根据行为经济学中的跨期消费选择理论，在家庭经济资源的有限性约束下，消费者会考虑当前和未来情况，基于理性决策原则，做出最优的消费行为选择。而金融素养在消费行为选择中扮演着重要的角色。农村居民通过学习和掌握金融知识，加强对金融产品的认知和理解，从而能够更合理地选择金融产品以更好地平衡当前与未来的消费需求，实现消费结构的升级和优化。随着金融市场的不断发展，拥有更高的金融素养也能增强农村居民的风险管理意识和能力，通过合理的资产配置和风险管理策略，降低潜在的经济损失。这种风险管理能力的提升，有助于农村居民在消费时更加从容和自信，从而推动消费结构的升级。培养一定的金融素养还有助于农村居民树立科学的消费观念。随着金融知识的普及和金融素养的提升，农村居民逐渐意识到消费不仅仅是满足基本生活需求，更是一种生活品质和追求。他们开始注重消费的质量、品牌和体验，愿意为高品质的商品和服务支付更高的价格。这种消费观念的转变，使得农村居民在消费时更加注重品质和体验，推动消费结构向更高层次发展，从而提升了生活质量和促进消费结构升级。基于此，本文提出假设1。

假设1：金融素养对农户消费结构升级具有显著的促进作用。

作为一种人力资本，金融素养在增加农民收入中发挥着重要作用。具备一定金融素养的农户在农业生产上能够进行深度拓展，有利于家庭经营收入的增加，并间接推动农业产业的发展升级。金融素养能够使农户通过掌握的金融知识合理有效地掌管财务，优化家庭资产配置，实现财务的长期稳定和增长。通过提高金融素养，农户不仅能增加家庭经营收入，还能利用所获得的金融知识和金融能力拓宽就业渠道，进行个体经营或选择外出就业，这在一定程度上提高了农户的收入。随着金融素养的提高，家庭能够更加理智地制定消费计划，从而避免不必要的过度消费和债务风险的产生。因此，培养家庭成员的金融素养，对于家庭收入的增加和财务的稳健发展具有极其重要的意义。基于此，本文提出假设2。

假设2：金融素养通过家庭总收入影响农户消费结构升级。

信用消费是促进消费增长的长效机制之一 [15] ，消费信贷能够有效刺激消费者的短期消费和长期消费。金融素养较高的居民，具备更强的金融知识和能力，往往能够更准确地评估自身的借贷需求和还款能力，从而更合理地规划借贷规模和频率。这有助于他们避免过度借贷和债务积累的风险，从而更自信地做出借贷决策。获取信贷可以在一定程度上帮助农村居民平滑消费，金融素养的提高能够提高其信贷可得性，缓解家庭的信贷约束及缓解流动性约束，使他们在满足基本生活需求后，能够提前享受到更高层次的消费品和服务；且随着消费信贷的普及，大众对于提前消费理念的接受度变高，消费者们“量入为出”的消费意识和消费文化也在潜移默化中悄悄发生改变，促进了消费结构升级。基于此，本文提出假设3。

假设3：金融素养通过消费信贷影响农户消费结构升级。

本文的研究基于西南财经大学于2019年公开发布的家庭金融调查(CHFS)数据 [16] 。该数据集涵盖了广泛的内容，包括中国家庭的人口统计学特征、家庭资产与负债情况、家庭收入和消费模式、金融资产状况、金融行为记录以及金融知识和信息等多方面的微观数据。这一数据库为我们打开了一个全面审视中国家庭金融状况的窗口，成为研究中国家庭金融行为极为宝贵的数据资源。2019年的调查广泛覆盖了全国29个省份(西藏、新疆以及港澳台地区除外)，共计343个区县，并成功收集了34,643个家庭的数据样本。本文重点关注农村地区的家庭样本，因此筛选出农业户口家庭，并对样本数据进行剔除和整理，最终得到12,033个有效样本。

本文的核心解释变量为金融素养。在金融素养的衡量方法上，目前尚未有一个统一的标准。本文结合前人的研究方法，主要从四个层面、六个问题来构建金融素养指标，并采用因子分析法得出金融素养综合评分。问卷的设计主要针对户主进行了金融知识方面的提问，因此本文基于户主的回答构建了金融素养的评估体系。具体的各个维度和相应的指标详情已在 表1 中列出。

在评估金融素养的过程中，采用了因子分析法。在KMO检验中，KMO值为0.63，说民变量间的偏相关性适中，适合进行因子分析；而在Bartlett球形度检验中，其统计量显示P值为0.000，强烈拒绝原假设，进一步证实了数据适合进行因子分析。综合以上检验结果，因子分析结果是有效的。

