宗教信仰、時(shí)間偏好與金融素養(yǎng)

摘 要 宗教信仰影響著個(gè)體的價(jià)值觀念和行為決策，本文立足于宗教的文化屬性視角，使用2013 年“ 中國家庭金融調(diào)查” 數(shù)據(jù)考察了宗教信仰對個(gè)體金融素養(yǎng)的影響。研究發(fā)現(xiàn)，宗教信仰對個(gè)體金融素養(yǎng)具有顯著正影響，而且集中體現(xiàn)于佛教信仰。有宗教信仰者的金融素養(yǎng)比沒有宗教信仰者高0. 028 個(gè)單位，相當(dāng)于樣本均值的44%。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，上述效應(yīng)在高學(xué)歷個(gè)體顯著更小，究其原因在于該群體的初始金融素養(yǎng)水平較高。進(jìn)一步的作用機(jī)制檢驗(yàn)表明，宗教信仰對個(gè)體金融素養(yǎng)的影響渠道為時(shí)間偏好，使得個(gè)體的行為決策更具“長期取向”。本文發(fā)現(xiàn)有助于理解宗教信仰與現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)生活之間的互動關(guān)系，對旨在提高居民金融素養(yǎng)的相關(guān)政策和理解“宗教熱”現(xiàn)象具有一定啟示意義。

關(guān)鍵詞 宗教信仰;文化屬性;時(shí)間偏好;金融素養(yǎng)

0 引言

在全球化背景下，金融科技的迅猛發(fā)展與普及增大了家庭面臨的風(fēng)險(xiǎn)，因而，在現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)生活中， 金融素養(yǎng)已經(jīng)成為一種必要的生活技能（ Lusardi，2015）。金融素養(yǎng)不僅影響著家庭的經(jīng)濟(jì)與金融福利，還影響著金融市場的穩(wěn)定與宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行。自2008 年金融危機(jī)以來，金融素養(yǎng)在經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展中具有重要作用與影響已經(jīng)成為學(xué)界和央行等相關(guān)政府部門的共識，受到學(xué)界和相關(guān)政府部門的日益重視。普及金融知識、提高金融素養(yǎng)，不僅可以提高消費(fèi)者金融決策的行為理性，還可以降低其系統(tǒng)性行為偏差，進(jìn)而有利于金融市場穩(wěn)定。但是，我國消費(fèi)者金融知識普遍比較欠缺、居民金融素養(yǎng)普遍較低（尹志超等，2015;吳衛(wèi)星等，2018）。例如，近些年我國出現(xiàn)的民間借貸危機(jī)、非法攬儲、學(xué)生不良網(wǎng)絡(luò)貸款、部分P2P 網(wǎng)貸平臺“跑路”等現(xiàn)象，在給消費(fèi)者造成巨大損失的同時(shí)，也給我國金融市場的穩(wěn)定帶來了一定的沖擊。這些現(xiàn)象除了經(jīng)營者自身的誠信問題外，在很大程度可以歸因于消費(fèi)者的金融素養(yǎng)不高和相關(guān)金融知識儲備不足。

作為一種人力資本，金融素養(yǎng)不僅會受到個(gè)體特征變量和家庭背景等因素的影響（ Lusardi and Mitchell，2014）， 還受到文化觀念等因素的影響（ Brownet al. ，2018;Ahunov and van Hove（2020）。宗教在經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展過程中發(fā)揮著重要作用①，并已經(jīng)成為一種不可忽視的社會力量。根據(jù)國務(wù)院新聞辦公室2018 年4 月3 日發(fā)表的《中國保障宗教信仰自由的政策和實(shí)踐》②白皮書中的數(shù)據(jù)，中國主要有佛教、道教、伊斯蘭教、天主教和基督教等宗教，信教公民近2 億人，宗教教職人員38 萬余人，依法登記的宗教活動場所14. 4 萬處。理論上講，宗教從文化屬性和制度屬性兩個(gè)方面影響著人們的經(jīng)濟(jì)行為與決策（ Starkand Finke，2000）③。一方面，基于宗教的文化屬性，宗教信仰會影響人們的偏好、信念和價(jià)值觀等， 進(jìn)而影響到人們的行為決策與表現(xiàn)（ Campante andYanagizawa-Drott，2015）。同時(shí)，宗教信仰會產(chǎn)生有利于收入增長的偏好或經(jīng)濟(jì)態(tài)度，進(jìn)而對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著正影響（Barro and MeCleary，2003）。另一方面，基于宗教的制度屬性，宗教組織通過有規(guī)律的宗教活動和其自身構(gòu)成的組織體系，通過社會網(wǎng)絡(luò)等途徑影響到個(gè)體、家庭和企業(yè)的經(jīng)濟(jì)行為與績效，其根源在于宗教信仰會影響人們的“信任”（阮榮平和王兵，2011）。

盡管已有大量文獻(xiàn)分析探討了宗教信仰對經(jīng)濟(jì)行為決策與人力資本積累的影響，但是仍存在一定不足。首先，基于西方宗教的研究結(jié)論未必適用于中國（盧云峰，2008），原因在于國外宗教是以制度化宗教為主，而中國文化下的宗教則是彌散性宗教（楊慶堃，2007）。其次，已有研究更多關(guān)注宗教信仰對風(fēng)險(xiǎn)偏好、幸福感知或從社會網(wǎng)絡(luò)的角度分析宗教信仰對人們經(jīng)濟(jì)行為的影響，較少從宗教信仰影響人們的“ 時(shí)間偏好” （ time preference） 或“ 不耐心”（impatience）的角度分析宗教信仰對人們經(jīng)濟(jì)行為的影響。盡管費(fèi)雪早就在其名著《利息理論》中明確指出了宗教信仰是時(shí)間偏好的重要影響因素（ Fisher，1930）。最后，已有研究大多從宗教的制度屬性這一角度解釋或考察宗教對經(jīng)濟(jì)績效或經(jīng)濟(jì)行為的影響，較少從宗教的文化屬性這一視角將宗教作為一種“偏好來源”來分析其在經(jīng)濟(jì)中的影響，且探討宗教信仰影響微觀個(gè)體行為決策的研究并不多，有關(guān)宗教信仰與金融素養(yǎng)的研究更是缺乏。

鑒于此，本文基于新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，使用2013 年“ 中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)”（China Household Finance Survey，CHFS2013），考察了非正式制度中的重要組成部分———宗教對個(gè)體金融素養(yǎng)的影響及其作用渠道。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）宗教信仰對個(gè)體的金融素養(yǎng)具有顯著正影響。相對于無宗教信仰者，有宗教信仰者的金融素養(yǎng)顯著高0. 028 個(gè)單位，相當(dāng)于樣本均值的44. 44%。（2）不同的宗教對個(gè)體金融素養(yǎng)的影響不同。實(shí)證分析表明，只有佛教信仰對個(gè)體金融素養(yǎng)具有顯著正影響，相對于無宗教信仰者與其他類別的宗教信仰，佛教信仰者的金融素養(yǎng)顯著高0. 038 個(gè)單位，相當(dāng)于樣本均值的60. 32%。（3）機(jī)制分析表明，宗教信仰通過影響個(gè)體的時(shí)間偏好提高了個(gè)體金融素養(yǎng)。

