信仰与中国家庭金融市场参与

尹志超 张诚

摘要：基于中国家庭金融调查（CHFS）数据，研究宗教信仰对家庭金融市场参与和金融资产选择的影响。结果表明：宗教信仰会显著促进家庭参与金融市场，同时会显著促进家庭参与股票市场，而且宗教信仰会提升家庭持有风险资产和股票资产的比重。进一步研究发现：社会互动会显著促进有宗教信仰的居民参与金融市场和持有风险资产，人力资本积累是推动宗教信仰者参与金融市场的重要原因，信仰不同宗教的家庭对金融市场参与的态度存在显著差异。因此，金融相关部门制定政策时需充分考虑信仰的潜在影响。

关键词：信仰;金融市场参与;金融资产选择

中图分类号：F832

文献标识码： A

文章编号：1003-7217（2019）03-0015-09

一、引言

习近平总书记在党的十九大报告中指出：中国特色社会主义已经进入新时代，我国当前的社会主要矛盾已经转化为人民日益增长的美好生活需要同不平衡不充分发展之间的矛盾。从家庭金融的角度分析，不充分发展体现在家庭参与金融市场率较低、持有金融资产比重较少;不平衡发展更多体现在城乡间、区域间家庭在金融市场参与程度、风险资产持有比重方面的巨大差异。依据2013年中国家庭金融调查数据，我国家庭金融市场参与率为12.5%，股票市场参与率为7.9%，家庭持有风险资产比重为5.4%，股票资产比重为2.5%。按城乡划分，家庭金融市场参与率分别为1 7.7%、1.3%，家庭持有风险资产比重分别为7.7%、0.4%;按东中西部划分，家庭金融市场参与率分别为17.7%、7.9%、8.1%，家庭持有风险资产比重分别为7.8%、3.3%、3.5%。从以上数据可以看出，整体上我国家庭参与金融市场的程度较低，持有金融风险资产的比重较少，同时在金融市场参与和风险资产持有比重上，城乡地区和区域间存在巨大的差异，研究家庭有限参与金融市场就成为家庭金融文献的一个重要问题。

已有文献在研究影响家庭金融决策的因素时，主要从以下三个方面进行：第一，人口统计学特征，如个体的年龄、性别、家庭规模、婚姻概况[1]。第二，人力资本积累，如户主的受教育程度、健康水平、认知能力、投资经验[2-5]。第三，从行为经济学的角度解释个体金融决策[6，7]。

改革开放以来，我国正在经历一股宗教的热潮[8]。中国综合社会调查（CGSS）数据显示，2003—2010年我国信教的比重增加了120%。宗教是否影响我国的家庭金融决策呢？为此，本文基于中国家庭金融调查（CHFS）数据，使用宗教场所密度作为工具变量，采用极大似然估计法研究宗教信仰对家庭金融决策的影响，并进而研究宗教信仰影响家庭金融决策的可能渠道。

二、文献综述及研究假说

宗教具有两个基本属性，文化属性和制度属性[9]。文化属性使得宗教具有不同的财富观，影响人们的经济决策行为，从而影响家庭参与金融市场;制度属性通过宗教组织影响人们的社会网络和社会交往，社会网络又是影响家庭参与金融市场的重要原因[10]。此外，宗教会对个体的人力资本积累产生影响，特别是个体的教育水平[11]，而人力资本积累对家庭参与金融市场有显著促进作用[12]。因此，宗教信仰可能会从以下三个方面影响家庭金融决策：

