宗族活動會影響家庭金融投資嗎？*

許秀川 商美靈

（西南大學經(jīng)濟管理學院 農(nóng)村經(jīng)濟與管理研究中心，重慶 400715）

一、引言及理論基礎

家庭參與金融投資行為近幾年得到了研究者的廣泛關注[1]，目前關于家庭參與金融投資的研究主要集中于城鎮(zhèn)居民，主要考察了個人特征、家庭環(huán)境、社會環(huán)境等方面的影響因素，具體變量包括教育年限、金融知識水平、身體健康狀況、婚姻狀況、主事者性別、主事者年齡、家庭收入、家庭規(guī)模、是否擁有住房產(chǎn)權、社會關系，社會信任和互動等。隨著我國城鄉(xiāng)差距的不斷縮小，當前農(nóng)村居民的生活水平及經(jīng)濟收入有了顯著的提升，關于居民的金融投資行為不應再局限于城鎮(zhèn)居民。研究我國城鄉(xiāng)居民的金融投資情況及城鄉(xiāng)居民在這一維度上的差距，對幫助我國農(nóng)村居民進行合理的經(jīng)濟投資，促進資金的合理流動具有重要意義。研究城鄉(xiāng)家庭金融投資差別的文獻較少，而從宗族活動影響的視角進行分析則尚未發(fā)現(xiàn)?；谝延醒芯康目杖?，本文從城鄉(xiāng)兩個維度入手，研究宗族關系對于城鄉(xiāng)居民金融投資的影響以及投資差異。

關于宗族關系的理論研究較早源于Coleman(1988)[2]、(Nee and Ingram，1998)[3]等的關于社會網(wǎng)絡的研究。宗族關系屬于社會網(wǎng)絡范疇，這一非正式制度最早開始于農(nóng)村地區(qū)，而宗族關系具體表現(xiàn)形式為宗族活動，包括宗族內部于祠堂討論宗族大事以及宗族內成員參與祭祖掃墓活動等。Whyte(1995，1996)認為即使中國的家庭模式已經(jīng)發(fā)生了巨大變化，但家族主義仍然是中國經(jīng)濟發(fā)展的社會基礎。[4-5]

研究者認為家庭是否參與金融投資部分取決于家庭能否獲得相關的投資信息，以及對相應金融產(chǎn)品的了解。[6]孟涓涓等（2013）提出家庭成員間的互相交流會使得家庭的投資參與及投資決策呈現(xiàn)較強的相關關系，即通常所說的“羊群效應”，這種相關性可能是由社會性學習或從眾心理導致的結果。社會性學習理論強調決策者從周圍人群的決策行為和決策收益中學習，即通過直接的私人交流了解他人投資金融產(chǎn)品獲得收益的信息，從而決定自己的最優(yōu)選擇。[7]而宗族關系的存在，宗族成員之間的交往，除了能夠降低投資的交易成本之外，宗族內部成員之間的觀察性學習、信息的交換還能使家庭更容易獲取投資信息，降低信息搜尋成本，從而也會促進家庭投資，包括其他宗族成員帶來的“示范群體效應”。[8]其次，由于信任能夠對家庭參與股市有顯著的正向影響，宗族成員之間的互動交流可以降低投資風險，并且親戚之間的從親心理會更容易增加對某一產(chǎn)品的信任，而且能夠通過同齡群體效應影響家庭參與金融投資。[9-10]綜上所述，從眾心理、交易成本、信息流通、流動性約束等因素會影響家庭對金融投資的決策，而宗族關系可以通過信息傳播和家庭間互動，影響家庭的投資參與行為，宗族成員間的交流互動可以作為一種家庭金融投資信息的交流傳導機制，從而可能會影響到家庭的金融投資行為。

