認(rèn)知能力與中老年家庭金融資產(chǎn)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(cái)觀念逐漸轉(zhuǎn)變，家庭對(duì)不同類型金融產(chǎn)品的需求日益增加。這一現(xiàn)狀不僅促進(jìn)了金融市場的發(fā)展，也吸引了學(xué)界和政策制定者對(duì)家庭金融決策行為的關(guān)注。據(jù)調(diào)查，2013年我國城鎮(zhèn)家庭金融資產(chǎn)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(shí)，數(shù)值已按照歷年消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)調(diào)整。。然而，我國家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)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(yuǎn)低于2002年美國家庭30.1%的股票市場參與率②相關(guān)數(shù)據(jù)見《中國家庭金融調(diào)查報(bào)告(2014)》、《中國經(jīng)濟(jì)時(shí)報(bào)》(2005年4月25日)的《中國居民財(cái)產(chǎn)分布研究》、《新財(cái)富》(2003年第8期)的《讓證券市場孕育中產(chǎn)階級(jí)》。。根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)的資產(chǎn)組合選擇理論(Samuelson，1969；Merton，1971)，追求利潤最大化或風(fēng)險(xiǎn)最小化的個(gè)體應(yīng)該盡可能分散化投資于不同的投資項(xiàng)目，這一現(xiàn)實(shí)與理論假設(shè)相背離的現(xiàn)象就是家庭金融研究領(lǐng)域受到廣泛關(guān)注的“有限參與之謎”。

家庭金融資產(chǎn)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(guān)系到宏觀層面上的社會(huì)財(cái)富分配(Guvenen，2006)、金融市場發(fā)展和股權(quán)溢價(jià)之謎等(Mankiw和Zeldes，1991；Attanasio等，1998)，而且在微觀層面還會(huì)影響到個(gè)體在生命周期中的平滑消費(fèi)選擇(Cocco等，2005)、養(yǎng)老規(guī)劃和遺產(chǎn)動(dòng)機(jī)(Bernheim和Garrett，2003)等。

雖然國內(nèi)外已有相當(dāng)數(shù)量的文獻(xiàn)關(guān)注家庭金融資產(chǎn)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(xiàn)認(rèn)為，家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場的有限參與是因?yàn)槭芟抻诮灰壮杀竞托畔⒄系K(Haliassos和Bertaut，1995；Vissing-Jorgensen，2004)。參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場的投資者往往需要具備一定的金融知識(shí)和信息，比如，如何進(jìn)行開戶和交易、風(fēng)險(xiǎn)收益分析、比較篩選不同種類股票等，因此，信息障礙應(yīng)該是影響家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場的重要因素。已有研究表明，社會(huì)互動(dòng)和互聯(lián)網(wǎng)作為重要的信息來源對(duì)我國家庭參與股票市場有顯著的促進(jìn)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(gè)體在信息收集和處理方面的認(rèn)知能力差異。在這個(gè)互聯(lián)網(wǎng)飛速發(fā)展的時(shí)代，搜集和獲取信息變得更加便利，但同時(shí)，人們每天都會(huì)接收到來自互聯(lián)網(wǎng)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(gè)人對(duì)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(jī)構(gòu)發(fā)展還很不完善，投資主體仍然是中小個(gè)人投資者，專門針對(duì)家庭投資理財(cái)?shù)淖稍儥C(jī)構(gòu)也非常匱乏，所以，個(gè)人認(rèn)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(diào)查(CHARLS)2011—2013年數(shù)據(jù)，研究戶主認(rèn)知能力對(duì)中老年家庭金融資產(chǎn)配置的影響及內(nèi)在影響機(jī)制。這一研究具有較為重要的理論意義和現(xiàn)實(shí)意義。首先，國際上關(guān)于認(rèn)知能力對(duì)家庭金融決策影響的學(xué)術(shù)研究均未充分考慮個(gè)體認(rèn)知能力的內(nèi)生性問題。我們?cè)噲D在這方面對(duì)國內(nèi)外文獻(xiàn)進(jìn)行補(bǔ)充，運(yùn)用工具變量法處理認(rèn)知能力的內(nèi)生性問題，估計(jì)其對(duì)家庭金融資產(chǎn)總額、風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與以及配置比例的因果影響。我們通過實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，認(rèn)知能力主要通過減少信息障礙這個(gè)渠道來影響家庭金融決策，但同時(shí)也不排除改變風(fēng)險(xiǎn)感知這一影響渠道的可能性。其次，本文所用的CHARLS調(diào)查是中國第一個(gè)具有全國代表性的關(guān)于45歲及以上中老年家庭的高質(zhì)量微觀調(diào)查。本文關(guān)于我國中老年家庭研究的現(xiàn)實(shí)意義在于，在老齡化問題日趨嚴(yán)重的當(dāng)今社會(huì)，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(jīng)積累)較多的家庭財(cái)富(Ayyagari和He，2016)，同時(shí)他們又處于認(rèn)知能力逐漸衰減的階段，研究他們?nèi)绾卧陲L(fēng)險(xiǎn)和無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)之間配置家庭財(cái)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(duì)資本市場的影響，為政府制定相關(guān)政策促進(jìn)社會(huì)資源的合理有效分配提供決策參考。

