□ 巩艳红 宋子文

随着经济发展进入新常态，消费成为了我国经济稳定运行的压舱石。2020年，我国国内总值1015986亿元，同比增长2.3%，突破百万亿大关。其中，最终消费支出对GDP增长的贡献率为54.3%，同比上升9个百分点，虽然受到疫情的冲击使该比例较2019年有所下降，但仍体现了消费对我国经济发展的基础性作用①数据来源：《中国统计年鉴2021》。。消费已成为中国经济增长的主要动力，而文化消费作为消费的一种新兴形式，其对于满足人民群众对美好生活的需求和促进我国经济的增长具有举足轻重的作用。

然而，中国居民的文化消费水平与发达国家相比还是存在一定的差距。2014年，中国文化消费总量仅为美国的24.67%,其差距显而易见。虽然相比之前文化消费的绝对支出有了大幅增长，但其增长的速度越来越缓慢，文化消费占人均GDP的比重表现出先升后降的趋势②资料来源：《中国统计年鉴》 2013年-2018年人均文化消费支出分别为：1397.7元、1535.9元、1723.1元、1915.3元、2086.2元、2225.7元。其占人均GDP的比重依次为：3.19%、3.26%、3.43%、3.54%、3.48%、3.37%。。近五年来，文化消费环境虽然逐年改善，但文化消费能力却停滞不前，甚至还有了一定程度的下降③资料来源于《中国文化发展指数和文化消费指数（2019）》。。增强文化消费能力，激发文化消费意愿，应成为今后促进文化消费的重要发力点，也是中国经济持续增长的重要抓手。

在党和国家高度重视文化体制改革和文化事业建设的政策环境下，不少学者对文化消费的影响因素进行了研究，大多都归结为宏观和微观两个层面：宏观层面为社会保障水平、城乡差距和国家政策等；微观层面为收入、年龄、婚姻和受教育水平等。金融素养作为一项重要的人力资本，在消费决策过程中所扮演的角色也越来越重要，金融素养是否会影响文化消费以及金融素养与文化消费之间存在怎样的作用机制？这一问题值得国家政府当局和学术界重点关注。

针对我国家庭文化消费发展中存在的问题和我国居民金融素养不高的现状，本文从居民金融素养角度探究其对家庭文化消费的影响机制，并试图实现以下创新。首先，从研究的角度来看，现有关于家庭文化消费的研究都没有从金融素养的角度进行，而实际上金融素养可能与家庭文化消费行为存在密切联系。其次，从研究的内容来看，本文利用中国家庭追踪调查数据，运用Tobit模型对金融素养与家庭文化消费的作用机制进行了实证研究。同时，还分析了不同地区家庭文化消费的异质性，这是现有相关研究无法实现的。最后，从指标的衡量来看，本文采用主成分分析法衡量金融素养时将其分为知识型金融素养和技能型金融素养，使得金融素养的衡量更加全面综合，这也是本文对这一研究领域可能的贡献。

一、文献综述

本文从文化消费相关研究和金融素养相关研究这两个方面出发对以往相关文献进行梳理。

（一）文化消费相关研究

文化消费是指人们采取不同的方式消费精神文化产品和服务进而来满足自己的精神文化生活的行为。文化消费的经济学研究可以追溯到十九世纪，Veblen（1899）提出文化消费是一种“炫耀性消费”，并认可了文化消费与收入之间的正相关关系。之后，学者们对文化消费在经济社会中的作用展开了大量研究，发现文化消费不仅能够促进经济发展“量”的增长，而且对于经济发展“质”的提升也起着非常重要的作用（Einar Bowitz，2008；任文龙，2019）。因此，为了发挥文化消费的经济效应，必须弄清文化消费增长的影响因素。

