，其中間接效應約為0.025，直接效應約為0.045，中介效應占比為36.0%。第（6）列則驗證了，財富效應在金融素養促進家庭消費結構升級過程中起部分中介作用，其中間接效應約為0.002，直接效應約為0.016，中介效應占比為11.4%。最后兩行分別使用Sobel方法和Boostrap法對中介效應進行檢驗，均獲得一致性的結果，說明中介效應模型具有說服力。因此，以上分析證明了居民金融素養→財富積累→消費升級的作用機制存在，即研究假設3得到驗證。

研究結論與建議

本文利用中國家庭金融調查數據，構造平衡面板，從微觀視角研究居民金融素養對家庭消費升級的影響。研究得出如下結論：總體而言，金融素養對家庭消費升級既有水平效應（提升家庭消費水平）又有結構效應（優化家庭消費結構）；從異質性角度看，東部和城鎮地區居民的金融素養水平對家庭消費升級的影響既有水平效應又有結構效應，而中西部和農村地區居民金融素養對家庭消費升級的影響僅有水平效應而無結構效應。最后，本文利用中介效應模型檢驗了金融素養促進家庭消費升級的作用機制，研究表明居民金融素養通過緩解信貸約束和財富效應兩種途徑促進家庭消費升級，其中信貸約束的中介效應較小。

針對以上結論，本文認為政府應積極鼓勵多渠道金融教育，特別是農村和不發達地區家庭金融知識普及教育，使居民以低成本獲取金融知識，改變金融態度，掌握金融技能。此外，個人要積極參與金融實踐，更新自己的金融知識，學會使用信貸工具來緩解自身的流動性約束，能夠通過參與金融市場促進財富的積累，從而實現家庭消費升級。