尹志超 張誠

摘要：基于中國家庭金融調查（CHFS）數據，研究宗教信仰對家庭金融市場參與和金融資產選擇的影響。結果表明：宗教信仰會顯著促進家庭參與金融市場，同時會顯著促進家庭參與股票市場，而且宗教信仰會提升家庭持有風險資產和股票資產的比重。進一步研究發(fā)現(xiàn)：社會互動會顯著促進有宗教信仰的居民參與金融市場和持有風險資產，人力資本積累是推動宗教信仰者參與金融市場的重要原因，信仰不同宗教的家庭對金融市場參與的態(tài)度存在顯著差異。因此，金融相關部門制定政策時需充分考慮信仰的潛在影響。

關鍵詞：信仰;金融市場參與;金融資產選擇

中圖分類號：F832

文獻標識碼： A

文章編號：1003-7217（2019）03-0015-09

一、引言

習近平總書記在黨的十九大報告中指出：中國特色社會主義已經進入新時代，我國當前的社會主要矛盾已經轉化為人民日益增長的美好生活需要同不平衡不充分發(fā)展之間的矛盾。從家庭金融的角度分析，不充分發(fā)展體現(xiàn)在家庭參與金融市場率較低、持有金融資產比重較少;不平衡發(fā)展更多體現(xiàn)在城鄉(xiāng)間、區(qū)域間家庭在金融市場參與程度、風險資產持有比重方面的巨大差異。依據2013年中國家庭金融調查數據，我國家庭金融市場參與率為12.5%，股票市場參與率為7.9%，家庭持有風險資產比重為5.4%，股票資產比重為2.5%。按城鄉(xiāng)劃分，家庭金融市場參與率分別為1 7.7%、1.3%，家庭持有風險資產比重分別為7.7%、0.4%;按東中西部劃分，家庭金融市場參與率分別為17.7%、7.9%、8.1%，家庭持有風險資產比重分別為7.8%、3.3%、3.5%。從以上數據可以看出，整體上我國家庭參與金融市場的程度較低，持有金融風險資產的比重較少，同時在金融市場參與和風險資產持有比重上，城鄉(xiāng)地區(qū)和區(qū)域間存在巨大的差異，研究家庭有限參與金融市場就成為家庭金融文獻的一個重要問題。

已有文獻在研究影響家庭金融決策的因素時，主要從以下三個方面進行：第一，人口統(tǒng)計學特征，如個體的年齡、性別、家庭規(guī)模、婚姻概況[1]。第二，人力資本積累，如戶主的受教育程度、健康水平、認知能力、投資經驗[2-5]。第三，從行為經濟學的角度解釋個體金融決策[6，7]。

改革開放以來，我國正在經歷一股宗教的熱潮[8]。中國綜合社會調查（CGSS）數據顯示，2003—2010年我國信教的比重增加了120%。宗教是否影響我國的家庭金融決策呢？為此，本文基于中國家庭金融調查（CHFS）數據，使用宗教場所密度作為工具變量，采用極大似然估計法研究宗教信仰對家庭金融決策的影響，并進而研究宗教信仰影響家庭金融決策的可能渠道。

二、文獻綜述及研究假說

宗教具有兩個基本屬性，文化屬性和制度屬性[9]。文化屬性使得宗教具有不同的財富觀，影響人們的經濟決策行為，從而影響家庭參與金融市場;制度屬性通過宗教組織影響人們的社會網絡和社會交往，社會網絡又是影響家庭參與金融市場的重要原因[10]。此外，宗教會對個體的人力資本積累產生影響，特別是個體的教育水平[11]，而人力資本積累對家庭參與金融市場有顯著促進作用[12]。因此，宗教信仰可能會從以下三個方面影響家庭金融決策：

