金融资产配置与中老年人口生活满意度*

摘要：人口老龄化背景下，我国中老年人口金融资产配置与生活满意度的关联值得探究。基于中国健康与养老追踪调查微观数据的实证研究发现，存款等非风险性金融资产的增加对中老年群体生活满意度具有显著正向影响，而风险性金融资产和负债的增加则会降低其生活满意度；影响程度随金融资产量、年龄组别、早期经历而具有异质性特征，且结论通过一系列稳健性检验。具体而言，中老年金融资产配置影响其生活满意度的直接效应占主导地位，间接效应传导途径包括健康状况、安全感和获得感，其中健康状况的贡献度最大。进一步研究表明，金融资产对中老年群体生活满意度的影响存在示范效应，而负债对生活满意度的影响既不存在示范效应、也不存在攀比效应；经济政策的不确定性对生活满意度有显著的负向影响。由此，增强中老年群体金融素养教育，加强对中老年群体健康的关注，提高中老年群体的安全感，加强中老年人口社会资本积累，以强化示范效应、保持宏观经济稳健运行。

关键词：老龄化 金融资产配置 生活满意度 KHB方法

中图分类号：F832.48" " " " " " " " " " " 文献标识码：A" " " " " " " " " " " 文章编号：1004-0730（2024）06-0093-14

一、引言及文献综述

面对老龄化时代的到来，我国明确提出要夯实应对人口老龄化的社会财富储备和养老金融体系，构建科学有效的制度安排。根据国家统计局数据，我国于2001年正式进入老龄化社会，2020年以后已经进入深度老龄化社会（2022年末65岁以上人口占比为14.9%）。党的二十大报告指出，实施积极应对人口老龄化的国家战略，发展养老事业和养老产业，优化孤寡老人服务，推动实现全体老年人享有基本养老服务。在经济发展进程中，保障老龄人口安度晚年，提高其生活满意度、幸福感、获得感，是我国实现高质量发展，增进民生福祉，提高人民生活品质的题中之意。个体的生活满意度通常来自情绪体验中幸福或快乐的感受。萨缪尔森最早将朴素的幸福观理论化，提出了幸福方程式：幸福=效用/欲望，即人们的幸福感与获得的效用成正比、与欲望成反比[1]。“伊斯特林悖论”通过跨国比较发现，收入增加并不一定导致快乐增加[2]。近半个世纪以来，收入和财富与幸福感的关系越来越多地受到关注，成为各国学者研究的热点。在老龄化进程逐渐加快的背景下，作为人口比重越来越大的社会群体，中老年人口的财富积累、配置与其生活满意度的关系尤其值得探讨。2023年中央金融工作会议将养老金融作为金融发展的“五大文章”之一，要求其在积极应对人口老龄化国家战略中发挥更为重要的作用。国务院办公厅发布的《关于发展银发经济增进老年人福祉的意见》中，针对性地提出了“丰富发展养老金融产品”的要求。发展养老金融，直接关系老年人金融资产的积累和配置问题，积极优化中老年金融服务，顺应了老龄化时代来临的现实需要，也是促进高质量发展和实现中国式现代化的题中之义。在发达国家，中老年人口通常是积累金融资产较多的人群，对于中老年人口金融资产配置的研究也较多[3]。然而，发展中国家尽管出现了明显的“未富先老”现象，围绕中老年人口金融资产配置及其对生活状况的影响的研究却相对不足。

目前，关于财富积累和资产配置与居民生活满意度、幸福感的关系，并未达成一致的认识。在既有文献中，关于家庭资产配置，一些学者关注家庭金融资产组合的变迁[4]，总的来说，中国家庭金融资产配置呈现日益多样化的趋势[5]，但在部分资本市场仍然存在参与度有限的问题[6]。一些学者把个体健康状况、主观预期寿命等因素视为背景风险，探讨其对家庭金融资产组合的影响，在健康风险方面，认为健康状况对家庭持有投资性房产的概率影响较大[7]。在金融背景方面，认为金融素养将影响家庭风险性金融资产（如股票）的持有概率[8]，金融素养水平高的家庭，其资产组合有效性更高[9]。在社会交往方面，研究发现社交网络的规模与持有股票呈正相关，并影响人们的投资决策[10]。除背景风险以外，也有学者从金融数字发展的角度研究相关问题，认为数字金融发展显著提升家庭金融资产组合有效性[11]。关于主观感受的研究中，各国学者立足不同的国情，从微观层次探讨影响个体生活满意度的因素。幸福感、安全感、获得感是个体主观感受，目前在学术界还没有明确和统一的量表进行衡量。国内外学者大多采用问卷调查中的主观幸福感或满意度对其进行刻画[12]，也有利用相对客观的指标（如CES-D量表）对人们的抑郁程度进行评判，作为幸福感和满意度的衡量指标[13]。以上述研究为基础，还有少数学者对资产配置与主观感受的关系进行了讨论，发现住房、汽车等对居民幸福感有显著提升作用[14]，住房资产、风险性金融资产对满意度有不同影响[15]，且对资产和负债的攀比效应和示范效应进行了探究[16]。