本文可能的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：（1） 現(xiàn)有關(guān)于金融素養(yǎng)的文獻(xiàn)往往關(guān)注金融素養(yǎng)的經(jīng)濟(jì)后果，而鮮有文獻(xiàn)考察個(gè)體金融素養(yǎng)的來源。本文從文化經(jīng)濟(jì)學(xué)視角首次從實(shí)證上探討了宗教信仰與金融素養(yǎng)之間的關(guān)系及其影響渠道，豐富了有關(guān)文化經(jīng)濟(jì)學(xué)的文獻(xiàn)。（2） 本文并未像既有文獻(xiàn)那樣關(guān)注宗教信仰的“制度屬性”的經(jīng)濟(jì)后果，而是重點(diǎn)探討宗教信仰影響金融素養(yǎng)的偏好因素，為進(jìn)一步理解宗教的“文化屬性”提供了新視角。（3） 本文討論了宗教在社會作用中積極的一面，有助于更全面地理解宗教信仰的經(jīng)濟(jì)后果，這也對于理解當(dāng)下中國出現(xiàn)的“宗教熱”現(xiàn)象和深入推進(jìn)我國宗教中國化具有啟示意義，是對相關(guān)研究的補(bǔ)充與拓展。

1 理論分析與研究假說的提出

個(gè)體的宗教信仰之所以會影響其金融素養(yǎng)，是因?yàn)樽诮叹哂小?文化屬性”，影響了人們的“時(shí)間偏好” （ time preference） 或“ 不耐心” （ impatience）。時(shí)間偏好是指對于相同的消費(fèi)束，經(jīng)濟(jì)行為主體總是偏好現(xiàn)在超過未來，度量了人們對未來進(jìn)行貼現(xiàn)的程度。時(shí)間偏好因人而異，不僅影響著人們的金融行為與決策，還會影響到家庭的退休規(guī)劃等長期規(guī)劃（Frederick et al. ，2002）。特別地，Becker and Mulligan（1997）認(rèn)為，宗教信仰對時(shí)間偏好或不耐心的影響可以解釋宗教與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。一方面，時(shí)間偏好是個(gè)體金融素養(yǎng)的重要影響因素（Meier and Sprenger，2013）。根據(jù)經(jīng)典人力資本理論，更加“ 不耐” 的個(gè)體更少投資于他們的未來，因而，時(shí)間偏好或不耐心是影響人力資本積累的關(guān)鍵因素（Cadena and Keys，2015）。作為一種人力資本，金融素養(yǎng)的提升需要花費(fèi)時(shí)間與成本，甚至需要延遲消費(fèi)，因而受到人們“不耐心” 的影響。相對于更具耐心者，更加“不耐”的個(gè)體，更加不愿意耗費(fèi)時(shí)間和資源來學(xué)習(xí)金融知識以便提高未來收益（Jappeli and Padula，2013）。另一方面，宗教信仰，特別是“來世”信仰會影響人們的時(shí)間偏好（Benjamin et al. ，2016），進(jìn)而促使人們追求長期目標(biāo)。Becker（1996）指出，宗教信仰通常會增加人們對未來效用的權(quán)重，尤其是當(dāng)這種宗教信仰預(yù)示著一個(gè)誘人的來生。

宗教信仰之所以會影響時(shí)間偏好，是因?yàn)橹饕壿嬁梢詺w結(jié)為兩方面。首先，宗教信仰天堂、地獄和來生會促使人們考慮或規(guī)劃更加長久的未來，甚至規(guī)劃來生，以保證來生或來世的生活，促使人們“未雨綢繆”，進(jìn)而使得人們對未來的效用賦予更高的權(quán)重，這意味著人們會更具耐心。其次，宗教會要求信徒對他們的時(shí)間和資源在生產(chǎn)活動和宗教活動之間的分配進(jìn)行權(quán)衡取舍（Campanteand Yanagizawa-Drott，2015），如果某人把更大的權(quán)重放在當(dāng)前選擇的未來影響上，那么他很可能去從事那些能提高未來效用的活動，甚至部分地犧牲當(dāng)前的效用。而宗教能夠幫助人們克服“自身控制”問題（Kumar et al. ，2011），宗教信仰會降低人們的過度消費(fèi)或奢侈性消費(fèi)，影響人們的消費(fèi)習(xí)慣，促使人們更加節(jié)儉，摒棄吸煙與喝酒等不利于健康的成癮性消費(fèi)等習(xí)慣，進(jìn)而使得更注重未來的人通常會養(yǎng)成有利于未來影響的習(xí)慣性偏好和其他偏好（ Becker，1996）。另外，對來世、天堂與地獄的信仰會增加人們行為決策的承諾成本。例如，今世作惡會在來世或地獄受到懲罰，這種有成本的承諾會影響人們的時(shí)間偏好（Kumar et al. ，2011）。

綜上可知，從宗教的“文化屬性” 角度，基于時(shí)間偏好與宗教信仰之間的天然聯(lián)系和時(shí)間偏好對金融素養(yǎng)的重要影響，本文提出如下研究假說。

研究假說： 通過改變“ 時(shí)間偏好”， 宗教信仰對個(gè)體金融素養(yǎng)具有正向影響。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文所用數(shù)據(jù)為西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心2013 年在全國范圍內(nèi)開展的第二輪“中國家庭金融調(diào)查”數(shù)據(jù)（CHFS2013）。本輪調(diào)查樣本覆蓋全國29 個(gè)省（自治區(qū)、直轄市），具有全國代表性和省級代表性。2013 年“中國家庭金融調(diào)查” 設(shè)計(jì)了關(guān)于利率計(jì)算、通貨膨脹理解和投資風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知的3 個(gè)問題以反映受訪者的金融知識水平。同時(shí)，本輪調(diào)查還詢問了受訪者的宗教信仰，這為考察個(gè)體的宗教信仰對其金融素養(yǎng)的影響提供了很好的數(shù)據(jù)支撐。

鑒于本文的研究目的，將男性樣本年齡限定為22～59 歲，將女性樣本限定在20～54 歲。一方面，我國不允許向未成年人傳教（盧云峰和張春泥，2016）①。另一方面，本文將年齡限制在退休年齡以前（男性小于60 歲，女性小于55 歲），這就規(guī)避或消除了因退休后的精神情感需求增加（特別是對農(nóng)村留守老人） 而選擇信仰宗教的影響，也在一定程度上降低了反向因果對估計(jì)結(jié)果的影響。并且，將樣本年齡限制在退休年齡以前，人們因尚未退休或退出勞動力市場，而不得不關(guān)注“世俗”的方面。此外，剔除了金融知識和宗教信仰相關(guān)問題中存在缺失的樣本。

2.2 模型設(shè)定

為考察個(gè)體的宗教信仰對其金融素養(yǎng)的影響，構(gòu)造如下方程進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)：