二、文獻(xiàn)綜述

認(rèn)知能力對(duì)家庭金融決策至關(guān)重要，相關(guān)的學(xué)術(shù)研究在近幾年逐漸興起。所謂認(rèn)知能力，即人們接收、加工、儲(chǔ)存和應(yīng)用信息的能力，包括流體智力(fluid intelligence)和晶體智力(crystallised intelligence)兩個(gè)類型。流體智力屬于個(gè)體的基本思考能力，包括記憶、學(xué)習(xí)、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(gè)體在教育和實(shí)踐中習(xí)得的知識(shí)和技能，在人的一生中不斷積累發(fā)展，但發(fā)展速度會(huì)隨年齡增長而減緩，在50歲左右達(dá)到平穩(wěn)狀態(tài)(McArdle等，2002)。因此，認(rèn)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(guān)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(rèn)知能力起初是一個(gè)心理學(xué)的概念，但后來逐漸引起了經(jīng)濟(jì)學(xué)家的廣泛關(guān)注。在宏觀層面，研究者們發(fā)現(xiàn)，國民的整體認(rèn)知能力會(huì)顯著影響一個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度(Hanushek和Woessmann，2008)和勞動(dòng)力市場的平均工資水平(Heineck和Anger，2010；Lindqvist和Vestman，2011)。在微觀層面，個(gè)體認(rèn)知能力是個(gè)體和家庭婚配及儲(chǔ)蓄等決策的重要影響因素(Hani和McKinnish，2014；McArdle等，2009)。

那么，認(rèn)知能力如何影響家庭金融決策呢？從理論上說，個(gè)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(gè)體對(duì)金融知識(shí)的獲得也屬于晶體智力的一種體現(xiàn)，個(gè)體可以通過流體智力和晶體智力兩方面的綜合認(rèn)知能力掌握高質(zhì)高效的金融知識(shí)，在金融投資決策活動(dòng)中降低投資風(fēng)險(xiǎn)和成本，提高投資收益(Delavande等，2008)。

近期一些實(shí)證研究也驗(yàn)證了認(rèn)知能力對(duì)家庭金融資產(chǎn)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(diào)查數(shù)據(jù)，用個(gè)體20歲左右時(shí)的IQ測試分值作為成年人認(rèn)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(guān)，其影響甚至超過收入對(duì)股票投資參與的正向影響。同時(shí)，Agarwal和Mazumder(2013)利用美國軍隊(duì)人員數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，具有較強(qiáng)認(rèn)知能力的個(gè)體犯金融決策錯(cuò)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(xué)者的關(guān)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(rèn)知能力(尤其是計(jì)算能力)對(duì)家庭財(cái)產(chǎn)總額、金融財(cái)產(chǎn)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(cái)產(chǎn)以及金融財(cái)產(chǎn)總額顯著正相關(guān)。Binswanger和Salm(2017)同樣使用HRS數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)認(rèn)知水平高的中老年人更易使用概率計(jì)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(rèn)知能力衰退會(huì)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(gè)體認(rèn)知能力的內(nèi)生性問題①Grinblatt 等(2011)僅在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分用添加控制方程的方法討論了內(nèi)生性問題。。