综上，虽然学术界对于家庭金融资产、生活满意度和幸福感做了较多研究，但是少有文献在老龄化加快的背景下，关注中老年人群，研究金融资产配置对其生活幸福感的影响，而对传导机制更是缺乏研究。根据生命周期理论，理性的消费者根据自己一生得到的劳动收入和财产收入来安排一生的消费，并希望一生中各个时期消费能够维持平稳。人们一生中消费的规律大体是，工作时期进行储蓄，为退休后消费准备资金，退休后则有负储蓄。与青年人群相比，中老年人群面临收入流量明显减少，而同时期望消费水平保持平稳的问题，他们有更大的愿望配置既有的金融资产，以应对不可避免的消费开支和负储蓄，维持自身在生命周期后程的生活质量和满意度。因此，本文基于中国健康与养老追踪调查微观数据，研究以下问题：其一，分析中老年群体金融资产配置对生活满意度的影响，我们将选取合理的工具变量来缓解内生性问题，并且对结论进行稳健性检验。其二，区分不同金融资产组别、人口年龄组别和早期经历差异，探讨金融资产与负债对中老年人口生活满意度的异质性影响。其三，通过KHB中介效应模型，研究金融资产配置影响中老年人口生活满意度的直接与间接效应，通过健康状况、安全感和获得感三个维度探讨间接效应的传导机制。其四，研究金融资产配置对中老年生活满意度的影响中，社会资本、经济不确定性所发挥的作用。

二、理论分析与研究假设

本文对中老年人口生活满意度的考察以萨缪尔森提出的“幸福方程式”为基础，从效用方面、欲望方面和其他方面三个视角探讨个体的满意度或幸福感。

第一，效用方面。经济学研究中往往假定人的欲望既定，用所获得效用的大小来衡量幸福感。根据财富效应理论，在经济领域，资产价格上涨时资产持有人的总资产增加，进而促进消费增多。财富效应理论搭建了居民资产变化与消费变化之间的桥梁，很多实证分析也证实了二者之间的密切联系。然而，消费的最终目的绝不仅仅是花钱购买相应的物品，更重要的是度量个人效用水平的大小，当消费的水平和质量变化时，个人获得的效用，即幸福感和生活满意度也会产生相应的变化[17]。我们将讨论中老年人口金融资产配置对生活满意度的影响机制之一，把各类资产带来的消费质量的提升作为财富效应的衡量，以“获得感”作为财富效应的代名词，认为各类金融资产和负债都可以通过消费质量来影响生活满意度。

第二，欲望方面。在效用给定条件下，生活满意度与欲望成反比，即个体欲望越少，则感到越幸福和满足。人的欲望和需要分五个层次，从基本生理需要、安全需要、归属和爱的需要、尊重的需要到自我实现的需要[18]，自下而上满足这些欲望的成本越来越高。中老年人群已经完成职业生涯，确定了自身所处的社会阶层，其欲望的层次、满足欲望的能力都与其金融资产或负债结构有关。因此，金融资产配置对不同层次中老年人口的生活满意度的影响存在异质性。另外，从欲望的各层级来看，基本生理需要、安全需要属于较低层次的欲望，相比于其他欲望，它们与金融资产的多寡及其配置联系更为紧密，金融资产的持有状况更容易通过人们的生理需要和安全需要对生活满意度产生影响。由此本文提出另外两个可能的机制，即安全感和健康状况。

第三，其他方面。“幸福方程式”的缺陷是只提及了个人层面的主观感受，并没有考虑到人们所处的环境和社会资本的差异给自身幸福感带来的影响。著名的“伊斯特林悖论”中也曾提出，除去自身收入，个体与其他人收入的比较也会对自身幸福感产生影响，而收入往往是财富积累的重要来源，中老年人口关于金融资产规模的比较如何影响了自身的幸福感和生活满意度也是一个值得探讨的问题。另外，整体的经济政策环境也将直接影响个体金融资产配置结果，对中老年群体的影响也更大，经济环境如何影响了中老年人口金融资产配置与生活满意度的关系也值得进一步讨论。根据以上分析，本文提出如下理论假设：

