农村成长经历和股票市场参与_江静琳.pdf

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1、农村成长经历和股票市场参与*江静琳王正位廖理内容提要: 股票市场参与是家庭金融领域的核心问题。本文实证研究了农村成长经历对家庭股票市场参与的影响。相对于 “土生土长” 的城镇居民， 有农村成长经历的城镇居民的股票市场参与率显著较低， 且这一关系不能够被社会互动、 信任水平、 金融知识、 家庭社会经济地位、 风险态度等因素的差异所完全解释。本文的实证结果表明， 农村成长经历会使直接参与股票市场的概率降低约5 个百分点， 使参与股票市场( 含持有基金) 的概率降低约6 个百分点。进一步地， 开放性人格特征的提升能够降低农村成长经历对居民股票市场参与的负面影响。这些结果可能对于理解我国居民的股票市场

2、参与行为有重要的理论与实践意义。关键词: 股票市场参与家庭金融农村成长经历*江静琳、 王正位( 通讯作者) 、 廖理， 清华大学五道口金融学院， 邮政编码: 100083， 电子邮箱 jiangjl. 14 pbcsf tsinghuaedu cn， wangzhw pbcsf tsinghua edu cn，liaol pbcsf tsinghua edu cn。本研究得到国家自然科学基金项目( 项目号: 71232003、71472100) 的资助。感谢匿名审稿人的宝贵意见， 文责自负。数据来源: 国家统计局 2009 年 “中国城镇居民经济状况与心态调查” 。相比而言， 根据 Guiso

3、 et al ( 2013) 测算， 美国约有50%的家庭参与股票市场。一、引言在学术界， 股票市场有限参与是家庭金融领域的核心问题之一( Campbell， 2006) ， 股票市场有限参与被认为可能可以解释股权溢价之谜 这一长期以来金融经济学领域的一大谜团。探究居民参与股票市场的影响因素有助于解释股票市场的有限参与， 因此这也是近十年来家庭金融领域研究的最主要的话题。对我国的金融实践而言， 股票市场参与率也是在金融发展过程中必须关注的问题。和发达国家相比， 我国的家庭参与股票市场的比例较低， 根据国家统计局数据， 仅有14. 8%的中国家庭直接参与股票市场投资，这说明我国目前股票市场的发展

4、仍有巨大潜力。党的十九大报告明确指出， 要拓宽居民财产性收入渠道。而股票市场是获得财产性收入的一个重要渠道。居民若不参与这个市场， 于家庭而言， 失去了一个资产多元化配置、 通过股权收益提高财产性收入的重要途径。除此之外， 提升居民股票市场参与率， 对我国金融发展也有重要意义: 居民参与股票市场， 提高了股票市场的资金供给， 这一方面有助于实现党的十九大报告坚持的“提高直接融资比重” 的要求， 另一方面有利于股票市场增强流动性， 提高资源配置效率， 使得资金流向更有效率的企业， 从而为金融服务实体经济助力。因此， 不论是从学术研究还是从我国金融发展实践角度出发， 股票市场有限参与都是一个重要的

5、研究话题。我们注意到一个重要的现象: 改革开放之后的四十年来， 我国社会发生了翻天覆地的变化。中国的城市迎来了大量有农村成长经历的居民。随着城市户籍居民的增加， 考虑到城市居民金融服务可得性更高( 尹志超等， 2015) ， 这扩大了有条件参与股票市场的投资者基数。然而， 我们不禁要问， 他们的行为方式和 “城市老人” 一样吗?尽管获得金融服务的外部条件改善了， 但是这些新城市人的农村成长经历会否阻碍他们参与股票市场?事实上， 一个人过去长时间里的经历会长久地影响他的偏好和认知， 从而影响他的行为决策和行为结果， 进而影响总体的社会结果( Hoff and Stiglitz， 2015) 。这

6、种影响通过以下机制实现: 当一48江静琳等: 农村成长经历和股票市场参与个人长期浸润在某种环境中， 特定的社会结构和社会环境以及在这个环境中获得的特定的社会经历决定了他的文化心理模型( 文化信念) ， 从而影响了一个人的行为模式， 进而形成了整体的社会结果。比如， Nunn Wantchekon( 2011) 研究发现， 非洲国家历史上经历的奴隶贸易引发的人际间的高度不信任代代相传， 内化成为一个人内在固有的行为准则( 倾向于不信任) ， 从而导致近代非洲经济发展水平落后。Chetty et al ( 2011) 利用随机实验数据发现， 幼年成长环境会影响成年后的学业成就和劳动力市场表现， 且