Literacyic = α0 + α1Religionic + γZic + λc + εic （1）

其中，i 和c 分別代表個(gè)人和城市。Literacyic 為個(gè)體的金融素養(yǎng)，該變量數(shù)值越大，表示個(gè)體的金融素養(yǎng)越高。Religionic 度量個(gè)體的宗教信仰，“ 有宗教信仰”取值為1，否則取值為0;當(dāng)分類別考察時(shí)，若個(gè)體信仰“佛教” 則取值為1，其他情況下取值為0，依此類推（宗教信仰類別包括“ 佛教” “ 道教” “ 伊斯蘭教” “ 基督教”“其他”5 個(gè)類別）。Zic 是可能影響個(gè)體金融素養(yǎng)的一些因素，包括個(gè)體的受教育年限、是否就業(yè)、健康狀況、性別、年齡及其平方項(xiàng)、城鄉(xiāng)、戶口狀況、婚姻狀況、父母各自的受教育年限、父親的戶口狀況、父親是否黨員②、是否漢族。λc 為城市固定效應(yīng)，控制城市固定效應(yīng)能夠控制不同城市間的特征差異，包括城市的經(jīng)濟(jì)金融發(fā)展差異、文化背景和地理環(huán)境等特征因素。εic 為隨機(jī)擾動項(xiàng)。

2.3 指標(biāo)選取與度量方式

2.3.1 核心解釋變量與因變量

為度量“金融素養(yǎng)” （ Literacy），參照尹志超等（2014） 和尹志超等（2015），基于受訪者對利率計(jì)算、通貨膨脹理解和投資風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知等金融知識中三個(gè)基本問題的回答情況，使用因子分析的方法構(gòu)建金融知識指標(biāo)度量其金融素養(yǎng)。該指標(biāo)可以較好地度量個(gè)體的金融素養(yǎng)（ Lusardi and Mitchell，2014）。對宗教信仰的度量，依據(jù)受訪者對問題“ 您的宗教信仰是” 的回答，選項(xiàng)包括：“1. 佛教;2. 道教;3. 伊斯蘭教;4. 基督教;5. 無;6. 其他”。為考察宗教信仰對金融素養(yǎng)的影響，采用兩種分類方式來度量個(gè)體的宗教信仰：（1） 將宗教信仰區(qū)分為“ 有宗教信仰”和“無宗教信仰” 兩類。根據(jù)受訪者的回答，將選擇“ 無” 的定義為“ 無宗教信仰”，將除了選擇“無”之外的均定義為“有宗教信仰”（Religion）。（2）由于不同宗教的文化屬性和制度屬性的強(qiáng)弱存在顯著差異（ Stark and Finke，2000;阮榮平和王兵，2011），因此，不同的宗教信仰對個(gè)體金融素養(yǎng)的影響可能存在顯著差異。進(jìn)而，為考察不同宗教信仰對金融素養(yǎng)影響的異質(zhì)性，根據(jù)受訪者的回答，將有宗教信仰區(qū)分為佛教（ Buddhism）、道教（ Taoism）、伊斯蘭教（Islam）、基督教（Protestantism）和其他宗教信仰（Else）。

如表1 所示，“有宗教信仰” 者在全樣本中占比為10%，而農(nóng)村樣本和女性樣本中“有宗教信仰”的占比略高于城鎮(zhèn)樣本和男性樣本。具體地，有宗教信仰者中的佛教信仰者占比最高，在全樣本中的占比為6. 24%，其次為基督教（1. 94%）和伊斯蘭教（1. 46%），信仰道教和其他宗教的樣本占比最少。另外，不同類別的宗教信仰在城鄉(xiāng)之間和不同性別之間的分布存在一定差異。例如，伊斯蘭教信徒在城鎮(zhèn)樣本和男性樣本中的占比略高于農(nóng)村樣本和女性樣本，基督教信徒的占比在城鄉(xiāng)之間差別不大，而女性樣本中基督教信徒占比接近男性樣本中基督教信徒占比的1 倍。

2.3.2 其他變量

一般而言，估計(jì)個(gè)體時(shí)間偏好的方法有兩種（ Frederick et al. ，2002）：一是從居民日常生活中所做的決策與規(guī)劃來推測其時(shí)間偏好，或作為時(shí)間偏好的代理變量;二是通過詢問受訪者有關(guān)跨期決策的問題來估算其時(shí)間偏好。但是，實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)或問卷中利用不同時(shí)期的貨幣回報(bào)等有關(guān)問題來度量時(shí)間偏好是不恰當(dāng)?shù)模≧euben et al. ，2010）。根據(jù)顯示偏好原理，個(gè)人或家庭的現(xiàn)實(shí)決策（如消費(fèi)與儲蓄、長期規(guī)劃等） 可以為其時(shí)間偏好提供可靠的科學(xué)依據(jù)（ Olson andBailey，1981）。

首先，F(xiàn)isher（1930）指出，個(gè)人“不耐”的差別至少是由六種個(gè)人特征的差異所造成的，包括遠(yuǎn)見、自制、習(xí)慣、壽命的預(yù)期、對他人生活的關(guān)懷和習(xí)俗風(fēng)尚，并進(jìn)一步指出，一般而言，遠(yuǎn)見愈大，不耐愈小;反之亦然。因而，“ 長期規(guī)劃取向”是和時(shí)間偏好有關(guān)的重要文化維度（ Wang et al. ，2016），因此，眾多文獻(xiàn)使用家庭的長期財(cái)務(wù)規(guī)劃變量等期限變量（horizon variable）度量其時(shí)間偏好。例如，Khwaja et al. （2007）利用消費(fèi)者的長期財(cái)務(wù)規(guī)劃度量其時(shí)間偏好，使用是否有1 年期以上的規(guī)劃來度量個(gè)體的時(shí)間偏好。因此，是否具有或者是否進(jìn)行長期規(guī)劃也可以度量個(gè)體的時(shí)間偏好，即人們的“ 未來取向” 和時(shí)間偏好同義（Aren and Aydemir，2014），且“未來取向”和金融素養(yǎng)均受到“自律傾向”的影響（Howlett et al. ， 2008）， 而宗教信仰對人們的“ 自律傾向” 具有重要影響。Renneboog and Spaenjers（2012）研究發(fā)現(xiàn)，那些有宗教信仰的家庭擁有更強(qiáng)的遺贈動機(jī)和長期規(guī)劃傾向，因此，相對于無宗教信仰者，有宗教信仰者會更關(guān)注他們的退休規(guī)劃。Jappeli and Padula（2013）認(rèn)為更加不耐的消費(fèi)者會更少投資于金融素養(yǎng)和積累更少財(cái)富。