H1：中老年人口金融资产配置将影响其生活满意度，存款等非风险性金融资产增加对生活满意度有正向影响，而风险性金融资产或负债增加会产生负向影响。

H2：中老年人口金融资产配置对生活满意度的影响在不同群体中存在异质性，将随着金融资产总量、年龄阶段、早期生活经历不同而有所差异。

H3：中老年人口金融资产配置能够直接影响生活满意度，也可以通过健康状况、安全感和获得感等途径间接地影响生活满意度，不同影响途径对间接效应的贡献程度有所差异。

H4：中老年群体与周围人群的比较、经济政策的确定性都会对金融资产配置与生活满意度的关系产生影响。

三、实证策略

（一）数据与变量说明

本文使用中国健康与养老追踪调查（CHARLS）数据库2011年、2013年、2015年和2018年的调查数据，排除了疫情对投资行为的冲击，包含了CHARLS四轮全国追踪调查的样本。研究的对象为中老年群体，仅保留家庭成员中45岁及以上的中老年人口样本。主要的变量说明如下：

核心解释变量：金融资产配置情况。本文考察的家庭金融资产包括有风险、无风险的金融资产，也包括负债（即负资产）情况。根据CHARLS数据库，金融资产持有基本以个人为单位询问，本文涉及的金融资产包括现金、金融机构存款、政府债券、股票、基金、借出款，关于“负债”变量，CHARLS数据库设有专门的“债务”部分进行询问。在本文的实证分析中，对于风险性金融资产，为展现风险性资产结构，本文主要使用该类资产占总金融资产的比例进行描述。考虑到借出款的风险性和样本量小的问题，本文将股票、基金、借出款三项金融资产划分为广义风险性金融资产[19]（如无特别说明，下文中的风险性金融资产均为广义风险性金融资产）。同时，本文也将股票、基金定义为狭义风险性金融资产进行了稳健性分析。

被解释变量：生活满意度。在CHARLS数据库中，该变量由问题“总体而言，您对您现在的生活满意度如何评价？”得到。该问题设有5个级别的回答，在本文的基准分析中，将比较满意及以上的回答合并为“满意”，其他回答界定为“不满意”，生成二元被解释变量。同时，在后文中我们也将使用生活满意度1～5的顺序变量进行稳健性检验。

其他控制变量：本文在分析中纳入了个体和所在城市的控制变量。个人控制变量主要包括：性别、年龄、受教育程度、户口类型、是否已婚、是否有医疗保险；同时还纳入了个人健康习惯（是否吸过烟、是否喝酒），以及个人收入、耐用消耗品总金额。为控制不同城市的经济发展和公共服务水平对个人满意度的影响，本文还增加了城市层面的控制变量，包括各市的人均GDP、年末户籍人口数、每万人医生数。城市数据来源为《中国城市统计年鉴》和各市州统计年鉴、统计公报等。其中，个人收入、耐用消费品金额、人均GDP、年末户籍人口数均采取对数形式纳入回归方程。

本文描述性统计的结果如表1所示。

（二）计量模型与方法

由于本文中的因变量为0-1的二值变量，因此基本回归采取probit模型，回归方程如下：

[satisfyicpt=β0+β1asseticpt+β2Cicpt+β3Ccpt+δt+γp+εicpt] （1）

i代表个体，c和p分别代表个体所在城市和省份，t代表时间。式中，[satisfyicpt]代表样本中的个体i对生活是否满意；[asseticpt]是个体i在时间t拥有资产的种类，包括资产拥有量、各类资产占比等；[Cicpt]是个体层面的控制变量，如性别、年龄等；[Ccpt]是城市层面的控制变量，如人均GDP、每万人医生数等，[δt]和[γp]分别代表时间固定效应和省份固定效应；[εicpt]为随机误差项。为避免直接报告回归结果的意义模糊，本文所有系数均报告边际效应，便于分析阐述。同时，本文使用probit命令，控制年份和省份固定效应且聚类在个体层面进行回归。另外，本文在稳健性检验、内生性讨论等部分中，还将用到oprobit模型和线性回归模型。

四、实证结果分析

（一）基准回归结果

为展现中老年人口金融资产风险结构，本文通过风险性金融资产占比和“是否拥有风险性金融资产”表述，具体结果如表2所示。表2第（1）和（2）列分别是现金、存款持有量对生活满意度的影响，可见，现金和存款这类无风险性金融资产的增加将提高人们的生活满意度；而第（3）至（5）列的结果则说明，负债和风险性金融资产的增加会降低人们的生活满意度。表2第（4）列中，本文也对狭义风险性金融资产占比进行了回归，其结果与广义风险性金融资产占比并无差异，这也进一步证明了风险性金融资产对生活满意度的负向影响。由于持有风险性金融资产的不确定性较高，配置该种资产的比例越高带来的风险越高，可能通过影响健康状况、限制消费水平、降低安全感，降低了人们支付各类消费项目的能力，从而产生负向效应。