首先，学者们从居民收入水平和文化消费的关系展开了研究，其普遍认为居民的收入水平和文化消费支出呈正相关关系（Cameron，1990；刘婷婷，2020），无论是消费还是文化消费，收入都是最关键的影响因素。收入水平的提高不仅可以增加个人的可支配收入并且可以改善人们的消费习惯，进而使更多的物质性消费转向精神性文化消费（高莉莉、顾江，2014）。因此，文化消费的发展对收入的敏感性很强，居民稳定的收入增长可以促进文化消费的发展，而且还可以优化文化消费的结构。

此外，也有许多学者从不同的因素和不同的角度对文化消费的影响因素进行了研究：文化消费者自身的影响、个人因素和社会因素等层面均会对文化消费产生重要的影响。一般来说，教育会通过人力资本传导机制与收入分配间发生联系，即居民的受教育程度越高，收入水平越高，文化消费能力越强（杨俊，2008），但张苏秋等（2015）通过门限回归研究发现居民的教育支出对文化消费在一定门槛条件下存在着不同的溢出效应，在门槛的限制以上,教育支出才会对文化消费产生正的外部性。由于地理环境和政策倾向的原因，我国东部地区和中西部地区一直以来都存在着很大的差距，文化消费也不例外，研究发现中西部地区农村居民文化消费比东部地区居民更多地受消费习惯的影响（陆立新，2009）。部分学者还分析了城市居民户籍差异、政府公共文化支出等因素对文化消费的影响。

（二）金融素养相关研究

随着数字经济的发展和科学技术的进步，金融素养作为一种重要的人力资本（Delavande，2008），其在经济社会中的重要作用越来越成为人们关注的重点。然而，研究显示（Lusardi，2008；尹志超，2015；吴卫星，2018），就整体而言，世界各国居民的金融素养水平都比较低下，缺乏基本的金融知识。关于金融素养的重要作用，主要表现在其对家庭层面和社会层面的影响。家庭层面主要表现在两个方面：第一，金融素养水平提升可以改善家庭借款渠道偏好并提高家庭正规信贷需求，引导居民通过银行等正规渠道负债，抑制过度负债（宋全云，2017；吴卫星，2018）；与此同时，正规信贷可得性的提高通过改善家庭的风险态度来降低金融约束对创业精神的抑制作用，提高家庭创业意愿（尹志超，2015）。第二，家庭金融素养水平在很大程度上会影响家庭资产的选择和理财规划。金融知识的普及会推动家庭参与金融市场、购买风险资产，并制定健全的金融规划，有助于家庭在金融市场上盈利（尹志超，2014；胡振，2017）。社会层面表现在金融素养能够减缓城市贫困、推动商业保险发展和激发小微企业的创新活力（单德朋，2019；秦芳，2016；黄宇虹，2019）三个方面。

通过对国内外相关文献的梳理，可以发现研究金融素养与家庭文化消费关系的文献较少。基于此，本文借鉴金融素养和文化消费领域已有的相关研究，试图去探讨金融素养与家庭文化消费之间的作用机制。

二、研究假设的提出

（一）金融素养与家庭文化消费

综合来看，金融素养可能主要通过两条路径来影响家庭文化消费。

首先，收入水平在金融素养对文化消费能力影响中起了间接的作用。金融素养是对金融知识和产品的使用能力的体现，其有助于消费者识别投资机会（Clark等，2017；何昇轩，2020）。一方面，居民拥有越高的金融素养，往往会合理利用各种金融信息和知识将资产配置到股票等风险资产上，做出更优的金融决策以提高居民家庭总收入水平，实现财富积累，并提升收入稳健性。与此同时，金融知识水平高的家庭可能会为退休做好计划，因此他们比金融素养水平低的家庭积累了更多的财富（Lusardi & Mitchell，2007；单德朋，2019；陶维荣，2021）。另一方面，金融知识越少的人可能越偏好风险，而风险态度与人们的投资决策密切相关。金融知识的缺乏会导致投资者的过度自信，盲目的自信会使市场参与者进行过多交易，购买更多的风险资产等或者使一些本来不会参与市场的投资者进入市场，从而由于投资不当造成家庭财富的流失（吴卫星等，2006）。