1.宗教通過社會互動來影響家庭參與金融市場及投資選擇。宗教作為一種社會組織形式有利于形成社會網絡，促進人們之間的社會互動，從而對人們參與金融市場、購買風險資產產生影響。當前金融市場環(huán)境存在著廣泛的信息不對稱，社會網絡及熟人關系在金融市場參與中扮演著重要角色[10]。一方面，在人與人之間的互動交往中，宗教信仰往往能起到橋梁和紐帶作用，容易構建起人與人之間的信任和聯(lián)系。Johansson- stenman等（2009）研究了孟加拉國農村地區(qū)宗教信仰與信任的關系，結果表明信仰有利于人與人之間信任度的提升[13]。Dehejia等（2007）指出宗教組織通過捐款能夠確保家庭消費不受收入沖擊的影響，提升人們的社會保障水平[14]。阮榮平、劉力（2011）基于農村宗教信仰的調查結果表明，人們通過宗教獲得的組織效應遠遠高于其信仰效應，宗教通過組織效應為農民提供各種社會保障和支持[15]。另一方面，社會互動在推動家庭參與股票市場方面扮演著重要角色。如Hong等（2004）研究發(fā)現(xiàn)社會互動（如參加教堂活動）能促進家庭參與金融市場[16]。李濤（2006）發(fā)現(xiàn)社會互動和信任水平越高，居民參與金融市場的概率越大[17]。周銘山等（2011）認為社會互動推動家庭參與股票市場機制主要是通過相對財富關注效應形成[18]。郭士祺、梁平漢（2014）實證分析發(fā)現(xiàn)，社會互動能顯著促進家庭參與股票市場[19]。王聰等（2015）則從家庭社會網絡的角度，探討居民參與股票市場的決策，結果表明親友關系的社會網絡能顯著提升家庭參與股票市場的概率[15]。根據上述分析，提出研究假說1：

假說1：宗教信仰增強了社會互動，從而提高了家庭參與金融市場的概率。

2.宗教通過人力資本來影響家庭參與金融市場。已有研究證實宗教信仰與個體的人力資本積累之間具有密切的關系，人力資本積累又是人們參與金融市場投資的重要影響因素[11]。由于金融市場存在進入門檻，金融資產投資是一種知識含量較高的技術，需要較高的人力資本水平[10]，因此，人力資本可能是宗教信仰影響人們參與金融投資的一個重要渠道。Gruber（2005）利用美國社會調查（GSS）數據研究發(fā)現(xiàn)，宗教信仰與教育水平顯著正相關。Becker等（2009）從人力資本的角度解釋了新教地區(qū)的經濟繁榮，他認為通過學習宗教知識能顯著提高當地的人力資本，從而彌補了整個地區(qū)的經濟差距[21]。Bai和Kung（2015）通過對中國1840-1920年經濟發(fā)展與基督教的傳播研究發(fā)現(xiàn)，宗教的傳播促進了人力資本的積累，提升了當地的經濟發(fā)展水平[22]。關于人力資本對金融金融市場參與的影響，已被眾多學者證實，人力資本積累會顯著促進家庭參與金融市場投資[12，20，23]。進一步研究發(fā)現(xiàn)，人力資本中的教育水平在促進家庭參與金融市場深度方面發(fā)揮重要作用。王聰、田存志（2012）基于北京奧爾多研究中心2007年和2012年的數據得出，人力資本中的教育水平越高，參與金融市場的概率越大，同時越傾向于風險較高的投資產品[20]。邢春冰（2011）基于2002年中國家庭收入調查數據（CHIP）探究了城鎮(zhèn)居民家庭投資行為的影響因素，其中戶主的教育水平與金融市場參與概率呈顯著正相關，而與家庭持有風險資產比重不顯著相關[25]。黃毓慧（2014）利用清華大學金融研究中心的微觀數據，探究我國居民股市非參與之謎，研究得出居民的認知能力、受教育水平相比較于財富水平，對居民參與金融市場的影響程度更大[26]。根據上述分析，提出假設2：