（二）稳健性及内生性检验

为进一步说明回归结果的可靠性，本文采用三种方法进行了稳健性检验。

第一，细化“生活满意度”的衡量方式。将被解释变量更改为1～5的顺序变量，使用oprobit模型进行分析，回归结果如表3的“稳健性检验1”中所示。由表3可知，所有系数的方向和显著性基本没有发生变化，说明回归结果较为稳健。

第二，引入问卷中其他变量进行稳健性检验。根据有关文献[21]，将“快乐感”作为“生活满意度”的近似变量，检验各类资产对中老年人口的影响。在CHARLS数据库中，调查者使用“CES-D”抑郁量表对中老年人口的精神状态进行调查，参照有关研究对中老年人口抑郁状态得分的处理[22]，生成“快乐感”变量，其取值范围为10～40，为连续型变量，得分越高表示快乐程度越低。以“快乐感”为因变量，进行进一步的稳健性检验，结果如表3的“稳健性检验2”所示：现金和存款系数为负，即这两种金融资产持有量上升将降低人们的抑郁程度，提高快乐感；负债、风险性金融资产占比、是否拥有风险性金融资产的系数均为正，说明负债和风险性金融资产的增加将使得抑郁程度增加，降低中老年群体的快乐感。

第三，采用工具变量解决内生性问题。在实证方案中，考虑到中老年金融资产配置对生活满意度的影响可能由于反向因果或遗漏变量而引起内生性问题。有研究表明，幸福感会对家庭资产配置产生影响[23]，因此有可能产生反向因果关系。尽管本文在模型中加入了控制变量、控制了时间和省份的固定效应，但也难以避免遗漏变量的问题。由此，本文采取工具变量方法进行内生性讨论。

有关儒家文化与家庭资产配置的研究表明，儒家文化越深厚家庭配置股票类金融资产比例越低[24]，本文参照这一结论解决可能出现的内生性问题。具体而言，我们选取城市层面明清进士人数作为资产配置的工具变量：一方面，这一变量满足相关性假定。明清进士人数多表明所在地区儒家文化更为盛行，儒家文化对国人的影响最为深远，尤其对中老年群体，其“谨言慎行”“居安思危”等思想深入人心，将使得人们规避风险的意识增强，从而增加现金、存款等金融资产的持有，减少风险性金融资产和负债。另一方面，这一变量满足外生性假定。儒家文化是否深厚对人们的生活满意度和幸福感并没有直接影响，与个体层面的随机扰动项也不相关：其一，在很多文献中，工具变量的选取均会选取更高层次的变量。例如，在研究个体相关问题时往往选取城市或者区县级的变量作为工具变量[25]。本文使用的儒家文化是城市层面的变量，且是历史发展过程中既定的变量，与本文使用的自2011年开始调查的样本中个体的扰动项不会相关。其二，文化存在地域差异，是长时间历史积淀的结果。我们很难说具有什么样文化特点的国家或者人群更加幸福、对生活的满意程度更高。如果是这样的话，相当于我们的文化背景对当代人群是否幸福产生了直接影响，而文化背景在短时间内是难以改变的，这样就会得出在相当长一段时间内，具有某些文化背景的人群一直幸福、而不具有这些文化背景的人群幸福程度怎么也赶不上前者的悖论。在中国文化背景中看，儒家文化是否深厚的确会影响不同地区人们的行为方式，但是对每个个体而言，这种文化基因可以说是与生俱来的，不太可能对几十年以后中老年时期的生活满意度产生直接影响，所以儒家文化深厚程度与因变量生活满意度之间不存在直接的相关关系。本文的“明清进士人数”变量（MQcitadsh）[26]来源于中国研究数据服务平台（CNRDS），其中，“阿克苏地区”“本溪市”等12个城市的数据缺失，本文将这些城市的“明清进士人数”填充为0进行回归，并使用ivprobit模型进行估计，结果如表3的“内生性检验”部分所示。

由表3可知，第（1）至（4）列的显著性和回归系数的方向基本没有发生变化，而在解决内生性问题后，“是否有风险性金融资产”变量的显著性得到提高。各回归结果的Wald检验均显著，拒绝了“不存在内生性”的假定。另外，第一阶段的回归系数均在0.01的显著性水平上显著，且第一阶段回归的F值大于10，认为不存在弱工具变量的问题。具体而言，儒家文化深的地方现金、存款的持有量较大，而出于风险规避等目的，其风险性金融资产占比较少，负债也较少。总体而言，通过解决内生性问题，回归结果依然稳健。