國內(nèi)關(guān)于這方面的相關(guān)學(xué)術(shù)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(shí)的工具變量，通過分析發(fā)現(xiàn)，金融知識(shí)的增加會(huì)提高家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的概率。孟亦佳(2014)基于中國家庭追蹤調(diào)查2010年基線調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)認(rèn)知能力對(duì)城鎮(zhèn)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)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(yùn)用CHARLS 2011年調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，認(rèn)知能力的差異是影響中老年家庭持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的重要因素。這三項(xiàng)研究為國內(nèi)家庭金融資產(chǎn)配置的相關(guān)實(shí)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(guān)文獻(xiàn)類似，關(guān)于認(rèn)知能力的兩篇文章都未考慮內(nèi)生性問題以及由此帶來的估計(jì)偏差，而且缺乏深入探究認(rèn)知能力如何影響家庭資產(chǎn)配置的內(nèi)在作用機(jī)制。本文試圖在這方面對(duì)國內(nèi)外文獻(xiàn)進(jìn)行補(bǔ)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(diào)查(China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS)2011—2013年全國追蹤調(diào)查的數(shù)據(jù)。這一調(diào)查選取中國45歲以上人群及其配偶作為調(diào)查對(duì)象，以分析我國人口老齡化問題、推動(dòng)老齡化問題的跨學(xué)科研究作為調(diào)查目的，由北京大學(xué)中國社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心組織實(shí)施。調(diào)查內(nèi)容包括家庭基本信息、健康狀況和功能、醫(yī)療保健與保險(xiǎn)、工作、退休、養(yǎng)老金，收入、支出、資產(chǎn)，以及社區(qū)基本情況等。

家庭是資產(chǎn)配置的決策主體，理想狀況下，家庭財(cái)務(wù)掌管者的認(rèn)知能力及其個(gè)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(duì)于只有一個(gè)受訪者的家庭，這個(gè)受訪者定義為戶主；對(duì)于有兩個(gè)受訪者(本人及配偶)的家庭，男性定義為戶主。的相關(guān)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(nóng)村家庭受到金融可得性的限制而對(duì)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(guān)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(gè)家庭。下面分別就本文所涉及的被解釋變量、關(guān)鍵解釋變量和控制變量進(jìn)行說明。

1.被解釋變量

由于CHARLS數(shù)據(jù)中關(guān)于家庭生產(chǎn)性資產(chǎn)的數(shù)據(jù)不夠完整，難以衡量諸如土地等資產(chǎn)的市場價(jià)值，我們主要關(guān)注家庭金融資產(chǎn)，包括家庭金融資產(chǎn)總額、風(fēng)險(xiǎn)市場參與和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比三個(gè)被解釋變量。家庭金融資產(chǎn)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(dāng)前價(jià)值、基金當(dāng)前價(jià)值和家庭借出款金額。表1的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，家戶金融資產(chǎn)總額的樣本均值為25.14萬元②西南財(cái)經(jīng)大學(xué)的中國家庭金融調(diào)查2013年數(shù)據(jù)顯示，中國城鎮(zhèn)家庭金融資產(chǎn)均值為11.1萬元，遠(yuǎn)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(chǎn)。。

關(guān)于風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的界定，國際文獻(xiàn)(Fan和Zhao，2009；Rosen和Wu，2004)通常只包括股票和互惠基金，國內(nèi)文獻(xiàn)如雷曉燕和周月剛(2010)等一般采用更廣義的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)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(jī)構(gòu)、私人間的借貸方式一般具有高風(fēng)險(xiǎn)、高利息的特點(diǎn)，應(yīng)當(dāng)納入風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)之列。因此，本文主要采用包含借出款的廣義風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)定義，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分報(bào)告了不包括借出款的狹義風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)估計(jì)結(jié)果。

風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與是指家庭是否投資了至少一種風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)；風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比表示風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)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(chǎn)總額的比重。從表1可以看出，家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)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(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場參與率7.8%高于他們的3%，這一結(jié)果符合家庭對(duì)理財(cái)行為愈加重視、對(duì)正規(guī)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資參與逐年增加的事實(shí)，另一方面也是因?yàn)槲覀兊臉颖靖呷珖硇寓倮讜匝嗪椭茉聞?2010)使用的是CHARLS 2008年浙江和甘肅兩個(gè)省的預(yù)調(diào)查數(shù)據(jù)。。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

2.認(rèn)知能力

關(guān)于中老年認(rèn)知能力的衡量，國際上的住戶調(diào)查數(shù)據(jù)已經(jīng)有了一系列科學(xué)的方法。國內(nèi)CHARLS調(diào)查提供了和美國HRS調(diào)查較為類似的認(rèn)知衡量方法和高質(zhì)量數(shù)據(jù)。本文參考Lei等(2012)構(gòu)建了兩個(gè)方面的認(rèn)知衡量。第一個(gè)是記憶能力(episodic memory)，包括瞬時(shí)記憶(immediate word recall)和延遲記憶(delayed word recall)，取值范圍為0～10分。第二個(gè)是精神狀況(intact mental status)，包括時(shí)間觀念、計(jì)算能力和識(shí)圖畫圖三個(gè)部分，總計(jì)11分。以上兩個(gè)維度的認(rèn)知測量得分加總，即可得到總的認(rèn)知能力(0～21分)。圖1是認(rèn)知能力和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)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(rèn)知能力的變化雖略有起伏波動(dòng)，但總體上呈現(xiàn)下降趨勢；風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與率也是相一致的變化趨勢。

