認知能力與中老年家庭金融資產配置

崔 穎 劉 宏

一、引 言

隨著金融市場的不斷發(fā)展和完善，人們的理財觀念逐漸轉變，家庭對不同類型金融產品的需求日益增加。這一現(xiàn)狀不僅促進了金融市場的發(fā)展，也吸引了學界和政策制定者對家庭金融決策行為的關注。據(jù)調查，2013年我國城鎮(zhèn)家庭金融資產均值為11萬元，與2002年的1.2萬元相比，翻了近九倍①不同年份比較時，數(shù)值已按照歷年消費者價格指數(shù)調整。。然而，我國家庭風險資產市場總體參與比例較低，僅為10.4%，其中股票市場參與率為6.5%，遠低于2002年美國家庭30.1%的股票市場參與率②相關數(shù)據(jù)見《中國家庭金融調查報告(2014)》、《中國經濟時報》(2005年4月25日)的《中國居民財產分布研究》、《新財富》(2003年第8期)的《讓證券市場孕育中產階級》。。根據(jù)標準的資產組合選擇理論(Samuelson，1969；Merton，1971)，追求利潤最大化或風險最小化的個體應該盡可能分散化投資于不同的投資項目，這一現(xiàn)實與理論假設相背離的現(xiàn)象就是家庭金融研究領域受到廣泛關注的“有限參與之謎”。

家庭金融資產選擇和金融市場參與問題的重要性體現(xiàn)在很多方面。這一問題不僅關系到宏觀層面上的社會財富分配(Guvenen，2006)、金融市場發(fā)展和股權溢價之謎等(Mankiw和Zeldes，1991；Attanasio等，1998)，而且在微觀層面還會影響到個體在生命周期中的平滑消費選擇(Cocco等，2005)、養(yǎng)老規(guī)劃和遺產動機(Bernheim和Garrett，2003)等。

雖然國內外已有相當數(shù)量的文獻關注家庭金融資產選擇的影響因素，但“有限參與之謎”仍未得到充分的解釋。近期一些文獻認為，家庭對風險資產市場的有限參與是因為受限于交易成本和信息障礙(Haliassos和Bertaut，1995；Vissing-Jorgensen，2004)。參與風險資產市場的投資者往往需要具備一定的金融知識和信息，比如，如何進行開戶和交易、風險收益分析、比較篩選不同種類股票等，因此，信息障礙應該是影響家庭參與風險資產市場的重要因素。已有研究表明，社會互動和互聯(lián)網作為重要的信息來源對我國家庭參與股票市場有顯著的促進作用(李濤，2006；郭士祺和梁平漢，2015；劉宏和馬文瀚，2016)。然而，信息有效傳遞過程中的障礙不僅是信息來源的問題，也有可能源于個體在信息收集和處理方面的認知能力差異。在這個互聯(lián)網飛速發(fā)展的時代，搜集和獲取信息變得更加便利，但同時，人們每天都會接收到來自互聯(lián)網等各種媒體爆炸式的信息，這些信息繁雜且真假難辨，也就使得個人對信息甄別和篩選的能力顯得愈加重要。由于我國專業(yè)投資機構發(fā)展還很不完善，投資主體仍然是中小個人投資者，專門針對家庭投資理財?shù)淖稍儥C構也非常匱乏，所以，個人認知能力在家庭金融決策中的作用非常重要。

有鑒于此，本文利用中國健康與養(yǎng)老追蹤調查(CHARLS)2011—2013年數(shù)據(jù)，研究戶主認知能力對中老年家庭金融資產配置的影響及內在影響機制。這一研究具有較為重要的理論意義和現(xiàn)實意義。首先，國際上關于認知能力對家庭金融決策影響的學術研究均未充分考慮個體認知能力的內生性問題。我們試圖在這方面對國內外文獻進行補充，運用工具變量法處理認知能力的內生性問題，估計其對家庭金融資產總額、風險資產參與以及配置比例的因果影響。我們通過實證檢驗發(fā)現(xiàn)，認知能力主要通過減少信息障礙這個渠道來影響家庭金融決策，但同時也不排除改變風險感知這一影響渠道的可能性。其次，本文所用的CHARLS調查是中國第一個具有全國代表性的關于45歲及以上中老年家庭的高質量微觀調查。本文關于我國中老年家庭研究的現(xiàn)實意義在于，在老齡化問題日趨嚴重的當今社會，老年人口所占比重逐年上升，中老年家庭需要為了退休以后的生活而積累(或已經積累)較多的家庭財富(Ayyagari和He，2016)，同時他們又處于認知能力逐漸衰減的階段，研究他們如何在風險和無風險資產之間配置家庭財富，不僅有助于改善中老年人的生活福利，還有助于分析發(fā)現(xiàn)老齡化趨勢對資本市場的影響，為政府制定相關政策促進社會資源的合理有效分配提供決策參考。