7、这种持续作用是通过非认知能力的塑造实现的。个体的金融行为乃至金融参与水平也受到所经历的社会环境和经验的影响。比如 Malmendier Nagel( 2011) 指出， 如果一个人在过去经历的股票市场整体越繁荣， 投资者的风险偏好会提升， 也会越倾向于投资股票市场。Giannetti Wang( 2016) 研究发现， 投资者如果在成年以后经历过公司丑闻事件， 将显著降低股票市场参与率， 同时也会降低投资股票市场的财富比例。然而， 目前还鲜有文献研究幼年时期的成长经历对成年之后参与股票市场这一家庭金融行为的影响。为了弥补这一文献的不足， 本文实证分析了年幼时在农村成长的经历对参与股票市场的影响

8、。这个问题在我国具有很强的现实意义。第一， 进入 21 世纪以来， 提高直接融资比重是我国目前经济社会发展的主要目标之一。要提高直接融资比重同时降低杠杆率， 这就要求有更多资金进入股权市场。因此， 研究我国居民参与股票市场的影响因素有助于有针对性地对资金进行引导， 从而扩大股票市场的投资者基数。第二， 从时间纵轴上看， 改革开放四十年来， 我国的经济、 社会、 文化各个方面发生了复杂深刻的变化。在这个快速变化的过程中， 早年的成长经历是否投射到成年后的偏好和行为上， 这个问题有待研究。这个研究有益于分析我国家庭参与股票市场的前景， 加快我国金融发展水平的提升。第三， 从空间截面上看， 中国是一

9、个城乡二元社会。城乡差别不仅体现在城乡居民收入有差距， 还体现在城乡居民认知、 观念有差异。有农村成长经历的城市居民是否在行为上和土生土长的城市居民有差异?本文尝试从股票市场参与这个独特的经济学问题来解答。本文采用中国家庭追踪调查( CFPS) 数据， 检验了农村成长经历对中国城镇家庭居民股票市场参与的影响。中国社会长时间处于城乡二元割裂结构， 从而可以使用受访者幼年时期的户籍类型判断是否有农村成长经历。本文实证结果显示， 有农村成长经历的居民更少地参与股票市场， 且在考虑了社会互动、 信任水平、 金融知识、 家庭社会经济地位、 风险态度等因素的差异之后， 这种负向关系仍是稳健且显著的。本文可

10、能的贡献在于: 一方面， 以中国家庭为样本， 引入农村成长经历来解释股票市场有限参与问题， 并获得了稳健可信的证据。就我们的知识范围内， 本文第一次为农村成长经历对股票市场参与的影响提供了直接证据。另一方面， 本文为我国改革开放四十年来城乡差异怎样影响居民偏好和行为这一问题提供了新的研究发现。二、文献综述与研究假设1 文献综述本文主要和两类文献相关。第一类文献是关于人生早年的成长经历对个人成年后行为的影响。此类文献最初多见于心理学和社会学研究领域。我国著名的社会学家费孝通在其经典著作乡土中国 中对此有精辟描述 : “人的当前 中包含着从过去 拔萃出来的投影。 ” 后来， 经济学和金融学领域也开

11、始关注早年成长经历的作用。根据 Cunha Heckman( 2007) 提出的理论框架，童幼年时期是一个人的 “非认知能力” ( 或人格特征) 形成的重要时期， 所处的社会经济环境对非认知能力的形成( skill formation) 有重要的塑造作用。这一理论框架在之后的田野实验中被反复检582018 年第 8 期2017 年 7 月全国金融工作会议明确提出 “要把发展直接金融放在重要位置 ” 、 “积极有序发展股权融资， 提高直接融资比重” 。验。比如， Chetty et al ( 2011) 利用随机田野试验数据( STA) 发现， 儿童早期的成长环境会显著影响一个人的未来发展。而且

12、这种效应的渠道是成长环境对非认知能力的塑造， 在长期对一个人产生了深远的影响。总之， 现有文献主要认为来自一个人早年的成长经历会影响成年后的行为和偏好， 且非认知能力的塑造是其中一个重要的影响渠道。第二类文献与家庭金融相关。经典的金融经济学理论认为， 每个家庭都应该持有部分股票资产以获得股权溢价， 但是大量实证研究发现， 有相当一部分的家庭不参与股票市场。现有文献主要用固定参与成本、 背景风险、 社会互动、 信任水平、 金融知识等来解释股票市场有限参与( 比如Vissing- Jorgensen， 2002; Guiso et al， 2008; Hong et al， 2004; van o