（三）异质性分析

1.金融资产总量分类

为了考察中老年人口不同金融资产拥有组别的影响，本文将金融资产总量以“下四分位点”“中位数”“上四分位点”为分界线，划分金融资产组别，开展异质性分析的结果如表4第（1）至（4）列所示。对现金持有量而言，除低金融资产组外，其对各组别的生活满意度均有显著影响。对存款持有量而言，只有高金融资产组的存款增加时对生活满意度才有显著的正向影响，这说明较低水平的财富积累仅能满足人们基本生理需求，较多积累才使人们有机会获得多样化和优质的产品供给，得到心理上的满足。对负债持有量而言，不论金融资产存量多寡，所有个体均会厌恶持有负债，负债增加将显著降低中老年群体的生活满意度，但对高金融资产组的影响较小，约为其他组别的50%，这说明自身财富积累较多的中老年人口安全感更强，更能承受负债带来的不确定性。对风险性金融资产而言，除低金融资产组外，其他组别均呈显著负向影响，说明风险性金融资产占比越高，则中老年群体生活满意度越低，且对高金融资产组的生活满意度影响小于其他组别，这可能是由于财富积累越多，个体对抗风险的信心和能力越强，风险性金融资产带来的负向影响越小。

2.不同年龄组分类

为了考察对不同年龄段的中老年人口的影响，本文进一步细分了年龄组群进行分析，表4第（5）至（7）列是根据不同年龄分组的回归结果。由表4可知，中年群体和60～70岁的老年群体中，其现金、存款、负债和风险性金融资产占比对生活满意度的影响与全样本相同，均有显著的影响；而70岁以上老年人群体中，风险性金融资产占比的影响不显著，这可能是由于该年龄段的老年人购买股票、基金等风险性资产的比重较少，样本量较小所致。比较各年龄段，现金和存款对生活满意度的正向影响随年龄有递减的趋势，而负债的影响则随年龄的增加逐渐增加。这说明相比于无风险性金融资产带来的正向影响，高龄老年人对负债的变化更加敏感，对负债的厌恶感也更强。

3.按照中老年人口早期生活特点分类

考虑到早期生活经历或经济状况可能对中老年人口产生的持久影响，本文考察了早期生活经历所产生影响的异质性。本文使用的CHARLS数据库于2014年进行了样本的生命历程调查，形成了有特色的生命历程数据。根据CHARLS的这一数据特点，本文选取了四组有关早期生活经历的问题，根据中老年人口早期生活特点对样本分类，研究不同样本下中老年人口金融资产配置对生活满意度的影响有什么差异性。具体而言，本文选取了17岁以前是否挨过饿、经济状况如何、小时候是否有过很好的朋友、是否受过欺负四个方面的早期经历对样本进行划分，回归结果如表5所示。

根据表5可知，对于现金和存款持有量而言，在早期有过不愉快经历的中老年人口，其财富积累对生活满意度的正向影响更强。就现金和存款持有量来说，17岁前挨过饿、经济状况较差、无很好朋友、小时候受过欺负的中老年人口，其边际效应均大于没有经历过不愉快的人群。可见，早期经历对未来人们财富积累产生的幸福效应有较大差异。对于负债持有量而言，有过不愉快经历的中老年人口，对负债的反应更加敏感，负债持有量对生活满意度的负向影响更大。就风险性金融资产占比而言，反而没有过不愉快经历的中老年人口回归结果更显著，可能是这部分人群配置风险性金融资产较多，样本量较大，更容易凸显其负向影响的特征。

（四）传导机制分析

前文的分析表明，金融资产配置方式将对中老年群体的生活满意度产生显著影响，基于此本文进行进一步的机制分析，探究各类资产影响生活满意度的机制。在本文中，由于被解释变量为二元变量，使用的模型为非线性模型，如果使用中介效应系数乘积项检验法[27]可能产生偏误，所以本文使用KHB方法[28]检验金融资产及其配置对中老年人口生活满意度的影响渠道。该方法可将各资产对生活满意度的总效应分解为直接效应和间接效应，间接效应除以总效应即为中介效应占比。根据前文的讨论，本文已经提出了三个可能的机制：健康状况、安全感和获得感。考虑数据的可获得性，健康状况变量使用CHARLS的“健康状况与功能”数据集中的健康自评分数衡量，本文在处理时将其转化为自评“健康”和“不健康”的二元变量；安全感变量由判断自己能活到某一岁数的可能性得出，数值越大代表安全感越强；获得感由一年支出中享受型消费占比得出。由表6可知，金融资产配置情况将通过健康状况、自身安全感、消费获得感影响中老年人口的生活满意度。