圖1 認(rèn)知能力和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)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(rèn)知能力的內(nèi)生性問題，我們構(gòu)建了兩個(gè)二值工具變量，一個(gè)是戶主配偶的父母的受教育程度，另一個(gè)是家庭所在社區(qū)是否有公共活動(dòng)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(xué)畢業(yè)；后者取值為1表示戶主所在社區(qū)有棋牌活動(dòng)室、書畫協(xié)會(huì)、老年活動(dòng)中心、老年協(xié)會(huì)、乒乓球室、舞蹈隊(duì)以及其他鍛煉隊(duì)等公共活動(dòng)場所和組織。在下文的模型設(shè)定部分，我們?cè)敿?xì)討論了工具變量的選取理由。

我們?cè)诨貧w方程中控制了戶主的社會(huì)互動(dòng)情況。根據(jù)問卷信息，我們選取了四項(xiàng)基本的社會(huì)交往活動(dòng)，分別構(gòu)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(jīng)常參加或完全不參加記為0。我們用這四個(gè)虛擬變量的加總值作為戶主社會(huì)互動(dòng)參與度的總體衡量指標(biāo)。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(cái)富水平。與家庭收入相比，消費(fèi)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(bào)告誤差相對(duì)較小，家庭收入和支出之間具有很強(qiáng)的相關(guān)性(雷曉燕和周月剛，2010)。和戶主的人口學(xué)特征變量。戶主人口學(xué)特征變量包括年齡、年齡平方項(xiàng)、自評(píng)健康狀況、是否已經(jīng)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(nèi)是否有銀行這一變量。

（二）模型設(shè)定

在本文的三個(gè)被解釋變量中，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與是二值變量，金融資產(chǎn)總額和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)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(jì)戶主認(rèn)知能力對(duì)這三個(gè)被解釋變量的影響。我們用Cogit表示戶主總體認(rèn)知能力，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場參與的Probit模型可以表示為:

其中，Xit表示其他相關(guān)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(xiàng)、婚姻狀況、社會(huì)交往程度、家庭規(guī)模、家庭年總支出、家庭所在地1公里內(nèi)是否有銀行、時(shí)間固定效應(yīng)和省份固定效應(yīng)。是控制戶主認(rèn)知能力和其他相關(guān)解釋變量之后家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)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(chǎn)總額和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比時(shí)，我們采用Tobit模型:

其中，Yit是受限因變量，表示家庭金融資產(chǎn)總額或風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重，若為0則表示比重為零，即不持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。εit為擾動(dòng)項(xiàng)，服從正態(tài)分布。

從計(jì)量方法上識(shí)別認(rèn)知能力對(duì)家庭金融投資的因果影響的難點(diǎn)有兩個(gè)。第一個(gè)難點(diǎn)是，認(rèn)知能力會(huì)隨年齡而自然衰退，但年齡增長也會(huì)對(duì)家庭金融行為產(chǎn)生直接的影響，我們需要區(qū)別年齡增長和認(rèn)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(xiàng)來控制(Christelis等，2010)。第二個(gè)難點(diǎn)是，由于個(gè)體認(rèn)知能力的發(fā)展變化是基于先天條件、后天教育、經(jīng)歷和社會(huì)環(huán)境等多方面因素，屬于個(gè)人一種綜合能力的衡量，且認(rèn)知衰退過程也會(huì)受到個(gè)體的基因和生活習(xí)慣等因素的影響(Bonsang等，2012)，因此，在模型(1)和模型(2)中，戶主認(rèn)知能力可能存在內(nèi)生性問題，即。例如，個(gè)體不可觀測的基因因素可能同時(shí)影響其老年認(rèn)知能力和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資決策，中老年家庭當(dāng)期的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資可能對(duì)戶主認(rèn)知能力存在反向影響。為了解決這一內(nèi)生性問題，本文采用工具變量法估計(jì)，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(dòng)項(xiàng)。依據(jù)工具變量需與戶主認(rèn)知能力相關(guān)、又不直接影響家庭金融資產(chǎn)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(dòng)場所兩個(gè)工具變量。