其次，金融素养水平的提升会影响居民的文化消费意愿（刘敏，2014）。一方面，文化消费能力是文化消费的物质保障。上文也提到，金融素养与家庭收入水平之间存在着正相关关系，因此金融素养水平的提升会影响居民的文化消费意愿。另一方面，居民在提高金融水平时会接受大量的教育培训，其受教育水平也会随之提高。随着受教育水平的提高，居民的消费观念也会为之改变，从仅仅简单地追求物质性消费而更多转向精神性消费，因此可能会对居民文化消费意愿产生一定的影响。综上对可能存在的两条路径的分析，提出假设H1。

H1：金融素养与居民文化消费存在正相关关系，金融素养的提高会显著促进居民文化消费水平的提升。

（二）不同地区金融素养对家庭文化消费的影响差异

自十九大乡村振兴战略实施以来，我国城乡在教育、医疗、住房、社会保障、土地、基础设施等方面的差距进一步缩小，农村经济得到了极大地发展，但两者之间仍存在较大实际差距。截至2018年,城镇居民可支配收入是农村居民可支配收入的2.88倍，并且城镇居民在文化娱乐等方面的消费是农村居民该方面消费的5倍左右，究其原因是农村居民的日常消费支出在可支配收入中所占的比重较大。另一方面，城镇居民的教育资源较好，其本身就具备一定的金融知识，而农村居民的受教育水平较差，金融素养水平普遍较低。因此，提出假设H2。

H2：金融素养对城镇家庭和农村家庭的文化消费影响存在较大的差异，其对农村家庭文化消费水平的提升作用更大。

改革开放以来，我国实行非均衡区域发展战略，即梯度推移战略，先发展东部沿海城市，再发展中部，最后发展西部。这一发展战略使区域差距不断扩大，东部地区在生产总值、产业结构、居民收入水平、城市化水平等方面远远领先于中西部地区，这些因素严重制约了中西部地区文化消费水平的发展。东部地区家庭已具备一定的金融知识水平，并且文化消费的意愿较强，金融素养水平的提升可能对文化消费的刺激作用较弱。由此提出假设H3。

H3：金融素养水平的提高对我国东部地区家庭文化消费水平影响不大，但却会显著促进中西部地区家庭文化消费水平的提高。

三、金融素养影响家庭文化消费的模型构建

（一）数据来源和说明

本文所用数据为中国家庭追踪调查（China Family Panel Studies，CFPS）的数据库，由于CFPS（2014年）的数据库W部分为金融知识模块，便于衡量本文的变量，而后几年的数据库均取消了此模块，因此本文选择了CFPS（2014年）的数据库。CFPS作为一项社会跟踪调查项目，具有全国性、大规模、多学科的特点。CFPS数据库的样本覆盖了全国的25个省（除内蒙古、青海、宁夏、新疆、西藏以外），目标样本量为16000户，这一调查为本文探究金融素养对文化消费的影响机制提供了微观数据。

CFPS调查问卷共有四种主体问卷类型，本文主要使用家庭和成人两种问卷的信息，将成人问卷中所需信息根据家庭代码与家庭问卷进行匹配，由于本文考察的是金融素养，所以没有使用少儿问卷。在剔除了核心变量数据的缺失值后，本文最终得到了2344户家庭样本的数据。

（二）模型设定

在样本家庭中，许多家庭的文化娱乐支出项为0，如果单纯的使用最小二乘法进行多元OLS模型估计的结果会产生较大的偏差，所以本文采取Tobit模型估计金融素养对文化消费的影响，基本模型设定如下：

式（1）为截取的Tobit模型，误差项 独立且服从正态分布；其中，表示家庭i的文化消费，表示家庭文化消费大于0的部分。FK表示金融素养，X表示控制变量。

（三）变量说明与描述

1.被解释变量

被解释变量为文化消费（CC）,文化消费是指用文化产品或服务来满足人们精神需求的一种消费，其内容十分广泛，主要包括教育、文化娱乐、体育健身、旅游观光等方面。本文参考曾燕萍等（2020）学者的做法，在CFPS数据库中选取家庭文化娱乐支出、家庭纯收入和家庭总支出的数据，以家庭文化娱乐支出占家庭纯收入的比例CC1和文化娱乐支出占家庭总支出的比例CC2作为文化消费的代理变量，进行基准回归。