其次，在心理狀態(tài)方面，對未來收益和消費(fèi)的耐心程度是時(shí)間偏好最直接的表現(xiàn)（姚東旻等，2019），對未來越有耐心，則時(shí)間偏好越低。個(gè)體的時(shí)間偏好能夠?qū)ζ鋬π钚袨闆Q策產(chǎn)生正向影響，當(dāng)個(gè)體對未來的效用表現(xiàn)出更強(qiáng)的偏好，將會減少當(dāng)前消費(fèi)，增加儲蓄;反之，如果更偏好于當(dāng)前效用，則會減少儲蓄（Warner and Pleeter，2001）。Falk et al. （2018）分析了偏好在各國之間的差異發(fā)現(xiàn)，時(shí)間偏好與宗教信仰相關(guān)，并且時(shí)間偏好可用“長期取向”度量，例如節(jié)儉或儲蓄決策（Epper et al. ，2020）。寇宗來和石磊（2010）認(rèn)為消費(fèi)者的時(shí)間偏好率和消費(fèi)的跨期替代彈性直接刻畫了人們的節(jié)儉程度：時(shí)間偏好率越大，未來越不重要，消費(fèi)者越傾向于“ 及時(shí)行樂”;時(shí)間偏好率越小，消費(fèi)跨期替代彈性越大，人們的“節(jié)儉”程度越高。因此，給定家庭收入情況下，家庭儲蓄率也是時(shí)間偏好的恰當(dāng)度量指標(biāo)。

綜上可知，消費(fèi)儲蓄決策、未來規(guī)劃等是時(shí)間偏好良好代理指標(biāo)。鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文使用兩類變量度量個(gè)體的時(shí)間偏好：第一類為衡量個(gè)體長期規(guī)劃傾向的有關(guān)決策變量，具體包括“是否有計(jì)劃過養(yǎng)老”（PensPlan）、“是否有移民的打算”（Immig）和“是否有送小孩出國深造的打算”（SAPChil）;第二類為度量家庭消費(fèi)與儲蓄決策的“家庭儲蓄率” 的自然對數(shù)值[ log（ SaveRate）]。如表2 所示，樣本中有計(jì)劃過養(yǎng)老和有移民打算的樣本分別占比為36. 7%和2. 6%，且有計(jì)劃過養(yǎng)老和有移民打算的樣本在有宗教信仰者樣本中的占比較無宗教信仰者顯著更高。而有移民打算的占比在有無宗教信仰之間無顯著差異。但有宗教信仰者家庭的儲蓄率顯著更低，可能的原因在于有宗教信仰者在農(nóng)村樣本占比更高。

其他控制變量包括：性別、年齡及其平方項(xiàng)、民族、受教育年限、婚姻狀態(tài)、戶口狀態(tài)、城鄉(xiāng)等個(gè)體特征變量，家庭可支配收入、父親和母親的受教育年限、父親是否黨員①、父親的戶口類型等家庭背景變量，以及城市固定效應(yīng)。本文沒有控制母親的黨員身份和母親的戶口類別，一是因?yàn)槟赣H為黨員的比例僅為4. 4%，遠(yuǎn)低于父親為黨員的比例22. 2%;二是因?yàn)槟赣H的戶口類型同父親的戶口類型高度相關(guān)，相關(guān)系數(shù)超過0. 85;三是會損失部分樣本，降低估計(jì)精度。但是，即使同時(shí)控制母親的黨員身份和戶口類別，其對子女金融素養(yǎng)的影響也未表現(xiàn)出統(tǒng)計(jì)顯著性，且對其他解釋變量的回歸結(jié)果沒有顯著影響。表3 匯報(bào)了主要變量的整體描述性統(tǒng)計(jì)。

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表4 報(bào)告了用模型（1） 估計(jì)的宗教信仰對金融素養(yǎng)影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。其中，列（1）為宗教信仰變量Religion 為“有宗教信仰”時(shí)的結(jié)果，列（2） ～（6）為宗教信仰變量依次分別為“ 佛教” （ Buddhism）、“ 道教” （ Taoism）、“ 伊斯蘭教”（Islam）、“基督教”（Protestantism）和“其他”（Else）時(shí)的結(jié)果，列（7）為同時(shí)控制不同宗教信仰類別時(shí)的結(jié)果。結(jié)果表明，變量Religion 的系數(shù)顯著為正，相比沒有宗教信仰的個(gè)體，有宗教信仰個(gè)體的金融素養(yǎng)高出0. 028 個(gè)單位，相當(dāng)于金融素養(yǎng)樣本均值0. 063 的44. 44%。列（2） ～（7） 結(jié)果一致表明，只有當(dāng)個(gè)體宗教信仰為“佛教”（Buddhism）時(shí)，宗教信仰的系數(shù)才顯著為正，且相比沒有宗教信仰和信仰其他宗教的個(gè)體，信仰佛教個(gè)體的金融素養(yǎng)高0. 038 個(gè)單位，相當(dāng)于金融素養(yǎng)樣本均值的60. 32%。此外，其他解釋變量的系數(shù)也與已有文獻(xiàn)和直覺相符合。個(gè)體的金融素養(yǎng)會隨受教育年限和家庭收入水平的提高而提高。有工作、良好的健康狀況、城鎮(zhèn)居民、非農(nóng)戶口、男性和已婚均對個(gè)體金融素養(yǎng)具有顯著正影響。而金融素養(yǎng)隨年齡增長呈現(xiàn)出“倒U 型”的變動趨勢，且更好的家庭背景，如父母的受教育水平更高、父親的黨員身份均有助于個(gè)體金融素養(yǎng)的提升。

3.2 異質(zhì)性分析

由于個(gè)體的宗教信仰與金融素養(yǎng)在不同的受教育水平和年齡組群之間存在顯著差異，并且宗教信仰會影響個(gè)體就業(yè)類型（阮榮平等，2014），故有必要考察宗教信仰對個(gè)體金融素養(yǎng)的影響是否因受教育水平、年齡組群和就業(yè)類型的差異而存在顯著差異。為考察是否存在上述異質(zhì)性：首先，根據(jù)受訪者是否具有“大專及以上”學(xué)歷設(shè)定啞變量College（ 是取值為1，否則取值為0），通過控制宗教信仰與College 的交互項(xiàng)Religion×College、Buddhism×College 來考察其異質(zhì)性。其次，根據(jù)出生年份是否在1980 年后設(shè)定啞變量“80 后” （出生年份為1980 年及以后則取值為1，否則取值為0），通過控制宗教信仰與“80 后”的交互項(xiàng)（Religion×1980、Buddhism×1980）來考察其影響的差異性。最后，根據(jù)受訪者的工作性質(zhì)①，設(shè)定啞變量“他雇” （Hired），若受訪者的工作性質(zhì)為“ 受雇于他人或單位”則取值為1，否則取值為0，通過控制宗教信仰與“ 他雇” 的交互項(xiàng)（Religion×Hired、Buddhism×Hired）來考察其影響的差異性。

