張 誠， 劉 瑜， 尹志超

(1.汕頭大學 商學院， 廣東 汕頭 515063；2.首都經(jīng)濟貿易大學 金融學院， 北京 100070)

一、問題的提出

近年來，中國家庭儲蓄率不斷變動。根據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)， 2011—2017年居民儲蓄率緩慢下降。2017年以后，儲蓄率逐漸回升，2019年儲蓄率達到45%。居民的消費決策和儲蓄行為影響經(jīng)濟的發(fā)展。一方面，低消費率和高儲蓄率制約著家庭的消費需求，阻礙中國經(jīng)濟的發(fā)展，不利于經(jīng)濟的穩(wěn)定增長和新發(fā)展格局的構建。另一方面，低消費率引發(fā)消費動力不足，導致經(jīng)濟增長對出口和投資的依賴程度增強，加劇經(jīng)濟結構的失衡。因此，家庭儲蓄率問題始終是學者重點所關注的話題。關于中國家庭高儲蓄率的解釋，學者主要從預防性儲蓄動機、收入不確定性、生命周期理論、金融發(fā)展、文化視角、收入分配、人口結構、住房等角度進行分析[1-7]。

此外，文化因素也是影響家庭儲蓄率的重要原因[8]。其中，具有代表性的研究是儒家文化對家庭儲蓄和消費的影響。儒家文化如何影響個體的消費和儲蓄行為？其研究結論存在爭議。一方面，多數(shù)學者研究發(fā)現(xiàn)，儒家文化觀念可能抑制家庭消費提高家庭儲蓄率。已有文獻主要從以下四個方面進行論述。第一，儒家文化重視“禮治”思想的傳承，提倡節(jié)約儲蓄的觀念，克制個人欲望[8]。第二，儒家文化中的“家族主義”與“節(jié)儉傳統(tǒng)”影響個體的行為，促進家庭儲蓄率水平的提升[9]。第三，儒家文化影響社會整體價值觀念，規(guī)范公眾在經(jīng)濟活動中的消費行為[4,10-11]。第四，儒家文化注重“傳宗接代”“男女尊卑有別”，以及隨之而來的“養(yǎng)兒防老”與“男孩偏好”思想，使得家庭資產(chǎn)配置偏向儲蓄存款與低風險投資[3]。另一方面，儒家文化氛圍越濃厚的地區(qū)，家庭儲蓄率可能越低。儒家文化推崇集體主義、以和為貴和風險規(guī)避等思想觀念。集體主義觀念直接影響家庭的消費水平。同時，集體主義觀念和社會網(wǎng)絡聯(lián)系緊密。而社會網(wǎng)絡被認為是非正規(guī)風險分擔的重要機制，具有促進消費降低儲蓄率的作用[12]。因此，儒家文化在一定程度上可能具有降低家庭儲蓄率的作用。關于文化因素對家庭儲蓄率的影響，其研究結論并不一致，這成了本文努力探究的動機。從現(xiàn)有文獻來看，較少有學者根植于特定的文化因素，來分析中國家庭高儲蓄率的原因。因此，本文將重點探究儒家文化影響中國家庭儲蓄率的機制，進一步豐富文化因素影響家庭儲蓄率的文獻。

與已有文獻研究相比，本文的邊際貢獻如下。第一，對于儒家文化指標的度量更加全面?，F(xiàn)有文獻大多基于某一個方面來衡量儒家文化，本文基于歷史資料，在區(qū)縣級層面，采用孔廟數(shù)量、書院數(shù)量與烈女貞節(jié)牌坊數(shù)量作為儒家文化度量指標，實證分析儒家文化對中國家庭儲蓄率的影響。與已有文獻相比，這些指標在對儒家文化的度量上更加深入全面。第二，在機制分析上，本文從男孩偏好和風險偏好角度，探究儒家文化影響家庭儲蓄的內在機制，更加全面厘清了儒家文化影響家庭儲蓄率的原因?，F(xiàn)有文獻在分析文化影響家庭儲蓄率的機制時，主要從城鄉(xiāng)差異、地區(qū)開放程度和代際支持等方面進行分析。

二、理論分析與研究假設

(一)儒家文化與家庭儲蓄率

經(jīng)典的微觀經(jīng)濟學理論認為，“經(jīng)濟人”都是理性并且完全自私的，從物質消費中獲取效用。與現(xiàn)實更為接近的新經(jīng)濟人模型則強調，“經(jīng)濟人”獲取效用的途徑不僅包括物質消費，還包括抽象意義的社會價值，比如被人尊重、較高的社會地位、良好的社會榮譽等。因此，拓展的新經(jīng)濟人模型，將帶來效用的非物質元素考慮到模型當中：U=U(C,X)。其中，C表示各種物品的消費集，X表示抽象意義的社會價值。萬光彩、肖正根[9]在標準經(jīng)濟人模型的基礎上，將儒家文化中的兩大核心價值觀“節(jié)儉傳統(tǒng)”和“家族主義”作為抽象的社會價值觀進行理論建模，結果表明儒家文化導致了國別層面儲蓄率的差異。