2.核心解释变量

核心解释变量金融素养（F K）。OECD INFE（2011）提出：金融素养是做出合理金融决策并最终实现金融福利的必要意识、知识、技术、态度和行为的结合。在以往文献中学者们大多都采用直接测定法和间接替代法来衡量金融素养；在间接替代法中，经常采用金融教育或在岗培训变量作为金融素养的工具变量，但其缺陷也比较明显；在直接测定法中，现有文献主要采取得分加总法或因子分析法来衡量金融素养指标，其更具严谨性。因此，本文将金融素养分为知识型金融素养和技能型金融素养，分别记为FK1和FK2，具体关于构造金融素养的问卷问题及得分处理方法见表1。

表1 金融素养指标的相关问题及得分处理

表2统计了家庭知识型金融素养的基本情况，表中数据是对知识型金融题目回答正确与否的统计，总共有四道题目，全部答错的占24%，全部答对4道题目的仅仅只有1.5%，而正确回答题目低于2道的高达60.9%；本文对技能型金融素养题目的答案也进行了统计，将选项比较符合和完全符合记为正确，发现只有10户家庭全部答对。由此可见，我国家庭的金融素养水平还普遍较低，有待进一步提高。

表2 知识型金融素养基本情况

本文借鉴尹志超等（2014）学者的做法，用主成分分析法来构建金融素养指标。本文采取主成分分析法提取公因子，知识型金融素养抽取2个主成分，技能型金融素养抽取4个主成分，所能解释原变量的方差累计都达到60%以上。主成分分析法下数据检验情况如表3所示。

表3 KMO和巴特利特检验结果

由于检验P值为0.000，说明数据通过了巴特利特球形度检验；KMO取样适切量数均大于0.60，证明数据适合进行因子分析。

主成分方差贡献率分布如表4、表5所示。

表4 FK1主成分方差贡献率分布

表5 FK2主成分方差贡献率分布

由现有有关金融素养的研究可知，公共因子的累计方差贡献率达到60%以上就可以涵盖大部分信息。由表4可知，2个成分的累计贡献率为65.230%；由表5可知，4个成分的累计贡献率为64.030%。由此可知，FK1和FK2提取的因子都可反映大部分的信息。在计算因子得分时，本文用各因子与对应的方差贡献率乘积之和再除以累计贡献率得到，得到FK1和FK2的综合因子得分，详见表6。

表6 金融素养综合因子得分统计

3.控制变量

除了上面的变量以外，本文还包括一系列可能影响家庭文化消费的控制变量，具体是家庭特征变量（人均纯收入和人均金融资产）和个人特征变量（性别、年龄、婚姻状态、学历和户口类型），具体见表7。

表7 控制变量说明

（四）描述统计分析

变量的描述性统计结果如表8所示。从结果中我们可以得知样本家庭中家庭文娱支出占家庭纯收入的比例为6.05%、占家庭总支出的比例为0.46%，所占比重均较小，可见文化消费水平还比较低下。所调查对象中，男性和女性的比例基本上持平，男性大约占49%，女性大约占51%；平均年龄为48岁左右，整体年龄水平适中，比较适合本文的研究内容；其中有34.08%的对象已婚，仅仅只有35%左右的对象获得了高中以上学历，整体受教育程度偏低，78%的对象为非农业户口。

表8 主要变量的描述性统计

注：样本观测值为2344个。

四、金融素养影响家庭文化消费的实证模型分析

（一）基准模型结果

首先使用金融素养水平变量对家庭的文化消费变量进行基准回归。Tobit模型的4种估计结果如表9所示：第（1）列和第（2）列是文娱支出占家庭纯收入比对知识型金融素养的回归；第（3）列和第（4）列是文娱支出占家庭纯收入比对技能型金融素养的回归；第（5）列和第（6）列是文娱支出占家庭总支出比对知识型金融素养的回归；第（7）列和第（8）列是文娱支出占家庭总支出比对技能型型金融素养的回归。