二、文獻綜述

認知能力對家庭金融決策至關重要，相關的學術研究在近幾年逐漸興起。所謂認知能力，即人們接收、加工、儲存和應用信息的能力，包括流體智力(fluid intelligence)和晶體智力(crystallised intelligence)兩個類型。流體智力屬于個體的基本思考能力，包括記憶、學習、推理和解決問題等方面的能力，依賴于先天的稟賦，一般于20歲以后發(fā)展成熟，30歲之后隨年齡而衰減。晶體智力指的是個體在教育和實踐中習得的知識和技能，在人的一生中不斷積累發(fā)展，但發(fā)展速度會隨年齡增長而減緩，在50歲左右達到平穩(wěn)狀態(tài)(McArdle等，2002)。因此，認知能力屬于人力資本的重要組成部分，與教育具有一定的關聯(lián)性，但還受到先天稟賦、早期發(fā)育、健康、年齡、家庭環(huán)境等因素的影響(Conger等，1994；Ramey等，2000)。

認知能力起初是一個心理學的概念，但后來逐漸引起了經濟學家的廣泛關注。在宏觀層面，研究者們發(fā)現(xiàn)，國民的整體認知能力會顯著影響一個國家的經濟發(fā)展速度(Hanushek和Woessmann，2008)和勞動力市場的平均工資水平(Heineck和Anger，2010；Lindqvist和Vestman，2011)。在微觀層面，個體認知能力是個體和家庭婚配及儲蓄等決策的重要影響因素(Hani和McKinnish，2014；McArdle等，2009)。

那么，認知能力如何影響家庭金融決策呢？從理論上說，個體金融決策離不開流體智力中的記憶力以及分析推理能力，個體對金融知識的獲得也屬于晶體智力的一種體現(xiàn)，個體可以通過流體智力和晶體智力兩方面的綜合認知能力掌握高質高效的金融知識，在金融投資決策活動中降低投資風險和成本，提高投資收益(Delavande等，2008)。

近期一些實證研究也驗證了認知能力對家庭金融資產配置以及其他金融決策的重要性。Grinblatt等(2011)基于芬蘭的家庭調查數(shù)據(jù)，用個體20歲左右時的IQ測試分值作為成年人認知能力的代理變量，研究發(fā)現(xiàn)，IQ分值與股票投資參與高度正相關，其影響甚至超過收入對股票投資參與的正向影響。同時，Agarwal和Mazumder(2013)利用美國軍隊人員數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，具有較強認知能力的個體犯金融決策錯誤的概率顯著較低。在人口老齡化的背景下，中老年家庭的金融決策問題也受到各國學者的關注。Smith等(2010)利用美國健康與退休數(shù)據(jù)(Health and Retirement Survey，HRS)研究發(fā)現(xiàn)，美國中老年家庭夫妻雙方的認知能力(尤其是計算能力)對家庭財產總額、金融財產總額以及股票投資參與均有顯著的正向影響，而記憶能力主要與家庭財產以及金融財產總額顯著正相關。Binswanger和Salm(2017)同樣使用HRS數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)認知水平高的中老年人更易使用概率計算衡量不確定性并在金融決策中做出理性判斷。Christelis等(2010)基于歐洲健康和退休數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，認知能力衰退會顯著限制中老年家庭股票投資參與。不足的是，以上文章均未充分考慮個體認知能力的內生性問題①Grinblatt 等(2011)僅在穩(wěn)健性檢驗部分用添加控制方程的方法討論了內生性問題。。

國內關于這方面的相關學術研究不是很多，主要有三篇文章。尹志超等(2014)采用父母受教育程度作為金融知識的工具變量，通過分析發(fā)現(xiàn)，金融知識的增加會提高家庭參與風險資產投資的概率。孟亦佳(2014)基于中國家庭追蹤調查2010年基線調查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)認知能力對城鎮(zhèn)家庭風險資產投資參與以及配置比例均有顯著的正向影響。饒育蕾和朱銳(2014)運用CHARLS 2011年調查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，認知能力的差異是影響中老年家庭持有風險資產的重要因素。這三項研究為國內家庭金融資產配置的相關實證研究開辟了新的視角，在一定程度上解釋了我國金融市場有限參與的成因，但是，與國外相關文獻類似，關于認知能力的兩篇文章都未考慮內生性問題以及由此帶來的估計偏差，而且缺乏深入探究認知能力如何影響家庭資產配置的內在作用機制。本文試圖在這方面對國內外文獻進行補充。