本文的被解释变量为消费结构升级指数。根据国家统计局对居民消费的详细划分，按消费类别大致分为八种：包括食品烟酒支出、衣着支出、居住支出、生活用品及服务支出、交通通信支出、教育文化娱乐支出、医疗保健支出、其他用品及服务支出 [9] 。本文基于2019中国家庭金融调查数据，进一步将这些消费支出分为生存型消费和发展享受型消费两大类。根据已有文献的做法，用发展型与享受型消费支出占总消费支出的比重来衡量居民消费结构升级 [17] ，并将其定义为消费结构升级指数。指数越高，表明农户的消费结构升级情况越好。

本文的控制变量具体如下：(1) 户主特征层面，包括户主的性别、年龄、受教育程度、健康情况、婚姻情况；(2) 家庭特征层面，包括家庭劳动人口、家庭资产、家庭负债；(3) 地区层面，设置了东部、中西部地区虚拟变量。

本文选用家庭总收入和消费信贷作为中介变量，通过问卷调查中提出的“去年您家的总收入是多少元？”这一问题来具体确定农户家庭的总收入水平，以及“您家是否使用信用卡？”这一问题来确定农户家庭的消费信贷情况。这两个变量用于分析金融素养如何影响农户消费结构的升级过程。为了确保模型回归结果的准确性，避免极端值的影响，并降低异方差带来的潜在干扰，在模型回归分析中，将家庭总收入变量进行了对数化处理。

相关变量的描述性统计信息见 表2 。

根据前文的分析与假设，构建如下模型：

OLS回归：

$Stru{c}_i={\alpha }_0+{\alpha }_{1}fin\_facto{r}_i+{\gamma }_i{Z}_i+{\epsilon }_i$(1)

分位数回归：

$Stru{c}_{i,q}={\alpha }_0+{\displaystyle \underset{h=1}{\overset{H}{\sum }}{\alpha }_{h,q}fin\_facto{r}_{h,q}}+{\displaystyle \underset{k=1}{\overset{K}{\sum }}{\alpha }_{k,q}{Z}_{k,q}}+{\epsilon }_{i,q}$(2)

中介效应模型：

$Stru{c}_i={\alpha }_0+{\alpha }_{1}fin\_facto{r}_i+{\gamma }_i{Z}_i+{\epsilon }_i$(3)

$M_i={\beta }_0+{\beta }_{1}fin\_facto{r}_i+{\delta }_i{X}_i+{\mu }_i$(4)

$Stru{c}_i={\theta }_0+{\theta }_{1}fin\_facto{r}_i+{\rho }_i{M}_i+{\phi }_i{Z}_i+{\omega }_i$(5)

其中， $Stru{c}_i$为第i个农户的消费结构升级指数。本文的核心解释变量为 $fin\_facto{r}_i$，表示农户i的金融素养， $X_i$表示户主层面、家庭层面、地区层面的控制变量， ${\epsilon }_i$是不可观测的随机误差项。 $Stru{c}_{i,q}$表示第i个农户在第q分位点上的消费结构升级指数水平， $M_i$是中介变量，表示农户i的总收入和农户i的消费信贷情况，用来分析金融素养对农户消费结构升级的影响机制。

在模型估计之前，为确保数据的稳健性和模型的有效性，本文进行了如下检验。首先，采用VIF检验对模型的主要变量进行多重共线性检查。检验结果显示，所有变量的VIF值均低于2，平均值为1.2，这一结果小于阈值10，充分证明模型中不存在多重共线性问题。此外，为了检验模型的同方差性，进一步采用了Breusch-Pagan (B-P)检验。检验的P值小于0.05，说明模型中存在异方差。因此，在后续分析中，为增强回归结果的稳健性，分别在OLS回归和分位数回归模型中引入了稳健标准误。这一做法有助于降低潜在异方差性对回归结果产生的影响，从而使得分析结论更为可靠和准确。

本文采用了逐步回归法来处理样本数据。 表3 展示了这一过程的基准回归估计结果。模型(1)单独考虑了金融素养对农户消费结构升级的影响，以此评估其基础效应。在模型(1)的基础上，逐步引入了户主特征、家庭特征和地区特征的控制变量，模型(2)~模型(4)分别汇报了加入这三个层面控制变量的回归结果，从回归系数的变化来看，随着控制变量的逐步增加，金融素养对农户消费结构升级的影响系数逐渐趋于稳定，分别为0.341、0.224、0.199、0.199，回归系数均为正，且在1%的统计水平上显著，表明金融素养对农户消费结构升级具有积极作用，并且在考虑了更多影响因素后，依然能够保持对金融素养影响效应的稳健估计。这与前面的理论分析一致，假设1得证。