1.宗教通过社会互动来影响家庭参与金融市场及投资选择。宗教作为一种社会组织形式有利于形成社会网络，促进人们之间的社会互动，从而对人们参与金融市场、购买风险资产产生影响。当前金融市场环境存在着广泛的信息不对称，社会网络及熟人关系在金融市场参与中扮演着重要角色[10]。一方面，在人与人之间的互动交往中，宗教信仰往往能起到桥梁和纽带作用，容易构建起人与人之间的信任和联系。Johansson- stenman等（2009）研究了孟加拉国农村地区宗教信仰与信任的关系，结果表明信仰有利于人与人之间信任度的提升[13]。Dehejia等（2007）指出宗教组织通过捐款能够确保家庭消费不受收入冲击的影响，提升人们的社会保障水平[14]。阮荣平、刘力（2011）基于农村宗教信仰的调查结果表明，人们通过宗教获得的组织效应远远高于其信仰效应，宗教通过组织效应为农民提供各种社会保障和支持[15]。另一方面，社会互动在推动家庭参与股票市场方面扮演着重要角色。如Hong等（2004）研究发现社会互动（如参加教堂活动）能促进家庭参与金融市场[16]。李涛（2006）发现社会互动和信任水平越高，居民参与金融市场的概率越大[17]。周铭山等（2011）认为社会互动推动家庭参与股票市场机制主要是通过相对财富关注效应形成[18]。郭士祺、梁平汉（2014）实证分析发现，社会互动能显著促进家庭参与股票市场[19]。王聪等（2015）则从家庭社会网络的角度，探讨居民参与股票市场的决策，结果表明亲友关系的社会网络能显著提升家庭参与股票市场的概率[15]。根据上述分析，提出研究假说1：

假说1：宗教信仰增强了社会互动，从而提高了家庭参与金融市场的概率。

2.宗教通过人力资本来影响家庭参与金融市场。已有研究证实宗教信仰与个体的人力资本积累之间具有密切的关系，人力资本积累又是人们参与金融市场投资的重要影响因素[11]。由于金融市场存在进入门槛，金融资产投资是一种知识含量较高的技术，需要较高的人力资本水平[10]，因此，人力资本可能是宗教信仰影响人们参与金融投资的一个重要渠道。Gruber（2005）利用美国社会调查（GSS）数据研究发现，宗教信仰与教育水平显著正相关。Becker等（2009）从人力资本的角度解释了新教地区的经济繁荣，他认为通过学习宗教知识能显著提高当地的人力资本，从而弥补了整个地区的经济差距[21]。Bai和Kung（2015）通过对中国1840-1920年经济发展与基督教的传播研究发现，宗教的传播促进了人力资本的积累，提升了当地的经济发展水平[22]。关于人力资本对金融金融市场参与的影响，已被众多学者证实，人力资本积累会显著促进家庭参与金融市场投资[12，20，23]。进一步研究发现，人力资本中的教育水平在促进家庭参与金融市场深度方面发挥重要作用。王聪、田存志（2012）基于北京奥尔多研究中心2007年和2012年的数据得出，人力资本中的教育水平越高，参与金融市场的概率越大，同时越倾向于风险较高的投资产品[20]。邢春冰（2011）基于2002年中国家庭收入调查数据（CHIP）探究了城镇居民家庭投资行为的影响因素，其中户主的教育水平与金融市场参与概率呈显著正相关，而与家庭持有风险资产比重不显著相关[25]。黄毓慧（2014）利用清华大学金融研究中心的微观数据，探究我国居民股市非参与之谜，研究得出居民的认知能力、受教育水平相比較于财富水平，对居民参与金融市场的影响程度更大[26]。根据上述分析，提出假设2：