三、模型與變量

（一）數(shù)據(jù)與變量

本文使用的是中國養(yǎng)老與健康追蹤調查(China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS)2011—2013年全國追蹤調查的數(shù)據(jù)。這一調查選取中國45歲以上人群及其配偶作為調查對象，以分析我國人口老齡化問題、推動老齡化問題的跨學科研究作為調查目的，由北京大學中國社會科學調查中心組織實施。調查內容包括家庭基本信息、健康狀況和功能、醫(yī)療保健與保險、工作、退休、養(yǎng)老金，收入、支出、資產，以及社區(qū)基本情況等。

家庭是資產配置的決策主體，理想狀況下，家庭財務掌管者的認知能力及其個體特征最為重要，但限于數(shù)據(jù)可得性，本文主要用的是家庭戶主①對于只有一個受訪者的家庭，這個受訪者定義為戶主；對于有兩個受訪者(本人及配偶)的家庭，男性定義為戶主。的相關信息，將戶主年齡限定在80歲以下。由于我國金融市場發(fā)展還不完善，農村家庭受到金融可得性的限制而對金融市場的參與非常有限，我們將研究樣本限定于城鎮(zhèn)地區(qū)，剔除關鍵變量缺失或明顯異常的樣本，我們最終使用的是2011—2013年混合截面數(shù)據(jù)，樣本量為3418個家庭。下面分別就本文所涉及的被解釋變量、關鍵解釋變量和控制變量進行說明。

1.被解釋變量

由于CHARLS數(shù)據(jù)中關于家庭生產性資產的數(shù)據(jù)不夠完整，難以衡量諸如土地等資產的市場價值，我們主要關注家庭金融資產，包括家庭金融資產總額、風險市場參與和風險資產占比三個被解釋變量。家庭金融資產總額，包括所有家戶成員所持有的現(xiàn)金、銀行存款(包括活期和定期)、股票當前價值、基金當前價值和家庭借出款金額。表1的描述性統(tǒng)計結果顯示，家戶金融資產總額的樣本均值為25.14萬元②西南財經大學的中國家庭金融調查2013年數(shù)據(jù)顯示，中國城鎮(zhèn)家庭金融資產均值為11.1萬元，遠低于我們的樣本均值，這說明中老年家庭比年輕的家庭掌握著更多的金融資產。。

關于風險金融資產的界定，國際文獻(Fan和Zhao，2009；Rosen和Wu，2004)通常只包括股票和互惠基金，國內文獻如雷曉燕和周月剛(2010)等一般采用更廣義的風險資產定義，即包括股票、基金和民間借出款。民間借貸在我國是一種非常流行的籌資方式，這種不通過正規(guī)金融機構、私人間的借貸方式一般具有高風險、高利息的特點，應當納入風險資產之列。因此，本文主要采用包含借出款的廣義風險資產定義，在穩(wěn)健性檢驗部分報告了不包括借出款的狹義風險資產估計結果。

風險資產參與是指家庭是否投資了至少一種風險資產；風險資產占比表示風險資產占金融資產總額的比重，即家庭股票、基金和借出款的總金額占家戶金融資產總額的比重。從表1可以看出，家庭對風險資產市場的參與率為18.5%，與雷曉燕和周月剛(2010)文章中的17%基本一致；我們的狹義風險資產市場參與率7.8%高于他們的3%，這一結果符合家庭對理財行為愈加重視、對正規(guī)風險資產投資參與逐年增加的事實，另一方面也是因為我們的樣本更具全國代表性①雷曉燕和周月剛(2010)使用的是CHARLS 2008年浙江和甘肅兩個省的預調查數(shù)據(jù)。。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