13、oij et al， 2011; 吴卫星等， 2011) 。尽管在经济学领域， 早年成长经历对个人经济决策的影响已经被提出并引起学术界关注， 但目前鲜有文献研究早年成长经历对家庭金融行为的影响， 以中国家庭为研究对象的更是缺乏。Malmendier Nagel( 2011) 和 Giannetti Wang( 2016) 研究的并非投资者的一般过往经历， 而是具体的与股票市场相关的经历。本文研究了农村成长经历对股票市场参与的影响， 丰富了这类文献。2 研究假设和实证模型根据 Cunha Heckman( 2007) ， 人生早年的童幼年时期是一个人的“非认知能力” ( 或人格特征) 形成的重要

14、时期， 所处的社会经济环境对非认知能力的形成有重要的塑造作用。同时， 人格特征在童幼时期形成之后， 在人的生命周期中是基本稳定的( Caspi et al ， 2005) ， 且对人的长期发展都有显著影响。在本文中， 人生早年成长在农村的经历， 可能会塑造一个人的人格特征， 从而长期影响成年以后的金融决策行为。根据费孝通在 乡土中国 中的论述， 农村是一个“变化很少， 文化稳定， 很少有新的问题” 的环境， 在这样的社会文化中， 一切都可以依照过往的经验， 人更可能形成“依赖习惯和经验” 的特征， 相应地， 可能就不那么愿意尝试新鲜事物。股票市场正是这样一个来自市场经济的充满风险和未知的新鲜事

15、。因而， 早年的农村成长经历可能阻碍了他们参与股票市场。我们提出假设: 在其他条件类似的情况下， 有农村成长经历的居民参与股票市场的概率更低。根据以上研究假设， 我们使用微观调研数据， 利用下面的实证模型来检验:participationj= ruralexpj+ ctrlj+ provj+ j( 1)其中， participation 代表股票市场参与。rural exp 代表受访者是否有农村成长经历; ctrlj是控制变量，包含了一系列个人特征、 家庭经济特征和家庭人口学特征;provj是省份固定效应， 我们控制了家庭所在省份， 以消除省际经济、 文化等因素的差异对家庭参与股票市场的影响。

16、j代表随机项。如果 是显著的， 则说明在控制了个人、 家庭经济变量之后， 农村成长经历对居民参与股票市场有显著影响; 如果符号为负， 则说明农村成长经历会阻碍城镇居民参与股票市场。模型均采用 probit 回归。是否有农村成长经历属于个人固定效应， 因此本文的实证部分均采用截面回归。三、数据、 样本、 变量和描述性统计1 数据和样本本文使用 “中国家庭追踪调查” ( China Family Panel Studies，CFPS) 的调研数据。CFPS 从2010年正式第一次开展， 2012、 2014 年又分别进行了受访家庭的追踪调查。本文样本的筛选过程如下:首先匹配了 2010 年的家庭问

17、卷数据库和成人问卷数据库，后根据研究问题对样本进行了筛选。筛选标准包括以下四条: 第一， 剔除了户主信息缺失的家庭; 第二， 家庭必须居住在城市， 同时家庭的户主必须拥有 “非农” 户口; 第三， 剔除了户主在 3 岁和 12 岁时的户口类型这个本文的核心代理68江静琳等: 农村成长经历和股票市场参与其中年龄、 收入、 资产、 负债都取了二次项。收入、 资产、 负债都取了对数。只有 2010 年的调研数据调研了受访者年幼时期的户籍类型。变量缺失的家庭; 第四， 户主必须同时是家庭的财务决策人( 这一变量来自 2014 年家庭经济问卷) 。其中， 之所以把样本限定在具有城市户口的城镇家庭， 是为

18、了保证样本内的家庭在当前的经济、 生活状况尽可能类似。同时， 家庭是否参与股票市场与家庭财务决策人的特征密切相关， 当事权和财权统一在户主身上时， 才能最大程度地保证户主( 同时是财务决策人) 本人的特征能够直接作用于家庭的金融决策， 因此我们要求户主必须同时是家庭的财务决策人。在经过以上四条筛选之后， 样本一共包含 2186 个家庭。样本的户主平均年龄是 56 岁左右。这个样本覆盖了 CFPS 所有调研覆盖的省份: 除了西藏、 青海、 宁夏、 新疆、 内蒙古、 海南和港澳台地区以外的 25 个省( 自治区、 直辖市) 。此外， 我们也控制了家庭人口学特征和经济特征。为了克服采用同年数据所带来