从表9第1-4列可以看出，在加入控制变量后，知识型金融素养和技能型金融素养边际效应系数在5%的水平上显著，说明金融素养能够促进中国家庭的文化消费；从表9第5-8列可以发现，同样在加入控制变量后，知识型金融素养和技能型金融素养边际效应系数在5%水平上显著，再次表明了居民金融素养的提升可以带动我国的文化消费水平。可能的原因有：第一，近些年来我国金融市场蓬勃发展，人们开始通过购买一些金融产品来进行理财规划，不再仅仅是将存款放在银行里赚取利息。并且随着人们金融素养水平的逐渐提升，有效地防止了金融诈骗并促进了我国居民的借贷行为，进而使人们的资产大幅度的升值，有效提高了居民的文化消费能力。第二，随着我国经济水平和人民生活水平的提升，人们开始追求精神消费而不仅仅是简单的物质消费，这又提升了我国居民的文化消费意愿。综合以上两点，金融素养水平的提升在很大程度上刺激了我国居民的文化消费水平。可见，不能拒绝本文的研究假设H1：金融素养与居民文化消费存在正相关关系，金融素养的提高会显著促进居民文化消费水平的提升。

表9 基准回归结果

家庭层面控制变量中，家庭人均纯收入对数lnincome的边际效应系数在CC1和CC2回归中是不同的。在CC1回归中，系数为负，这可能是因为被解释变量是娱乐支出与家庭纯收入的比值，所以家庭人均纯收入的增加对被解释变量的影响是有偏差的；在CC2中边际效应系数为正，说明人均纯收入的增加可以带动文化消费。家庭金融资产lnasset的系数在1%的水平上全都显著为正，说明家庭拥有较多的金融资产可以促进文化消费水平的提升，因为较多的金融资产可能会给居民带来较高的收益，进而提高其文化消费支出。

个人层面控制变量中，性别sex变量在CC1和CC2回归中边际效应系数均不显著，可知性别对居民的文化消费并没有特别明显的影响。年龄age变量在回归中系数在1%水平上显著为负，而年龄的平方项显著为正，说明年龄与文化消费之间呈U型关系；这是因为年龄较小的居民文化消费需求效应较高，有助于提高家庭的文化消费；而当居民步入中年后，其把大部分精力放在家庭和孩子身上时文化消费水平可能有所下降；但随着居民年龄的增大和家庭的逐渐稳定，居民的文化消费能力和文化消费需求也会有大幅的提升。婚姻状态marriage变量的系数都显著为负，说明婚姻状态对文化消费的影响为负向。户口类型urban这一变量的系数不都显著且显著性水平不高，说明城镇户口在一定程度上可以促进文化消费，但作用微乎其微。这是因为之前我国城乡差距较大，城镇居民和农村居民的收入水平、受教育程度、消费观念都存在着较大的差距，但随着我国全面小康目标和乡村振兴战略的持续推进，再加上农村人口大规模的流动，这一现象早已得到了改善。

（二）内生性问题处理

由上文可知，金融素养对家庭文化消费存在显著的正向影响，反过来居民文化消费水平提高可能也会促进其金融素养水平的提升，因此本文可能存在反向因果关系导致的内生性问题。因此，本文借鉴尹志超（2014）的做法，采用父母的最高学历水平变量作为工具变量来解决可能存在的内生性问题。选取该变量的原因是父母的最高学历水平不会受到该受访者的影响，但受访者却可能会因为父母的影响而去学习金融知识。本文将CFPS 问卷中父母的学历水平依次赋值为5、4、3、2、1，与之相对应的学历水平分别为大学本科及以上、高中/大专、初中、小学、文盲/半文盲。表10汇报了将父母的学历水平作为工具变量的一阶段回归结果。