第一，现金和存款持有量对生活满意度的总效应中分别有17.93%和17.49%是通过健康状况这一中介变量而产生的；负债持有量、风险性金融资产占比对生活满意度的负向影响中分别有11.23%和9.07%是通过健康状况实现，且表6第（1）至（4）列中的总效应、间接效应及直接效应基本在1%的显著性水平上显著，说明健康状况是其中重要的作用渠道。对于现金和存款而言，它们都属于无风险性金融资产，流动性强，中老年人口配置该种资产的比例也最高，当他们持有较多的现金或存款时，就能更好地监测自身健康状况的变化，例如他们有能力进行更加系统化和专业化的健康锻炼、定期进行体检以避免重大疾病的蔓延、可以购买更加丰富的营养品以增强体质等，总之，他们有能力通过一系列提升健康素质的方式来提高自己的生活质量和生活满意度；与之相反，对于负债而言，中老年人口负债越多，留给自己的流动资金越少，越不可能及时了解自己的健康状况，而且容易对未来债务的不确定性产生担忧，更不利于自身健康水平，所以负债持有量越高，越容易通过影响自己的健康状况从而降低生活满意度；对于风险性金融资产而言，其占比越高，中老年群体对不确定性的担忧越多，不利于身体健康，从而也会影响生活体验和满意度。

第二，对安全感这一中介变量而言，现金、存款、负债持有量对生活满意度的总效应中分别有9.45%、7.28%和4.48%是通过安全感这一机制实现的，而风险性金融资产占比的间接效应与总效应符号相反，这一机制没有得到验证。随着年龄的增长，中老年群体面对的各种风险也逐渐增加，面对生活中的不确定性，他们的安全感也更容易受到影响，而金融资产配置的变化能在一定程度上决定其安全感，影响生活满意度。就现金和存款而言，这两种金融资产越多，中老年人口对各项风险的防御能力越强，从而增加其安全感，提高生活满意度；对负债而言，持有的负债越多，中老年人口对未来的信心越不足，且其获得的收入也要定期或不定期地偿还负债，降低了他们的安全感，在一定程度上影响了生活满意度。

第三，就“消费获得感”而言，表6第（1）至（3）列的间接效应均显著，即存在这一机制，且中介作用分别占6.11%、7.43%和4.12%。这可能是由于现金和存款的增加提升了人们的资金流动性，提高人们购买非必需商品的能力，而对负债多的群体而言，他们将减少享受型消费用于偿还负债。同时，享受型消费占比高的群体对生活更加满意，故而“消费获得感”的机制得到验证。但是在第（4）列中并没有显著的间接效应，故而对于“风险性金融资产占比”只有“健康机制”得到验证。

除以上分析，本文还对作用渠道进行进一步分析，使用KHB方法，综合考虑所有中介变量，计算各中介变量的贡献度如表7所示。根据表7可知，现金、存款及负债对生活满意度的间接影响中，健康状况占主要地位，其次是“安全感”，再次是“获得感”，且健康变量的贡献度超过60%，安全感贡献度在20%～30%之间，而获得感的贡献度不超过20%。

（五）进一步分析

1.攀比效应与示范效应

在生活中，人们的幸福感和满意度不仅受到自身资产和负债的影响，周围人群的情况同样将对个体产生影响，这往往被称为“攀比效应”或者“示范效应”。其中，“攀比效应”会使得相对资产高的人群获得更高的满意度，“示范效应”会使得满意度随着其他人资产的增加而增加。本文参考相关文献的分析方法[29]，按照CHARLS数据库中社区/村的编码，计算了各年样本中该层面各类别资产和负债的平均值，作为该社区/村群体的参照。具体操作如下：设[assetit]为年份t社区i的某类金融资产均值，将其取对数得到[lassetit]，然后计算某个体持有的该类别金融资产对数值与[lassetit]的差值作为相对金融资产的衡量。接下来将相对金融资产/负债变量加入到原来的方程中进行估计，由于篇幅原因，回归结果留存备索。

根据回归结果可知，金融资产总量、存款总量和风险性金融资产总量的相对值符号均为负。这表明，社区中各类平均金融资产的升高将对中老年群体的生活满意度产生正向的影响，是一种典型的示范效应。另外，相对负债在回归中的系数不显著，说明人们不会通过负债的比较产生满意度的差异，负债更多地通过绝对值对个体的生活满意度产生影响。

2.经济政策不确定性的影响

世界经济正面临百年未有之大变局，国内外经济形势错综复杂，不稳定性、不平衡性和不确定性加剧。本文进一步探究经济政策不确定性是否影响中老年人口的资产配置决策进而影响生活满意度。具体而言，本文在基本的回归方程中加入经济政策不确定性变量的水平值，以及它与各个核心解释变量的交互项进行回归分析，观察交互项的方向和显著性。本文的经济政策不确定性变量选用经济政策不确定指数[30]，参照已有文献的做法[31]，将该数据集中的月度数据取算数平均值，转化为年度的经济政策不确定指数进行衡量。为防止回归系数过小，本文将该不确定性指数除以100纳入回归方程。根据回归结果可知，经济政策的不确定性对生活满意度有负向的影响，不确定性越大，生活满意度越低。对于交互项，在ldebt和wide_risk的回归中显著，尤其是因变量为顺序变量时，这种交互作用显著性更强。这说明，当经济政策不确定性提升时，对负债、风险性金融资产与满意度之间的关系有负向的调节作用。换言之，经济政策越不确定，人们对风险的变化越敏感，配置风险性金融资产和持有负债的负向感受越强。