假说2：宗教信仰通过提升人力资本水平，促进家庭参与金融市场。

3.宗教通过文化和教义影响家庭参与金融市场及资产选择。文化特质会影响个体的价值观和财富观，而这些财富观会反过来影响一个人的经济决策[27]。宗教对经济、金融的影响取决于它们特有的价值观和财富观[28]。如基督教鼓励人们劳动致富，并用正确的手段赚取财富[29];道教主张财富是社会公有的，人人有权占有财物，不允许少数人占有[30];伊斯兰教认为获取财产要讲求原则，取之有道并造福于社会[31]。更多的是希望个体从自己周围的环境出发，满足个人需要，同时不伤害他人，奉献社会[32]。宗教基于独特的文化和信仰会直接对个体经济行为产生影响，股票和金融产品作为一种投资品会对个体收益产生正向或负向影响，宗教信仰可能通过文化或教义影响居民在金融市场的决策。恰如Iannaccone（1998）[33]在其著作《宗教经济学导论》所阐述的那样，宗教会影响个体的价值观、信仰，进而影响个体的经济行为决策oMccleary和Barro（2006）利用跨国数据研究了宗教信仰与经济增长的关系，结果表明宗教通过影响个人的职业道德、诚实和节俭等特征来影响当地的经济绩效[34]。Guiso等（2003）基于世界价值观调查数据（WVS）实证分析了宗教信仰强度与经济态度之间的关系，认为宗教信仰与“良好”①的经济态度有关[35]。阮荣平（2014）通过宗教对经济态度的偏好来检验宗教信仰对个体创业行为的影响，结果发现不同宗教对创业行为存在显著差异[36]。根据上述分析，提出假设3：

假说3：不同宗教信仰的家庭对金融市场参与态度和风险资产持有比重具有显著差异。

三、模型与变量

（一）模型设定

由于家庭是否参与金融市场、股票市场是个二值选择问题，因此，借鉴尹志超等（ 2014、2015）[5，37]做法，采用Probit模型进行估计。模型设定如下：

其中，μ～N（0，σ2）;Y=1表示家庭参与金融市场、股票市场，Y=0表示家庭不参与金融市场、股票市场;Religion表示宗教信仰，有宗教信仰，赋值为1，否则为0;X为控制变量，主要包括家庭特征和地区特征等变量。

同时，在统计居民风险资产占金融资产的比重中发现，许多居民的风险资产占比为0，即风险资产占金融资产的比重是截断的，因此，采用Tobit模型分析宗教信仰家庭金融资产选择的影响。模型设定如下：

其中y*表示风险资产、股票资产占金融资产的比重在（0，1）之间的观测值，y表示家庭风险资产、股票资产占金融资产的比重，Religion表示宗教信仰，X为控制变量。

（二）数据与变量

文数据来源于西南财经大学2013年在全国范围内开展的中圉家庭金融调查（China HouseholdFinance Survey，CHFS）。CHFS在全国调查了29个省262个县1048个社区，获取了居民家庭的人口统计特征、家庭财富、收入支出、保险保障及就业方面的信息。CHFS数据采用科学、随机的抽样方式，调查数据具有良好的代表性，数据质量较高[38]。

1.宗教信仰。本文所关注的主要解释变量是户主是否有宗教信仰，2013年CHFS对宗教信仰的问题是：“您的宗教信仰是什么？”，选项包括：“1.佛教、2.道教、3.伊斯兰教、4.基督教、5.无、6.其他（说明）"0回答“1～4、6的任何一个，都定义为有宗教信仰并赋值为1，回答“5”的定义为无宗教信仰并赋值为0。进一步，将有宗教信仰者分为本土宗教信仰和外来宗教信仰，参照阮荣平（2014）[36]的分类，将佛教、道教归为本土宗教信仰，伊斯兰教、基督教归为外来宗教信仰。由于在回答其他宗教信仰的样本中，许多宗教信仰的回答只出现一次，并且其他宗教信仰的样本量较少，因此，本文不将其他宗教信仰的样本按照本土宗教和外来宗教再进行细分。同时，剔除了拒绝回答或回答不知道的样本。表1给出了有关宗教信仰问题的描述性统计。

2.被解释变量及其他控制变量。本文的被解释变量包括金融市场参与和家庭金融资产选择。金融市场资产包括风险资产和无风险资产②。这里将金融市场参与定义为家庭是否拥有金融市场中的风险资产。将参与金融市场赋值为1，否则为0。其它被解释变量包括风险资产占比和股票资产占比，风险资产占比定义为家庭中风险资产占金融资产的比例;股票资产占比表示股票资产占金融资产的比例。

参照已有相关文献，选取如下控制变量：户主的年龄、风险偏好、性别、教育水平、是否为党员、家庭成员个数、是否自主经营、婚姻状况、是否有自有住房、收入、省份人均GDP、农村户口。在数据处理上，剔除了缺失值。为了避免离群值影响，对收入和年龄上下1%的数据进行缩尾处理，得到如表2的描述统计结果。