由表10的回归结果可知，父母最高学历水平能够对受访者金融素养产生显著的正向影响并对内生性问题有所缓解，这也验证了使用父母的最高学历水平作为工具变量的合理性。此外，由回归结果可知，金融素养工具变量在统计上非常显著，而且回归结果的F统计值也高于弱工具变量的临界值。

IV-Tobit第二阶段回归结果见表11，其中模型（1）-（2）为内生变量为知识型金融素养的回归，模型（3）-（4）为内生变量为技能型金融素养的回归。二阶段回归结果表明，金融素养对文化消费的边际效应系数依然非常显著，且都通过了Wald内生性检验。从总体上来看引入工具变量后的模型估计结果与之前的模型估计结果没有什么显著差别，这说明提升金融素养是促进居民文化消费的有力措施。

表11 工具变量第二阶段回归

注：括号中数字为t值；★、★★、★★★分别表示结果在10%、5%、1%水平上显著。

（三）异质性分析

1.城镇家庭与农村家庭文化消费异质性

长期以来，城镇和农村在各个方面都存在着很大差距，城镇地区在教育、医疗、住房、社会保障、土地、基础设施等方面受到了明显的政策照顾，虽然近些年来国家开始越来越重视农村的发展，但两者还是存在着一定的差距。为了研究金融素养对城乡文化消费的影响是否存在异质性，本文将家庭按户籍性质分为城市家庭和农村家庭，进一步分析金融素养对城镇家庭文化消费和农村家庭文化消费影响的异质性。

由表12可知，在农村家庭样本中，金融素养在影响文娱支出占家庭纯收入比CC1和文娱支出占家庭总支出比CC2的回归中边际效应系数均在10%的水平上显著；而对城镇家庭样本来说，金融素养在影响文娱支出占家庭纯收入比CC1和文娱支出占家庭总支出比CC2的回归中边际效应系数大部分都不显著，且显著性水平不高，而且其均明显小于农村家庭样本回归中的系数。由此可见，金融素养的提高能够比较有效地提升农村家庭的文化消费水平，但对城镇家庭的刺激作用微弱，说明金融素养对城镇家庭和农村家庭的文化消费影响存在较大的差异。可见，回归结果验证了本文的假设H2：金融素养对城镇家庭和农村家庭的文化消费影响存在较大的差异，其对农村家庭文化消费水平的提升作用更大。

表12 城镇与农村文化消费异质性

控制变量中，城镇家庭的回归结果与基准回归结果基本上一致，没有什么出入。而对农村家庭来说，教育水平的估计系数显著为正，说明居民的文化消费观念是主要的影响因素。这一结论表明了即使是农村家庭，只要具备一定的经济条件，接受过良好的教育的农村居民对于文化消费的意愿是非常强烈的，也有助于促进文化消费支出。

2.东部、中西部地区文化消费异质性

改革开放以来，我国沿海地区的东部省份利用得天独厚的区位优势和国家优惠政策，使得经济得到了迅猛的发展，从而导致了中国区域经济发展的不平衡，这在很大程度上制约了我国经济的持续健康发展。张国清等（2018）指出区域协调发展是开启全面建设社会主义现代化国家新征程的艰巨任务, 而东西部协调发展又是区域协调发展战略的重要内容之一。自从2001年国家开始实施西部大开发战略之后，西部地区的经济也因一系列向西部地区倾斜的优惠政策得到空前发展。但就我国总体情况而言，东西部经济绝对差异仍在持续扩大。基于此，本文将中国划分为东部地区和中西部地区①东部地区包括11个省级行政区：北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南。中西部地区包括20个省级行政区：四川、重庆、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西、内蒙古、山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南。，分析研究金融素养对东部地区和中西部地区居民文化消费影响是否存在异质性这一问题。