與本文最密切相關的是孫濤和黃少安[2]、葉德珠等[13]的研究。葉德珠等[13]基于文化習俗指數(shù)中的未來導向、社會導向的集體主義、小團體集體主義以及明清時期狀元數(shù)量，在省級層面構造了儒家文化指數(shù)。孫濤、黃少安[2]在理論層面，研究了儒家文化作為非正式的制度對居民消費和儲蓄行為的影響，從代際支持和不確定性方面進行機制分析。本文則從儒家文化指標度量和機制分析兩個維度進行了有益拓展。

幾千年來，儒家文化一直影響著中國人的價值觀念、行為規(guī)范與社會關系，維系著中國的社會結構和家庭結構。在儒家文化熏陶下，個體形成的文化習俗和價值觀念塑造了多數(shù)家庭對子女性別的偏好。父母對男孩的偏好會進一步提高中國的性別比。近年來，由于中國性別失衡現(xiàn)象突出，婚姻市場相對擠壓，存在大量難以婚配的適婚年齡男性。因此，父母傾向于增加家庭儲蓄或者配置房產(chǎn)來提高兒子在婚姻市場中的相對吸引力[3]。并且，儒家文化推崇集體主義、中庸、以和為貴等價值觀。在這種價值觀念的影響下，多數(shù)家庭的投資風險偏好過于保守，傾向于低風險投資或無風險投資，影響家庭的儲蓄行為決策。據(jù)此，本文提出如下假設。

H1：儒家文化顯著提高家庭儲蓄率。

(二)儒家文化、性別偏好與家庭儲蓄率

儒家文化在中國傳統(tǒng)文化中長期占據(jù)主導地位。中國異常的出生性別比例，離不開中國傳統(tǒng)文化與習俗的影響。傳統(tǒng)的儒家文化直接作用于人們的思維觀念，導致人們在生育觀念上存在性別偏好。由于中國性別失衡的現(xiàn)象突出，父母在配置家庭資產(chǎn)時會優(yōu)先考慮子女未來的婚配需要。在婚姻形成過程中，男女雙方往往難以了解對方真實信息，即男性清楚自己的真實經(jīng)濟狀況，女性則缺乏了解。為了應對信息不對稱問題，女性會通過各種信息渠道來了解男方。然而，由于存在信息偽裝情況，女性較難獲得真實可靠信息。因此，在這個過程中，彩禮或者房產(chǎn)數(shù)量能夠發(fā)揮信號顯示和傳遞的作用，能夠促成婚姻成立和穩(wěn)定。Wei & Zhang[3]提出“競爭性”儲蓄動機，指出僅養(yǎng)育一個兒子的家庭會通過提高儲蓄率來增加下一代在婚姻選擇中的相對吸引力。Li & Wu[14]發(fā)現(xiàn)，生育男孩的家庭，會考慮下一代未來婚姻選擇情況，投資高風險金融資產(chǎn)(股票和基金)的概率下降，傾向于投資房屋等低風險金融資產(chǎn)。魏下海、萬江滔[15]研究發(fā)現(xiàn)，在性別失衡嚴重地區(qū)，與生育女孩家庭相比，生育男孩家庭普遍具有更低的風險偏好，傾向于對房屋的投資，降低對高風險金融資產(chǎn)的持有。性別失衡是解釋家庭對股票參與和風險投資存在不同偏好的關鍵因素[16]。性別比的提高導致男性在婚姻選擇的市場中議價能力偏低，父母需要承擔不菲的彩禮支出?；诖?，本文提出如下假設。

H2：儒家文化影響家庭男孩偏好，加重了地區(qū)的性別失衡，提高家庭儲蓄率。

(三)儒家文化、風險偏好與家庭儲蓄率

一方面，儒家文化會對個體風險偏好產(chǎn)生影響。孔子雖未直接論述儒家文化對個體風險偏好的影響，但作為儒家思想的代表人物，孟子在《孟子·盡心》一書中“知命者不立乎巖墻之下”的表述，反映了儒家文化規(guī)避風險的思想。此外，儒家文化價值觀強調個體在社會集體中的作用，不主張自己為獨立個體。個體的冒險行為被視為對集體利益的挑戰(zhàn)，影響群體的和諧。因此，完全受集體意識形態(tài)影響的組織和個人往往厭惡風險。金智等[10]研究儒家文化與公司風險承擔的關系，認為儒家文化的強弱程度與公司的風險承擔程度是負相關的。孫濤、黃少安[2]研究發(fā)現(xiàn)，儒家文化推動了家族和家庭成為經(jīng)濟互助、互保的組織。