表5 匯報(bào)了異質(zhì)性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果。首先，“ 有宗教信仰” 對是否具有“ 大專及以上”學(xué)歷個(gè)體金融素養(yǎng)的影響沒有顯著差異，但是信仰佛教對具有大專及以上學(xué)歷群體個(gè)體金融素養(yǎng)的影響顯著更小，可能的原因在于具有大學(xué)及以上學(xué)歷本身就具有較高的金融素養(yǎng)。其次，宗教信仰和是否信仰佛教對“80后”金融素養(yǎng)的影響顯著更小，原因在于“80 后” 具有大學(xué)學(xué)歷的比例遠(yuǎn)高于“80 前”①。最后，宗教信仰和信仰佛教對“受雇于他人或單位”的個(gè)體金融素養(yǎng)的影響顯著更小，原因在于“他雇”者的受教育水平顯著更高②。此外，表5 結(jié)果還表明，宗教信仰和正規(guī)學(xué)校教育對個(gè)體金融素養(yǎng)的影響一定程度上存在“ 替代效應(yīng)”，并且給定宗教信仰和受教育水平等其他因素，個(gè)體金融素養(yǎng)在是否為“80 后”或是否“受雇于他人或單位” 之間并無顯著差異，這進(jìn)一步為宗教信仰和受教育水平等才是個(gè)體金融素養(yǎng)的更為“基礎(chǔ)”的影響因素提供了佐證③。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.3.1 內(nèi)生性問題

對于基準(zhǔn)回歸結(jié)果，宗教信仰對個(gè)體金融素養(yǎng)的影響可能存在潛在的內(nèi)生性問題。一種可能是存在遺漏變量問題，可能遺漏了某些不可觀測變量同時(shí)影響著個(gè)體的宗教信仰和金融素養(yǎng)。但方程（1） 控制了個(gè)體特征變量、家庭背景變量和城市固定效應(yīng)，以降低遺漏變量的影響，因此無須過分擔(dān)心。另一種可能是本文對宗教信仰的度量可能存在低估：一是因?yàn)閱柧碚{(diào)查時(shí)受訪者在回答宗教信仰或宗教歸屬時(shí)不能意識到或有意避免承認(rèn)自己的宗教身份（盧云峰和張春泥，2016）;二是因?yàn)楹芏嘧苑Q無宗教信仰的人并非嚴(yán)格意義上的無神論者。但是對宗教信仰者比例的低估，使得本文的回歸結(jié)果低估宗教信仰對金融素養(yǎng)的影響，因此，表4 中宗教信仰變量系數(shù)的估計(jì)值很可能是真實(shí)值的下限。此外，除了官方認(rèn)可的五大宗教，宗教信仰還包括民間信仰，但是與制度化宗教相比，民間信仰對人們的偏好與行為的影響較小（阮榮平和王兵，2011），原因在于制度性宗教能夠提供民間信仰所不能提供的獨(dú)立價(jià)值觀（易勞逸，2019）。

至于可能的反向因果或聯(lián)立性問題，根據(jù)宗教市場理論，人們的宗教需求是相對不變的（阮榮平等，2013），并且，從時(shí)間先后角度看，宗教信仰的發(fā)生時(shí)間早于金融素養(yǎng)的發(fā)生時(shí)間。由于人們首次作出宗教委身決策的年齡平均在16 歲或17 歲（阮榮平等，2013;辛宇等，2016），本文將樣本年齡限定在法定結(jié)婚年齡與法定退休年齡之間，樣本平均年齡為43 歲①，這在一定程度上降低了反向因果對估計(jì)結(jié)果的影響。另外，金融知識的積累和金融素養(yǎng)的提升本身就需要時(shí)間的積累和實(shí)踐，因而可以認(rèn)為反向因果關(guān)系基本可以排除。不過，本文仍使用工具變量法進(jìn)行了估計(jì)，并對宗教信仰的內(nèi)生性進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。

首先，使用樣本所在省份中“每萬人擁有宗教活動場所數(shù)” （ 宗教機(jī)構(gòu)數(shù)÷2012 年常住人口數(shù)）①作為個(gè)人是否“有宗教信仰”（Religion）的工具變量，包括“每萬人擁有的佛教寺廟數(shù)量” （ NumBTem）、“ 每萬人擁有的道觀數(shù)量”（NumTTem）、“每萬人擁有的清真寺數(shù)量”（NumMosq）和“每萬人擁有的教堂數(shù)量”（NumChur）。其次， 使用樣本所在省份“ 每萬人擁有的佛教寺廟數(shù)量”（NumBTem）作為個(gè)人是否“ 信仰佛教” （ Buddhism） 的工具變量。需要說明的是，前文表4 結(jié)果顯示，僅有個(gè)人“ 信仰佛教” 對其金融素養(yǎng)有顯著正影響，因此，這里將其他類別的宗教信仰作為控制變量，而不考慮其內(nèi)生性問題，其他控制變量同方程（1）。最后，由于工具變量為省級層面變量，因此，無法進(jìn)一步控制城市固定效應(yīng)，為盡量控制或消除地區(qū)差異因素的影響，特別是根據(jù)世俗化理論，在進(jìn)行兩階段回歸時(shí)控制了2013 年（ 樣本調(diào)查年份） 省級層面的人均GDP、城鎮(zhèn)失業(yè)率和該省份6 歲及以上人口的平均受教育年限。

選取“每萬人擁有宗教活動場所數(shù)”作為個(gè)體“宗教信仰”的工具變量有如下理由：（1）“每萬人擁有宗教活動場所數(shù)”度量了該地區(qū)的宗教活動場所密度，屬于宗教的供給方面。一個(gè)地區(qū)宗教供給越多，則該地區(qū)個(gè)人有宗教信仰的可能性就越大。（2）這一變量和個(gè)人的金融素養(yǎng)并不直接相關(guān)，符合工具變量的要求。利用上述工具變量的回歸結(jié)果見表6。結(jié)果表明：首先，在第一階段回歸中，“每萬人擁有宗教活動場所數(shù)”和宗教信仰變量顯著正相關(guān)，且弱工具變量檢驗(yàn)的F 值遠(yuǎn)大于10，說明不存在弱工具變量問題。其次，DWH 檢驗(yàn)的p 值均大于0. 1，沒有拒絕“有宗教信仰”變量為外生的原假設(shè)，說明本文的核心解釋變量不存在嚴(yán)重的內(nèi)生性問題。最后，兩階段最小二乘法第二階段的估計(jì)結(jié)果同基準(zhǔn)結(jié)果一致，即個(gè)體“有宗教信仰”和信仰“佛教”對其金融素養(yǎng)具有顯著的正向影響。

3.3.2 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證基準(zhǔn)回歸結(jié)果是否受到特定樣本或者異常值的影響，本文進(jìn)行了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，考慮異常值的影響。一是，由于“有宗教信仰” 變量中選擇信仰“其他” 包括了多種類別的宗教，而選擇信仰“非主流” 宗教的個(gè)體本身可能就具有較大的異質(zhì)性，因此，剔除選擇信仰“其他”的樣本[表7 列（1） 和（6）]。二是，由于北京、上海和天津三個(gè)直轄市地區(qū)樣本的金融素養(yǎng)顯著高于其他地區(qū)，因此刪除這三個(gè)地區(qū)的樣本[表7 列（2） 和（7）]。其次，考慮樣本選擇問題。一是由于信仰伊斯蘭教的樣本集中在10 個(gè)少數(shù)民族地區(qū)，且中國穆斯林大多數(shù)聚居在新疆維吾爾自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)、甘肅、青海、河南、云南等地，大多集中在西部地區(qū)，而我國東中西部地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等存在顯著差異，因此，刪除信仰伊斯蘭教的樣本考察結(jié)果的穩(wěn)健性[ 表7 列（3） 和（8）]。二是由于少數(shù)民族和漢族在宗教信仰上存在顯著差異，因此僅使用漢族樣本考察結(jié)果的穩(wěn)健性[表7 列（4）和（9）]。最后，剔除“在校學(xué)生”“喪失勞動力者”“不愿意工作”和“離休或退休”的樣本[表7 列（5） 和（10）]。表7 回歸結(jié)果表明，宗教信仰對個(gè)體金融素養(yǎng)的影響表現(xiàn)出良好的穩(wěn)健性，即個(gè)體“有宗教信仰”（Religion）對其“金融素養(yǎng)”（Literacy）具有顯著正影響，并且這一正向作用主要體現(xiàn)在個(gè)體是否信仰佛教上。