盡管針對社會網(wǎng)絡關系與家庭金融投資參與的研究較多，但是對于包含了信任、信息、風險等多要素的宗族關系對金融投資影響的研究尚有缺失，研究宗族關系對家庭投資的影響在現(xiàn)有文獻中并不多見，已有文獻中尚缺乏討論的命題。本文與已有研究的主要區(qū)別在于：已有研究主要從家庭社會網(wǎng)絡關系，[11]社會互動，[12]認知能力[13]等角度研究城鎮(zhèn)家庭金融投資的主要影響。從宗族關系這一微觀視角，并基于城鄉(xiāng)影響的差異，從家庭投資決策、投資種類這兩個不同維度出發(fā)，研究宗族關系對城鄉(xiāng)居民投資影響的差異化問題?，F(xiàn)有研究關于宗族活動的度量主要集中在是否擁有宗族祠堂，[14-16]尚未有文獻將參與祭祖掃墓作為宗族變量的度量，胡金焱和袁力（2017）[17]認為祭祖掃墓亦是宗族成員間社會身份認同的標志性特征。

二、研究假說

關于家庭參與金融投資的影響因素，國內外已有很多學者就此進行研究，國外學者的研究主要集中于參與決策和購買份額的決定，[1，18-19]關于影響因素的研究主要包括人力資本、[20-21]生命周期、[22-24]以及房產(chǎn)效應[25-27]等對家庭參與金融投資的影響。首先是家庭的收入和財富水平會影響家庭參與金融投資，收入增加和財富積累使得家庭有經(jīng)濟能力參與金融投資。[28]其次是家庭人口特征變量，家庭參與金融投資的概率隨著年齡增長而提高，男性投資者的比例要多于女性。[29]平均受教育年限越高及擁有專業(yè)背景的家庭更可能參與金融投資。[30]自有住房、健康風險等家庭因素也會影響投資。[31-32]家庭對風險的態(tài)度也會影響家庭參與金融投資，[33]社會互動、信任可以推動家庭進行金融投資活動。[12]過度投資房產(chǎn)會減少家庭對金融投資的需求（即存在擠出效應）。[34]借貸約束的存在也會降低家庭參與金融投資的意愿。[35]

現(xiàn)有文獻關于宗族活動的影響研究主要體現(xiàn)在家庭融資方面：Kinnan和Townsend（2012）[36]基于泰國的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)親屬網(wǎng)絡關系通過為借貸者提供擔保，使得親屬和家庭成員更容易獲得投資貸款。胡金焱和袁力（2017）發(fā)現(xiàn)宗族活動主要通過拓寬資金來源和縮短信任半徑兩種方式促進了城鄉(xiāng)家庭融資，從宗族的角度解釋了家庭在民間金融市場的高參與率。[17]正如Kinnan和Townsend（2012）研究所說，宗族活動使得家庭更容易獲得投資貸款。[36]林建浩等（2016）發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)家庭在非正規(guī)金融借款上更多依賴的是宗族關系而不是朋友圈。[37]

綜上所述，已有研究主要是從家庭內部活動作為研究變量來研究家庭金融投資行為，尚未有學者從宗族關系這一更大活動范圍出發(fā)。關于宗族關系對家庭金融影響的研究主要集中于對家庭融資的影響，尚缺乏其對家庭金融投資行為影響的研究，那么宗族關系是否也是影響家庭投資活動的一種因素呢？同時，現(xiàn)有文獻對宗族關系的影響均將城鄉(xiāng)家庭進行統(tǒng)一研究，并未考察城鄉(xiāng)居民間在經(jīng)濟活動上存在的差距。在此，本文進一步提出，如果宗族關系會影響城鄉(xiāng)家庭研究，那么這種影響在城鄉(xiāng)之間會存在較大差距嗎？基于以上分析，本文以此為切入點來展開分析論證，提出了兩個假說：

假說1：作為宗族關系的表現(xiàn)形式，宗族活動可能會促進家庭參與金融投資。

假說2：宗族關系作為一種關系紐帶，可能對城鄉(xiāng)間金融投資產(chǎn)生影響，但由于城鄉(xiāng)差異，這種影響的結果可能有所不同。

三、方法數(shù)據(jù)與變量說明

（一）實證計量模型設定

為了估計宗族關系對家庭金融投資行為的影響，本文構建了如下回歸方程：

（1）式中的invest表示每一家庭是否參與金融投資（投資決策），是0-1啞變量。（2）式中type表示家庭投資金融產(chǎn)品種類的數(shù)量，取值為非負整數(shù)。clan表示宗族活動，X表示一系列可能會影響家庭金融投資的控制變量，j表示不同的家庭單位。