五、结语

本文利用CHARLS （2011-2018年）调查数据，研究我国中老年群体的金融资产配置情况对生活满意度的影响及其传导机制。研究主要得到以下结论：现金、存款等无风险性金融资产对生活满意度有正向影响，股票、基金、借出款等风险性金融资产对生活满意度的影响为负。经过一系列稳健性检验和内生性检验，结果仍然成立。异质性分析表明，根据中老年群体基本特征和早期生活经历分类的样本，金融资产配置情况对不同群体的影响程度有所差异。传导机制分析表明，金融资产的配置可以通过影响其健康状况、安全感以及获得感，进而对生活满意度产生影响，并且健康状况对间接效应的贡献度最大，安全感的贡献度次之。从相对资产的角度来看，各类金融资产均具有显著的示范效应，对于负债而言，既不具有示范效应、也不存在攀比效应。经济政策的不确定性将增加持有负债和风险性金融资产带来的负向影响。

基于此，本文提出以下政策建议：

第一，增强中老年群体金融素养教育，提升中老年群体金融资产配置能力。研究发现，中老年群体的金融资产配置比较单一，缺乏风险管理知识和能力。因此，应通过各种媒介加强金融素养的教育，提高中老年群体的金融素养，使中老年群体远离各种金融欺诈，采取合理正当、多元化渠道增加财产性收入、规范财富积累机制。

第二，加强对中老年群体健康的关注，注重提高中老年群体的安全感。积极应对老龄化社会的健康问题，对中老年人口的健康状况进行评估，并采取有效的应对预防措施和加大政策性健康投资。同时，大量中老年人口由于低收入、独居、生活自理能力较差等缺乏安全感，同时风险承担能力也非常脆弱。因此，应进一步健全社会保障机制，为老无所依的人提供最低生活保障，增强他们的安全感和生活信心。

第三，保持宏观经济稳健运行，加强中老年人口社会资本积累，强化示范效应。相关部门应加强经济政策的宏观把控，确保宏观经济运行处在稳定可控区间，维持市场信息透明、可预期，扩大信息传播的渠道，尤其是要适合中老年人口的生活方式，提供便捷可及、反馈及时的经济信息传播途径，减少不确定性给中老年人口生活满意度带来的负面冲击。同时，社区也可以多举办一些与中老年人口相关的活动，如邀请创业成功的本社区成员开展讲座、提供交流机会等，促进资产的示范效应。

注释：

[1]Samuelson P A.Economics：An introductory analysis[M].New York：McGrwe-Hill Book Company，1961.

[2]Easterlin R A.Does economic growth improve the human lot？Some empirical evidence in nations and households in economic growth[M]//R. David and M. Reder.Honor of Moses Abramovitz，ed.New York：Academic Press，1974：89-125.

[3][10]Ostrovsky-Berman E，Litwin H.Social network and financial risk tolerance among investors nearing and during retirement[J].Journal of Family and Economic Issues，2019，40（02）：231-249.

[4]许荣，毛宏灵，沈光郎.资本市场发展与家庭金融资产结构变迁互动关系研究——对机构投资者发展的一个理论解释[J].金融与经济，2005（11）：3-5.

[5]孔丹凤，吉野直行.中国家庭部门流量金融资产配置行为分析[J].金融研究，2010（03）：24-33.

[6]李建军，田光宁.我国居民金融资产结构及其变化趋势分析[J].金融论坛，2001（11）：2-8.

[7]周慧珺，沈吉，龚六堂.中老年人健康状况与家庭资产配置——基于资产流动性的视角[J].经济研究，2020，55（10）：193-208.

[8]Hermansson C，Jonsson S，Liu L.The medium is the message：learning channels，financial literacy，and stock market participation[J].International Review of Financial Analysis，2022，79： 101996.

[9]吴卫星，吴锟，张旭阳.金融素养与家庭资产组合有效性[J].国际金融研究，2018（05）：66-75.

[11]吴雨，李晓，李洁，等.数字金融发展与家庭金融资产组合有效性[J].管理世界，2021，37（07）：92-104+7.

[12]Clark A E，Frijters P，Shields M A.Relative income，happiness，and utility：an explanation for the easterlin paradox and other puzzles[J].Journal of Economic Literature，2008，46（01）：95-144.