4 作用機(jī)制檢驗(yàn)與競爭性假說

4.1 作用機(jī)制檢驗(yàn)

為考察個(gè)體的宗教信仰是否通過降低其時(shí)間偏好對金融素養(yǎng)具有正向作用，首先，考察宗教信仰是否影響了時(shí)間偏好。具體地，實(shí)證檢驗(yàn)宗教信仰是否對度量時(shí)間偏好的四個(gè)變量“ 是否有計(jì)劃過養(yǎng)老” （ PensPlan）、“ 家庭儲蓄率”（log（SaveRate））、“是否有移民的打算” （ Immig） 和“ 是否有送小孩出國深造的打算”（SAPChil）具有顯著影響。其次，在方程（1） 中，進(jìn)一步控制時(shí)間偏好變量，如果宗教信仰通過時(shí)間偏好渠道影響金融素養(yǎng)，那么在控制時(shí)間偏好后，相比于基準(zhǔn)回歸，宗教信仰對個(gè)體金融素養(yǎng)的影響應(yīng)該顯著變小或變得不顯著。回歸結(jié)果如表8 所示。其中，列（1） ～（4） 為“ 有宗教信仰” （ Religion） 對時(shí)間偏好影響的回歸結(jié)果; 列（ 5） ～ （ 6） 為控制時(shí)間偏好變量后， “ 有宗教信仰”（Religion）對個(gè)體“金融素養(yǎng)” （Literacy） 的影響;列（9） ～（12） 為不同宗教類別對時(shí)間偏好影響的回歸結(jié)果;列（13） ～（14） 則為進(jìn)一步控制時(shí)間偏好變量后，不同宗教類別對個(gè)體金融素養(yǎng)的影響。另外，列（7）、（8）、（15） 和（16） 為基于工具變量的兩階段最小二乘估計(jì)結(jié)果。

表8 回歸結(jié)果表明：（1） 宗教信仰對時(shí)間偏好變量均具有顯著正影響，即“有宗教信仰”比沒有宗教信仰的個(gè)體更加具有耐心，原因在于絕大多數(shù)宗教強(qiáng)調(diào)對欲望的約束（陳冬華等，2013），因此有利于降低人們的不耐心，即降低其時(shí)間偏好（潘黎和鐘春平，2016）。（2） 分宗教類別看，僅有佛教信仰對時(shí)間偏好具有顯著正影響[“是否有送小孩出國深造的打算”（SAPChil）除外]。（3）在進(jìn)一步控制時(shí)間偏好變量后，不論是OLS 估計(jì)結(jié)果還是基于工具變量的2SLS 估計(jì)結(jié)果，“有宗教信仰”（Religion）或“信仰佛教”（Buddhism） 對個(gè)體金融素養(yǎng)的回歸系數(shù)顯著下降，且在統(tǒng)計(jì)上不再具有顯著性，這說明“時(shí)間偏好” 是宗教信仰提高個(gè)體金融素養(yǎng)的主要影響渠道。并且，不同宗教類別下，時(shí)間偏好渠道，也是佛教提升個(gè)體金融素養(yǎng)的主要渠道。表7 結(jié)果進(jìn)一步佐證了宗教信仰中的佛教信仰對個(gè)體金融素養(yǎng)的積極作用，這與潘黎和鐘春平（2016）信仰佛教的受訪者所在家庭具有更高的儲蓄率和更低的借款概率，但其他宗教類別與無宗教信仰的差異不顯著的結(jié)果一致。可能的原因在于：首先，佛教中的“ 再生”（rebirth）概念反映了人們認(rèn)為當(dāng)下只是個(gè)體全部存在中的一個(gè)小的時(shí)間片段，這會導(dǎo)致信仰佛教的個(gè)體更具耐心，即時(shí)間偏好更低（Wang et al. ，2016）。其次，中國佛教徒不主張吸煙，且“不飲酒” 是佛教“五戒” 之一，而是否吸煙與飲酒本身就衡量了個(gè)體的時(shí)間偏好（Galor and ?zak，2016）。最后，宗教信仰，特別是宗教中的“來世”信仰會影響人們的“時(shí)間偏好”（Becker and Mulligan，1997），促使人們追求長期目標(biāo)。而相對于其他宗教而言，佛教更加強(qiáng)調(diào)“ 因果報(bào)應(yīng)思想”，進(jìn)而使得“來世”信仰對佛教信仰者時(shí)間偏好影響顯著更大。

4.2 競爭性假說

前文實(shí)證結(jié)果表明，個(gè)體的宗教信仰對其金融素養(yǎng)的正向作用主要源于宗教信仰降低了個(gè)體的時(shí)間偏好，即相對于無宗教信仰，有宗教信仰提高了個(gè)體對未來的偏好。但是，由于宗教還具有“制度屬性”，因此，本文的基本結(jié)論受到潛在競爭性假說的影響。

基于宗教的“制度屬性”，宗教信仰還可能通過信任與社會網(wǎng)絡(luò)等途徑對個(gè)體金融素養(yǎng)產(chǎn)生影響。一方面，如果宗教對信任具有顯著正影響（Guiso et al. ，2003;阮榮平和王兵，2011），那么可以預(yù)期宗教信仰也會增加個(gè)體或家庭對金融市場、金融機(jī)構(gòu)和金融產(chǎn)品的信任，進(jìn)而通過更多參與金融市場獲得更多金融知識。另一方面，由宗教信仰帶來的社會網(wǎng)絡(luò)和社會資本的增加（ Stark andFinke，2000;阮榮平和劉力，2011;阮榮平等，2014），可以促進(jìn)金融知識在信徒與信徒之間、信徒與非信徒之間的“知識溢出”，最終影響自身的金融素養(yǎng)。因此，宗教信仰還可能通過宗教的制度屬性發(fā)揮作用，通過增加社會信任，提高自身的社會資本，進(jìn)而增加了人們對正規(guī)金融市場和金融產(chǎn)品的信任，通過“ 干中學(xué)”渠道提升金融素養(yǎng)。或者宗教信仰通過拓展人們的社會網(wǎng)絡(luò)，通過共同的社會活動帶來的學(xué)習(xí)效應(yīng)，進(jìn)而提高了自身的金融素養(yǎng)。