2.認知能力

關于中老年認知能力的衡量，國際上的住戶調查數(shù)據(jù)已經有了一系列科學的方法。國內CHARLS調查提供了和美國HRS調查較為類似的認知衡量方法和高質量數(shù)據(jù)。本文參考Lei等(2012)構建了兩個方面的認知衡量。第一個是記憶能力(episodic memory)，包括瞬時記憶(immediate word recall)和延遲記憶(delayed word recall)，取值范圍為0～10分。第二個是精神狀況(intact mental status)，包括時間觀念、計算能力和識圖畫圖三個部分，總計11分。以上兩個維度的認知測量得分加總，即可得到總的認知能力(0～21分)。圖1是認知能力和風險資產參與率隨年齡變化的趨勢圖。從中可以看出，在50歲～80歲之間，認知能力的變化雖略有起伏波動，但總體上呈現(xiàn)下降趨勢；風險資產參與率也是相一致的變化趨勢。

圖1 認知能力和風險資產市場參與率隨年齡變化圖

3.工具變量和其他變量

為了解決認知能力的內生性問題，我們構建了兩個二值工具變量，一個是戶主配偶的父母的受教育程度，另一個是家庭所在社區(qū)是否有公共活動場所。前者取值為1表示戶主配偶的父母中受教育程度較高的一方是小學畢業(yè)；后者取值為1表示戶主所在社區(qū)有棋牌活動室、書畫協(xié)會、老年活動中心、老年協(xié)會、乒乓球室、舞蹈隊以及其他鍛煉隊等公共活動場所和組織。在下文的模型設定部分，我們詳細討論了工具變量的選取理由。

我們在回歸方程中控制了戶主的社會互動情況。根據(jù)問卷信息，我們選取了四項基本的社會交往活動，分別構建虛擬變量，差不多每天參加或差不多每周參加記為1，不經常參加或完全不參加記為0。我們用這四個虛擬變量的加總值作為戶主社會互動參與度的總體衡量指標。此外，我們還控制了家庭規(guī)模、家庭年總支出①這里家庭年總支出衡量的是家庭財富水平。與家庭收入相比，消費水平能更好地反映家庭永久性收入，而且家庭支出方面的報告誤差相對較小，家庭收入和支出之間具有很強的相關性(雷曉燕和周月剛，2010)。和戶主的人口學特征變量。戶主人口學特征變量包括年齡、年齡平方項、自評健康狀況、是否已經退休、受教育程度和婚姻狀況。此外，為了控制不同地區(qū)金融發(fā)展水平、金融可得性差異的影響，我們還在回歸方程中加入了家庭所在地1公里內是否有銀行這一變量。

（二）模型設定

在本文的三個被解釋變量中，風險資產參與是二值變量，金融資產總額和風險資產占比都屬于受限因變量。因此，我們需要分別采用Probit和Tobit模型來估計戶主認知能力對這三個被解釋變量的影響。我們用Cogit表示戶主總體認知能力，風險資產市場參與的Probit模型可以表示為:

其中，Xit表示其他相關控制變量，具體包括戶主的健康狀況、退休狀態(tài)、受教育程度、年齡、年齡的平方項、婚姻狀況、社會交往程度、家庭規(guī)模、家庭年總支出、家庭所在地1公里內是否有銀行、時間固定效應和省份固定效應。是控制戶主認知能力和其他相關解釋變量之后家庭參與風險資產市場的條件概率，G()?為正態(tài)分布的累積分布函數(shù)。

在考察家庭金融資產總額和風險資產占比時，我們采用Tobit模型:

其中，Yit是受限因變量，表示家庭金融資產總額或風險資產占金融資產的比重，若為0則表示比重為零，即不持有風險資產。εit為擾動項，服從正態(tài)分布。

從計量方法上識別認知能力對家庭金融投資的因果影響的難點有兩個。第一個難點是，認知能力會隨年齡而自然衰退，但年齡增長也會對家庭金融行為產生直接的影響，我們需要區(qū)別年齡增長和認知衰退的不同影響。由于本文的分析樣本是中老年家庭，年齡跨度比較小，不同年齡層的差異(cohort effect)可以通過模型中的年齡和年齡二次項來控制(Christelis等，2010)。第二個難點是，由于個體認知能力的發(fā)展變化是基于先天條件、后天教育、經歷和社會環(huán)境等多方面因素，屬于個人一種綜合能力的衡量，且認知衰退過程也會受到個體的基因和生活習慣等因素的影響(Bonsang等，2012)，因此，在模型(1)和模型(2)中，戶主認知能力可能存在內生性問題，即。例如，個體不可觀測的基因因素可能同時影響其老年認知能力和風險資產投資決策，中老年家庭當期的風險資產投資可能對戶主認知能力存在反向影響。為了解決這一內生性問題，本文采用工具變量法估計，第一階段的模型形式如下:

其中，Zit表示工具變量，vit為工具變量法第一階段方程的擾動項。依據(jù)工具變量需與戶主認知能力相關、又不直接影響家庭金融資產配置行為的原則，我們選取了戶主配偶父母受教育程度和社區(qū)是否有公共活動場所兩個工具變量。

關于第一個工具變量的選擇，我們主要參考的是尹志超等(2014)，他們用父母中最高的受教育水平作為個體金融知識的工具變量，并且認為一個人最先接觸和學習知識的地方是家庭，父母受教育程度會直接影響受訪者在兒童時期認知能力的形成及其長期發(fā)展，但是與受訪者成年時期的投資行為沒有直接聯(lián)系。我們認為這個工具變量的外生性存在一個明顯的缺陷，由于共同的不可觀測的遺傳基因，父母的受教育程度可能與受訪者金融決策模型中的隨機擾動項直接相關。因此，我們采用戶主配偶的父母中最高的受教育水平作為戶主認知能力的工具變量。一方面，配偶父母的受教育程度會直接影響到配偶的認知能力，而根據(jù)婚姻匹配理論，配偶的認知能力與戶主的認知能力密切相關(Hani和McKinnish，2014)；另一方面，戶主配偶的父母與戶主之間不存在共同的遺傳基因，其受教育程度不會直接影響戶主的金融決策。

國際文獻研究表明，通常情況下中老年人的認知能力會隨著年齡增長而衰退，但是衰退過程并不是固定和不可避免的(Bishop等，2010；Van Praag等，2000)。我們參考Lei等(2012)和Hu等(2012)選擇了第二個工具變量。他們基于CHARLS數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，我國社區(qū)公共設施和資源對老年人的認知能力有重要的作用，其可以是向老年人傳播知識和技能的場所，直接改善老年人的認知能力，也可以是老年人的社交場所，通過促進老年人的社會活動從而間接改善認知能力。同時，在控制戶主社會互動變量的情況下，社區(qū)是否有活動場所不會直接影響戶主的金融決策。

根據(jù)三個因變量的離散特性，我們采用IV-Probit和IV-Tobit估計方法來對模型(1)～模型(3)進行回歸分析，檢驗內生性的存在，獲得認知能力對家庭金融資產選擇影響的無偏估計量?？紤]到基于混合截面數(shù)據(jù)的模型估計中可能存在隨機擾動項自相關問題，我們將標準誤群聚到家庭層面，報告的是聚類異方差穩(wěn)健標準誤。

四、估計結果

（一）基本結果

根據(jù)前文所述的變量定義和模型設定，我們首先分析戶主總體認知能力對家庭金融資產總額、風險資產持有和占比是否有影響。為了使結果更為直觀，表2報告的是Probit和Tobit模型估計系數(shù)經過計算得到的邊際效應。

在表2的第(1)、(3)和(5)列中，Tobit和Probit回歸結果表明，認知能力對家庭金融資產總額、風險資產市場參與概率和持有風險資產占金融資產的比重都有顯著的正向影響。具體來說，如果戶主認知能力總分提高一分(約1/3標準差)，家庭金融資產總額會提高2.5%，參與風險資產市場的概率會增加0.7個百分點，持有風險資產占金融資產的比重會提高0.5%。這些結果與Christelis等(2010)關于美國中老年家庭的Probit回歸結果一致。與孟亦佳(2014)關于我國城鎮(zhèn)家庭成員認知能力的影響研究相比，我們的回歸結果影響程度更高一些。可見，戶主認知能力在中老年家庭參與風險資產投資決策中有更為重要的作用。

表2 認知能力對金融資產總額、風險市場參與和家庭資產選擇的影響

表2的第(2)、(4)和(6)列報告的是工具變量回歸結果。從第一階段工具變量的估計系數(shù)來看，配偶父母的受教育程度與戶主認知能力顯著正相關，顯著程度均在1%；在有公共活動場所的社區(qū)，戶主認知能力顯著提高約0.36，顯著程度在10%。另外，我們還在線性工具變量回歸的框架下檢驗了工具變量的有效性，結果表明，關于這兩個工具變量的聯(lián)合顯著程度的F統(tǒng)計值接近10，說明本文所用的工具變量并非弱工具變量。Hansen J過度識別檢驗顯示了工具變量的外生性不能被拒絕。