19、的可能的反向因果问题， 我们借鉴李涛和张文韬( 2015) 的做法， 解释变量若是随时间变化的， 则采用2012 年的个人或者家庭问卷调研数据， 被解释变量来自 2014 年的家庭问卷调研数据。2 核心变量定义本文的核心解释变量是居民是否有农村成长经历。本文根据受访者年幼时的户籍类型来判断受访者是否具有农村成长经历: 如果受访者 3 岁和 12 岁时的户口类型为“农业” ， 则认为其拥有农村成长经历。样本中， 有 47. 1%的受访者有农村成长经历。年幼时的户籍类型之所以是判断受访者是否具有农村成长经历的好的指标， 原因有以下两点:一是户籍类型能够较好地代表一个人是成长在农村还是城市。我国的户

20、籍制度正式始于1958 年政府颁布的 中华人民共和国户口登记条例 。该条例将城乡居民划分为两种不同户籍: 农业户口和非农业户口。在户籍制度的管理下， 城乡之间的人口流动和迁移受到严格限制， 尤其是农村人口向城市人口迁移。20 世纪的 70 年代末和 80 年代初， 城乡迁移的控制才有所松动， 但一系列不利于农村人口转移的政策仍然存在( 蔡昉等， 2001) 。农村人口主要通过家庭团聚、 城市招工、参军、 上大学、 务工经商这几类方式进城。正是由于城乡迁移受到严格控制， 因此农业户口和非农业户口能够很好地代表一个人事实上是生活在城镇还是农村。782018 年第 8 期经过第一条筛选标准之后， 有

21、 13318 个家庭观测值; 第二条筛选标准后， 有 3723 个家庭观测值( 13318 个家庭有 6387 个生活在城市， 6387 个生活在城市的家庭中， 有 3723 个家庭的户主的户口类型是非农业) ; 第三条筛选标准后， 有 3697 个家庭观测值; 第四条筛选标准后， 有 2186 个家庭观测值。关于是否要求家庭的户主的户口类型是非农业， 我们主要考虑的是， 拥有城市户口对城市家庭的生活的方方面面都有很大影响。而本文为了尽可能使得比较的两类人( 有农村成长经历与没有农村成长经历) 在目前的经济、 社会地位等情况基本一致， 要求样本都具备城镇户口比较合理。作为稳健性检验， 我们也采

22、用了 3697 个家庭的观测值对全文主要发现进行了验证， 结果是类似的。鉴于变量来自 CFPS 不同年份调研数据， 我们把 2010、 2012、 2014 三次的追踪调研数据根据受访者和家户进行了精确匹配。同时我们做了稳健性检验， 解释变量若采用 2014 年的数据， 也不影响后文的实证结果。CFPS 的调研数据， 出生后的户口类型仅调研了受访者 3 岁和 12 岁时的情况。鉴于严格的户籍制度， 我们认为 3 岁和 12岁户籍一致可以基本保证幼年时期的绝大多数时间生活在农村( 或者城市) 。这几类进城方式， 基本保证了这些迁移人口是在至少接近成年( 远年长于 12 岁) 的时候才迁移到城市。

23、这点得到数据证实， 根据赵耀辉和刘启明( 1997) ， 基于 19491985 年的城镇人口迁移调查数据， 农村迁移人口迁移时平均年龄为 23. 1 岁。改革开放之后， 尤其是 80 年代中期之后， 随着户籍制度有所松动， 城乡人口开始迁徙， 主要表现为农村劳动力开始受雇于城市部门。这种迁徙分为两类， 第一类是伴随着户口相应变动的 “人口迁移” ， 第二类是户口并未相应变动的 “人口流动” 。与第二类迁徙相关的 “流动人口” 可能会影响这个变量的准确性。我们对流动人口的影响进行估计。2014 年调研时本文的样本年龄段 3578 岁的占样本的 90%， 故而 35 岁的人是 1979 年出生的

24、。其幼年成长基本处于 1990 年代之前。3 至 12 岁期间落在 80年代之后的受访者， 有可能虽然 12 岁时是农业户口， 但有可能随父母迁徙到城镇， 成为 “流动人口” ， 从而幼年时期成长在城镇。不过， 根据段成荣和孙玉井( 2006) 的统计， 1982 年时我国的流动人口比例约占全国总人口的 0. 66%。以 1981 年非农业户籍人口约占总人口 17%计算， 流动人口比例约占非农业户籍人口的 3. 88%(=0. 66% /17%) 。这是一个就高不就低的比例， 因为这个计算基于以下假设: 所有流动人口都是由农村流动向城镇。即使根据段成荣和孙玉井( 2006) ， 0. 66%