另一方面，儒家文化在直接影響家庭投資風險偏好的同時，還會通過左右家庭內部人員購買商業(yè)養(yǎng)老保險的情況來間接影響家庭的投資風險偏好[11]。閆竹、王驁然[17]實證檢驗了儒家文化對家庭股票投資決策的影響，發(fā)現(xiàn)儒家文化觀念會顯著降低家庭的股票市場參與度。以上的研究表明，儒家文化可能顯著影響居民的風險偏好水平。已有研究也證實，居民風險偏好會對家庭資產(chǎn)配置、儲蓄等行為產(chǎn)生影響。中國投資者風險偏好的異質性能夠進一步解釋投資者的儲蓄行為、金融資產(chǎn)決策等差異[18]。葉德珠等[8]在基于優(yōu)勢分析的跨國實證研究中，認為代表風險偏好的“不確定性規(guī)避”與儲蓄率顯著負相關。對此，本文提出如下假設。

H3：儒家文化氛圍抑制居民的風險偏好，從而提高家庭儲蓄率。

三、研究設計

(一)樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于兩個方面：家庭層面的微觀調查數(shù)據(jù)和歷史層面的儒家文化數(shù)據(jù)。其中，家庭層面的數(shù)據(jù)來源于西南財經(jīng)大學2017年在全國范圍內開展的中國家庭金融調查(China Household Finance Survey, CHFS)項目。CHFS調查了除新疆、西藏和港澳臺地區(qū)的全國29個省、自治區(qū)、直轄市的353個區(qū)縣，使其在全國層面、城鎮(zhèn)層面和農村層面均具有代表性。數(shù)據(jù)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。詳細詢問了家庭收入和消費的信息，為研究家庭儲蓄率問題提供了可靠的數(shù)據(jù)支持。CHFS數(shù)據(jù)采用科學、隨機的抽樣方式，調查數(shù)據(jù)具有良好的代表性，數(shù)據(jù)質量較高。地區(qū)層面的儒家文化數(shù)據(jù)來源于明清時期的歷史資料，經(jīng)手工整理得出。其中衡量儒家文化的書院數(shù)據(jù)來源于《明清書院研究》①，孔廟數(shù)據(jù)來源于《中國孔廟》②，明清烈女貞節(jié)牌坊數(shù)據(jù)來源于《明史·列女傳》③和《清史稿》④。

(二)變量定義

1.被解釋變量

被解釋變量為家庭儲蓄率，為保持實證結果的可靠性與穩(wěn)健性，本文使用已有文獻對家庭儲蓄率的定義方法。第一種是標準度量儲蓄率的方法，即總收入減去消費支出⑤的差額占總收入的比例。其中，家庭總收入包括工資收入、財產(chǎn)收入、轉移性收入等，消費支出包括購買日用品、食物、交通、娛樂、通信產(chǎn)生的費用等。在家庭消費支出中，關于教育與醫(yī)療方面的支出具有偶然性的特點，可能會導致異常值的出現(xiàn)。因此，本文借鑒蘇華山等[7]的做法，從消費支出中扣除教育支出與醫(yī)療支出 ，用家庭的總收入減去家庭的消費支出再除以家庭的總收入。出于穩(wěn)健性考慮，本文參考Deaton & Paxson[19]的方法，使用家庭儲蓄率的第二種定義方法，用家庭收入的對數(shù)與家庭消費的對數(shù)之間的差距來衡量儲蓄率。

2.解釋變量

解釋變量為儒家文化指數(shù)，已有文獻主要從以下幾個方面來進行衡量。首先，大多數(shù)學者基于樣本所在地區(qū)儒家學校的數(shù)量以及書院數(shù)量，來衡量地區(qū)儒家文化程度 。其次，一些學者用孔廟數(shù)量來代表地區(qū)儒家文化程度[10]。然后，還有一些學者利用明清歷史時期地區(qū)烈女的數(shù)量來度量地區(qū)的儒家文化水平[20]。此外，部分學者基于“養(yǎng)兒防老”觀念的態(tài)度來衡量儒家文化程度[21]。本文在參考文獻的基礎上，基于歷史資料，使用地區(qū)孔廟、書院與烈女貞節(jié)牌坊數(shù)量來綜合衡量縣級層面地區(qū)的儒家文化水平。如果一個區(qū)縣地區(qū)有這三種類型的其中任何一種，本文都定義為這個地區(qū)受儒家文化影響，賦值為1，否則賦值為0。另外一種定義方式則是考慮數(shù)量維度，按照地區(qū)內的孔廟數(shù)量、書院數(shù)量以及烈女貞節(jié)牌坊數(shù)量的總和來對儒家文化進行賦值，沒有即賦值為0⑥。本文分別使用這兩種指標來衡量一個地區(qū)受儒家文化影響的程度。

3.控制變量

本文在借鑒研究家庭儲蓄率文獻的基礎上[22]，選取了以下控制變量：戶主特征變量，包括戶主年齡、受教育水平⑦、戶主婚姻狀況、戶主戶籍狀況；家庭特征變量，如家庭規(guī)模、人均收入、醫(yī)療保險參與情況、養(yǎng)老保險參與情況、住院情況、男孩數(shù)量、子女數(shù)量、老年人口數(shù)量、家庭資產(chǎn)、個體工商業(yè)經(jīng)營、住房數(shù)量；地區(qū)特征變量，如社區(qū)平均消費水平以及城市房價⑧等。