工具變量回歸結果表明，戶主認知能力對家庭金融資產總額、風險資產市場參與概率仍然有顯著的正向影響，而且影響程度變大很多。就對風險資產參與的影響程度而言，認知能力提高一個標準差所產生的影響相當于尹志超(2014)文章中金融知識提高一個標準差所帶來的影響，這也說明了我們工具變量回歸結果的可靠性。另外，結果還表明，雖然認知能力對持有風險資產占金融資產比重的影響不顯著，但其對應的p值為0.142，在樣本不是很大的工具變量回歸中可以視為邊際顯著，這一發(fā)現(xiàn)與Christelis等(2010)的研究結果有所不同。他們發(fā)現(xiàn)，美國中老年家庭戶主認知能力僅影響家庭是否持有風險資產的決策而不影響投資于風險資產的資金比重。

我們還發(fā)現(xiàn)，在第(2)和(6)列工具變量回歸結果中，家庭年總支出估計值顯著為正。家庭年總支出水平反映的是家庭財富水平，越是富有的家庭其金融資產總額越高，持有風險資產的比重越高，但是其參與風險資產投資的概率沒有顯著增加。在第(1)列Tobit回歸中，戶主較差的自評健康會顯著降低家庭金融資產總額，但對風險資產參與和占比沒有顯著影響。這與Berkowitz和Qiu(2006)的研究發(fā)現(xiàn)基本一致，即負向的健康沖擊往往顯著減少家庭金融資產總額，對風險資產投資沒有直接影響。但是，在工具變量回歸結果中，自評健康對家庭金融決策結果變量都沒有顯著的影響。這一發(fā)現(xiàn)與吳衛(wèi)星等(2011)的研究結果有所不同，他們用Probit和Tobit模型研究發(fā)現(xiàn)，投資者的健康狀況不顯著影響其參與風險資產市場的決定，但影響家庭風險資產在總財富中的比重。值得一提的是，代表當?shù)亟鹑诳傻眯运降淖兞?家庭所在地1公里內有銀行)在多數(shù)回歸中系數(shù)顯著為正，說明一個地區(qū)金融可得性的高低確實同當?shù)鼐用竦娘L險資產投資行為緊密相關，與金融可得性相關研究結論相符(尹志超等，2015；Cardak和Wilkins，2008)。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為了說明上述結果具備穩(wěn)健性，并不會因為指標定義和變量選取的不同而有所變化，我們進行了一些敏感性分析。首先，我們從記憶能力和精神狀況兩方面來衡量個體的認知能力，認知能力的不同維度對家庭金融決策的影響可能存在差異，因此，我們分別采用記憶能力和精神狀況的衡量變量作為關鍵自變量進行回歸分析，檢驗主結果的穩(wěn)健性以及比較二者的不同作用。表3的第(1)和(2)列結果顯示，記憶能力和精神狀況均會顯著影響家庭金融資產總額和風險資產投資參與，但是就影響程度而言，精神狀況對家庭金融資產總額影響的邊際效應更大，二者對家庭參與風險資產投資影響的邊際效應較為接近。

表3 穩(wěn)健性檢驗

其次，本文主結果中的風險資產采用的是包含股票、基金和民間借出款的較為廣義的定義。為了與國際文獻一致，我們采用較為狹義的風險資產定義，僅考慮股票和基金，來考察認知能力的促進作用是否存在。

表3的第(4)和(5)列結果表明，戶主總認知能力對股票基金的投資參與和比重均存在顯著的正向影響，無論是邊際效應還是顯著程度都超過其對廣義風險資產投資的影響。就認知能力的兩個方面而言，記憶能力和精神狀況不僅對股票基金的投資參與均有顯著影響，對股票基金的投資比重也有顯著的正向影響。這與第(3)列關于廣義風險資產投資比重的回歸結果略有不同，說明戶主認知能力對股票基金這些正式的風險資產投資的正向作用更為明顯，對民間借出款這類非正式風險資產投資的作用不是很明顯。另外，在對股票基金投資比重的回歸中，與記憶能力相比，包含計算能力的精神狀況回歸系數(shù)更大，這一發(fā)現(xiàn)與Christelis等(2010)和孟亦佳(2014)的結果也基本一致①Christelis等(2010)是關于美國中老年家庭投資決策的分析，孟亦佳(2014)是關于我國城鎮(zhèn)所有家庭的分析，需要說明的是，孟亦佳(2014)所用的數(shù)據(jù)中關于成年人計算能力的衡量與我們數(shù)據(jù)中關于中老年計算能力的衡量存在一定的差異。。