（二）數(shù)據(jù)來源

研究數(shù)據(jù)來源于北京大學中國社會科學調查中心（ISSS）實施的中國家庭追蹤調查（China Family Panel Studies，CFPS）數(shù)據(jù)。CFPS數(shù)據(jù)包括經(jīng)濟活動、家庭關系與家庭動態(tài)在內的諸多研究主題，是一項全國性、大規(guī)模、多學科的社會跟蹤調查項目。其樣本覆蓋25個省、市、自治區(qū)，調查對象包含樣本家戶中的全部家庭成員，選擇這一數(shù)據(jù)使得樣本數(shù)據(jù)具有較好的代表性。本文在社區(qū)問卷、家庭問卷、成人問卷中挑選出與本次研究有關的相關樣本數(shù)據(jù)，并將其進行匹配，形成成年家庭成員的完整數(shù)據(jù)庫。由于以往研究宗族的相關文獻主要重點在于農(nóng)村宗族，本文將城鎮(zhèn)家庭的統(tǒng)計數(shù)據(jù)也一并包含進行研究，進而分析宗族關系對城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭的金融投資行為影響的差異。

（三）變量說明

金融投資。 是指每一戶家庭過去一年是否有參與金融投資，在本文中用虛擬變量來表示，若家庭有參與金融投資，則為1，未參與金融投資，則為0。

投資種類。 是指每一戶家庭過去一年所擁有的金融產(chǎn)品種類。家庭最少為不擁有金融產(chǎn)品，取值為0，最多為擁有4種金融產(chǎn)品。

宗族關系。 如前文所說，在現(xiàn)有關于宗族的研究中，常常以維系家族間凝聚力的宗族祠堂，[15-17]是否參加祭祖掃墓活動，作為宗族關系的度量指標，宗族祠堂為內部成員商量族中大事提供了交流與協(xié)作平臺，體現(xiàn)了宗族的凝聚力。[14]祭祖掃墓活動是宗族社會身份認同的標志性特征，體現(xiàn)了宗族內部家庭間的關系的牢固程度。為宗族內部成員信息交流提供了保障。[12]

其他控制變量。 現(xiàn)有相關研究的文獻指出，家庭以及個人特征也是影響投資決策的重要因素，參考以往文獻的做法，本文關于影響家庭金融投資行為的控制變量包括：一個是個人特征，如性別，婚姻，年齡，健康狀況，受教育年限；另一個是家庭特征，如家庭規(guī)模，家庭所在區(qū)域，家庭人均支出、親戚間人情禮金花費，親戚交往頻繁程度等。

（四）變量的描述性統(tǒng)計

表1為本文相關變量的描述性統(tǒng)計。由表1可知，在樣本家庭里，所在村莊或社區(qū)①農(nóng)村家庭為所在村莊，城鎮(zhèn)家庭為所在社區(qū)。有宗族祠堂的比率約為9.3%，參加祭祖掃墓的家庭比率約為64.1%。其他控制變量中，戶主的平均年齡為45歲，受教育年限為平均為7年，家庭平均人均支出為11954元，人情禮金的花費平均值為3919元。

表1 變量定義與統(tǒng)計性描述

（五）城鄉(xiāng)數(shù)據(jù)匹配與平衡性檢驗

本文從兩個維度研究城鄉(xiāng)居民金融投資行為，一是家庭參與金融投資的決策，即家庭是否有購買金融產(chǎn)品；二是家庭金融投資數(shù)量，即家庭會購買幾種金融產(chǎn)品。由于宗族關系錯綜復雜，其對城鄉(xiāng)居民的影響是多方維度的。受宗族關系影響，城鎮(zhèn)居民可能經(jīng)常返鄉(xiāng)參與宗族活動、祭祖掃墓等。而大多農(nóng)村青壯年勞動力則轉移至城鎮(zhèn)務工，城鄉(xiāng)之間并不必然存在天然屏障。但畢竟城鄉(xiāng)之間在日常工作與生產(chǎn)、人力資本積累、經(jīng)濟生活與消費上存在較大差異，城鄉(xiāng)居民受到各種異質性因素的影響，在回歸分析中，即使加入了主要控制變量，研究宗族因素對城鄉(xiāng)居民投資的影響，仍可能會受到研究中存在的數(shù)據(jù)偏差（bias）或混雜變量（confounding variable）的影響，使實證研究產(chǎn)生偏誤，從而影響最終結果的正確性。為了更好研究城鄉(xiāng)之間的投資差異，解決在全樣本中城鄉(xiāng)之間由于數(shù)據(jù)差異較大引起的估計誤差，同時減少部分數(shù)據(jù)缺失造成的影響，本文在對每一部分的分析過程都將數(shù)據(jù)進行了城鄉(xiāng)匹配，并且主要介紹了匹配后的估計結果。即本文以家庭所在區(qū)域作為匹配變量，將樣本中家庭所在地是農(nóng)村時作為處理組，所在地是城鎮(zhèn)則作為對照組。

