認(rèn)知能力、財(cái)富積累和家庭金融市場參與行為
——基于中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS2016）數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

王李巖

（廣東外語外貿(mào)大學(xué)， 廣東 廣州 5114000）

1 引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速發(fā)展，國民生產(chǎn)總值不斷提高，作為微觀經(jīng)濟(jì)的主體——家庭的收入、儲蓄、負(fù)債等不同類型的資產(chǎn)均大幅增加。隨著經(jīng)濟(jì)環(huán)境的不斷升溫，越來越多的家庭開始接觸金融市場，中國家庭的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)因此發(fā)生改變。

在市場經(jīng)濟(jì)條件下，一個(gè)家庭的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)不僅反映當(dāng)前的市場效率，還直接反映家庭整體財(cái)富水平及對金融產(chǎn)品的認(rèn)知與理解。根據(jù)現(xiàn)有理論，影響家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的因素包括人力資本因素、家庭因素以及家庭所在地的金融市場發(fā)展情況等等。其中人力資本因素包括家庭成員年齡、性別等基本情況；家庭因素則包括家庭現(xiàn)有財(cái)富水平、家庭成員對風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度、社會互動情況等。研究行為個(gè)體認(rèn)知能力的差異于家庭而言有助于加深家庭對理性決策的理解，從而提高資產(chǎn)組合的有效性；于金融市場而言，有助于開發(fā)出更有針對性的金融創(chuàng)新產(chǎn)品，促進(jìn)我國的金融市場的發(fā)展更加完善。

本文采用CFPS2016 的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，分析認(rèn)知能力對家庭財(cái)富積累和參與金融市場的行為以及家庭金融資產(chǎn)比重的影響。結(jié)果顯示，認(rèn)知能力的提高能顯著提升家庭的財(cái)富水平，并增加家庭參與金融活動的意愿。此外，由于認(rèn)知能力是一個(gè)嚴(yán)重受到年齡影響的因素，因此進(jìn)一步將樣本總體以40 歲為分界線分為兩組子樣本分別進(jìn)行回歸。另一方面，中國城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡，認(rèn)知能力可能會使不同地區(qū)居民對金融市場的認(rèn)知理解產(chǎn)生不同的影響，因此本文將全部樣本又分成農(nóng)村樣本和城市樣本，并對兩個(gè)子樣本分別進(jìn)行回歸。實(shí)證結(jié)果表明，衡量認(rèn)知能力的兩個(gè)維度，也就是字詞識記能力和數(shù)學(xué)能力都能顯著提升家庭財(cái)富水平，并顯著提升家庭參與金融市場的意愿。

2 文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)外眾多學(xué)者經(jīng)過研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)體的認(rèn)知能力對于個(gè)體參與經(jīng)濟(jì)活動一直存在著不容忽視的影響。Christelis（2010）[1]在研究中表明，個(gè)體認(rèn)知能力會對家庭是否參與股票市場產(chǎn)生影響，認(rèn)知能力越高的家庭參與股市的概率越高。Mookerjee & Kalipioni（2010）[2]的研究則是從宏觀層面出發(fā)，認(rèn)為一國國民的認(rèn)知能力提高，國民經(jīng)濟(jì)也會相應(yīng)增長，二者是顯著的正向關(guān)系。Agarwal & Mazumder（2011）[3]分析了認(rèn)知能力與個(gè)體在金融活動中出錯(cuò)率的關(guān)系，認(rèn)為較高認(rèn)知能力的人在參與金融市場活動中犯錯(cuò)誤的概率更低。另外，還有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，具有較強(qiáng)認(rèn)知能力的投資者更能高效收集信息，獲得輔助資源的能力更強(qiáng)。個(gè)體受教育年限越長，獲取相關(guān)知識與信息相對越容易，因此持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)概率越大。