[13][21]黄文杰，吕康银.“退而不休”对老年人主观幸福感的影响——基于CHARLS数据的实证分析[J].税务与经济，2020（03）：22-31.

[14]胡晨沛，朱玮强，顾蕾.个人收入、家庭资产与农村居民幸福感——基于CGSS2013的实证研究[J].调研世界，2017（04）：41-49.

[15]蔡锐帆，徐淑一，郭新雪，等.家庭资产配置与中国居民的幸福感——基于CHFS数据调查的研究[J].金融学季刊，2016，10（04）：1-30.

[16][29]李江一，李涵，甘犁.家庭资产-负债与幸福感：“幸福-收入”之谜的一个解释[J].南开经济研究，2015（05）：3-23.

[17]邓大松，杨晶.养老保险、消费差异与农村老年人主观幸福感——基于中国家庭金融调查数据的实证分析[J].中国人口科学，2019（04）：43-55+127.

[18]Maslow A H.A theory of human motivation[J].Psychological Review，1943，50（04）：370-396.

[19]雷晓燕，周月刚.中国家庭的资产组合选择：健康状况与风险偏好[J].金融研究，2010（01）：31-45.

[20]对于取对数的变量，本文为防止0值取对数使得数据缺失的问题，将可能取0值的变量加1再取对数。

[22]李亚青，王子龙，向彦霖.医疗保险对农村中老年人精神健康的影响——基于CHARLS数据的实证分析[J].财经科学，2022（01）：87-100.

[23]张海洋，耿广杰.生活满意度与家庭金融资产选择[J].中央财经大学学报，2017（03）：48-58.

[24]潘文东，李万利，汤旭东.儒家文化与家庭资产配置——基于风险偏好和生育意愿双重视角的研究[J].山西财经大学学报，2022，44（12）： 1-17.

[25]陈云松.逻辑、想象和诠释： 工具变量在社会科学因果推断中的应用[J].社会学研究，2012， 27（06）：192-216+245-246.

[26]为避免第一阶段回归系数较小，本文将工具变量除以100再纳入回归方程进行回归。

[27]Sobel M E.Asymptotic confidence intervals for indirect effects in structural equation models[J].Sociological Methodology，1982，13（13）：290-312.

[28]Breen R，Karlson K B，Holm A.Total，direct，and indirect effects in logit and probit models[J].Sociological Methods amp; Research，2013，42（02）：164-191.

[30]Baker S R，Bloom N，Davis S J.Measuring economic policy uncertainty[J].The Quarterly Journal of Economics，2016，131（04）：1593-1636.

[31]田国强，李双建.经济政策不确定性与银行流动性创造：来自中国的经验证据[J].经济研究，2020，55（11）：19-35.

*基金项目：国家社会科学基金重大招标项目“解决相对贫困的扶志扶智长效机制研究”（项目编号：20amp;ZD168）、国家自然科学基金项目“代际传递、邻里效应与教育贫困：基于社会网络经济学视角”（项目编号：71973102）。

作者简介：邹薇（通讯作者），武汉大学经济与管理学院教授、博士生导师，湖北武汉，430072；张青苹，武汉大学经济与管理学院硕士研究生，湖北武汉，430072。

Financial Asset Allocation and Life Satisfaction of Middle-aged

and Elderly People

ZOU Wei， ZHANG Qingping

Abstract： Under the background of the aging era， the relationship between financial asset allocation and life satisfaction of the middle-aged and elderly in China is worth exploring. Based on the China Health and Retirement Longitudinal Study data， the empirical test shows that the increase of non-risky financial assets such as deposits has a significant positive impact on life satisfaction， while the increase of risky financial assets and liabilities will reduce the life satisfaction of middle-aged and elderly people. The degree of influence is heterogeneous with the stock of financial assets， the age of the population and early experience. The above conclusions are still robust after a series of robustness tests.Specifically， the direct effect of financial asset allocation on the life satisfaction of middle-aged and elderly people is dominant， while the indirect pathways are health status， sense of security and sense of gain， and the contribution of health status to the indirect effect is the largest. Further research shows that the influence of financial assets on life satisfaction of middle-aged and elderly people has demonstration effect， while the influence of debt on life satisfaction has neither demonstration effect nor comparison effect. Economic policy uncertainty has a significant negative impact on life satisfaction. Therefore， it is suggested to enhance the financial literacy education of middle-aged and elderly groups， pay more attention to the health of middle-aged and elderly groups， improve the sense of security of middle-aged and elderly groups， strengthen the accumulation of social capital of middle-aged and elderly people， strengthen the demonstration effect， and maintain the steady operation of macro economy.

Keywords： Aging; Financial asset allocation; Life satisfaction; KHB method

（责任编校：朱耘婵）