（三）影響渠道分析

根據(jù)國際相關文獻(Christelis等，2010；Campbell，2006；Rosen和Wu，2004)，認知能力可能通過兩個渠道來影響家庭風險資產投資行為。

第一個渠道是降低信息成本。家庭金融資產管理尤其是風險資產投資需要掌握一些知識和信息，例如證券交易成本、資本回報率等。這些金融信息的收集、處理和理解對于一般家庭而言都需要花費一定形式的信息成本(如時間或金錢)。認知能力較強的人面臨的信息成本較低，因此參與風險資產投資的概率較高。

第二個渠道是提高風險感知，認知能力可能影響到人們對風險的感知進而影響其承受財務風險的意愿。認知能力較低的投資者往往會高估其所掌握的信息的精確性和價值，這種過度自信會使他們愿意承受更多的投資風險，從而更多地參與風險資產投資。而認知能力較高的投資者往往對風險有更加清晰的認識，對財務風險的承受更為理性(Bonin等，2007)。

在上述理論分析的基礎上，我們通過分組比較回歸來驗證認知能力的兩個作用渠道是否存在。首先，認知能力的信息渠道表明，如果認知能力是通過降低信息成本從而產生投資需求，那么在對個體搜集、甄別和分析信息能力有更高要求的長期投資規(guī)劃決策中，認知能力對風險投資參與的邊際正向影響應該更為明顯。為了檢驗這一推斷，我們根據(jù)戶主主觀預期壽命的長短進行分組回歸。CHARLS問卷詢問了不同年齡的受訪者自我感覺活到特定年齡的概率。我們將回答“很可能”和“簡直一定”活到的歸為主觀預期壽命較長，反之為主觀預測壽命較短。與預期壽命較短的個體相比，預期壽命較長的個體需要進行更為長遠的投資規(guī)劃。如表4的第一部分所示，與上述信息渠道的理論推斷相一致，在戶主主觀預期壽命較長的中老年家庭，認知能力對風險資產投資參與有顯著的正向影響，同時，Tobit結果表明，認知能力對風險資產占比也有顯著正向作用；而在戶主主觀預期壽命較短的中老年家庭，認知能力對風險資產投資參與和占比均沒有顯著影響。

表4 按預期壽命長短和是否參與社交活動的分類回歸結果

其次，國內外一些文獻(Hong等，2004；李濤，2006；劉宏和馬文瀚，2016)研究表明，社會互動是人們獲取投資信息的重要來源，對股票投資參與具有直接的促進作用。認知能力的信息作用機制表明，積極參與社會互動的個體投資者面對的信息量更大，較高的認知能力能夠提高個體進行社會性學習的效率，因此，社會互動和認知能力對家庭風險資產投資參與的促進作用應該是互補的。在表4的第二部分，我們根據(jù)戶主過去一個月是否參與社交活動進行分組回歸。結果表明，在參與社會互動的中老年家庭中，戶主認知能力對風險資產投資參與和風險資產占比均有顯著的正向影響，影響程度超過表2第(3)、(4)、(5)和(6)列中的主結果；而沒有參與社會互動的中老年家庭戶主認知能力沒有顯著影響。這些發(fā)現(xiàn)不僅與認知能力的信息機制理論分析基本一致，而且還說明，社會互動的社會乘數(shù)效應可以放大認知能力對風險投資的促進作用。

不同于上文所采用的兩種檢驗方法，Christelis等(2010)和饒育蕾等(2014)都通過考察認知能力對股票和債券兩個市場投資參與的差異性影響來驗證信息成本這一影響渠道。他們認為，管理投資組合是一項復雜的工作，信息成本會隨著不同類型投資的復雜程度而有所不同。相比風險高、種類多的股票類資產，收益波動小的債券類資產往往更容易一些，對個人信息處理、金融計算分析能力的要求也相對較低。他們的Probit回歸結果均表明，認知能力對家庭參與股票市場的概率有顯著正向影響，而對參與債券市場的影響并不顯著。鑒于此，在表5我們也分別考察了戶主認知能力對股票市場和債券市場投資參與的影響。