孟亦佳（2014）[4]利用CFPS2010 年的數(shù)據(jù)，采用Tobit 模型研究得出，認(rèn)知能力的提高可以促進(jìn)城市家庭參與金融市場的意愿，一家之主認(rèn)知能力較高，這個(gè)家庭所持有的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)中股票資產(chǎn)的比例也會更高。朱濤（2016）[5]等利用CHARLS 數(shù)據(jù)構(gòu)建模型，以中老年人為研究對象探討認(rèn)知能力與家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的關(guān)系，得出結(jié)論：由于問卷中設(shè)置的計(jì)算問題比較簡單，因此以此衡量的基礎(chǔ)計(jì)算能力對家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的影響并不顯著，但記憶力提高則能顯著提升資產(chǎn)中風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比例。羅靳雯等（2016）[6]實(shí)證檢驗(yàn)了教育水平與家庭金融市場參與概率、金融資產(chǎn)配置效率、投資收益率之間的正向關(guān)系，認(rèn)為教育水平的提高有利于家庭在金融市場中規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)。周洋（2017）[7]基于2014 年CFPS 的數(shù)據(jù)得出結(jié)論，認(rèn)知能力的提升能顯著提高創(chuàng)業(yè)的意愿并增加創(chuàng)業(yè)收入。黃國英（2017）[8]等利用2010 和2012的CFPS 數(shù)據(jù)分析認(rèn)知能力與勞動力收入的關(guān)系，認(rèn)為以字詞、數(shù)學(xué)、記憶和數(shù)字推理衡量的認(rèn)知能力對勞動力的收入有顯著地正向作用。崔穎等（2019）[9]研究戶主認(rèn)知能力對城鎮(zhèn)中老年家庭金融資產(chǎn)配置的影響以及影響機(jī)制，發(fā)現(xiàn)認(rèn)知能力對家庭參與金融市場以及風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比是正向的，認(rèn)知能力提高降低了參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場的信息成本，并且在一定程度上改變風(fēng)險(xiǎn)感知從而影響家庭金融資產(chǎn)的配置。

3 變量選擇與模型設(shè)定

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文采用中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查2016 年(簡稱CFPS2016)的數(shù)據(jù)，引入家庭儲蓄、金融資產(chǎn)、房產(chǎn)情況、是否城市家庭、年齡、性別、婚姻情況、身體健康狀況、教育水平等變量，以及家庭戶主的字詞識記能力和數(shù)學(xué)能力?？紤]到缺失值和極端異常值的影響，對本文主要連續(xù)變量進(jìn)行1%的winsorize 處理，得到調(diào)查樣本共計(jì)11154 個(gè)觀測值。

3.2 變量選取及說明

（1）因變量

家庭財(cái)富積累：選取家庭總資產(chǎn)進(jìn)行衡量。是否參與金融市場：設(shè)置虛擬變量，持有金融資產(chǎn)大于0 取1，反之為0；風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的份額即為家庭所持有的金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例。

（2）自變量

字詞識記能力和數(shù)學(xué)能力。問卷中這部分的題目設(shè)置由易到難，因此以受訪者正確回答的最后一道題題號作為受訪者的得分，并將其標(biāo)準(zhǔn)化。

（3）控制變量

本文參考吳雨（2016）[10]，秦海林等（2018）[11]，設(shè)置主要控制變量如下。1）人口特征變量：性別、年齡、戶口、婚姻情況和受教育年限。其中男性取1，女性取0；已婚取1，離異家庭取0；城市家庭取1，農(nóng)村家庭取0。2）健康狀況：變量根據(jù)家庭戶主對自己身體健康情況的主觀判斷來構(gòu)造，問卷中將這一問題的回答選項(xiàng)設(shè)置為4個(gè)檔次，非常健康、很健康、比較健康和不健康。將不健康賦值為0，比較健康及以上賦值為1。3）家庭的其他特征變量：家庭的互聯(lián)網(wǎng)使用情況。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表1 給出了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)。從表1 可以看出，調(diào)查樣本中手中持有金融資產(chǎn)的家庭比例僅僅為6%，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占家庭資產(chǎn)的比重低至1%，表明中國家庭的金融市場參與率較低；總資產(chǎn)中金融資產(chǎn)的占比低，這說明盡管我國金融市場不斷努力完善，居民對金融市場以及金融產(chǎn)品的了解仍然非常有限，家庭參與金融市場的積極性有待提高，即使參與金融活動的家庭，也會因?yàn)楦鞣N顧慮持有極少部分風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。從表中還能看出，受訪者整體年齡平均值為50 歲，說明戶主中還是中老年人居多，而年齡對認(rèn)知能力的影響非常大，所以本文預(yù)測表中所反映出的認(rèn)知能力受到年齡的影響。