由表13可知，在中西部地区样本中，金融素养在影响文娱支出占家庭纯收入比CC1和文娱支出占家庭总支出比CC2的回归中边际效应系数均比较显著。但是对于东部地区家庭，金融素养的边际效应系数都不显著。这表明金融素养是中西部地区家庭文化消费水平提升的重要因素，而对于东部地区家庭来说，他们已经具备了一定的金融素养水平，所以金融素养对东部地区家庭文化消费的刺激作用较弱。可见，上述的实证研究证据不能拒绝本文的假设H3，即金融素养水平的提高对我国东部地区家庭文化消费水平影响不大，但却会显著促进中西部地区家庭文化消费水平的提高。控制变量中，东部地区家庭的收入水平的回归系数都在1%的水平上显著，说明东部地区家庭文化消费提升的有效手段是提高居民的收入水平，这一结果验证了雷五明（1993）的结论，而其余控制变量的回归结果都与基准回归的估计结果大致一样。

表13 东部、中西部地区文化消费异质性

（四）稳健性检验

1.更换文化消费测算方式的稳健性检验

文化消费可以分为文化娱乐支出和教育培训支出，但本文仅使用文化娱乐支出进行了基准回归。因此为了保证回归结果的稳健性，进一步使用文教娱乐支出和教育培训支出对金融素养变量进行回归。使用文教娱乐支出占家庭纯收入比、文教娱乐支出占家庭总支出比、教育培训支出占家庭纯收入比和教育培训支出占家庭总支出比分别作为被解释变量进行回归，估计方法与上述一致。

表14第（1）-（4）列报告了文教娱乐支出对金融素养的Tobit估计结果，可以看出知识型金融素养和技能型金融素养的系数全部都显著为正，说明金融素养的提升对文教娱乐支出也有着明显的促进作用。而且其余的控制变量基本上与基准回归的结果一致，这一现象表明上述基准回归具有稳健性。

表14第（5）-（6）列报告了教育培训支出对金融素养的Tobit估计结果，知识型金融素养的边际效应系数显著，而技能型金融素养的边际效应系数不显著，其余控制变量也表现出同样的现象，说明用教育培训支出来做回归并不合理，这也反映出了本文选择文化娱乐支出进行基准回归的合理性。

表14 文教娱乐和教育培训支出的检验

2.更换金融素养测算方法的稳健性检验

本文参照巩艳红等（2020）的做法，把知识型金融素养题目回答正确的记为1分，回答错误为0分，技能型金融素养的题目按选项进行记分，最后进行简单的加总，分别作为知识型金融素养和技能型金融素养。由表15的回归结果可知，用直接加总法得到的金融素养得分对家庭文化消费行为的影响是显著的，结果较为稳健。

表15 简单加总的金融素养对文化消费影响的回归

可见，在使用更换关键变量的方法进行稳健性检验之后，回归结果较为稳健，仍不能拒绝上文的假设H1。

（五）进一步分析

上文就金融素养对家庭文化消费的影响作出分析，研究发现金融素养可能主要会通过两条路径来影响家庭文化消费，一是收入水平，二是文化消费意愿。居民金融素养的提升可能会促使家庭合理的配置资产并实现收益，实现财富积累从而促进家庭收入水平的提升，那么家庭的收入水平是否在金融素养与家庭文化消费之间存在中介效应，下面将通过中介效应模型来验证这一影响机制，家庭收入水平用家庭人均纯收入的对数来衡量。参考温忠麟等（2014）的方法，设定中介效应模型设定如下：

模型（2）、（3）和（4）都是Tobit模型。第一步先对模型（2）进行估计，来检验金融素养对家庭文化消费的影响是否显著。第二步对模型（3）进行回归，检验金融素养对中介变量是否存在作用。第三步对模型（4）进行估计，如果存在中介效应，则估计结果中和这两个系数应该都显著，且相比的系数值应有所减小。如果中介变量发挥了完全中介作用，则系数应不显著，但系数显著。