從表1的描述性統(tǒng)計結果可知，中國家庭的儲蓄率在不同定義下，平均水平分別為18.3%、30.2%，說明中國家庭的儲蓄率普遍較高。家庭戶主的平均年齡為54.17歲，為避免年齡極端值的影響，本文將戶主年齡限定在16～80歲；戶主農村戶籍比例為31.9%；戶主外資企業(yè)工作的比例為0.9%。家庭人均收入為2.834萬元；家庭平均資產(chǎn)和負債分別為107.130萬元、4.882萬元。家庭成員平均受教育水平為3.459，文化程度介于初中和高中之間。家庭中平均男孩子數(shù)量為0.463個，孩子總數(shù)量平均為0.749個。家庭成員參與醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險的比例分別為93.5%、82.2%，平均入院率為14.1%。家庭成員平均擁有的住房數(shù)量為1.113套。家庭個體工商業(yè)經(jīng)營比率為14.4%。社區(qū)平均消費為4.036萬元，家庭所在城市的平均房價為1.628萬元。在數(shù)據(jù)的清理過程中，為避免離群值的影響，本文借鑒李雪松和黃彥彥[6]、尹志超和張誠[22]的方法，將家庭總收入和消費小于0的樣本刪除，將儲蓄率的上下限取值為-1和1。然后，本文將處理后的家庭數(shù)據(jù)和儒家文化指數(shù)數(shù)據(jù)進行匹配，最終得到的樣本總量為37 814個。

(三)模型構建

為考察儒家文化對家庭儲蓄率的影響，本文將模型設立如下：

Savingij=α0+α1×Rujiaj+∑βXij+εij

(1)

Savingij表示j地區(qū)第i個家庭的儲蓄率。Rujiaj表示j地區(qū)儒家文化程度。Xij為控制變量向量，包括個體特征變量、家庭特征變量和地區(qū)特征變量，εij為殘差項。

另外，為考察儒家文化對家庭儲蓄率發(fā)生作用的機制，本文構建如下回歸模型：

Yij=α0+α1×Rujiaj+∑βXij+εij

(2)

Savingij=α0+α1×Yij+∑βXij+εij

(3)

其中，Yij代表家庭i在j地區(qū)的男孩偏好和戶主的風險偏好水平，其他變量的含義與基準模型一致，為避免重復不予贅述。

四、實證結果及分析

(一)基準回歸分析

首先，本文基于CHFS數(shù)據(jù)探究儒家文化與中國家庭儲蓄率是否存在因果關系。表2是基于普通最小二乘法(OLS)的估計結果。列(1)和列(2)分別為用不同的方法度量儒家文化并考慮其他控制變量后的OLS估計結果，列(3)和列(4)是改變儲蓄率定義之后的估計結果。

表2 儒家文化影響中國家庭儲蓄率的回歸結果

續(xù)表2

根據(jù)表2的列(1)和列(2)可知，儒家文化1估計系數(shù)為0.012 3，且儒家文化指數(shù)在10%的水平下顯著，表明儒家文化顯著提升中國家庭儲蓄率。儒家文化2的估計系數(shù)在1%的水平下顯著為正，表明一個地區(qū)孔廟、書院數(shù)量與烈女貞節(jié)牌坊數(shù)量越多，即該地區(qū)儒家文化氛圍越濃厚，家庭儲蓄率水平越高。控制變量的回歸結果基本符合預期。戶主年齡與家庭儲蓄率呈現(xiàn)倒“U”型的關系，個體在年輕時努力工作積極儲蓄；在年老退休時期進行消費，儲蓄率下降，符合生命周期假說理論。家庭規(guī)模增大顯著提高了家庭儲蓄率水平，原因可能是家庭人口與勞動力人口正相關，使得家庭收入來源更加廣泛，引起家庭儲蓄率水平提高。家庭人均收入提升能夠促進儲蓄率水平提高，這與李雪松、黃彥彥[6]研究結論一致。家庭養(yǎng)老保險參與和醫(yī)療保險參與的估計系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，說明社會保障并沒有抑制家庭的儲蓄率，降低家庭的預防性儲蓄動機[5]。社會統(tǒng)籌模式的養(yǎng)老保險，較大程度地擠占家庭消費，當前的養(yǎng)老體系未能提供很好的保障，居民參與養(yǎng)老保險依然缺乏安全感[23]。家庭成員住院會顯著提高家庭的儲蓄率水平，可能是個體預期未來醫(yī)療需要較多的支出，家庭會削減當前的消費，增加儲蓄。受教育水平在1%的水平下顯著為正，說明受教育水平提升顯著提高了家庭儲蓄率。其原因是受教育水平的提升帶來居民收入水平的提高，提升家庭的儲蓄意愿和儲蓄能力。老人數(shù)量越多，家庭儲蓄率水平越高。家庭子女數(shù)量對家庭儲蓄率的影響并不顯著，而家庭男孩數(shù)量對儲蓄率的估計系數(shù)在1%的水平下顯著為正，表明家庭男孩數(shù)量增多顯著提高了家庭儲蓄率水平，婚姻市場競爭的加劇，使得男孩家庭父母推遲消費，提高家庭的儲蓄率水平[7]。戶主外資企業(yè)工作抑制家庭儲蓄率水平的提升，原因可能是個體受外資企業(yè)文化的影響，儲蓄意愿較低。家庭經(jīng)營個體工商業(yè)顯著抑制儲蓄率水平的提高，由于工商業(yè)日常經(jīng)營需要支出較多的現(xiàn)金流，導致儲蓄率水平下降。社區(qū)其他家庭的平均消費抑制家庭儲蓄率，家庭消費容易受到周圍人群的影響，存在消費攀比，引發(fā)本家庭消費水平的提高，使得家庭儲蓄率水平下降。相比較于城市家庭，農村家庭儲蓄率水平較低，原因可能是城市和農村地區(qū)家庭收入差距所導致。地區(qū)房價、家庭資產(chǎn)和家庭負債抑制家庭儲蓄率水平的上升。家庭資產(chǎn)對儲蓄率無顯著性影響。