關(guān)于第一個(gè)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(gè)體金融知識(shí)的工具變量，并且認(rèn)為一個(gè)人最先接觸和學(xué)習(xí)知識(shí)的地方是家庭，父母受教育程度會(huì)直接影響受訪者在兒童時(shí)期認(rèn)知能力的形成及其長期發(fā)展，但是與受訪者成年時(shí)期的投資行為沒有直接聯(lián)系。我們認(rèn)為這個(gè)工具變量的外生性存在一個(gè)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(jī)擾動(dòng)項(xiàng)直接相關(guān)。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(rèn)知能力的工具變量。一方面，配偶父母的受教育程度會(huì)直接影響到配偶的認(rèn)知能力，而根據(jù)婚姻匹配理論，配偶的認(rèn)知能力與戶主的認(rèn)知能力密切相關(guān)(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(huì)直接影響戶主的金融決策。

國際文獻(xiàn)研究表明，通常情況下中老年人的認(rèn)知能力會(huì)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(gè)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(shè)施和資源對(duì)老年人的認(rèn)知能力有重要的作用，其可以是向老年人傳播知識(shí)和技能的場所，直接改善老年人的認(rèn)知能力，也可以是老年人的社交場所，通過促進(jìn)老年人的社會(huì)活動(dòng)從而間接改善認(rèn)知能力。同時(shí)，在控制戶主社會(huì)互動(dòng)變量的情況下，社區(qū)是否有活動(dòng)場所不會(huì)直接影響戶主的金融決策。

根據(jù)三個(gè)因變量的離散特性，我們采用IV-Probit和IV-Tobit估計(jì)方法來對(duì)模型(1)～模型(3)進(jìn)行回歸分析，檢驗(yàn)內(nèi)生性的存在，獲得認(rèn)知能力對(duì)家庭金融資產(chǎn)選擇影響的無偏估計(jì)量。考慮到基于混合截面數(shù)據(jù)的模型估計(jì)中可能存在隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)自相關(guān)問題，我們將標(biāo)準(zhǔn)誤群聚到家庭層面，報(bào)告的是聚類異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

四、估計(jì)結(jié)果

（一）基本結(jié)果

根據(jù)前文所述的變量定義和模型設(shè)定，我們首先分析戶主總體認(rèn)知能力對(duì)家庭金融資產(chǎn)總額、風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有和占比是否有影響。為了使結(jié)果更為直觀，表2報(bào)告的是Probit和Tobit模型估計(jì)系數(shù)經(jīng)過計(jì)算得到的邊際效應(yīng)。

在表2的第(1)、(3)和(5)列中，Tobit和Probit回歸結(jié)果表明，認(rèn)知能力對(duì)家庭金融資產(chǎn)總額、風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場參與概率和持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重都有顯著的正向影響。具體來說，如果戶主認(rèn)知能力總分提高一分(約1/3標(biāo)準(zhǔn)差)，家庭金融資產(chǎn)總額會(huì)提高2.5%，參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場的概率會(huì)增加0.7個(gè)百分點(diǎn)，持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重會(huì)提高0.5%。這些結(jié)果與Christelis等(2010)關(guān)于美國中老年家庭的Probit回歸結(jié)果一致。與孟亦佳(2014)關(guān)于我國城鎮(zhèn)家庭成員認(rèn)知能力的影響研究相比，我們的回歸結(jié)果影響程度更高一些。可見，戶主認(rèn)知能力在中老年家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資決策中有更為重要的作用。

表2 認(rèn)知能力對(duì)金融資產(chǎn)總額、風(fēng)險(xiǎn)市場參與和家庭資產(chǎn)選擇的影響

表2的第(2)、(4)和(6)列報(bào)告的是工具變量回歸結(jié)果。從第一階段工具變量的估計(jì)系數(shù)來看，配偶父母的受教育程度與戶主認(rèn)知能力顯著正相關(guān)，顯著程度均在1%；在有公共活動(dòng)場所的社區(qū)，戶主認(rèn)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(yàn)了工具變量的有效性，結(jié)果表明，關(guān)于這兩個(gè)工具變量的聯(lián)合顯著程度的F統(tǒng)計(jì)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(shí)別檢驗(yàn)顯示了工具變量的外生性不能被拒絕。

