尹志超 張誠(chéng)

摘要：基于中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，研究宗教信仰對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與和金融資產(chǎn)選擇的影響。結(jié)果表明：宗教信仰會(huì)顯著促進(jìn)家庭參與金融市場(chǎng)，同時(shí)會(huì)顯著促進(jìn)家庭參與股票市場(chǎng)，而且宗教信仰會(huì)提升家庭持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和股票資產(chǎn)的比重。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)：社會(huì)互動(dòng)會(huì)顯著促進(jìn)有宗教信仰的居民參與金融市場(chǎng)和持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，人力資本積累是推動(dòng)宗教信仰者參與金融市場(chǎng)的重要原因，信仰不同宗教的家庭對(duì)金融市場(chǎng)參與的態(tài)度存在顯著差異。因此，金融相關(guān)部門(mén)制定政策時(shí)需充分考慮信仰的潛在影響。

關(guān)鍵詞：信仰;金融市場(chǎng)參與;金融資產(chǎn)選擇

中圖分類(lèi)號(hào)：F832

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A

文章編號(hào)：1003-7217（2019）03-0015-09

一、引言

習(xí)近平總書(shū)記在黨的十九大報(bào)告中指出：中國(guó)特色社會(huì)主義已經(jīng)進(jìn)入新時(shí)代，我國(guó)當(dāng)前的社會(huì)主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長(zhǎng)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(chǎng)率較低、持有金融資產(chǎn)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(chǎng)參與程度、風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有比重方面的巨大差異。依據(jù)2013年中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，我國(guó)家庭金融市場(chǎng)參與率為12.5%，股票市場(chǎng)參與率為7.9%，家庭持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比重為5.4%，股票資產(chǎn)比重為2.5%。按城鄉(xiāng)劃分，家庭金融市場(chǎng)參與率分別為1 7.7%、1.3%，家庭持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比重分別為7.7%、0.4%;按東中西部劃分，家庭金融市場(chǎng)參與率分別為17.7%、7.9%、8.1%，家庭持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比重分別為7.8%、3.3%、3.5%。從以上數(shù)據(jù)可以看出，整體上我國(guó)家庭參與金融市場(chǎng)的程度較低，持有金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比重較少，同時(shí)在金融市場(chǎng)參與和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)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(chǎng)就成為家庭金融文獻(xiàn)的一個(gè)重要問(wèn)題。

已有文獻(xiàn)在研究影響家庭金融決策的因素時(shí)，主要從以下三個(gè)方面進(jìn)行：第一，人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征，如個(gè)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(hù)主的受教育程度、健康水平、認(rèn)知能力、投資經(jīng)驗(yàn)[2-5]。第三，從行為經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度解釋個(gè)體金融決策[6，7]。

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)正在經(jīng)歷一股宗教的熱潮[8]。中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)顯示，2003—2010年我國(guó)信教的比重增加了120%。宗教是否影響我國(guó)的家庭金融決策呢？為此，本文基于中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，使用宗教場(chǎng)所密度作為工具變量，采用極大似然估計(jì)法研究宗教信仰對(duì)家庭金融決策的影響，并進(jìn)而研究宗教信仰影響家庭金融決策的可能渠道。

二、文獻(xiàn)綜述及研究假說(shuō)

宗教具有兩個(gè)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(cái)富觀，影響人們的經(jīng)濟(jì)決策行為，從而影響家庭參與金融市場(chǎng);制度屬性通過(guò)宗教組織影響人們的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)交往，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)又是影響家庭參與金融市場(chǎng)的重要原因[10]。此外，宗教會(huì)對(duì)個(gè)體的人力資本積累產(chǎn)生影響，特別是個(gè)體的教育水平[11]，而人力資本積累對(duì)家庭參與金融市場(chǎng)有顯著促進(jìn)作用[12]。因此，宗教信仰可能會(huì)從以下三個(gè)方面影響家庭金融決策：