25、这一比例存在低估的问题， 低估的比例大约在30%左右。1990 年的流动人口占全国总人口1. 89%， 1990 年我国非农业户籍人口约占总人口20. 86%， 因此流动人口比例约占非农业户籍人口 9. 06%。推算之后认为， 这类人口的比例相对较低， 因此绝大多数受访者如果在年幼时的户口类型是农业， 可以推断其具有农村成长经历。非农业户籍人数来源 wind 数据库、 公安部。二是城市和农村的成长经历确实存在很大差异， 尤其因为在人生早年发生， 可能影响非认知能力的塑造。中国的经济长期以来呈现城乡二元格局， 城乡差别体现在各个方面。在农村还是城市成长， 是两种差别很大的环境。就城乡家庭而言，

26、收入差距始终存在( 陆铭和陈钊， 2004) ， 改革开放之前， 城市的就业机会不对农村劳动力开放， 定量配给制以及住房、 医疗等福利分配都与农村居民无关( 蔡昉等， 2001) ， 改革开放之后， 城乡居民收入差距经历过短暂缩小之后， 在 1985 年以后又呈现逐年扩大的趋势( 国家统计局农调总队课题组， 1994) ; 就城乡学校而言， 存在教育质量差距。我国城市和农村的学校在办学条件、 师资水平、 升学情况等方面存在显著差别( 褚宏启， 2009) ; 就城乡文化而言， 根据费孝通在 乡土中国 中的论述， 农村长期以来是典型的 “乡土社会” ， 文化相对“缺乏变动” ， 早年在农村成长的

27、人， 在农村这个 “变化很少， 文化稳定， 很少有新的问题” 的环境中，在 “不怕变、 好奇、 肯试验” 的方面， 通常有所欠缺。这些差异会在人生早年的非认知能力的塑造中起到重要作用， 从而对人的长期行为产生影响。3 描述性统计为了方便比较， 表 1 列出了全样本的描述性统计和有农村成长经历的样本( 下称“农村成长样本” ) 的描述性统计， 这两类样本的观测值分别是 2186 个和 1030 个。为了方便比较， 表 1 列出了全样本的描述性统计和有农村成长经历的样本( 下称“农村成长样本” ) 的描述性统计， 这两类样本的观测值分别是2186 个和1030 个。家庭股票投资方面， 借鉴李涛和张

28、文韬( 2015) 的构造方法， 构造了三个反映股票市场参与的变量 : “直接参与股票市场” ( directparticipation) ， 仅针对直接持有股票以参与股票市场 ; “参与股票市场( 含持有基金) ” ( indirectparticipation) ， 不仅包括直接持有股票， 还包括间接通过持有基金以参与股票市场 ; “参与深度” ， 即家庭直接持有股票占家庭金融总资产的比重( proportion) ， 是指 2012 年家庭的股票市值占家庭金融资产总值的比重。如表 1， 全样本中， 直接参与股票市场的家庭比例为 12. 2%， 参与股票市场( 含持有基金) 的家庭比例为

29、15. 8%， 持有股票的比重是 4. 9%; 农村成长样本中， 直接参与股票市场的家庭比例是 8. 1%， 参与股票市场( 含持有基金) 的家庭比例是 11. 7%， 持有股票的比重是3. 4%。描述性统计给出了直观对比: 有农村成长经历的居民参与股票市场的比例比平均水平整体低了 4. 1 个百分点， 比全样本的参与率少了约 30%。控制变量包括受访者个人特征: ( 1) 性别( male) ， 全样本中 61. 5% 的受访者是男性， 农村成长样本中是 66. 5%。( 2) 年龄( age) ， 全样本平均为 55. 6 岁， 农村成长样本是 56. 2 岁， 二者相仿。( 3) 受教育

30、年限( education year) ， 全样本和农村成长样本的中位数均为 9， 全样本的平均受教育年限略高于农村成长样本。这说明城乡的教育机会可能是有差距的。( 4) 认知能力( cognitive skill) ，我们用受访者即时回述单词的水平来表征认知能力。全样本的认知能力略高于农村成长样本的认知能力。( 5) 健康状况( health) ， 来源于受访者自评， 用来控制背景风险( 吴卫星等， 2011) 。全样本和农村成长样本的均值分别是 2. 64 和 2. 67， 介于“一般” 和“比较健康” 之间。( 6) 婚姻状况( married) ， 全样本中 83. 9%处于在婚或者同