為了進一步論證結果具備穩(wěn)健性與可靠性，表2中列(3)和列(4)的回歸處理改變了儲蓄率的定義方式。估計結果顯示，儒家文化1對儲蓄率2的影響在5%的水平下顯著，回歸系數(shù)為0.015 2。儒家文化2的回歸系數(shù)為0.015 9，在1%的水平下顯著為正。以上的估計結果進一步說明，儒家文化能夠顯著提高家庭儲蓄率水平。

(二)機制分析

通過以上的實證分析不難發(fā)現(xiàn)，儒家文化能夠顯著提升中國家庭的儲蓄率。本文將從以下兩個方面對儒家文化影響家庭儲蓄率的機制進行分析。一方面，儒家文化通過影響家庭子女的性別偏好來影響家庭儲蓄率?；趯θ寮椅幕嚓P文獻的梳理，本文發(fā)現(xiàn)地區(qū)儒家文化氛圍會影響家庭的“男孩偏好”觀念，所造成的性別失衡現(xiàn)象會影響家庭儲蓄率。另一方面，一個地區(qū)的儒家文化程度越高，居民越厭惡風險，這種風險偏好會進一步促進家庭持有無風險資產(chǎn)，進而影響家庭的儲蓄行為。接下來，本文將基于以上兩個方面來探究儒家文化影響中國家庭儲蓄率的內在機制。

1.性別偏好的機制分析

中國傳統(tǒng)性別文化主要是受到儒家性別倫理思想內涵的影響，傳統(tǒng)的“養(yǎng)兒防老”“有兒才等于有后”的觀念盛行。在這種儒家傳統(tǒng)性別文化影響下，家庭對于子女性別的偏好明顯，導致中國出生的男女性別比居高不下。在表3中列(1)與列(2)報告了儒家文化對地區(qū)男孩偏好的估計結果。本文參照李磊等[24]的做法，利用一定區(qū)域內的性別比來衡量性別偏好。具體而言，本文利用縣級區(qū)域范圍內男孩數(shù)量占子女數(shù)量的比例來衡量。通常而言，一個地區(qū)男孩占比越高，該地區(qū)男孩偏好觀念越強。前兩列的估計結果表明，該地區(qū)儒家文化程度在1%的統(tǒng)計水平下顯著提高男孩占比。在傳統(tǒng)儒家文化的影響下，家庭選擇生育兒子的概率更高。因此，家庭受儒家文化影響下的這種“男孩偏好”會進一步推高地區(qū)的性別比。性別失衡、婚配市場擠壓使得適婚兒子的家庭儲蓄壓力增加，導致家庭產(chǎn)生競爭性儲蓄動機[3]。同時，男孩多的家庭也可能需要增加儲蓄負擔子女婚戀期間的支出。因此，儒家文化可能會通過影響一個地區(qū)男孩偏好對家庭儲蓄率產(chǎn)生影響。表3中列(3)和列(4)顯示了男孩偏好對家庭儲蓄率的影響，估計系數(shù)在1%的水平下顯著為正，說明越偏好男孩的地區(qū)家庭儲蓄率越高。綜合表3的結果可以說明，儒家文化會影響地區(qū)生育男孩的數(shù)量，造成性別失衡，從而對中國的家庭儲蓄率產(chǎn)生影響。原因是男孩占比的提升，導致婚姻市場競爭的加劇[3]，男孩家庭未來彩禮支出增加，促使有兒子的家庭進行積極儲蓄。