1.宗教通過(guò)社會(huì)互動(dòng)來(lái)影響家庭參與金融市場(chǎng)及投資選擇。宗教作為一種社會(huì)組織形式有利于形成社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，促進(jìn)人們之間的社會(huì)互動(dòng)，從而對(duì)人們參與金融市場(chǎng)、購(gòu)買(mǎi)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)產(chǎn)生影響。當(dāng)前金融市場(chǎng)環(huán)境存在著廣泛的信息不對(duì)稱(chēng)，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)及熟人關(guān)系在金融市場(chǎng)參與中扮演著重要角色[10]。一方面，在人與人之間的互動(dòng)交往中，宗教信仰往往能起到橋梁和紐帶作用，容易構(gòu)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(guó)農(nóng)村地區(qū)宗教信仰與信任的關(guān)系，結(jié)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(guò)捐款能夠確保家庭消費(fèi)不受收入沖擊的影響，提升人們的社會(huì)保障水平[14]。阮榮平、劉力（2011）基于農(nóng)村宗教信仰的調(diào)查結(jié)果表明，人們通過(guò)宗教獲得的組織效應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其信仰效應(yīng)，宗教通過(guò)組織效應(yīng)為農(nóng)民提供各種社會(huì)保障和支持[15]。另一方面，社會(huì)互動(dòng)在推動(dòng)家庭參與股票市場(chǎng)方面扮演著重要角色。如Hong等（2004）研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)互動(dòng)（如參加教堂活動(dòng)）能促進(jìn)家庭參與金融市場(chǎng)[16]。李濤（2006）發(fā)現(xiàn)社會(huì)互動(dòng)和信任水平越高，居民參與金融市場(chǎng)的概率越大[17]。周銘山等（2011）認(rèn)為社會(huì)互動(dòng)推動(dòng)家庭參與股票市場(chǎng)機(jī)制主要是通過(guò)相對(duì)財(cái)富關(guān)注效應(yīng)形成[18]。郭士祺、梁平漢（2014）實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，社會(huì)互動(dòng)能顯著促進(jìn)家庭參與股票市場(chǎng)[19]。王聰?shù)龋?015）則從家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的角度，探討居民參與股票市場(chǎng)的決策，結(jié)果表明親友關(guān)系的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能顯著提升家庭參與股票市場(chǎng)的概率[15]。根據(jù)上述分析，提出研究假說(shuō)1：

假說(shuō)1：宗教信仰增強(qiáng)了社會(huì)互動(dòng)，從而提高了家庭參與金融市場(chǎng)的概率。

2.宗教通過(guò)人力資本來(lái)影響家庭參與金融市場(chǎng)。已有研究證實(shí)宗教信仰與個(gè)體的人力資本積累之間具有密切的關(guān)系，人力資本積累又是人們參與金融市場(chǎng)投資的重要影響因素[11]。由于金融市場(chǎng)存在進(jìn)入門(mén)檻，金融資產(chǎn)投資是一種知識(shí)含量較高的技術(shù)，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(gè)重要渠道。Gruber（2005）利用美國(guó)社會(huì)調(diào)查（GSS）數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，宗教信仰與教育水平顯著正相關(guān)。Becker等（2009）從人力資本的角度解釋了新教地區(qū)的經(jīng)濟(jì)繁榮，他認(rèn)為通過(guò)學(xué)習(xí)宗教知識(shí)能顯著提高當(dāng)?shù)氐娜肆Y本，從而彌補(bǔ)了整個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)差距[21]。Bai和Kung（2015）通過(guò)對(duì)中國(guó)1840-1920年經(jīng)濟(jì)發(fā)展與基督教的傳播研究發(fā)現(xiàn)，宗教的傳播促進(jìn)了人力資本的積累，提升了當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展水平[22]。關(guān)于人力資本對(duì)金融金融市場(chǎng)參與的影響，已被眾多學(xué)者證實(shí)，人力資本積累會(huì)顯著促進(jìn)家庭參與金融市場(chǎng)投資[12，20，23]。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，人力資本中的教育水平在促進(jìn)家庭參與金融市場(chǎng)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(shù)據(jù)得出，人力資本中的教育水平越高，參與金融市場(chǎng)的概率越大，同時(shí)越傾向于風(fēng)險(xiǎn)較高的投資產(chǎn)品[20]。邢春冰（2011）基于2002年中國(guó)家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)（CHIP）探究了城鎮(zhèn)居民家庭投資行為的影響因素，其中戶(hù)主的教育水平與金融市場(chǎng)參與概率呈顯著正相關(guān)，而與家庭持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比重不顯著相關(guān)[25]。黃毓慧（2014）利用清華大學(xué)金融研究中心的微觀數(shù)據(jù)，探究我國(guó)居民股市非參與之謎，研究得出居民的認(rèn)知能力、受教育水平相比較于財(cái)富水平，對(duì)居民參與金融市場(chǎng)的影響程度更大[26]。根據(jù)上述分析，提出假設(shè)2：