工具變量回歸結(jié)果表明，戶主認(rèn)知能力對(duì)家庭金融資產(chǎn)總額、風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)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(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與的影響程度而言，認(rèn)知能力提高一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差所產(chǎn)生的影響相當(dāng)于尹志超(2014)文章中金融知識(shí)提高一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差所帶來的影響，這也說明了我們工具變量回歸結(jié)果的可靠性。另外，結(jié)果還表明，雖然認(rèn)知能力對(duì)持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)比重的影響不顯著，但其對(duì)應(yīng)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(jié)果有所不同。他們發(fā)現(xiàn)，美國中老年家庭戶主認(rèn)知能力僅影響家庭是否持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的決策而不影響投資于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)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(jié)果中，家庭年總支出估計(jì)值顯著為正。家庭年總支出水平反映的是家庭財(cái)富水平，越是富有的家庭其金融資產(chǎn)總額越高，持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比重越高，但是其參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)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(píng)健康會(huì)顯著降低家庭金融資產(chǎn)總額，但對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)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(fù)向的健康沖擊往往顯著減少家庭金融資產(chǎn)總額，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資沒有直接影響。但是，在工具變量回歸結(jié)果中，自評(píng)健康對(duì)家庭金融決策結(jié)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(jié)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(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場的決定，但影響家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)在總財(cái)富中的比重。值得一提的是，代表當(dāng)?shù)亟鹑诳傻眯运降淖兞?家庭所在地1公里內(nèi)有銀行)在多數(shù)回歸中系數(shù)顯著為正，說明一個(gè)地區(qū)金融可得性的高低確實(shí)同當(dāng)?shù)鼐用竦娘L(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資行為緊密相關(guān)，與金融可得性相關(guān)研究結(jié)論相符(尹志超等，2015；Cardak和Wilkins，2008)。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了說明上述結(jié)果具備穩(wěn)健性，并不會(huì)因?yàn)橹笜?biāo)定義和變量選取的不同而有所變化，我們進(jìn)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(gè)體的認(rèn)知能力，認(rèn)知能力的不同維度對(duì)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(guān)鍵自變量進(jìn)行回歸分析，檢驗(yàn)主結(jié)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(jié)果顯示，記憶能力和精神狀況均會(huì)顯著影響家庭金融資產(chǎn)總額和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資參與，但是就影響程度而言，精神狀況對(duì)家庭金融資產(chǎn)總額影響的邊際效應(yīng)更大，二者對(duì)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資影響的邊際效應(yīng)較為接近。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

其次，本文主結(jié)果中的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)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(xiàn)一致，我們采用較為狹義的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)定義，僅考慮股票和基金，來考察認(rèn)知能力的促進(jìn)作用是否存在。

表3的第(4)和(5)列結(jié)果表明，戶主總認(rèn)知能力對(duì)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(yīng)還是顯著程度都超過其對(duì)廣義風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的影響。就認(rèn)知能力的兩個(gè)方面而言，記憶能力和精神狀況不僅對(duì)股票基金的投資參與均有顯著影響，對(duì)股票基金的投資比重也有顯著的正向影響。這與第(3)列關(guān)于廣義風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資比重的回歸結(jié)果略有不同，說明戶主認(rèn)知能力對(duì)股票基金這些正式的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的正向作用更為明顯，對(duì)民間借出款這類非正式風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的作用不是很明顯。另外，在對(duì)股票基金投資比重的回歸中，與記憶能力相比，包含計(jì)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(jié)果也基本一致①Christelis等(2010)是關(guān)于美國中老年家庭投資決策的分析，孟亦佳(2014)是關(guān)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(guān)于成年人計(jì)算能力的衡量與我們數(shù)據(jù)中關(guān)于中老年計(jì)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(guān)文獻(xiàn)(Christelis等，2010；Campbell，2006；Rosen和Wu，2004)，認(rèn)知能力可能通過兩個(gè)渠道來影響家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資行為。

第一個(gè)渠道是降低信息成本。家庭金融資產(chǎn)管理尤其是風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資需要掌握一些知識(shí)和信息，例如證券交易成本、資本回報(bào)率等。這些金融信息的收集、處理和理解對(duì)于一般家庭而言都需要花費(fèi)一定形式的信息成本(如時(shí)間或金錢)。認(rèn)知能力較強(qiáng)的人面臨的信息成本較低，因此參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的概率較高。