表3 儒家文化、性別偏好與家庭儲蓄率的回歸結果

表4 儒家文化、風險偏好與家庭儲蓄率的回歸結果

2.風險偏好的機制分析

儒家文化推崇集體主義、以和為貴、規(guī)避風險等思想觀念，個體在儒家文化的長期影響下投資思想趨向保守。表4中前兩列顯示了儒家文化對地區(qū)居民風險厭惡的影響，估計系數(shù)分別在10%和1%的水平下顯著為正，說明儒家文化越濃厚的地區(qū)居民越規(guī)避風險。儒家文化直接影響家庭的風險偏好[11]，抑制公司的風險承擔程度[10]。居民的風險偏好水平越低，家庭持有低風險資產(chǎn)的意愿就越強。列(3)和列(4)顯示了風險厭惡對家庭儲蓄率的影響，估計系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，說明風險厭惡提高了家庭儲蓄率。個體風險偏好的“不確定性規(guī)避”與儲蓄率顯著負相關[8]。儒家文化顯著影響家庭的風險偏好[11]，抑制居民持有風險資產(chǎn)的可能，提高居民的儲蓄意愿。

表5進一步探究了儒家文化對一個地區(qū)居民持有風險資產(chǎn)的影響。估計結果發(fā)現(xiàn)，不同定義的儒家文化均對風險資產(chǎn)持有起到抑制作用，且在1%的水平下顯著[17]。本文進一步說明，儒家文化會促使家庭持有安全資產(chǎn)，從而提高家庭的儲蓄水平。

綜上可知，地區(qū)儒家文化能夠顯著提高家庭儲蓄率水平。本文進一步分析其內在機制發(fā)現(xiàn)，地區(qū)儒家文化會顯著增強家庭男孩偏好觀念、提高居民的投資風險厭惡程度，從而影響家庭的儲蓄率水平。

表5 儒家文化影響家庭風險資產(chǎn)選擇的回歸結果

(三)異質性分析

本文按照戶主的受教育水平和家庭的收入水平，進一步分析不同家庭特征中儒家文化氛圍對家庭儲蓄率的影響。同時，分析不同地區(qū)的異質性影響。

第一，受教育水平差異的影響。表6中列(1)和列(2)報告了儒家文化對不同受教育程度個體家庭儲蓄率的影響。結果顯示，受教育程度較高和較低群體的估計系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，且差異性檢驗顯示兩組系數(shù)在10%的水平下存在明顯差異。估計結果表明，相對于受教育水平較高的家庭，儒家文化對受教育水平較低家庭儲蓄率的影響作用程度更大。一方面，受教育水平通過降低不確定性來影響家庭的儲蓄行為[25]，戶主受教育程度越高的群體家庭儲蓄率越低[26]。另一方面，文化程度越低的家庭，思想觀念越保守，傳統(tǒng)的儒家文化觀念對該群體的儲蓄行為決策影響越強，該群體的儲蓄率水平越高。

表6 儒家文化對家庭儲蓄率影響的異質性分析結果

第二，不同地區(qū)的影響。列(3)和列(4)報告了儒家文化對東部地區(qū)和中西部地區(qū)家庭儲蓄率的影響。估計結果表明，中西部地區(qū)的儒家文化估計系數(shù)在5%的水平下顯著高于東部地區(qū)，說明儒家文化對中西部地區(qū)家庭儲蓄率的影響程度更大。東部地區(qū)位于沿海地帶，開放程度較高，家庭的儲蓄消費行為易受外來文化沖擊的影響[13]。因此，相比較中西部地區(qū)，儒家文化對東部地區(qū)家庭儲蓄率的影響程度較小。

第三，家庭收入水平的異質性分析。本文將樣本中最低25%和中間50%作為中低收入群體，最高25%的樣本為高收入群體。估計系數(shù)顯示，儒家文化對不同收入組的影響均在1%的水平下顯著為正，對中低收入群體的影響程度較大。一方面，收入水平越高的群體儲蓄率越低[27]。另一方面，收入水平越低的群體抵抗不確定性的能力越弱，抑制消費水平的提升[28]，傳統(tǒng)的儒家文化觀念對該群體的作用程度越大。

(四)穩(wěn)健性檢驗

通過以上分析可知，地區(qū)的儒家文化顯著提高家庭儲蓄率水平。為保證估計結果的穩(wěn)健性，本文將分別從內生性處理、替換解釋變量度量方式、替換估計方法等方面進行考慮。