基于此，本部分進(jìn)一步考察宗教的“制度屬性”是否為宗教信仰影響個(gè)體金融素養(yǎng)的重要渠道。首先，宗教信仰的社會網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)或?qū)ι鐣Y本的提升作用，使得有宗教信仰者的創(chuàng)業(yè)概率更大（阮榮平等，2014），而企業(yè)家與自雇者的金融素養(yǎng)顯著更高（Lusardi and Mitchell，2014）。其次，宗教可以通過社會網(wǎng)絡(luò)或社會互動帶來的學(xué)習(xí)效應(yīng)提高個(gè)體金融素養(yǎng)，而不論是宗教的社會網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)，還是宗教有助于提高信徒的社會資本，其基礎(chǔ)或根本性原因都在于宗教信仰對“信任” 具有顯著正影響（ 阮榮平和王兵，2011;Renneboog and Spaenjers，2012）。再次，有宗教信仰會導(dǎo)致家庭更多或更積極地參與金融市場和進(jìn)行金融風(fēng)險(xiǎn)投資（王宇等，2017），因此，宗教信仰有可能通過提高受訪者家庭的金融參與率，通過“干中學(xué)”渠道，對其金融素養(yǎng)產(chǎn)生積極影響。最后，由于宗教具有“社會保障” 作用（ 阮榮平和劉力，2011），或者通過緩解進(jìn)行金融風(fēng)險(xiǎn)投資的“后顧之憂”，或者通過降低購買商業(yè)保險(xiǎn)帶來的擠出效應(yīng)進(jìn)而增加了可用于投資的資產(chǎn)規(guī)模，導(dǎo)致家庭更多或更積極地參與金融市場和進(jìn)行金融風(fēng)險(xiǎn)投資（王宇等，2017），并最終對個(gè)體金融素養(yǎng)產(chǎn)生正向作用，我們將其稱為“替代效應(yīng)”。

4.2.1 創(chuàng)業(yè)

為檢驗(yàn)創(chuàng)業(yè)是否因宗教的社會網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)成為宗教信仰對個(gè)體金融素養(yǎng)產(chǎn)生正向作用的影響渠道，我們使用受訪者家庭“是否從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營項(xiàng)目”來度量家庭“是否創(chuàng)業(yè)”（ESTP，是取值為1，否則取值為0）進(jìn)行實(shí)證分析，回歸結(jié)果見表9 列（1） ～（4）。首先，相對于無宗教信仰，有宗教信仰者家庭創(chuàng)業(yè)概率顯著更高，這同阮榮平等（2014） 的結(jié)果一致。并且，不同類別的宗教信仰對家庭創(chuàng)業(yè)的顯著影響基本無差異，信仰“道教” 和“其他” 的回歸系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上不顯著，但在經(jīng)濟(jì)意義上同其他宗教類別無差異，可能的原因在于這兩類宗教信仰的樣本規(guī)模較小。其次，從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營項(xiàng)目家庭的受訪者的金融素養(yǎng)顯著更高。最后，在控制創(chuàng)業(yè)變量后，“ 有宗教信仰” （ Religion） 和“ 信仰佛教”（Buddhism）的回歸系數(shù)同基準(zhǔn)回歸結(jié)果并無顯著差異，說明宗教信仰對家庭創(chuàng)業(yè)的影響并不是宗教信仰影響個(gè)體金融素養(yǎng)的重要渠道。

4.2.2 信任

為考察宗教信仰對一般化信任的影響是否為其影響個(gè)體金融素養(yǎng)的重要渠道，根據(jù)受訪者對問題“ 您對初次見面的人的信任程度如何？”①的回答構(gòu)建“信任”變量（Trust），若受訪者選擇“ 比較相信” 或“ 完全相信” 則Trust 取值為1，否則取值為0。回歸結(jié)果見表9 列（5） ～（8）。首先，宗教信仰對“信任” 變量的影響不顯著，可能的原因在于宗教信仰對信任的影響存在差序格局（ 阮榮平和王兵，2011）。其次，對陌生人的“信任”未對個(gè)體金融素養(yǎng)產(chǎn)生顯著影響。最后，在控制信任變量后，宗教信仰的回歸系數(shù)基本不變，說明基于信任的社會網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)或社會資本并非宗教信仰影響個(gè)體金融素養(yǎng)的渠道①。

4.2.3 干中學(xué)

本文使用受訪者家庭“ 是否擁有金融資產(chǎn)”②定義“ 金融市場參與” 變量（PartFM，是取值為1，否則取值為0）來考察“干中學(xué)”是否為宗教信仰對個(gè)體金融素養(yǎng)具有正向作用的影響渠道。回歸結(jié)果見表10 列（1） ～（4）：首先，宗教信仰中，只有“佛教”對家庭參與金融市場具有顯著正影響，可能的原因在于，在中國，相對于基督教，佛教信仰者的年輕人和高學(xué)歷者比例更高，而文盲和半文盲的比例更低，且佛教信仰者的受教育水平和無宗教信仰者的受教育水平?jīng)]有顯著差異。其次，“金融市場參與” 對個(gè)體金融素養(yǎng)具有顯著正影響。最后，在控制“金融市場參與” 度量的“干中學(xué)” 渠道后，宗教信仰對個(gè)體金融素養(yǎng)影響的回歸系數(shù)同基準(zhǔn)結(jié)果無顯著差異，說明“干中學(xué)”并不是宗教信仰影響個(gè)體金融素養(yǎng)的重要渠道。

4.2.4 社會保障的“替代效應(yīng)”

由于宗教信仰有助于個(gè)體之間的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)和提供社會保障，因而，具有社會保障作用（阮榮平和劉力，2011）。為考察該渠道，我們使用受訪者“是否擁有社會養(yǎng)老保險(xiǎn)”（Insur，是取值為1，否則取值為0）③考察“替代效應(yīng)” 可能的影響。回歸結(jié)果見表10 列（5） ～（8）：首先，宗教信仰同社會保障顯著負(fù)相關(guān)，且這一負(fù)影響主要是伊斯蘭教信仰的作用。其次，有社會養(yǎng)老保險(xiǎn)者的金融素養(yǎng)顯著更高。最后，在控制宗教對社會保障的“替代效應(yīng)” 后，宗教信仰對個(gè)體金融素養(yǎng)的正向作用同基準(zhǔn)結(jié)果相同，說明“替代效應(yīng)”并非宗教信仰對個(gè)體金融素養(yǎng)具有正向作用的影響渠道。

4.3 進(jìn)一步討論：為什么是佛教

前文結(jié)果表明，宗教信仰通過影響個(gè)體時(shí)間偏好對其金融素養(yǎng)有顯著正影響，且分宗教類別看，該結(jié)論僅對佛教成立，其他宗教信仰的回歸系數(shù)均不顯著。這說明，真正影響個(gè)體金融素養(yǎng)的宗教信仰為個(gè)體是否信仰佛教，這與Norton and Tomal（2009）、潘黎和鐘春平（2016）及曾建光等（2016） 的結(jié)果一致。然而，這些研究并未就為何只有佛教（佛教信仰）具有顯著影響作出解釋。本文試圖對這一問題進(jìn)行解答，整體可以歸結(jié)為如下幾個(gè)方面。