31、居状态， 农村成长样本中是 85. 1%。( 7) 是否从事金融业( finance industry) ， 全样本中有 1. 1%从事金融业， 农村成长样本为 1. 2%。( 8) 是否汉族( Hannationality) ， 全样本和农村成长样本的汉族比例均为 96. 2%。( 9) 个人年收入( income) ， 全样本中平均年收入为 2. 46 万元， 农村成长样本为 2. 34 万元。控制变量还包括家庭人口学特征和经济特征: ( 1) 家庭人口规模( family size) ， 全样本和农村88江静琳等: 农村成长经历和股票市场参与其中， 参考李涛、 张文韬( 2015) ，

32、家庭金融资产总值 = 银行存款 + 股票 + 基金。当把 “参与深度” 定义拓展到宽口径的股票 + 基金市值占家庭金融资产总值的比重， 或者采用2010 年的数据时， 结果是类似的。受限于文章篇幅， 正文中报告的是2012 年股票市值占家庭金融资产总值的比重的结果。对其他结果感兴趣的读者， 欢迎来信索要。成长样本的均值分别为 3. 18 和 3. 39。后者家庭规模稍大。( 2) 家中儿童所占比重( childpro) ， 全样本和农村成长样本的均值分别为 8. 8% 和 10%， 后者稍大。( 3) 家中老人所占比重( olderpro) ，全样本和农村成长样本的均值分别是 2% 和 1.

33、4% 。( 4) 家庭是否从事个体经营( self-employed) ，全样本中的比例是 9. 6% ， 农村成长样本中是 11. 5% 。( 5) 家庭资产价值( wealth) ， 含房产价值和非房产价值， 全样本平均拥有价值 68. 5 万元的资产， 农村成长样本均值是 68. 8 万元。( 6) 家庭负债价值( debt) ， 含房贷金融负债和非房贷金融负债， 全样本平均负债 2. 4 万元， 农村成长样本平均负债 2. 7 万元。( 7) 是否自有住房( house) ， 全样本中的比例是 85. 7% ， 农村成长样本中是 89. 1% 。表 1全样本和农村成长样本的描述性统计结

34、果变量名变量定义均值比较中位数比较全样本N =2186农村成长N =1030全样本N =2186农村成长N =1030direct participation20102014 年直接参与股票市场0. 1220. 08100indirect participation20102014 年参与股票市场( 含持有基金)0. 1580. 11700proportion直接持有股票占家庭金融总资产的比重0. 0490. 03400ruralexp是否在农村成长， 其 3 岁和 12 岁时均是农业户口取 1， 非农业户口取 00. 471N/A0N/Amale性别， 男性取 1， 女性取 00. 6150

35、. 66511age年龄55. 60256. 1935556education year受教育年限9. 3078. 48099cognitive skill认知能力 根据即时回述单词测试， 取值从 0 到 10， 越大表示认知能力越高。4. 9474. 67755health自评健康状况， 1 至 5 分别是不健康/一般/比较健康/很健康/非常健康2. 6362. 67333married婚姻状况， 已婚取 1， 未婚或离婚或丧偶取 00. 8390. 85111finance industry是否从事金融业0. 0110. 01200Han nationality是否汉族0. 9620. 9

36、6211income个人年收入， 单位万元2. 4622. 3392. 01. 9family size所在家庭的家庭成员人数3. 1833. 39333childpro所在家庭儿童所占比重0. 0880. 10000olderpro所在家庭老人所占比重0. 0200. 01400self- employed家庭是否从事个体私营0. 0960. 11500wealth家庭自有房产价值 + 非房产资产价值， 单位万元68. 52468. 80132. 633. 2debt家庭金融负债， 单位万元2. 3972. 71800house是否自有住房0. 8570. 89111四、实证结果( 一) 核

37、心实证结果根据模型( 1) ， 我们首先把直接参与股票市场作为被解释变量， 表 2 的第( 1) 列汇报了主要回982018 年第 8 期归结果。我们发现 显著为负， 说明有农村成长经历的城镇居民显著地更少参与股票市场。经济含义上， 平均而言， 如果一个城镇居民有农村成长经历， 那么他成年后直接参与股票市场的可能性减少5. 445%， 这个比例相当于无条件参与比例( 12. 2%) 的44%。这初步支持了本文的研究假设:在其他条件类似的情况下， 有农村成长经历的居民参与股票市场的概率更低。表 2农村成长经历和股票市场参与被解释变量:( 1)( 2)( 3)直接参与股票市场参与股票市场( 含持有