假說2：宗教信仰通過提升人力資本水平，促進家庭參與金融市場。

3.宗教通過文化和教義影響家庭參與金融市場及資產選擇。文化特質會影響個體的價值觀和財富觀，而這些財富觀會反過來影響一個人的經濟決策[27]。宗教對經濟、金融的影響取決于它們特有的價值觀和財富觀[28]。如基督教鼓勵人們勞動致富，并用正確的手段賺取財富[29];道教主張財富是社會公有的，人人有權占有財物，不允許少數人占有[30];伊斯蘭教認為獲取財產要講求原則，取之有道并造福于社會[31]。更多的是希望個體從自己周圍的環(huán)境出發(fā)，滿足個人需要，同時不傷害他人，奉獻社會[32]。宗教基于獨特的文化和信仰會直接對個體經濟行為產生影響，股票和金融產品作為一種投資品會對個體收益產生正向或負向影響，宗教信仰可能通過文化或教義影響居民在金融市場的決策。恰如Iannaccone（1998）[33]在其著作《宗教經濟學導論》所闡述的那樣，宗教會影響個體的價值觀、信仰，進而影響個體的經濟行為決策oMccleary和Barro（2006）利用跨國數據研究了宗教信仰與經濟增長的關系，結果表明宗教通過影響個人的職業(yè)道德、誠實和節(jié)儉等特征來影響當地的經濟績效[34]。Guiso等（2003）基于世界價值觀調查數據（WVS）實證分析了宗教信仰強度與經濟態(tài)度之間的關系，認為宗教信仰與“良好”①的經濟態(tài)度有關[35]。阮榮平（2014）通過宗教對經濟態(tài)度的偏好來檢驗宗教信仰對個體創(chuàng)業(yè)行為的影響，結果發(fā)現(xiàn)不同宗教對創(chuàng)業(yè)行為存在顯著差異[36]。根據上述分析，提出假設3：

假說3：不同宗教信仰的家庭對金融市場參與態(tài)度和風險資產持有比重具有顯著差異。

三、模型與變量

（一）模型設定

由于家庭是否參與金融市場、股票市場是個二值選擇問題，因此，借鑒尹志超等（ 2014、2015）[5，37]做法，采用Probit模型進行估計。模型設定如下：

其中，μ～N（0，σ2）;Y=1表示家庭參與金融市場、股票市場，Y=0表示家庭不參與金融市場、股票市場;Religion表示宗教信仰，有宗教信仰，賦值為1，否則為0;X為控制變量，主要包括家庭特征和地區(qū)特征等變量。

同時，在統(tǒng)計居民風險資產占金融資產的比重中發(fā)現(xiàn)，許多居民的風險資產占比為0，即風險資產占金融資產的比重是截斷的，因此，采用Tobit模型分析宗教信仰家庭金融資產選擇的影響。模型設定如下：

其中y*表示風險資產、股票資產占金融資產的比重在（0，1）之間的觀測值，y表示家庭風險資產、股票資產占金融資產的比重，Religion表示宗教信仰，X為控制變量。

（二）數據與變量

文數據來源于西南財經大學2013年在全國范圍內開展的中圉家庭金融調查（China HouseholdFinance Survey，CHFS）。CHFS在全國調查了29個省262個縣1048個社區(qū)，獲取了居民家庭的人口統(tǒng)計特征、家庭財富、收入支出、保險保障及就業(yè)方面的信息。CHFS數據采用科學、隨機的抽樣方式，調查數據具有良好的代表性，數據質量較高[38]。

1.宗教信仰。本文所關注的主要解釋變量是戶主是否有宗教信仰，2013年CHFS對宗教信仰的問題是：“您的宗教信仰是什么？”，選項包括：“1.佛教、2.道教、3.伊斯蘭教、4.基督教、5.無、6.其他（說明）"0回答“1～4、6的任何一個，都定義為有宗教信仰并賦值為1，回答“5”的定義為無宗教信仰并賦值為0。進一步，將有宗教信仰者分為本土宗教信仰和外來宗教信仰，參照阮榮平（2014）[36]的分類，將佛教、道教歸為本土宗教信仰，伊斯蘭教、基督教歸為外來宗教信仰。由于在回答其他宗教信仰的樣本中，許多宗教信仰的回答只出現(xiàn)一次，并且其他宗教信仰的樣本量較少，因此，本文不將其他宗教信仰的樣本按照本土宗教和外來宗教再進行細分。同時，剔除了拒絕回答或回答不知道的樣本。表1給出了有關宗教信仰問題的描述性統(tǒng)計。

2.被解釋變量及其他控制變量。本文的被解釋變量包括金融市場參與和家庭金融資產選擇。金融市場資產包括風險資產和無風險資產②。這里將金融市場參與定義為家庭是否擁有金融市場中的風險資產。將參與金融市場賦值為1，否則為0。其它被解釋變量包括風險資產占比和股票資產占比，風險資產占比定義為家庭中風險資產占金融資產的比例;股票資產占比表示股票資產占金融資產的比例。

參照已有相關文獻，選取如下控制變量：戶主的年齡、風險偏好、性別、教育水平、是否為黨員、家庭成員個數、是否自主經營、婚姻狀況、是否有自有住房、收入、省份人均GDP、農村戶口。在數據處理上，剔除了缺失值。為了避免離群值影響，對收入和年齡上下1%的數據進行縮尾處理，得到如表2的描述統(tǒng)計結果。