使用傾向得分匹配法的另一重要假設是平衡性假設。如果匹配后所有變量在處理組和對照組的均值偏誤都能大幅降低，則意味著不同組別的個體特征差異得到了大幅消除，配對樣本具有較高的相似性。所采用的最近鄰匹配方法，相關的平衡性假設檢驗結果見表2，由檢驗結果可知，大多數(shù)變量在進行傾向得分匹配后的偏差都大幅度降低了，說明匹配滿足平衡性假設，采用PSM 方法很好地控制了不可觀察的干擾因素。

表2 PSM平衡性假設檢驗結果

四、宗族關系對家庭金融投資影響的回歸結果與分析

（一）宗族活動對金融投資決策的影響

根據(jù)表3可知，在控制了其他影響家庭金融決策的因素后，家庭所在村莊或社區(qū)擁有宗族祠堂對家庭的金融投資決策沒有顯著的影響。原因在于家族祠堂作為一個嚴肅場合，是祭祀祖先、議處宗族大事的場所，進行的是宗族的集體儀式或活動，作用在于加強相互間的責任意識或凝聚力。在此地方，成員間考慮得更多是族內大事，并沒有太多時間交流其他信息。[14-16]參與祭祖掃墓能提高城鎮(zhèn)家庭參與金融投資的概率，城鎮(zhèn)居民參與祭祖掃墓會使家庭參與金融投資的概率增加6.1%，農(nóng)村家庭參與金融投資的概率增加0.5%。這表明宗族內部家庭間的聯(lián)系越頻繁、關系越牢固，越能促進家庭進行金融投資，同時城鄉(xiāng)家庭在進行金融投資決策方面存在較大差異。

在控制變量中，教育程度對家庭參與金融投資決策有顯著的正向影響。受教育程度越高的家庭，越有可能參與金融投資，其原因在于金融投資存在信息成本，而教育作為一種人力資本，教育程度高的投資者更易于克服信息障礙。[38]家庭擁有自有住房對城市家庭投資有顯著的正向作用，可能原因在于房產(chǎn)也可以作為抵押品來幫助投資者獲得融資，對農(nóng)村家庭有反向作用，影響概率為0.6%，對于農(nóng)村家庭而言，農(nóng)村住房并不具有商業(yè)投資作用，住房越多，家庭消耗的財力越大，用于其他用途的資金便會越少。人均支出也會對家庭的金融投資活動產(chǎn)生顯著的正向影響。人均支出可以反映家庭的經(jīng)濟水平，人均支出越高，說明家庭的經(jīng)濟實力越強。