表5 認知能力對股票市場和債券市場投資參與的影響

我們發(fā)現(xiàn)，如果不控制認知能力的內生性，第(1)和(3)列的Probit結果與Christelis等(2010)和饒育蕾等(2014)基本一致。但是，第(2)和(4)列的工具變量回歸結果顯示，無論采用哪個認知能力衡量指標，戶主認知能力對家庭參與股票市場和債券市場均有顯著的正向影響，而且影響程度也差別不大。這些發(fā)現(xiàn)說明降低信息成本并不是認知能力的唯一影響渠道，在一定程度上還包括風險感知影響渠道。具體來說，除了信息成本不同之外，投資風險差異是股票市場和債券市場之間另一個重要差別。認知能力的風險感知機制表明，認知能力較高的個體會傾向于分散化投資，在可接受的風險范圍內，追求合理的投資收益。因此，個體認知能力對家庭低風險的債券投資參與同樣有顯著的促進作用。

（四）異質性影響分析

表6根據(jù)家庭的不同特征進行分組回歸分析，考察認知能力對家庭風險資產投資參與和占比的異質性影響。在表6第一部分，我們以家庭收入的樣本均值為分界線，將樣本分為兩組。回歸結果顯示，在高收入家庭子樣本中，戶主認知能力對風險資產投資參與有顯著的正向促進作用，對風險資產占比也有邊際顯著的正向影響(p＜0.15)；在低收入家庭子樣本中，戶主認知能力對風險資產投資參與和占比都沒有顯著影響。

表6 按家庭收入、戶主受教育程度和自評健康狀況分組回歸結果

表6的第二部分根據(jù)戶主的受教育程度進行分組回歸。第三部分根據(jù)戶主自評健康狀況進行分組回歸。我們發(fā)現(xiàn)，在受教育程度較高或自評健康較好的戶主家庭中，戶主認知能力對家庭風險資產投資參與均有顯著的正向影響，對家庭風險資產占比有邊際顯著的正向影響，在受教育程度較低或自評健康較差的戶主家庭中沒有顯著影響。

五、結論和意義

2016年初，我國60歲以上中老年人口比重已達到16.1%，65歲以上老年人口比重達到10.5%①《中華人民共和國2015年國民經濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》，國家統(tǒng)計局。。老齡化進程的一個重要方面就是認知功能的衰退。本文利用CHARLS數(shù)據(jù)，試圖從認知衰退的角度來解釋我國中老年城鎮(zhèn)家庭“有限參與”風險資產投資的現(xiàn)象，探討認知能力對家庭金融資產配置的影響。認知能力會降低參與風險資產市場的信息成本，也會影響家庭對投資風險的認知及承受能力，從而對家庭參與風險資產投資產生促進作用。區(qū)別于現(xiàn)有國內外文獻，我們采用工具變量的方法處理了認知能力的內生性，而且通過對比實證分析考察認知能力的內在作用機制和異質性影響。

通過實證分析我們發(fā)現(xiàn)，在處理內生性問題以及控制戶主和家庭等相關影響因素的情況下，戶主認知能力能夠顯著提高家庭金融資產總額、參與風險資產市場的概率，其影響程度無論在統(tǒng)計意義還是經濟意義上均非常顯著。與美國中老年家庭情況(Christelis等，2010)略有不同，我們還發(fā)現(xiàn)，戶主認知能力對家庭風險資產占金融資產的比重有邊際顯著的正向影響。另外，戶主認知能力對不同類型家庭的影響是有差異的，其對風險資產投資參與和占比的促進作用主要集中在較高收入、較高受教育水平和健康狀況較好的戶主家庭。在作用機制方面，我們發(fā)現(xiàn)認知能力的信息成本影響渠道比較明顯。不同于現(xiàn)有文獻未考慮內生性的回歸結果，我們的工具變量回歸結果還表明，認知能力在一定程度上存在風險感知影響渠道。

因此，我們得出這樣的結論:認知能力的衰退會對我國城鎮(zhèn)中老年家庭金融決策尤其是風險資產投資參與產生顯著的消極影響。本文的實證分析有助于評估人口老齡化趨勢對我國金融市場發(fā)展的影響，為政府和金融機構積極應對人口老齡化提供可靠的參考依據(jù)。首先，我們需要重視中老年人的認知衰退問題，通過政策干預鼓勵中老年人積極參與社會經濟活動，預防和延緩中老年人的認知衰退(WHO，2002)。其次，金融機構應該積極組織或參與金融知識普及活動，幫助中老年人群提高對金融產品和服務的認知能力。另外，金融機構還應該改進和創(chuàng)新老年金融服務，針對中老年家庭不僅需要開發(fā)低風險穩(wěn)健升值的理財產品，而且還需要以簡單易懂的方式說明其運作過程和風險收益，在促進中老年家庭積極參與投資理財?shù)耐瑫r，加強老年金融消費者的權益保護。