從表2可知，有宗教信仰的個體占比為6.9%，其中參與金融市場的家庭比例為12.5%、參與股票市場的家庭比例僅為7.9%，說明我國參與金融市場和股票市場的家庭比例較低。我國家庭持有風險資產占金融資產的比例僅為5.4%，股票資產占金融資產的比例僅為2.5%，進一步說明我國家庭持有風險資產較少。在樣本中，男性戶主比例為75.7%、已婚占比為94.3%、居民人均收人為5.72萬元，在去除極值后，收入的最大值為40.1萬元，最低為-0.528萬元。戶主的年齡平均為51.5歲，最小的23歲，最大的84歲。戶主家庭孩子數目平均為1～2個，比較符合我國實施計劃生育以后的政策。

3.內生性討論。在模型（1）和（2）中，宗教信仰可能是內生性變量。一方面，遺漏變量可能引起內生性。由于影響家庭參與金融市場和股市的因素有很多，基于數據的可得性，會遺漏一些變量。比如家庭文化、個體心理狀態(tài)、家族傳統(tǒng)等既會影響家庭是否參與宗教信仰，也會影響家庭是否參與金融市場及家庭金融資產的選擇。另一方面，聯(lián)立性（Simul-taneity）可能引起內生性。參與金融市場進行投資需要較多的資本，家庭的收入水平往往較高，而我國的高收人家庭更具有宗教信仰[39]。以上原因都會對我們估計的結果造成偏誤。

服內生性，采用工具變量法。經過反復試驗，采用宗教場所密度作為宗教信仰的工具變量，即每萬平方公里宗教場所數量[40]。數據來源于密西根大學和武漢大學共同開發(fā)的《空間宗教分析系統(tǒng)》⑦。

四、估計結果

（一）信仰與家庭金融市場參與

表3給出了家庭宗教信仰對股市參與的估計結果：第（1）列沒有考慮內生性，是Probit模型估計的結果;第（2）列是考慮內生性以后，用工具變量法估計的結果。

首先，分析關注變量對風險資產市場參與的影響。Probit模型估計結果顯示，宗教信仰的邊際效應為0.013，在10%水平上顯著，表明宗教信仰能顯著促進家庭參與風險資產市場。然而，這是在沒有考慮內生性的情況下得到的結果，可能有偏。第（2）列給出了采用工具變量的估計結果。表3底部報告了Durbin-Wu-H ausan檢驗結果，p值為0.000，在1%水平上拒絕了不存在內生性原假設，說明模型存在內生性。在兩階段估計的結果中，F(xiàn)值和t值分別為35.62、8.32，根據Stock和Yogo（2005）[41]的研究，F(xiàn)值大于10%的臨界值為16.38，故本文用每萬平方公里宗教場所數量做工具變量是合適的，且不存在弱的工具變量選擇問題。用工具變量估計的結果顯示，宗教信仰的邊際效應為0.447并在1%水平下顯著，與其他兩列估計結果顯著性一致，進一步說明宗教信仰能顯著促進家庭參與風險資本市場。

然后，分析控制變量對家庭金融市場參與的影響。戶主的風險偏好、教育水平、是否參與社會保障及家庭收入的對數都會促進家庭參與風險資本市場，并且在1%水平上顯著。由于金融市場有很多不確定性及高風險性，風險偏好者更喜歡參與;金融市場的參與需要一定的知識和技能，因此，學歷高和受教育水平更高家庭參與金融市場的概率更高，這與尹志超、宋全云、吳雨（2014）[5]的結果一致。家庭成員數量和農村地區(qū)在1%水平上抑制了居民參與金融市場，原因可能是一個家庭的家庭成員數量越多，面臨的經濟壓力越大，缺少資金參與金融市場[18]。農村地區(qū)由于知識水平和經濟條件較為落后，相比較于城市較少參與到金融市場中。家庭有房抑制了家庭參與風險資本市場，邊際效應為-0.005，但在統(tǒng)計水平上不顯著。已婚會抑制金融市場的參與，其邊際效應為0.004，并在5%水平上顯著。而戶主年齡估計顯示，對金融市場的參與并不是呈現(xiàn)線性關系，開始會促進金融市場的參與，隨著年齡增長會抑制個體參與金融市場，這可能與一個人年輕時候偏好風險，而到了一定年紀以后規(guī)避風險有關。