38、基金)股票市值/金融资产总值系数z- stats系数z- stats系数z- stats农村成长0. 358 (4. 224)0. 287 (3. 689)0. 185 (3. 669)男性0. 058(0. 673)0. 071(0. 895)0. 054(1. 074)年龄0. 078 ( 3. 251)0. 090 ( 3. 944)0. 040 ( 2. 773)年龄20. 001 (3. 392)0. 001 (4. 112)0. 000 (2. 709)受教育年限0. 049 ( 4. 233)0. 055 ( 5. 166)0. 028 ( 4. 001)认知能力0. 112 (

39、 4. 265)0. 085 ( 3. 537)0. 070 ( 4. 442)健康状况0. 071*(1. 686)0. 085 (2. 204)0. 043*(1. 725)家庭规模0. 028(0. 864)0. 020(0. 676)0. 021(1. 053)儿童比例0. 294( 0. 935)0. 219( 0. 747)0. 338*( 1. 834)老人比例0. 102( 0. 373)0. 222( 0. 837)0. 096(0. 577)ln( 个人收入)0. 101(1. 498)0. 091(1. 443)0. 047(1. 168)ln( 个人收入)20. 011

40、*( 1. 796)0. 012 ( 2. 058)0. 005( 1. 376)ln( 家庭财富)1. 089*( 1. 730)0. 576( 1. 268)1. 110 ( 2. 795)ln( 家庭财富)20. 024(0. 988)0. 003(0. 160)0. 032 (2. 152)ln( 家庭负债)0. 186 (2. 487)0. 109*(1. 662)0. 080*(1. 870)ln( 家庭负债)20. 014 ( 2. 240)0. 008( 1. 323)0. 006*( 1. 721)拥有住房0. 535 (3. 158)0. 711 (4. 551)0. 41

41、9 (4. 197)是否自雇0. 014(0. 098)0. 028(0. 216)0. 028( 0. 345)已婚0. 149( 1. 097)0. 003(0. 025)0. 159*( 1. 866)金融从业0. 733 ( 2. 299)0. 379( 1. 217)0. 318*( 1. 833)汉族0. 380( 1. 484)0. 384*( 1. 701)0. 137( 0. 970)ProvFE控制控制控制N199820462067pseudo 20. 2620. 2610. 265注: 、 和*分别代表 1%、 5%和 10%的显著性水平。边际效应是在等号右边其他控制变量

42、取平均值处计算得到。报告的都是 probit 回归结果。下文同。有些家庭由于种种原因没有直接持有股票， 而是通过持有基金的方式参与股票市场。因此， 我们在表 2 第( 2) 列检验农村成长经历对股票市场参与的宽口径变量“参与股票市场( 含持有基金) ” 的影响。实证结果显示， 农村成长经历在 1% 的水平上显著地降低城市居民参与股票市场( 含持有基金) 的概率。平均而言， 如果一个人如果有农村成长经历， 那么他成年后参与股票市场( 含持有基金) 的可能性减少 6. 324% ， 这个比例相当于无条件参与比例( 15. 8% ) 的09江静琳等: 农村成长经历和股票市场参与更多关于通过购买基金参

43、与股票市场的内容可见 Chu et al ( 2016) 。40% 。为了衡量参与股票市场的深度， 我们也考察家庭持有股票的市值占家庭金融资产总值的比例。表 2 第( 3) 列汇报了回归结果。回归结果显示， 农村成长经历的系数在 1% 的水平上显著为负， 说明有农村成长经历的人会更少地在金融资产中配置股票。表 2 第( 1) ( 3) 列的回归结果中， 其他控制变量的估计系数表明， 在其他条件不变的情况下， 如果一个人拥有较长的受教育年限、 较高的认知能力、 更多的家庭财富或者从事金融行业， 能够显著提升其参与股票市场的可能性。进一步， 我们参考 Guiso et al ( 2008) 的做法

44、， 在资产高于中位数水平的样本中检验农村成长经历和股票市场参与的关系。我们发现， 在较为富裕的样本中， 有农村成长经历的居民仍显著较少地参与股票市场。换言之， 即便在有足够能力支付固定参与成本的人群中， 农村成长经历可能在一定程度上有负面影响。这说明， 人生早年的成长经历可能能够解释富裕人群远离股票市场。表 3农村成长经历和股票市场参与: 较富裕人群被解释变量:( 1)( 2)( 3)直接参与股票市场参与股票市场( 含持有基金)股票市值/金融资产总值系数z- stats系数z- stats系数z- stats农村成长0. 295 (2. 937)0. 248 (2. 596)0. 152 (3