从表2可知，有宗教信仰的个体占比为6.9%，其中参与金融市场的家庭比例为12.5%、参与股票市场的家庭比例仅为7.9%，说明我国参与金融市场和股票市场的家庭比例较低。我国家庭持有风险资产占金融资产的比例仅为5.4%，股票资产占金融资产的比例仅为2.5%，进一步说明我国家庭持有风险资产较少。在样本中，男性户主比例为75.7%、已婚占比为94.3%、居民人均收人为5.72万元，在去除极值后，收入的最大值为40.1万元，最低为-0.528万元。户主的年龄平均为51.5岁，最小的23岁，最大的84岁。户主家庭孩子数目平均为1～2个，比较符合我国实施计划生育以后的政策。

3.内生性讨论。在模型（1）和（2）中，宗教信仰可能是内生性变量。一方面，遗漏变量可能引起内生性。由于影响家庭参与金融市场和股市的因素有很多，基于数据的可得性，会遗漏一些变量。比如家庭文化、个体心理状态、家族传统等既会影响家庭是否参与宗教信仰，也会影响家庭是否参与金融市场及家庭金融资产的选择。另一方面，联立性（Simul-taneity）可能引起内生性。参与金融市场进行投资需要较多的资本，家庭的收入水平往往较高，而我国的高收人家庭更具有宗教信仰[39]。以上原因都會对我们估计的结果造成偏误。

服内生性，采用工具变量法。经过反复试验，采用宗教场所密度作为宗教信仰的工具变量，即每万平方公里宗教场所数量[40]。数据来源于密西根大学和武汉大学共同开发的《空间宗教分析系统》⑦。

四、估计结果

（一）信仰与家庭金融市场参与

表3给出了家庭宗教信仰对股市参与的估计结果：第（1）列没有考虑内生性，是Probit模型估计的结果;第（2）列是考虑内生性以后，用工具变量法估计的结果。

首先，分析关注变量对风险资产市场参与的影响。Probit模型估计结果显示，宗教信仰的边际效应为0.013，在10%水平上显著，表明宗教信仰能显著促进家庭参与风险资产市场。然而，这是在没有考虑内生性的情况下得到的结果，可能有偏。第（2）列给出了采用工具变量的估计结果。表3底部报告了Durbin-Wu-H ausan检验结果，p值为0.000，在1%水平上拒绝了不存在内生性原假设，说明模型存在内生性。在两阶段估计的结果中，F值和t值分别为35.62、8.32，根据Stock和Yogo（2005）[41]的研究，F值大于10%的临界值为16.38，故本文用每万平方公里宗教场所数量做工具变量是合适的，且不存在弱的工具变量选择问题。用工具变量估计的结果显示，宗教信仰的边际效应为0.447并在1%水平下显著，与其他两列估计结果显著性一致，进一步说明宗教信仰能显著促进家庭参与风险资本市场。

然后，分析控制变量对家庭金融市场参与的影响。户主的风险偏好、教育水平、是否参与社会保障及家庭收入的对数都会促进家庭参与风险资本市场，并且在1%水平上显著。由于金融市场有很多不确定性及高风险性，风险偏好者更喜欢参与;金融市场的参与需要一定的知识和技能，因此，学历高和受教育水平更高家庭参与金融市场的概率更高，这与尹志超、宋全云、吴雨（2014）[5]的结果一致。家庭成员数量和农村地区在1%水平上抑制了居民参与金融市场，原因可能是一个家庭的家庭成员数量越多，面临的经济压力越大，缺少资金参与金融市场[18]。农村地区由于知识水平和经济条件較为落后，相比较于城市较少参与到金融市场中。家庭有房抑制了家庭参与风险资本市场，边际效应为-0.005，但在统计水平上不显著。已婚会抑制金融市场的参与，其边际效应为0.004，并在5%水平上显著。而户主年龄估计显示，对金融市场的参与并不是呈现线性关系，开始会促进金融市场的参与，随着年龄增长会抑制个体参与金融市场，这可能与一个人年轻时候偏好风险，而到了一定年纪以后规避风险有关。