3.3 模型設(shè)定

1.最小二乘回歸

本文參考尹志超等（2014）[12]采用最小二乘回歸模型分析認(rèn)知能力對家庭財(cái)富積累的影響，模型設(shè)定如下：

其中，wealth 為家庭凈資產(chǎn)，X1、X2分別為解釋變量，X 為控制變量，εt為殘差項(xiàng)。

2.logit 模型

本文參考Edwards（2008）[13]采用logit 模型分析認(rèn)知能力對家庭金融市場參與的影響，模型設(shè)定如下：

其中，Y=1 表示家庭參與金融市場，Y=0 表示沒有參與。X1衡量受訪者字詞識記能力，X2衡量數(shù)學(xué)能力。

4 回歸結(jié)果

4.1 認(rèn)知能力、財(cái)富積累與金融市場參與：全樣本回歸

基于上述變量定義和模型設(shè)置，本文首先分析認(rèn)知能力是否對家庭參與金融市場的產(chǎn)生了顯著影響。如表2 所示，其中第1 列是采用logit 模型回歸的結(jié)果。

根據(jù)第1 列的結(jié)果，認(rèn)知能力提高對家庭參與金融市場行為有顯著的正向影響。根據(jù)第2 列的結(jié)果，字詞識記能力對金融資產(chǎn)占比的影響并不顯著，戶主數(shù)學(xué)能力越強(qiáng)的家庭，金融資產(chǎn)比例相對較高。在考慮認(rèn)知能力的情況下，年齡對家庭持有金融資產(chǎn)的比重有明顯的負(fù)向影響，可能是隨著年齡的增長，人的認(rèn)知能力下降，越來越不能承受金融市場的起伏波動，因此所持有的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)減少。根據(jù)第3 列的結(jié)果，認(rèn)知能力的提高對一個(gè)家庭的財(cái)富積累有顯著的正向影響?？傮w來看，人力資本因素，包括認(rèn)知能力、受教育年限、健康水平都會對家庭的財(cái)富積累以及家庭參與金融市場行為有顯著的正向影響。

家庭資產(chǎn)分配是一項(xiàng)復(fù)雜的腦力活動，較高的認(rèn)知能力意味著個(gè)體具有較強(qiáng)的信息處理能力，在面對金融市場復(fù)雜繁多的信息時(shí)，能準(zhǔn)確分辨出自己所需要的信息以及信息背后的含義，才能提高手中持有的資產(chǎn)組合的有效性。對于信息密度高的股票和基金等風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)而言則更是如此，所以，認(rèn)知能力的提升將極大地促進(jìn)個(gè)體和家庭參與到金融市場中的積極性。

表2 全樣本回歸

4.2 認(rèn)知能力、財(cái)富積累與金融市場參與：年齡子樣本分析

認(rèn)知能力是一個(gè)受年齡影響極大的因素，中老年人無論是從身體狀況方面還是手中持有的資產(chǎn)來考慮，他們愿意承擔(dān)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的意愿會隨著年齡的增大而逐漸減少，一般而言，隨著年齡的增長，人們會越來越趨于風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避。因此表2的結(jié)果可能僅僅只是由樣本中的中老年個(gè)體所驅(qū)動。下面本文以年齡作為標(biāo)準(zhǔn)將樣本總體分為兩組子樣本分別進(jìn)行回歸。

表3 反應(yīng)了在不同年齡的子樣本中，認(rèn)知能力對家庭財(cái)富積累、金融市場參與行為以及金融資產(chǎn)占比的影響。表3 的1、2、3 列顯示小于等于40 歲的樣本結(jié)果，4、5、6 列顯示大于40 歲的樣本結(jié)果。可以看出，不管是何種年齡段的人群，字詞識記能力和數(shù)學(xué)能力以及受教育程度都是與家庭財(cái)富積累和參與金融市場顯著正相關(guān)的。而年齡及年齡的平方對資產(chǎn)比例的影響由顯著變?yōu)椴伙@著，說明在總樣本中年齡對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比的影響很大程度上是由認(rèn)知能力的變化引起的。但年齡及年齡的平方對家庭財(cái)富積累的影響也發(fā)生了變化，因?yàn)閷δ贻p人而言，資產(chǎn)是隨著年齡的增長不斷積累的，但超過一定年齡，沒有收入來源或?yàn)樽优I劃等原因，資產(chǎn)逐漸減少，因此在子樣本中對于40 及40 以下的樣本群體顯著為正，對40 以上的顯著為負(fù)。這也說明在總樣本中，顯著為負(fù)是受到了中老年樣本的影響。

4.3 認(rèn)知能力、財(cái)富積累與金融市場參與：城鄉(xiāng)子樣本分析

經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡一直是我國一個(gè)亟待解決的經(jīng)濟(jì)問題，城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)導(dǎo)致我國城鄉(xiāng)之間經(jīng)濟(jì)環(huán)境差異較大，在這種情況下，地區(qū)之間金融發(fā)展水平必然也是不一致的，居民在決定是否參與金融市場的選擇上也會受到外在環(huán)境的影響。因此下面本文將樣本總體以再度分為城市、農(nóng)村兩組子樣本分別進(jìn)行研究分析。