假說(shuō)2：宗教信仰通過(guò)提升人力資本水平，促進(jìn)家庭參與金融市場(chǎng)。

3.宗教通過(guò)文化和教義影響家庭參與金融市場(chǎng)及資產(chǎn)選擇。文化特質(zhì)會(huì)影響個(gè)體的價(jià)值觀和財(cái)富觀，而這些財(cái)富觀會(huì)反過(guò)來(lái)影響一個(gè)人的經(jīng)濟(jì)決策[27]。宗教對(duì)經(jīng)濟(jì)、金融的影響取決于它們特有的價(jià)值觀和財(cái)富觀[28]。如基督教鼓勵(lì)人們勞動(dòng)致富，并用正確的手段賺取財(cái)富[29];道教主張財(cái)富是社會(huì)公有的，人人有權(quán)占有財(cái)物，不允許少數(shù)人占有[30];伊斯蘭教認(rèn)為獲取財(cái)產(chǎn)要講求原則，取之有道并造福于社會(huì)[31]。更多的是希望個(gè)體從自己周?chē)沫h(huán)境出發(fā)，滿(mǎn)足個(gè)人需要，同時(shí)不傷害他人，奉獻(xiàn)社會(huì)[32]。宗教基于獨(dú)特的文化和信仰會(huì)直接對(duì)個(gè)體經(jīng)濟(jì)行為產(chǎn)生影響，股票和金融產(chǎn)品作為一種投資品會(huì)對(duì)個(gè)體收益產(chǎn)生正向或負(fù)向影響，宗教信仰可能通過(guò)文化或教義影響居民在金融市場(chǎng)的決策。恰如Iannaccone（1998）[33]在其著作《宗教經(jīng)濟(jì)學(xué)導(dǎo)論》所闡述的那樣，宗教會(huì)影響個(gè)體的價(jià)值觀、信仰，進(jìn)而影響個(gè)體的經(jīng)濟(jì)行為決策oMccleary和Barro（2006）利用跨國(guó)數(shù)據(jù)研究了宗教信仰與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，結(jié)果表明宗教通過(guò)影響個(gè)人的職業(yè)道德、誠(chéng)實(shí)和節(jié)儉等特征來(lái)影響當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)績(jī)效[34]。Guiso等（2003）基于世界價(jià)值觀調(diào)查數(shù)據(jù)（WVS）實(shí)證分析了宗教信仰強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)態(tài)度之間的關(guān)系，認(rèn)為宗教信仰與“良好”①的經(jīng)濟(jì)態(tài)度有關(guān)[35]。阮榮平（2014）通過(guò)宗教對(duì)經(jīng)濟(jì)態(tài)度的偏好來(lái)檢驗(yàn)宗教信仰對(duì)個(gè)體創(chuàng)業(yè)行為的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)不同宗教對(duì)創(chuàng)業(yè)行為存在顯著差異[36]。根據(jù)上述分析，提出假設(shè)3：

假說(shuō)3：不同宗教信仰的家庭對(duì)金融市場(chǎng)參與態(tài)度和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有比重具有顯著差異。

三、模型與變量

（一）模型設(shè)定

由于家庭是否參與金融市場(chǎng)、股票市場(chǎng)是個(gè)二值選擇問(wèn)題，因此，借鑒尹志超等（ 2014、2015）[5，37]做法，采用Probit模型進(jìn)行估計(jì)。模型設(shè)定如下：

其中，μ～N（0，σ2）;Y=1表示家庭參與金融市場(chǎng)、股票市場(chǎng)，Y=0表示家庭不參與金融市場(chǎng)、股票市場(chǎng);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(shí)，在統(tǒng)計(jì)居民風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重中發(fā)現(xiàn)，許多居民的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比為0，即風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重是截?cái)嗟?，因此，采用Tobit模型分析宗教信仰家庭金融資產(chǎn)選擇的影響。模型設(shè)定如下：

其中y*表示風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)、股票資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重在（0，1）之間的觀測(cè)值，y表示家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)、股票資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重，Religion表示宗教信仰，X為控制變量。