45、. 021)控制变量， 省份 FE控制控制控制N100310281041pseudo 20. 1840. 1810. 141( 二) 稳健性检验内生性问题， 在本文存在的可能性较弱。本文研究的主要解释变量“农村成长经历” 所根据的变量是家庭户主3 岁和12 岁时的户口类型， 这个变量在调研时业已事实上存在了几十年 ， “之所以改变户口就是为了参与股票市场” 的可能性不大。这里的稳健性检验主要是排除其他因素。由于影响人的行为的因素十分复杂， 这里我们通过检验排除文献中公认的经典的因素。1 有农村成长经历的居民更少参与股票市场， 是否只反映社会互动水平较低?存在这样一种可能性: 年幼成长在农村的人

46、融入城市社会生活阻力可能较大( Greif Tabellini， 2010) ， 可能更难在城市建立起社会网络， 从而社会互动水平( social) 较低。Hong et al( 2004) 研究发现社会互动会影响是否参与股票市场。因此， 我们需要考察有农村成长经历的城镇人口不参与股票市场这一现象是否完全能由较低的社会互动解释。我们首先要找到“社会互动”的代理变量。根据杨汝岱等( 2011) ， 我们用家庭礼金支出表征家庭社会互动水平。如果在受访当年的前一年家庭礼金支出大于 0， 则社会互动( social) 取 1( 社会互动高) ， 否则取 0( 社会互动低) 。全样本中有 56. 0%的

47、家庭去年有人情礼支出， 农村成长样本中， 有 57. 3% 的家庭有人情礼支出。为了排除有农村成长经历的居民更少参与股票市场可以完全由社会互动水平不同解释， 我们利用模型( 2) 探究， 在控制了社会互动之后， 农村成长经历的系数是否仍然显著为负。结果如表 4 第( 1) 列所示。我们用直接参与股票市场作为股票市场参与的度量。 仍然显著为负， 边际效应为4. 373%， 说明即便考虑了社会互动， 农村成长经历对参与股票市场的阻碍仍然显著存在。participationj= ruralexpj+ socialj+ ctrlj+ provj+ j( 2)如果农村成长经历对股票市场参与的阻碍与社会互

48、动有关的话， 那么我们自然地想知道: 社192018 年第 8 期限于篇幅， 四( 二) 部分的所有表格仅报告了以 “直接参与股票市场” 为被解释变量的回归结果。以 “参与股票市场( 含持有基金 ) ” 、 “参与深度” 为被解释变量的回归结果， 欢迎有兴趣的读者来信索要。会互动水平的提升会否减轻这一阻碍?如果这个假设成立， 那么便有以下两个推论: 一是社会互动水平高的家庭购买股票的行为不受农村成长经历的影响， 二是社会互动水平的高低会影响农村成长经历对股票市场参与的作用的大小。我们分别利用分组检验和模型( 3) 对这两个推论进行检验。模型( 3) 在模型( 2) 的基础上加入了社会互动( s

49、ocial) 和农村成长( rural exp) 的交叉项。若系数显著 大于零， 则说明社会互动的提升能够显著抵消农村成长经历带来的对股票市场参与的阻碍。表 4农村成长经历、 直接参与股票市场、 社会互动( 1)( 2)( 3)( 4)全样本分组: 社会互动高分组: 社会互动低全样本系数z- stats系数z- stats系数z- stats系数z- stats农村成长0. 406 (4. 415) 0. 393 (3. 318) 0. 473 (2. 998) 0. 383 (2. 647)社会互动0. 192 ( 2. 180)0. 205*( 1. 875)农村成长 社会互动0. 037

50、(0. 206)控制变量，ProvFE控制控制控制控制N197110907811971pseudo 20. 2320. 2440. 2390. 232participationj= ruralexpj+ socialj+ ruralexpj socialj+ ctrlj+ provj+ j( 3)表 4 的第( 2) 和( 3) 列展示了分组检验的结果。不论社会互动高或低， 农村成长经历都显著地阻碍股票市场参与。这个结果不支持推论一。第( 4) 列展示了对模型( 3) 的估计结果。农村成长经历依旧显著阻碍参与股票市场， 而交叉项的估计系数不显著异于 0。这个结果不支持推论二。这说明， 社会互动