表4 報(bào)告了認(rèn)知能力對城鄉(xiāng)家庭財(cái)富積累、參與金融市場行為以及家庭中金融資產(chǎn)占比的影響。其中，第1、2、3列表示農(nóng)村樣本的實(shí)證結(jié)果，4、5、6 列則表示了城鎮(zhèn)居民樣本的實(shí)證結(jié)果。從1、4 列結(jié)果可以看出，家庭戶主認(rèn)知能力提高會顯著提升家庭參與金融市場的意愿，而數(shù)學(xué)能力對城市居民的影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于農(nóng)村居民，這可能是因?yàn)槌擎?zhèn)居民接收到來自金融市場信息較多，相較于農(nóng)村家庭，城市居民整體對金融市場了解水平較高，因此對數(shù)字較敏感的家庭都愿意加入金融市場。字詞識記能力對于農(nóng)村風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比的影響不顯著，可能是因?yàn)檗r(nóng)村家庭思想還比較保守，對于金融市場的高風(fēng)險(xiǎn)比較排斥，因此即使認(rèn)知能力提高，也不愿意將資產(chǎn)放入市場中，數(shù)學(xué)能力的系數(shù)為負(fù)也可以證明這一點(diǎn)。3、6 列顯示，戶主認(rèn)知能力較高的家庭，家庭財(cái)富水平也會相應(yīng)較高，認(rèn)知能力的提高可以使個(gè)體在搜集信息甄別信息的能力得到增強(qiáng)，同時(shí)可以提高個(gè)體的社會交往能力進(jìn)而獲取更豐富的知識，以此提升對各項(xiàng)活動的認(rèn)識和理解進(jìn)而增加收入。而性別在前面的回歸中均不顯著，在這里對農(nóng)村樣本的影響都顯著，對此可能的解釋是，在中國農(nóng)村比較封建守舊，男女性別差異也導(dǎo)致了知識面的不一致，男性比女性對于家庭資產(chǎn)的認(rèn)識和理解更深刻，因此男性作為戶主更有利于家庭資產(chǎn)的增加，而在城鎮(zhèn)，男女接受的教育是一致的，性別對家庭財(cái)富不會產(chǎn)生顯著影響。

表3 年齡子樣本分析

5 結(jié)論與建議

本文通過分析2016 年中國家庭追蹤調(diào)查的數(shù)據(jù)，探討了認(rèn)知能力對家庭財(cái)富積累、金融市場參與行為以及金融資產(chǎn)份額的影響。結(jié)果顯示，個(gè)體認(rèn)知能力確實(shí)會對家庭參與金融市場的決定有促進(jìn)作用，并且認(rèn)知能力提高家庭的財(cái)富水平也會顯著提高。根據(jù)年齡子樣本的研究發(fā)現(xiàn)，隨著年齡的增長，人們心理也越來越難以承受金融市場的風(fēng)險(xiǎn)，因此不愿意加入金融市場承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)；根據(jù)地區(qū)子樣本的研究，認(rèn)知能力的提高對家庭財(cái)富積累和參與金融市場有顯著的積極影響。

本文的研究具有重要的政策啟示意義。對于每戶家庭而言，認(rèn)知能力的提高能提升家庭財(cái)富積累，因此，唯有主動加強(qiáng)認(rèn)知能力方面的訓(xùn)練，才能增強(qiáng)搜集信息辨別信息的能力，進(jìn)而準(zhǔn)確獲取更多的機(jī)會積累財(cái)富。對于金融市場而言，金融市場公布的信息應(yīng)該盡量通俗易懂，降低人們接受信息的成本，減少信息不對稱的作用，使人們走進(jìn)金融市場變得簡單；更要加強(qiáng)金融產(chǎn)品的創(chuàng)新，豐富產(chǎn)品可選擇性并加強(qiáng)針對性，降低信息成本就能有效促進(jìn)居民走進(jìn)金融市場、參與金融活動。對于政府而言，繼續(xù)加強(qiáng)金融普及教育，同時(shí)認(rèn)識到認(rèn)知能力不足也可能導(dǎo)致家庭參與金融市場不足。為此，政府應(yīng)加強(qiáng)對居民的人力資本投資，著力于提升全民的人力資本價(jià)值。

表4 城鄉(xiāng)子樣本分析