第二個(gè)渠道是提高風(fēng)險(xiǎn)感知，認(rèn)知能力可能影響到人們對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的感知進(jìn)而影響其承受財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的意愿。認(rèn)知能力較低的投資者往往會(huì)高估其所掌握的信息的精確性和價(jià)值，這種過度自信會(huì)使他們?cè)敢獬惺芨嗟耐顿Y風(fēng)險(xiǎn)，從而更多地參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資。而認(rèn)知能力較高的投資者往往對(duì)風(fēng)險(xiǎn)有更加清晰的認(rèn)識(shí)，對(duì)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的承受更為理性(Bonin等，2007)。

在上述理論分析的基礎(chǔ)上，我們通過分組比較回歸來驗(yàn)證認(rèn)知能力的兩個(gè)作用渠道是否存在。首先，認(rèn)知能力的信息渠道表明，如果認(rèn)知能力是通過降低信息成本從而產(chǎn)生投資需求，那么在對(duì)個(gè)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(rèn)知能力對(duì)風(fēng)險(xiǎn)投資參與的邊際正向影響應(yīng)該更為明顯。為了檢驗(yàn)這一推斷，我們根據(jù)戶主主觀預(yù)期壽命的長短進(jìn)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(yù)期壽命較長，反之為主觀預(yù)測壽命較短。與預(yù)期壽命較短的個(gè)體相比，預(yù)期壽命較長的個(gè)體需要進(jìn)行更為長遠(yuǎn)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(yù)期壽命較長的中老年家庭，認(rèn)知能力對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資參與有顯著的正向影響，同時(shí)，Tobit結(jié)果表明，認(rèn)知能力對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比也有顯著正向作用；而在戶主主觀預(yù)期壽命較短的中老年家庭，認(rèn)知能力對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資參與和占比均沒有顯著影響。

表4 按預(yù)期壽命長短和是否參與社交活動(dòng)的分類回歸結(jié)果

其次，國內(nèi)外一些文獻(xiàn)(Hong等，2004；李濤，2006；劉宏和馬文瀚，2016)研究表明，社會(huì)互動(dòng)是人們獲取投資信息的重要來源，對(duì)股票投資參與具有直接的促進(jìn)作用。認(rèn)知能力的信息作用機(jī)制表明，積極參與社會(huì)互動(dòng)的個(gè)體投資者面對(duì)的信息量更大，較高的認(rèn)知能力能夠提高個(gè)體進(jìn)行社會(huì)性學(xué)習(xí)的效率，因此，社會(huì)互動(dòng)和認(rèn)知能力對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資參與的促進(jìn)作用應(yīng)該是互補(bǔ)的。在表4的第二部分，我們根據(jù)戶主過去一個(gè)月是否參與社交活動(dòng)進(jìn)行分組回歸。結(jié)果表明，在參與社會(huì)互動(dòng)的中老年家庭中，戶主認(rèn)知能力對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資參與和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)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(jié)果；而沒有參與社會(huì)互動(dòng)的中老年家庭戶主認(rèn)知能力沒有顯著影響。這些發(fā)現(xiàn)不僅與認(rèn)知能力的信息機(jī)制理論分析基本一致，而且還說明，社會(huì)互動(dòng)的社會(huì)乘數(shù)效應(yīng)可以放大認(rèn)知能力對(duì)風(fēng)險(xiǎn)投資的促進(jìn)作用。

不同于上文所采用的兩種檢驗(yàn)方法，Christelis等(2010)和饒育蕾等(2014)都通過考察認(rèn)知能力對(duì)股票和債券兩個(gè)市場投資參與的差異性影響來驗(yàn)證信息成本這一影響渠道。他們認(rèn)為，管理投資組合是一項(xiàng)復(fù)雜的工作，信息成本會(huì)隨著不同類型投資的復(fù)雜程度而有所不同。相比風(fēng)險(xiǎn)高、種類多的股票類資產(chǎn)，收益波動(dòng)小的債券類資產(chǎn)往往更容易一些，對(duì)個(gè)人信息處理、金融計(jì)算分析能力的要求也相對(duì)較低。他們的Probit回歸結(jié)果均表明，認(rèn)知能力對(duì)家庭參與股票市場的概率有顯著正向影響，而對(duì)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(rèn)知能力對(duì)股票市場和債券市場投資參與的影響。