注：^*、^**、^***分别表示10%、5%、1%的显著性水平上，括号内为t值。

其次，为提高模型估计的准确性并降低极端值带来的潜在影响，本文在分析方法上进一步考虑了分位数回归模型，以期检验各个分位点上金融素养对农户消费结构升级的影响，有助于捕捉样本数据的全面特征，提高分析的可信度和实用性。本文分别采用0.25分位点和0.75分位点进行回归。由 表4 自变量系数可知，金融素养对于各消费水平的农户都具有显著的促进作用，且在高分位点的影响效果更明显。

注：^*、^**、^***分别表示10%、5%、1%的显著性水平上，括号内为t值。

本文同时采用Sobel检验和Bootstrap检验来验证金融素养对农户消费结构升级的作用机制。 表4 报告了中介效应的检验结果，由 表5 可知家庭总收入和消费信贷这两个变量均通过了Sobel和Bootstrap的显著性检验，表明家庭总收入和消费信贷在金融素养对农户消费结构升级的影响这一过程中发挥了中介作用，中介效应成立。通过进一步测算得出，家庭总收入中介效应占总效应的比重为0.034，消费信贷中介效应占总效应的比重为0.10，即在金融素养对农户消费结构升级的促进作用中有3.4%是通过提高家庭总收入来实现的，有10%是通过扩大消费信贷来实现的。据此，假设2和假设3得到验证。

为了进一步验证前文所得估计结果的稳健性，本文首先采取了替换解释变量的方法。鉴于农村居民金融素养测量的复杂性，意识到采用不同的衡量方法可能会对回归结果产生不同的影响，为检验研究结果的准确性和可靠性，将新的替换指标采用评分累加的方式来衡量，计算农户回答六个问题的得分，回答错误计0分，回答正确计1分。对农户消费结构升级指数进行回归分析。 表6 汇报了稳健性检验结果，基于评分累加方式度量的金融素养水平对农户消费结构升级在1%的水平下显著为正，研究结果与前述回归估计结果一致。

此外，由于农户的消费可能存在一些极端值，对农户消费结构升级指数进行上下1%缩尾处理。稳健性检验结果如 表6 所示，同样得到了在1%的水平下，金融素养对农户消费结构升级仍具有正向显著影响，由此说明上述回归分析的结果具有稳健性，证实了金融素养对农户消费结构升级具有显著的促进作用。

注：^*、^**、^***分别表示10%、5%、1%的显著性水平上，括号内为t值。

根据家庭收入水平的不同，将家庭总收入低于2万元的分为低收入组农户，将家庭总收入大于等于2万元的分为中高收入组农户。对这两组农户进行分组回归，回归结果如 表7 中(1)~(2)所示，金融素养在推动农户消费结构升级的过程中，对不同收入水平的农户产生了异质性影响。金融素养对低收入组和中高收入组的农户消费结构升级有显著正向影响，但金融素养对中高收入组农户家庭的影响高于低收入组农户家庭。根据绝对收入理论和相对收入理论，家庭收入在决定农户家庭消费结构中扮演着关键角色。当农户的收入水平达到一定高度，其基本生活需求得到满足后，会激发出更高层次的消费需求。相较于较低收入的农户家庭，较高收入的农户家庭能够将其消费领域拓展到如教育、娱乐和医疗保健等方面，从而提高了发展享受型消费在总消费中的占比，促使其消费结构升级。而金融素养的提高能够使农户进行更为合理地财务规划，增加其投资收益，从而拓宽潜在消费渠道，激发较高收入的农户家庭消费潜力，最终实现消费结构升级。

根据受访者的年龄，将户主年龄小于50岁的家庭分为低年龄组农户，将户主年龄大于等于50岁的家庭分为高年龄组农户。对两组农户进行分组回归，回归结果如 表7 中(3)~(4)所示，说明金融素养在推动农户消费结构升级的过程中，对不同年龄的农户产生了异质性影响。金融素养对低年龄组和高年龄组的农户消费结构升级在1%的显著性水平上正相关，但金融素养对低年龄组农户的影响略高于高年龄组农户。可能的原因是，低年龄组的农户受教育程度更高，对于金融知识的理解程度更深和接受新鲜事物的意愿更强烈，因此拥有更高的金融素养，能够做出更优的跨期消费行为选择。此外，低年龄组由于接受新鲜事物的程度更高，因此金融市场参与率更高，拥有更多未来收入和具备更高的消费能力，应对未来风险冲击能力更强，在一定程度上能够保持更稳定的消费水平和消费结构。

注：^*、^**、^***分别表示10%、5%、1%的显著性水平上，括号内为t值。