1.考慮內生性：工具變量法估計

模型(1)中，儒家文化對家庭儲蓄率的影響可能存在內生性問題。其一，遺漏變量問題。比如遺漏變量預防性儲蓄動機可能會導致估計結果偏大，一方面，預防性儲蓄動機會受到儒家文化的影響。由于儒家文化提倡節(jié)儉，該地區(qū)居民的預防性儲蓄動機可能會較強。另一方面，預防性儲蓄動機是家庭進行儲蓄的重要原因。因此，遺漏變量問題可能導致儒家文化的估計系數(shù)有偏。還有個體消費習慣、地方風俗與其他文化因素等不可觀測的變量。這些變量可能會受到儒家文化的影響，同時也會影響家庭的儲蓄和消費行為，從而產(chǎn)生內生性問題。其二，反向因果關系。本文的因果關系識別可能不會受到反向因果關系的干擾，原因是一個家庭現(xiàn)在的儲蓄率水平很難影響一個地區(qū)過去的儒家文化程度。針對遺漏變量所產(chǎn)生的內生性問題，本文采用工具變量法進行兩階段估計。參考以往文獻，本文選取明清時期省級層面的科舉考試狀元數(shù)量作為儒家文化的工具變量。一個合格的工具變量需滿足兩個條件：一是相關性，選取的工具變量要與內生變量相關；二是排他性，工具變量與被解釋變量不直接相關，或者工具變量僅僅通過內生變量來影響被解釋變量。本文選取明清時期省級層面狀元的數(shù)量作為儒家文化的工具變量。一方面，通常一個省份狀元數(shù)量越多, 說明該省份的儒家氛圍基礎越濃厚，儒家文化與各省的狀元數(shù)量密切相關[13]。另一方面，明清時期省級層面的狀元數(shù)量很難直接影響家庭的儲蓄行為。因此，本文選取的工具變量較為合理。

表7是工具變量回歸結果。結果顯示，儒家文化1的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著，回歸估計系數(shù)分別為0.304 6和0.350 2。儒家文化2的系數(shù)同樣在1%的水平下顯著，進一步證明儒家文化能夠顯著提高家庭儲蓄率。

2.替換解釋變量

前文在定義儒家文化時，基于地區(qū)孔廟數(shù)量、書院數(shù)量和貞節(jié)牌坊數(shù)量合成儒家文化指數(shù)。此處將儒家文化分散成3個分項指標，即孔廟數(shù)量、書院數(shù)量、貞節(jié)牌坊數(shù)量。用地區(qū)內孔廟、書院與貞節(jié)牌坊數(shù)量來度量地區(qū)儒家文化程度。若孔廟、書院數(shù)量與貞節(jié)牌坊數(shù)量越多，則按照其數(shù)量的總和來對儒家文化進行賦值，沒有即賦值為0。

表7 考慮內生性的工具變量回歸結果

表8是儒家文化各個分項指標對家庭儲蓄率的影響。列(1)～列(3)的回歸結果顯示，儒家文化的估計系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，孔廟數(shù)量、書院數(shù)量、貞節(jié)牌坊數(shù)量的估計系數(shù)分別是0.226 4、0.549 0、0.397 0。列(4)～列(6)的回歸結果表明，孔廟數(shù)量、書院數(shù)量、貞節(jié)牌坊數(shù)量的估計系數(shù)依然在1%的水平下顯著為正，說明儒家文化顯著提升了家庭儲蓄率。以上估計結果表明，本文所得結論是穩(wěn)健的。

表8 儒家文化分項指標影響家庭儲蓄率的回歸結果

3.替換估計方法：Tobit模型估計

為避免被解釋變量的離群值波動太大，本文將儲蓄率1和儲蓄率2的上限和下限分別設置為-1和1。在樣本中有較小的一部分值被壓縮至上下限。為保證估計結果的穩(wěn)健性，本文使用當被解釋變量受限時已有文獻通常采用的Tobit模型進行估計。表9報告了兩種儒家文化定義下考慮內生性時IV-Tobit模型的估計結果。無論解釋變量的定義是儒家文化1還是儒家文化2，估計結果均表明儒家文化對家庭儲蓄率有顯著的促進作用，且均在1%的水平下顯著。

表9 儒家文化影響家庭儲蓄率的回歸結果：IV-Tobit模型

綜合以上穩(wěn)健性檢驗，說明本文的實證結果是可靠的，進一步說明地區(qū)的儒家文化顯著提高家庭的儲蓄率水平。

五、研究結論與政策建議

本文基于2017年中國家庭金融調查數(shù)據(jù)，實證分析儒家文化對家庭儲蓄率的影響。為避免內生性引起的估計偏差，選取明清時期省級層面狀元數(shù)量作為儒家文化的工具變量進行估計。主要研究結果表明，儒家文化顯著影響家庭的儲蓄行為決策。具體而言，地區(qū)儒家文化程度越高，當?shù)鼐用窦彝π盥试礁摺C制分析表明，地區(qū)儒家文化影響家庭 “男孩偏好”的觀念，導致性別比例失衡，促進家庭儲蓄率水平的提高。同時，儒家文化顯著提高居民的風險厭惡程度，抑制家庭持有金融風險資產(chǎn)的比例，增強家庭的儲蓄意愿。異質性分析發(fā)現(xiàn)，儒家文化對低教育水平、中西部地區(qū)和低收入群體儲蓄行為的影響更為敏感。