表5 認(rèn)知能力對(duì)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(rèn)知能力的內(nèi)生性，第(1)和(3)列的Probit結(jié)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(jié)果顯示，無論采用哪個(gè)認(rèn)知能力衡量指標(biāo)，戶主認(rèn)知能力對(duì)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(rèn)知能力的唯一影響渠道，在一定程度上還包括風(fēng)險(xiǎn)感知影響渠道。具體來說，除了信息成本不同之外，投資風(fēng)險(xiǎn)差異是股票市場和債券市場之間另一個(gè)重要差別。認(rèn)知能力的風(fēng)險(xiǎn)感知機(jī)制表明，認(rèn)知能力較高的個(gè)體會(huì)傾向于分散化投資，在可接受的風(fēng)險(xiǎn)范圍內(nèi)，追求合理的投資收益。因此，個(gè)體認(rèn)知能力對(duì)家庭低風(fēng)險(xiǎn)的債券投資參與同樣有顯著的促進(jìn)作用。

（四）異質(zhì)性影響分析

表6根據(jù)家庭的不同特征進(jìn)行分組回歸分析，考察認(rèn)知能力對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資參與和占比的異質(zhì)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(jié)果顯示，在高收入家庭子樣本中，戶主認(rèn)知能力對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資參與有顯著的正向促進(jìn)作用，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)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(rèn)知能力對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)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(píng)健康狀況分組回歸結(jié)果

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

五、結(jié)論和意義

2016年初，我國60歲以上中老年人口比重已達(dá)到16.1%，65歲以上老年人口比重達(dá)到10.5%①《中華人民共和國2015年國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，國家統(tǒng)計(jì)局。。老齡化進(jìn)程的一個(gè)重要方面就是認(rèn)知功能的衰退。本文利用CHARLS數(shù)據(jù)，試圖從認(rèn)知衰退的角度來解釋我國中老年城鎮(zhèn)家庭“有限參與”風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的現(xiàn)象，探討認(rèn)知能力對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響。認(rèn)知能力會(huì)降低參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場的信息成本，也會(huì)影響家庭對(duì)投資風(fēng)險(xiǎn)的認(rèn)知及承受能力，從而對(duì)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資產(chǎn)生促進(jìn)作用。區(qū)別于現(xiàn)有國內(nèi)外文獻(xiàn)，我們采用工具變量的方法處理了認(rèn)知能力的內(nèi)生性，而且通過對(duì)比實(shí)證分析考察認(rèn)知能力的內(nèi)在作用機(jī)制和異質(zhì)性影響。

通過實(shí)證分析我們發(fā)現(xiàn)，在處理內(nèi)生性問題以及控制戶主和家庭等相關(guān)影響因素的情況下，戶主認(rèn)知能力能夠顯著提高家庭金融資產(chǎn)總額、參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場的概率，其影響程度無論在統(tǒng)計(jì)意義還是經(jīng)濟(jì)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(rèn)知能力對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重有邊際顯著的正向影響。另外，戶主認(rèn)知能力對(duì)不同類型家庭的影響是有差異的，其對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資參與和占比的促進(jìn)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(jī)制方面，我們發(fā)現(xiàn)認(rèn)知能力的信息成本影響渠道比較明顯。不同于現(xiàn)有文獻(xiàn)未考慮內(nèi)生性的回歸結(jié)果，我們的工具變量回歸結(jié)果還表明，認(rèn)知能力在一定程度上存在風(fēng)險(xiǎn)感知影響渠道。

因此，我們得出這樣的結(jié)論:認(rèn)知能力的衰退會(huì)對(duì)我國城鎮(zhèn)中老年家庭金融決策尤其是風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資參與產(chǎn)生顯著的消極影響。本文的實(shí)證分析有助于評(píng)估人口老齡化趨勢對(duì)我國金融市場發(fā)展的影響，為政府和金融機(jī)構(gòu)積極應(yīng)對(duì)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(rèn)知衰退問題，通過政策干預(yù)鼓勵(lì)中老年人積極參與社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，預(yù)防和延緩中老年人的認(rèn)知衰退(WHO，2002)。其次，金融機(jī)構(gòu)應(yīng)該積極組織或參與金融知識(shí)普及活動(dòng)，幫助中老年人群提高對(duì)金融產(chǎn)品和服務(wù)的認(rèn)知能力。另外，金融機(jī)構(gòu)還應(yīng)該改進(jìn)和創(chuàng)新老年金融服務(wù)，針對(duì)中老年家庭不僅需要開發(fā)低風(fēng)險(xiǎn)穩(wěn)健升值的理財(cái)產(chǎn)品，而且還需要以簡單易懂的方式說明其運(yùn)作過程和風(fēng)險(xiǎn)收益，在促進(jìn)中老年家庭積極參與投資理財(cái)?shù)耐瑫r(shí)，加強(qiáng)老年金融消費(fèi)者的權(quán)益保護(hù)。