表3第（3）（4）列估計了宗教信仰對股市參與的影響。選取金融市場中有代表性的股票市場進一步分析宗教信仰對股市參與的影響。估計結果均顯示宗教信仰對股市參與具有正向促進作用，第（3）列是沒有考慮內生性的估計結果。宗教信仰對股市參與的回歸系數為0.102，邊際效應為0.011，并在10%水平上顯著。第（4）列是考慮內生性以后所估計出的結果。同樣選用宗教場所密度作為工具變量對模型進行估計，兩階段回歸結果顯示DWH和P值分別為101.91和0.000，說明模型存在內生性;F值和t值分別為35.62和8.32，根據上述類似的方法可知，不存在弱的工具變量問題。結果顯示，教信仰對居民股市參與的回歸系數為3.026，邊際效應為0.444并在1%水平上顯著?？刂谱兞抗烙嫿Y果與前面一致，此不贅述。

（二）信仰與家庭風險資產持有

表4給出了宗教信仰對金融資產選擇的估計結果。第（1）（2）列給出了風險資產占比的估計結果。第（2）列給出了考慮內生性以后的估計結果，DWH和P值分別為37.83、0.000，顯示宗教信仰存在內生性，F(xiàn)值為36.55，檢驗結果顯示不存在弱工具變量問題。第（1）（2）列結果顯示，宗教信仰會顯著促進戶主選擇金融資產中的風險資產，其中Ivtobit的估計邊際效應為0.309，在1%水平上顯著。風險偏好者更愿意持有風險資產，風險厭惡者為規(guī)避風險而減少風險資產持有。受教育程度越高的戶主，對金融資產的理解能力更強，從而更喜歡持有風險資產，這與Hong（2004）[l6]和Campell（2006）[43]等的研究結論一致;戶主的家庭成員數目越多，面臨的經濟壓力越大，由于擠出效應，則持有風險資產的占比越少。同時，戶主參與社會保障會促進家庭持有更多的風險資產。同樣，收入越高的家庭和經濟越發(fā)達的地區(qū)，會促進家庭持有風險資產;而農村地區(qū)會抑制家庭持有風險資產。

表4的第（3）（4）列是股票資產占比估計結果。同樣第（3）列是不考慮內生性所估計出來的結果，第（4）列是考慮內生性以后采用工具變量法所估計的結果，DWH結果顯示宗教信仰存在內生性，F(xiàn)值檢驗結果顯示不存在弱的工具變量選擇問題。上述估計結果均顯示，宗教信仰會顯著提升家庭持有股票資產，采用工具變量法的估計結果顯示邊際效應為0.348，且在1%水平上顯著。

五、穩(wěn)健性檢驗

由于少數民族地區(qū)宗教信仰的氛圍更加濃厚，參與宗教信仰的可能性更大，為了避免樣本選擇的影響，去除樣本中為少數民族⑧的戶主，重新得到的回歸結果見表5。從表5可以看出，在控制了其他變量以后，宗教信仰對家庭參與金融市場、股票市場和持有風險資產、股票資產的比重依然在1%水平上顯著，其邊際效應大小與基準回歸結果基本相一致，說明估計的結果是穩(wěn)健的?？刂谱兞康幕貧w結果與前文基本一致，此不再報告。

綜合以上的回歸結果，本文所得的結論是穩(wěn)健的。宗教信仰的參與會顯著促進家庭參與金融市場和股票市場，同時，會提升戶主風險資產及股票資產的配置。

由于從事金融行業(yè)的家庭可能會影響戶主參與金融市場，從而影響家庭的風險資產選擇，為避免干擾，去除樣本中有從事金融行業(yè)家庭的戶主，得到的回歸結果如表6所示。剔除樣本后，宗教信仰對家庭參與風險市場和股票市場顯著性與前文一致，其風險市場參與的邊際效應略微下降，而股票市場參與的邊際效應略微增加;宗教信仰對家庭持有風險資產占比、股票資產占比在1%水平上顯著為正，風險資產占比的邊際系數略微降低，股票資產占比的邊際系數略微增加，進一步說明我們估計的結果是穩(wěn)健的。