（二）數(shù)據(jù)與變量

文數(shù)據(jù)來(lái)源于西南財(cái)經(jīng)大學(xué)2013年在全國(guó)范圍內(nèi)開(kāi)展的中圉家庭金融調(diào)查（China HouseholdFinance Survey，CHFS）。CHFS在全國(guó)調(diào)查了29個(gè)省262個(gè)縣1048個(gè)社區(qū)，獲取了居民家庭的人口統(tǒng)計(jì)特征、家庭財(cái)富、收入支出、保險(xiǎn)保障及就業(yè)方面的信息。CHFS數(shù)據(jù)采用科學(xué)、隨機(jī)的抽樣方式，調(diào)查數(shù)據(jù)具有良好的代表性，數(shù)據(jù)質(zhì)量較高[38]。

1.宗教信仰。本文所關(guān)注的主要解釋變量是戶(hù)主是否有宗教信仰，2013年CHFS對(duì)宗教信仰的問(wèn)題是：“您的宗教信仰是什么？”，選項(xiàng)包括：“1.佛教、2.道教、3.伊斯蘭教、4.基督教、5.無(wú)、6.其他（說(shuō)明）"0回答“1～4、6的任何一個(gè)，都定義為有宗教信仰并賦值為1，回答“5”的定義為無(wú)宗教信仰并賦值為0。進(jìn)一步，將有宗教信仰者分為本土宗教信仰和外來(lái)宗教信仰，參照阮榮平（2014）[36]的分類(lèi)，將佛教、道教歸為本土宗教信仰，伊斯蘭教、基督教歸為外來(lái)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(lái)宗教再進(jìn)行細(xì)分。同時(shí)，剔除了拒絕回答或回答不知道的樣本。表1給出了有關(guān)宗教信仰問(wèn)題的描述性統(tǒng)計(jì)。

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(chǎng)參與和家庭金融資產(chǎn)選擇。金融市場(chǎng)資產(chǎn)包括風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)②。這里將金融市場(chǎng)參與定義為家庭是否擁有金融市場(chǎng)中的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。將參與金融市場(chǎng)賦值為1，否則為0。其它被解釋變量包括風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比和股票資產(chǎn)占比，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比定義為家庭中風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比例;股票資產(chǎn)占比表示股票資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比例。

參照已有相關(guān)文獻(xiàn)，選取如下控制變量：戶(hù)主的年齡、風(fēng)險(xiǎn)偏好、性別、教育水平、是否為黨員、家庭成員個(gè)數(shù)、是否自主經(jīng)營(yíng)、婚姻狀況、是否有自有住房、收入、省份人均GDP、農(nóng)村戶(hù)口。在數(shù)據(jù)處理上，剔除了缺失值。為了避免離群值影響，對(duì)收入和年齡上下1%的數(shù)據(jù)進(jìn)行縮尾處理，得到如表2的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

從表2可知，有宗教信仰的個(gè)體占比為6.9%，其中參與金融市場(chǎng)的家庭比例為12.5%、參與股票市場(chǎng)的家庭比例僅為7.9%，說(shuō)明我國(guó)參與金融市場(chǎng)和股票市場(chǎng)的家庭比例較低。我國(guó)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比例僅為5.4%，股票資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比例僅為2.5%，進(jìn)一步說(shuō)明我國(guó)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)較少。在樣本中，男性戶(hù)主比例為75.7%、已婚占比為94.3%、居民人均收人為5.72萬(wàn)元，在去除極值后，收入的最大值為40.1萬(wàn)元，最低為-0.528萬(wàn)元。戶(hù)主的年齡平均為51.5歲，最小的23歲，最大的84歲。戶(hù)主家庭孩子數(shù)目平均為1～2個(gè)，比較符合我國(guó)實(shí)施計(jì)劃生育以后的政策。

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

服內(nèi)生性，采用工具變量法。經(jīng)過(guò)反復(fù)試驗(yàn)，采用宗教場(chǎng)所密度作為宗教信仰的工具變量，即每萬(wàn)平方公里宗教場(chǎng)所數(shù)量[40]。數(shù)據(jù)來(lái)源于密西根大學(xué)和武漢大學(xué)共同開(kāi)發(fā)的《空間宗教分析系統(tǒng)》⑦。

四、估計(jì)結(jié)果

（一）信仰與家庭金融市場(chǎng)參與

表3給出了家庭宗教信仰對(duì)股市參與的估計(jì)結(jié)果：第（1）列沒(méi)有考慮內(nèi)生性，是Probit模型估計(jì)的結(jié)果;第（2）列是考慮內(nèi)生性以后，用工具變量法估計(jì)的結(jié)果。