本文的研究結論對相關部門的政策制定具有一定的參考價值。目前，中國家庭的消費率仍然處于較低水平，人口老齡化將深刻影響宏觀儲蓄規(guī)模[29-31]。高儲蓄率和消費不足嚴重影響中國的經(jīng)濟發(fā)展，制約著經(jīng)濟結構的轉型。探究影響中國家庭高儲蓄率的因素已成為學者關注的重點，能夠為政府部門制定擴大內需、促進居民消費的政策提供參考?；诖耍疚耐ㄟ^實證研究發(fā)現(xiàn)提出如下建議。

一方面，受傳統(tǒng)文化影響深遠的地區(qū)，相關部門應注重引導居民思想意識的轉變，提高民眾“子女性別平等”意識，讓大眾認識到性別失衡不僅會對人口結構產(chǎn)生不利影響，還會影響社會經(jīng)濟發(fā)展，抑制家庭消費。(1)加強文化宣傳和教育。在九年義務教育的基礎上，政府及相關部門對偏遠和落后地區(qū)的居民應實施更加精準的教育幫扶。通過文化宣傳和教育的引導，提高居民的文化素養(yǎng)，最大限度降低居民受傳統(tǒng)文化束縛的影響。(2)完善養(yǎng)老金保障制度，消除部分人群“老無所養(yǎng)”的擔憂，特別是在農村低收入家庭中。例如，對只生女孩的家庭，應盡快建立完善的社會養(yǎng)老金制度。另一方面，政府部門應加大對低收入、低教育水平和中西部地區(qū)居民的保障力度，比如財政的補貼以及轉移支付，提升他們的收入水平，進而使得該群體消費觀念和儲蓄行為發(fā)生轉變。政府在制定促進消費的相關政策時，不僅需要引導人們樹立理性的消費觀念，還需要注重傳統(tǒng)文化對人們經(jīng)濟行為的影響，特別是弱化傳統(tǒng)“養(yǎng)兒防老”的觀念，從而真正起到擴大內需、刺激經(jīng)濟增長的作用。

注 釋：

①白新良：《明清書院研究》，北京：故宮出版社，2012年。書中詳細記錄了明清時期書院的舊址、朝代、名稱以及現(xiàn)在所屬省、市、區(qū)縣。本文根據(jù)書院所在的區(qū)縣與中國家庭金融調查數(shù)據(jù)進行匹配，孔廟數(shù)據(jù)和烈女貞節(jié)牌坊數(shù)據(jù)與書院數(shù)據(jù)匹配類似。

②范小平：《中國孔廟》，成都：四川文藝出版社，2004年。

③作者不詳，錄明朝遵守婦道、教化女性堅守貞操的女子,剛正有節(jié)操的女子；抗拒強暴或殉夫而死的女子的傳記，是明朝統(tǒng)治階級為了更好統(tǒng)治而進行的一種思想文化的傳播。

④《清史稿》是中華民國初年由北洋政府設館編修，記載清朝歷史的紀傳體歷史著作。全書共有五百三十六卷，其中本紀二十五卷，志一百四十二卷，表五十三卷，列傳三百一十六卷，以紀傳為中心。

⑤根據(jù)問卷，家庭消費主要包括如下幾項。如食品支出，包括伙食費支出、煙酒精飲料支出；日常生活費支出，包括水、電、燃料費、暖氣費、物業(yè)管理費；日用品支出，包括洗衣用品、洗涮工具、手工用品、衛(wèi)生紙和床上紡織品等；通信費支出，包括電話費、手機費、有線電視費和上網(wǎng)費；文化娛樂支出，包括書報費、看電影費、酒吧、網(wǎng)吧、養(yǎng)寵物、游樂場、藝術器材、體育用品、旅游及健身費用；美容支出，包括整容、購買護膚品、化妝品、美容護理；本地交通費用，包括地鐵費、公共汽車費、出租車及網(wǎng)約車費、自駕車的各種費用(油費、停車費、保養(yǎng)費、過路費等，但不包括旅游目的的自駕游)；購買衣物支出；住房維修花費(不包括改善住房性能和結構、擴大住房面積的支出)。

⑥若一個地區(qū)內沒有孔廟、書院或烈女貞節(jié)牌坊，本文賦值為0；若地區(qū)僅有孔廟，則根據(jù)孔廟的數(shù)量來衡量儒家文化程度；若所在地區(qū)既有孔廟又有書院，則根據(jù)二者的數(shù)量之和來進行衡量，以此類推。

⑦對于戶主受教育程度，本文根據(jù)問卷中的問題“您的文化程度是？1.沒上過學；2.小學；3.初中；4.高中；5.中專/職高；6.大專/高職；7.大學本科；8.碩士研究生；9.博士研究生”進行度量。

⑧其中城市房價數(shù)據(jù)來源于住房大數(shù)據(jù)聯(lián)合實驗室數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)來源于2017年中國家庭金融調查(CHFS)。