表3 城鄉(xiāng)家庭金融投資決策差異

（二）宗族活動對金融投資種類的影響

關于家庭投資產(chǎn)品種類的多少，城鎮(zhèn)家庭最多購買了4 種金融產(chǎn)品，農(nóng)村家庭最多購買了3種金融產(chǎn)品。利用排序Probit（Order Probit）模型，對城鄉(xiāng)家庭進行分組回歸，發(fā)現(xiàn)宗族活動對家庭購買金融產(chǎn)品種類的影響十分顯著。計算各影響因素的平均邊際效應可以發(fā)現(xiàn)（見表4），城鎮(zhèn)家庭所在社區(qū)以及農(nóng)村家庭所在村莊擁有宗族祠堂對家庭金融投資的種類數(shù)量均沒有顯著影響，原因同上。參與祭祖掃墓對城鄉(xiāng)家庭購買金融產(chǎn)品的種類數(shù)量均有顯著正向影響。在城鎮(zhèn)家庭中，若家庭參與祭祖掃墓，家庭購買1種金融產(chǎn)品的概率增加4.2%，購買2種金融產(chǎn)品的概率增加1.6%，購買3種金融產(chǎn)品的概率增加0.4%，購買4種金融產(chǎn)品的概率增加0.09%，而家庭不購買金融產(chǎn)品的概率減少6.3%，可見，參與祭祖掃墓會促進城鎮(zhèn)家庭進行金融投資。對于農(nóng)村家庭，參與祭祖掃墓則購買1種金融產(chǎn)品的概率增加0.4%，購買2種金融產(chǎn)品的概率增加0.08%，購買3種金融產(chǎn)品的概率增加0.01%，而家庭不購買金融產(chǎn)品的概率減少0.5%。家庭人均支出和教育年限增加也會對家庭投資數(shù)量有正向影響，說明家庭經(jīng)濟水平以及家庭人力資本是影響家庭金融投資重大影響因素之一。

表4 宗族關系對家庭金融投資影響的邊際效應

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）內生性分析

本文運用兩個指標：宗族祠堂，祭祖掃墓來度量家庭擁有的宗族關系，對這兩個度量指標的穩(wěn)健性應進行具體分析。在現(xiàn)有文獻中，有觀點認為宗族發(fā)展的目標并不是為了經(jīng)濟發(fā)展，只是在這一過程中產(chǎn)生了經(jīng)濟結果，宗族發(fā)展具有一定的獨立性。[37]郭云南等（2013）[39]在研究總序網(wǎng)絡對自主創(chuàng)業(yè)的影響時，將“宗族祠堂”和“宗族家譜”作為度量指標，為了避免內生性問題，只對擁有祠堂的樣本進行重新實證，發(fā)現(xiàn)所得結果與總樣本結果非常接近。在另一篇文章中，郭云南和姚洋（2013）[14]進行同樣的內生性檢驗，將樣本“1978年前就已確定是否有祠堂”的村莊重新進行回歸，結果仍然差距不大。認為樣本不存在內生性問題。

在現(xiàn)實中，宗族所做的重大決策是有宗族內部成員統(tǒng)一決定，并不單純依賴于單個家庭，且大部分祠堂在改革開放前就已存在，宗族祠堂的外生性是成立的，[14][37]且祠堂的修繕也是宗族內部成員共同決定的結果，具有一定的群體性質。并不是個家庭所能決定的，本文的被解釋變量是家庭金融投資，并沒有理論依據(jù)說明家庭金融投資的目的是為了修建祠堂，也未能找到家庭金融投資影響整個宗族是否建祠堂的作用機制。因此，無論從現(xiàn)實機制還是實證結果來看，由于反向因果關系所導致的內生性問題應該是非常微弱的。

（二）對家庭金融投資決策的穩(wěn)健性檢驗

宗族間祭祖掃墓活動，可能會受到家庭參與金融投資活動的影響。因為家庭投資所獲得的收入可以作為家庭經(jīng)濟資本的一種獲得方式，增加了家庭的經(jīng)濟來源，從而可能提高家庭的經(jīng)濟地位。祭祖掃墓活動的安排需要一定的經(jīng)濟成本，富裕的地方和家庭更有組織祭祖掃墓活動的實力。且祭祖掃墓活動和宗族祠堂的根本型區(qū)別在于祠堂決定的是族內大事，事關每個內部內部成員，需要集體的共同決策。祭祖掃墓活動作為祭祀祖先的活動形式，并不過分強調全部集體成員的參與。因此，祭祖掃墓活動與家庭金融投資之間可能存在雙向的因果關系，從而導致內性問題。