首先，分析關(guān)注變量對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場(chǎng)參與的影響。Probit模型估計(jì)結(jié)果顯示，宗教信仰的邊際效應(yīng)為0.013，在10%水平上顯著，表明宗教信仰能顯著促進(jìn)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場(chǎng)。然而，這是在沒(méi)有考慮內(nèi)生性的情況下得到的結(jié)果，可能有偏。第（2）列給出了采用工具變量的估計(jì)結(jié)果。表3底部報(bào)告了Durbin-Wu-H ausan檢驗(yàn)結(jié)果，p值為0.000，在1%水平上拒絕了不存在內(nèi)生性原假設(shè)，說(shuō)明模型存在內(nèi)生性。在兩階段估計(jì)的結(jié)果中，F(xiàn)值和t值分別為35.62、8.32，根據(jù)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(wàn)平方公里宗教場(chǎng)所數(shù)量做工具變量是合適的，且不存在弱的工具變量選擇問(wèn)題。用工具變量估計(jì)的結(jié)果顯示，宗教信仰的邊際效應(yīng)為0.447并在1%水平下顯著，與其他兩列估計(jì)結(jié)果顯著性一致，進(jìn)一步說(shuō)明宗教信仰能顯著促進(jìn)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資本市場(chǎng)。

然后，分析控制變量對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響。戶(hù)主的風(fēng)險(xiǎn)偏好、教育水平、是否參與社會(huì)保障及家庭收入的對(duì)數(shù)都會(huì)促進(jìn)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資本市場(chǎng)，并且在1%水平上顯著。由于金融市場(chǎng)有很多不確定性及高風(fēng)險(xiǎn)性，風(fēng)險(xiǎn)偏好者更喜歡參與;金融市場(chǎng)的參與需要一定的知識(shí)和技能，因此，學(xué)歷高和受教育水平更高家庭參與金融市場(chǎng)的概率更高，這與尹志超、宋全云、吳雨（2014）[5]的結(jié)果一致。家庭成員數(shù)量和農(nóng)村地區(qū)在1%水平上抑制了居民參與金融市場(chǎng)，原因可能是一個(gè)家庭的家庭成員數(shù)量越多，面臨的經(jīng)濟(jì)壓力越大，缺少資金參與金融市場(chǎng)[18]。農(nóng)村地區(qū)由于知識(shí)水平和經(jīng)濟(jì)條件較為落后，相比較于城市較少參與到金融市場(chǎng)中。家庭有房抑制了家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資本市場(chǎng)，邊際效應(yīng)為-0.005，但在統(tǒng)計(jì)水平上不顯著。已婚會(huì)抑制金融市場(chǎng)的參與，其邊際效應(yīng)為0.004，并在5%水平上顯著。而戶(hù)主年齡估計(jì)顯示，對(duì)金融市場(chǎng)的參與并不是呈現(xiàn)線性關(guān)系，開(kāi)始會(huì)促進(jìn)金融市場(chǎng)的參與，隨著年齡增長(zhǎng)會(huì)抑制個(gè)體參與金融市場(chǎng)，這可能與一個(gè)人年輕時(shí)候偏好風(fēng)險(xiǎn)，而到了一定年紀(jì)以后規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)有關(guān)。

表3第（3）（4）列估計(jì)了宗教信仰對(duì)股市參與的影響。選取金融市場(chǎng)中有代表性的股票市場(chǎng)進(jìn)一步分析宗教信仰對(duì)股市參與的影響。估計(jì)結(jié)果均顯示宗教信仰對(duì)股市參與具有正向促進(jìn)作用，第（3）列是沒(méi)有考慮內(nèi)生性的估計(jì)結(jié)果。宗教信仰對(duì)股市參與的回歸系數(shù)為0.102，邊際效應(yīng)為0.011，并在10%水平上顯著。第（4）列是考慮內(nèi)生性以后所估計(jì)出的結(jié)果。同樣選用宗教場(chǎng)所密度作為工具變量對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，兩階段回歸結(jié)果顯示DWH和P值分別為101.91和0.000，說(shuō)明模型存在內(nèi)生性;F值和t值分別為35.62和8.32，根據(jù)上述類(lèi)似的方法可知，不存在弱的工具變量問(wèn)題。結(jié)果顯示，教信仰對(duì)居民股市參與的回歸系數(shù)為3.026，邊際效應(yīng)為0.444并在1%水平上顯著?？刂谱兞抗烙?jì)結(jié)果與前面一致，此不贅述。