一方面，與基督教（ 包括天主教和基督新教等） 相比，佛教（ 與道教） 強(qiáng)調(diào)“自救”，而基督教強(qiáng)調(diào)“他救”。特別是在基督新教看來，一個(gè)人是否會被拯救（salvation）是前定事件，不受個(gè)人行為的影響。而佛教則是具有拯救精神的宗教，在佛教看來，個(gè)人的行為會影響到自身是否會被“ 拯救” （ McCleary，2007）。高的拯救精神，則使得人們擁有更多機(jī)會糾正他們的錯(cuò)誤行為，消除他們的過失，并獲得拯救①。而低的拯救精神，則沒有這種機(jī)會，但獲罪會下地獄，因此，他們會盡量避免錯(cuò)誤行為，并在一生中盡量避免犯錯(cuò)。因此，佛教中的高拯救精神有助于調(diào)動人們的積極性和主觀能動性，這與只有佛教不將貧窮歸咎于懶惰一致（Guiso et al. ，2003）。

另一方面，相對于佛教和道教，天主教、基督教和伊斯蘭教因其更為頻繁的宗教集體活動而具有更高的組織水平（阮榮平和王兵，2011）。佛教為彌散性宗教，其信徒的宗教委身度更低（ Stark and Finke，2000;楊慶堃，2007;盧云峰，2008），因而與世俗社會更多是“ 促進(jìn)性” 的互補(bǔ)，而非替代。這也同Barro andMcCleary（2003）的有宗教信念同經(jīng)濟(jì)增長正相關(guān)，而人們投入到宗教活動上的時(shí)間同經(jīng)濟(jì)增長負(fù)相關(guān)的研究結(jié)論一致。并且，佛教同中國傳統(tǒng)文化已經(jīng)融為一體，成為本土宗教，而基督徒和天主教，則是外來宗教，尚未充分中國化。至于伊斯蘭教的影響不顯著，可能是因?yàn)橐了固m教在中國社會文化系統(tǒng)中處于從屬和局部的位置（牟鐘鑒，2012），只在10 個(gè)民族社會文化生活中起主導(dǎo)作用②。

最后，基于宗教制度屬性的社會網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)等并非宗教信仰對個(gè)體金融素養(yǎng)具有正向作用的重要影響渠道，這與僅有佛教信仰對個(gè)體金融素養(yǎng)具有顯著正影響的結(jié)論相互印證。一方面，相對于其他宗教，佛教是非排他的、彌散性宗教，且本土化的佛教更強(qiáng)調(diào)宗教信仰是個(gè)體行為，而非一種組織機(jī)構(gòu)（ 楊慶堃，2007）。與制度性宗教的社會組織功能相對突出和易于可見不同，彌散性宗教主要通過引導(dǎo)信仰者的價(jià)值判斷和規(guī)制信仰者的社會行為，進(jìn)而促進(jìn)社會價(jià)值認(rèn)同和社會有序運(yùn)行，隱秘而持續(xù)地發(fā)揮作用（林瑜勝，2019）。另一方面，佛教徒往往是素食者，因此，在關(guān)系經(jīng)營中處于劣勢地位（ 辛宇等，2016），也即社會網(wǎng)絡(luò)渠道處于劣勢地位。這同本文基于宗教的文化屬性，認(rèn)為時(shí)間偏好是宗教信仰影響個(gè)體金融素養(yǎng)的主要渠道的結(jié)論一致。另外，作為外來宗教，基督教等尚未充分中國化，文化屬性相對更弱，其影響主要體現(xiàn)在制度屬性方面，諸如社會網(wǎng)絡(luò)等。這正與本文的主要結(jié)論相一致，即宗教信仰通過影響時(shí)間偏好，而非其制度屬性對個(gè)體金融素養(yǎng)具有顯著正影響。綜合以上原因，這就解釋了為何只有佛教信仰對個(gè)體金融素養(yǎng)具有顯著正向作用，而其他宗教的影響不顯著。

5 結(jié)論及啟示

本文使用2013 年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)（CHFS2013），實(shí)證分析了個(gè)體的宗教信仰對自身金融素養(yǎng)的影響。研究結(jié)果表明：第一，宗教信仰對個(gè)體金融素養(yǎng)具有顯著正向作用。在給定個(gè)體特征、家庭背景和地區(qū)差異條件下，相對于無宗教信仰的個(gè)體，有宗教信仰者的金融素養(yǎng)高0. 028 個(gè)單位，相當(dāng)于樣本均值的44. 44%。第二，分宗教類別看，僅當(dāng)宗教信仰為佛教時(shí)，宗教信仰才對個(gè)體金融素養(yǎng)具有顯著正影響。第三，機(jī)制分析表明，宗教信仰降低了個(gè)體的時(shí)間偏好，使得個(gè)體的行為決策更具“長期取向”，是宗教信仰提高個(gè)體金融素養(yǎng)的主要影響渠道。特別地，在考慮內(nèi)生性問題和其他競爭性解釋后，上述結(jié)果依然成立。第四， 宗教的文化屬性和制度屬性兩個(gè)基本屬性（ Stark andFinke，2000）有助于解釋不同宗教的異質(zhì)性作用：佛教作為本土化的彌散性宗教，其影響更多體現(xiàn)為對個(gè)體偏好與價(jià)值觀念的影響，即文化屬性占主導(dǎo)作用;基督教和伊斯蘭教的影響更多體現(xiàn)在社會網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)方面，即制度屬性的影響占主導(dǎo)作用。

本文的研究啟示可能在于：第一，旨在提升居民金融素養(yǎng)的政策措施需要考慮到文化、宗教等非正式制度的影響，以便提高政策的有效性與效率。并且，本文研究結(jié)論還表明，深入推進(jìn)我國宗教中國化，有助于發(fā)揮宗教在社會作用中積極的一面，而最大限度抑制宗教的消極作用。第二，“時(shí)間偏好” 是個(gè)人金融素養(yǎng)這一人力資本構(gòu)成要素的重要“內(nèi)因”。由于相對于收入較高的群體，低收入階層在人力資本投資決策過程中的“不耐心”更高（Fisher，1930），故在人力資本投資等決策中可能存在“短視”行為。這意味著，降低勞動力市場之外的人力資本投資的不確定性，提高金融投資市場的包容性，降低市場競爭之外的不確定性，規(guī)范金融市場行為主體的競爭行為等對于提升個(gè)體金融素養(yǎng)具有重要意義。第三，提高家庭收入和受教育水平，降低個(gè)人或家庭因外在不確定性因素返貧的可能性，有利于居民家庭更好地將資源用于人力資本積累等能在長期帶來宏微觀“紅利”的投資決策，進(jìn)而更好地促進(jìn)我國長期經(jīng)濟(jì)發(fā)展和積極應(yīng)對人口老齡化。另外，由于貧困群體的“ 不耐心” 更高，這也為我國實(shí)施“ 脫貧攻堅(jiān)”計(jì)劃的長期有利影響提供了間接佐證。

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