由于我國經(jīng)濟發(fā)展存在區(qū)域不平衡，導致地區(qū)間的宗族聯(lián)系強弱程度也不同，我國越往南方地區(qū)宗族間聯(lián)系越強。具體而言，南方地區(qū)廣東、福建等地的宗族聯(lián)系最強，江西、湖南、浙江南部宗族聚居與前者比較有略微差距，湖北、安徽、浙江北部、江蘇宗族聯(lián)系弱于前面所述地區(qū)，四川更弱一些；[40]在北方，山西、山東宗族聚居較強，河南、河北、陜西宗族聚居弱于前者，東北三省則是全國漢族聚居區(qū)中宗族聚居最弱的省份。由于歷史上的宗族聯(lián)系強弱并不直接影響家庭現(xiàn)階段的金融投資，但歷史上宗族聯(lián)系的強弱程度會影響宗族目前的聯(lián)系程度。因此，本文參照阮榮平、鄭風田（2013）的做法，將反應宗族聯(lián)系強弱的宗族力量按地區(qū)差異進行劃分并分別賦值。[41]即廣東、廣西、福建和江西宗族力量最強（宗族聯(lián)系最為頻繁）賦值為 2；河北、山西、上海、北京、天津、江蘇、浙江、安徽、山東、河南、湖北、湖南、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅等地宗族力量次之（宗族聯(lián)系較為頻繁）賦值為1；黑龍江、吉林、遼寧宗族力量最為薄弱（宗族聯(lián)系最少）賦值為0。工具變量估計的結果參見表5，由表5可知，城鎮(zhèn)家庭參加祭祖掃墓會使家庭參與金融投資的概率增加44.3%，而農(nóng)村家庭相應的概率只增加2.6%。與表3對比可知，未進行工具變量估計的結果低估了祭祖掃墓活動對城鄉(xiāng)家庭投資決策的影響，也低估了其對城鄉(xiāng)之間的投資影響的差異程度。

（三）對家庭金融投資種類的穩(wěn)健性檢驗

加入工具變量后，可以看出城鎮(zhèn)家庭參加祭祖掃墓會使家庭不投資金融產(chǎn)品的概率減少48.9%，投資1種金融產(chǎn)品的概率增加32.5%，投資2種金融產(chǎn)品的概率提高12.3%，投資3種產(chǎn)品的概率增加3.3%，投資4種金融產(chǎn)品的概率提高0.7%，而農(nóng)村家庭參加祭祖掃墓會使家庭不投資金融產(chǎn)品的概率減少4.7%，投資1種金融產(chǎn)品的概率增加3.9%，投資2種金融產(chǎn)品的概率提高0.6%，投資3種產(chǎn)品的概率增加0.1%。和表4相比，城鄉(xiāng)家庭的投資概率都大幅度地提高了，同時可知，未進行工具變量估計的結果同樣低估了祭祖掃墓活動對城鄉(xiāng)家庭投資種類數(shù)量的影響，也低估了其對城鄉(xiāng)之間的投資差異的影響。

表5 家庭投資決策的穩(wěn)健性檢驗IV- Probit估計結果

表6 家庭投資種類的穩(wěn)健性檢驗IV-Order-Probit估計結果

（續(xù)表）

六、結論

宗族關系可以通過信息傳播和家庭間互動影響家庭的投資參與行為，宗族成員間的交流互動可以作為一種家庭金融投資信息的交流傳導機制，從而可能會影響到家庭的金融投資行為。基于 CFPS2014數(shù)據(jù)，本文分析了宗族關系對城鄉(xiāng)家庭參與金融投資、家庭購買金融產(chǎn)品數(shù)量的影響，比較了宗族因素對城鄉(xiāng)家庭參與金融投資影響的差異性。實證結果表明：在控制其他影響家庭金融投資因素的條件下，宗族關系確實會對家庭參與金融投資產(chǎn)生顯著作用：城鄉(xiāng)家庭所在地區(qū)擁有宗族祠堂對城鄉(xiāng)家庭的金融投資決策及投資金融產(chǎn)品種類并不會產(chǎn)生顯著影響；城鄉(xiāng)家庭參與祭祖掃墓活動會對家庭金融投資決策和投資金融產(chǎn)品種類產(chǎn)生顯著影響。在考慮存在內生性可能之后，參與祭祖掃墓活動使家庭的投資決策和投資產(chǎn)品概率同樣得到了提升。并且城市家庭和農(nóng)村家庭在金融投資決策和投資金融產(chǎn)品種類選擇上存在較大的差距。說明城市家庭對這一活動帶來的影響反應更加強烈。本文對研究家庭投資行為具有重要意義，在金融渠道尚未健全的農(nóng)村地區(qū)，宗族作為正式制度的補充，在農(nóng)村家庭參與金融投資活動發(fā)揮重要促進作用。