（二）信仰與家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有

表4給出了宗教信仰對(duì)金融資產(chǎn)選擇的估計(jì)結(jié)果。第（1）（2）列給出了風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比的估計(jì)結(jié)果。第（2）列給出了考慮內(nèi)生性以后的估計(jì)結(jié)果，DWH和P值分別為37.83、0.000，顯示宗教信仰存在內(nèi)生性，F(xiàn)值為36.55，檢驗(yàn)結(jié)果顯示不存在弱工具變量問(wèn)題。第（1）（2）列結(jié)果顯示，宗教信仰會(huì)顯著促進(jìn)戶(hù)主選擇金融資產(chǎn)中的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，其中Ivtobit的估計(jì)邊際效應(yīng)為0.309，在1%水平上顯著。風(fēng)險(xiǎn)偏好者更愿意持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，風(fēng)險(xiǎn)厭惡者為規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)而減少風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有。受教育程度越高的戶(hù)主，對(duì)金融資產(chǎn)的理解能力更強(qiáng)，從而更喜歡持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，這與Hong（2004）[l6]和Campell（2006）[43]等的研究結(jié)論一致;戶(hù)主的家庭成員數(shù)目越多，面臨的經(jīng)濟(jì)壓力越大，由于擠出效應(yīng)，則持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的占比越少。同時(shí)，戶(hù)主參與社會(huì)保障會(huì)促進(jìn)家庭持有更多的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。同樣，收入越高的家庭和經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)，會(huì)促進(jìn)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn);而農(nóng)村地區(qū)會(huì)抑制家庭持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。

表4的第（3）（4）列是股票資產(chǎn)占比估計(jì)結(jié)果。同樣第（3）列是不考慮內(nèi)生性所估計(jì)出來(lái)的結(jié)果，第（4）列是考慮內(nèi)生性以后采用工具變量法所估計(jì)的結(jié)果，DWH結(jié)果顯示宗教信仰存在內(nèi)生性，F(xiàn)值檢驗(yàn)結(jié)果顯示不存在弱的工具變量選擇問(wèn)題。上述估計(jì)結(jié)果均顯示，宗教信仰會(huì)顯著提升家庭持有股票資產(chǎn)，采用工具變量法的估計(jì)結(jié)果顯示邊際效應(yīng)為0.348，且在1%水平上顯著。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于少數(shù)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(shù)民族⑧的戶(hù)主，重新得到的回歸結(jié)果見(jiàn)表5。從表5可以看出，在控制了其他變量以后，宗教信仰對(duì)家庭參與金融市場(chǎng)、股票市場(chǎng)和持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)、股票資產(chǎn)的比重依然在1%水平上顯著，其邊際效應(yīng)大小與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本相一致，說(shuō)明估計(jì)的結(jié)果是穩(wěn)健的?？刂谱兞康幕貧w結(jié)果與前文基本一致，此不再報(bào)告。

綜合以上的回歸結(jié)果，本文所得的結(jié)論是穩(wěn)健的。宗教信仰的參與會(huì)顯著促進(jìn)家庭參與金融市場(chǎng)和股票市場(chǎng)，同時(shí)，會(huì)提升戶(hù)主風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)及股票資產(chǎn)的配置。

由于從事金融行業(yè)的家庭可能會(huì)影響戶(hù)主參與金融市場(chǎng)，從而影響家庭的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)選擇，為避免干擾，去除樣本中有從事金融行業(yè)家庭的戶(hù)主，得到的回歸結(jié)果如表6所示。剔除樣本后，宗教信仰對(duì)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)市場(chǎng)和股票市場(chǎng)顯著性與前文一致，其風(fēng)險(xiǎn)市場(chǎng)參與的邊際效應(yīng)略微下降，而股票市場(chǎng)參與的邊際效應(yīng)略微增加;宗教信仰對(duì)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比、股票資產(chǎn)占比在1%水平上顯著為正，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比的邊際系數(shù)略微降低，股票資產(chǎn)占比的邊際系數(shù)略微增加，進(jìn)一步說(shuō)明我們估計(jì)的結(jié)果是穩(wěn)健的。