表3第（3）（4）列估计了宗教信仰对股市参与的影响。选取金融市场中有代表性的股票市场进一步分析宗教信仰对股市参与的影响。估计结果均显示宗教信仰对股市参与具有正向促进作用，第（3）列是没有考虑内生性的估计结果。宗教信仰对股市参与的回归系数为0.102，边际效应为0.011，并在10%水平上显著。第（4）列是考虑内生性以后所估计出的结果。同样选用宗教场所密度作为工具变量对模型进行估计，两阶段回归结果显示DWH和P值分别为101.91和0.000，说明模型存在内生性;F值和t值分别为35.62和8.32，根据上述类似的方法可知，不存在弱的工具变量问题。结果显示，教信仰对居民股市参与的回归系数为3.026，边际效应为0.444并在1%水平上显著。控制变量估计结果与前面一致，此不赘述。

（二）信仰与家庭风险资产持有

表4给出了宗教信仰对金融资产选择的估计结果。第（1）（2）列给出了风险资产占比的估计结果。第（2）列给出了考虑内生性以后的估计结果，DWH和P值分别为37.83、0.000，显示宗教信仰存在内生性，F值为36.55，检验结果显示不存在弱工具变量问题。第（1）（2）列结果显示，宗教信仰会显著促进户主选择金融资产中的风险资产，其中Ivtobit的估计边际效应为0.309，在1%水平上显著。风险偏好者更愿意持有风险资产，风险厌恶者为规避风险而减少风险资产持有。受教育程度越高的户主，对金融资产的理解能力更强，从而更喜欢持有风险资产，这与Hong（2004）[l6]和Campell（2006）[43]等的研究结论一致;户主的家庭成员数目越多，面临的经济压力越大，由于挤出效应，则持有风险资产的占比越少。同时，户主参与社会保障会促进家庭持有更多的风险资产。同样，收入越高的家庭和经济越发达的地区，会促进家庭持有风险资产;而农村地区会抑制家庭持有风险资产。

表4的第（3）（4）列是股票资产占比估计结果。同样第（3）列是不考虑内生性所估计出来的结果，第（4）列是考虑内生性以后采用工具变量法所估计的结果，DWH结果显示宗教信仰存在内生性，F值检验结果显示不存在弱的工具变量选择问题。上述估计结果均显示，宗教信仰会显著提升家庭持有股票资产，采用工具变量法的估计结果显示边际效应为0.348，且在1%水平上显著。

五、稳健性检验

由于少数民族地区宗教信仰的氛围更加浓厚，参与宗教信仰的可能性更大，为了避免样本选择的影响，去除样本中为少数民族⑧的户主，重新得到的回归结果见表5。从表5可以看出，在控制了其他变量以后，宗教信仰对家庭参与金融市场、股票市场和持有风险资产、股票资产的比重依然在1%水平上显著，其边际效应大小与基准回归结果基本相一致，说明估计的结果是稳健的。控制变量的回归结果与前文基本一致，此不再报告。

综合以上的回归结果，本文所得的结论是稳健的。宗教信仰的参与会显著促进家庭参与金融市场和股票市场，同时，会提升户主风险资产及股票资产的配置。

由于从事金融行业的家庭可能会影响户主参与金融市场，从而影响家庭的风险资产选择，为避免干扰，去除样本中有从事金融行业家庭的户主，得到的回归结果如表6所示。剔除样本后，宗教信仰对家庭参与风险市场和股票市场显著性与前文一致，其风险市场参与的边际效应略微下降，而股票市场参与的边际效应略微增加;宗教信仰对家庭持有风险资产占比、股票资产占比在1%水平上显著为正，风险资产占比的边际系数略微降低，股票资产占比的边际系数略微增加，进一步说明我们估计的结果是稳健的。