表16为家庭收入水平是否为金融素养作用于家庭文化消费的中介变量的估计结果。第（1）、（2）列中金融素养对家庭文化消费影响的边际效应系数在1%水平上显著，说明居民金融素养提高促进了家庭文化消费。由第（4）、（5）列可知，将家庭收入水平这个变量纳入后，金融素养对家庭文化消费的边际效应系数与第（1）、（2）列相比明显下降，且在5%水平下显著。这说明，家庭收入水平是居民金融素养作用于家庭文化消费的中介变量，且其承担的是部分中介作用。

表16 中介效应分析

结合上面的回归分析结果可证明，家庭收入水平在居民金融素养和家庭文化消费之间起到部分中介的作用，即居民金融素养的提升既可以直接促进家庭文化消费水平的提高，也可以间接通过提升家庭收入水平来提升家庭文化消费水平。

五、结论和政策建议

本文基于中国家庭追踪调查（CFPS）2014年的家庭经济数据，利用Tobit模型实证分析了金融素养对家庭文化消费的影响并采取工具变量法对可能存在的内生性问题进行了处理，进一步对这一影响在城镇和农村家庭、东部和中西部地区的异质性进行了分析，最后进行了稳健性检验和中介效应分析。本文得到的主要结论包括：

1.知识型金融素养和技能型金融素养的边际效应系数均显著为正，说明居民金融素养水平的提升有助于刺激家庭的文化消费支出。控制变量中，人均纯收入和受教育水平的提高可以有效地促进我国居民的文化消费水平。

2.根据城镇家庭和农村家庭的异质性分析可以发现金融素养的提高能够比较有效地提升农村家庭的文化消费水平，但对城镇家庭的刺激作用微弱；对农村家庭来说居民的文化消费观念是文化消费水平提升主要的影响因素。根据东部和中西部地区家庭的异质性分析发现金融素养是中西部地区家庭文化消费水平提升的重要因素，而对于东部地区家庭的刺激作用较弱；东部地区家庭文化消费提升的有效手段是提高居民的收入水平。

3.本文首先使用更换文化消费测算方式的方法，进一步使用文教娱乐支出对金融素养变量进行回归，得到的回归结果和基准回归的结果大致一样，结果较为稳健。其次，使用了更换金融素养测算方式的方法，用得分加总法代替了因子分析法来衡量金融素养，进一步进行回归，核心结论仍然成立。表明随着居民金融素养水平的提高，其文化消费支出也会明显增加。根据中介效应分析可知，家庭收入水平在居民金融素养和家庭文化消费之间起到部分中介的作用。

本文详细地分析了居民金融素养水平在促进文化消费中的作用，结合上述得出的结论，提出了几点政策建议：

一是加大金融教育投入力度，发挥金融素养在促进文化消费中的重要作用。通过增加对金融素养教育的财政投入,为金融教育提供稳定的资金来源；将金融教育纳入国家发展战略布局，多渠道地开展金融教育。

二是针对性地开展金融教育，实现城乡金融素养均衡发展。政府应根据城镇居民和农村居民的实际情况来制定相应的普惠金融提升计划，将其与民众需求相匹配。对于城镇家庭来说，其已具备一定的金融知识，应开展更为高级的金融教育课程，同时要充分发挥互联网在金融知识宣传中的作用；而对于农村家庭来说，金融意识淡薄，网络通信技术落后，因此应先普及实用性基础金融知识，强化金融机构的服务能力，不定期开展金融知识讲座，稳步提升农村家庭的金融素养水平，进而促进其文化消费水平的提升。

三是制定有效的政府调控措施，提高居民的收入水平。对于东部地区家庭来说，金融素养水平和消费意愿已不是制约文化消费的主要原因，而收入水平的提升可以有效促进文化消费支出的增加。政府应通过提高最低工资标准、建立工资增长机制、提高转移性收入和完善社会保障制度等措施来提高居民的可支配收入，进而提高其文化消费能力。

四是优化文化消费环境，刺激居民文化消费意愿。加强营造良好的社会文化环境，利用好互联网技术的发展，为居民提供种类丰富、形式多样的优质文化产品，从文化服务供给方面提高居民的文化消费意愿，刺激文化消费支出。