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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.
tsinghua.
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cn,wangzhw@pbcsf.
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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.
①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Guisoetal.
(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,①这说明我国目前股票市场的发展仍有巨大潜力.
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(HoffandStiglitz,2015).
这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.
Chettyetal.
(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.
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.
①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(skillformation)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①2017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,Chettyetal.
(2011)利用随机田野试验数据(STAR)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;Guisoetal.
,2008;Hongetal.
,2004;vanRooijetal.
,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(Caspietal.
,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.
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=β*ruralexpj+γ*ctrlj+provj+εj(1)其中,participation代表股票市场参与.
ruralexp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;①provj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.
εj代表随机项.
如果β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"(ChinaFamilyPanelStudies,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年的家庭问卷数据库和成人问卷数据库,②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①②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.
①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.
②2.
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.
③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.
④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.
⑤782018年第8期①②③④⑤经过第一条筛选标准之后,有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.
这点得到数据证实,根据赵耀辉和刘启明(1997),基于1949—1985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35—78岁的占样本的90%,故而35岁的人是1979年出生的.
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%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,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.
①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)受教育年限(educationyear),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(cognitiveskill),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%处于在婚或者同居状态,农村成长样本中是85.
1%.
(7)是否从事金融业(financeindustry),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(familysize),全样本和农村88江静琳等:农村成长经历和股票市场参与①其中,参考李涛、张文韬(2015),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.
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=1030directparticipation2010—2014年直接参与股票市场0.
1220.
08100indirectparticipation2010—2014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.
66511age年龄55.
60256.
1935556educationyear受教育年限9.
3078.
48099cognitiveskill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.
85111financeindustry是否从事金融业0.
0110.
01200Hannationality是否汉族0.
9620.
96211income个人年收入,单位万元2.
4622.
3392.
01.
9familysize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β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2-0.
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***(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*(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)2-0.
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.
419***(-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N199820462067pseudoR20.
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.
①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①更多关于通过购买基金参与股票市场的内容可见Chuetal.
(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Guisoetal.
(2008)的做法,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.
021)控制变量,省份FE控制控制控制N100310281041pseudoR20.
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.
Hongetal.
(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.
①β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=β*ruralexpj+μ*socialj+γctrlj+provj+εj(2)如果农村成长经历对股票市场参与的阻碍与社会互动有关的话,那么我们自然地想知道:社192018年第8期①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(social)和农村成长(ruralexp)的交叉项.
若系数显著τ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(-0.
206)控制变量,ProvFE控制控制控制控制N197110907811971pseudoR20.
2320.
2440.
2390.
232participationj=β*ruralexpj+θ*socialj+τ*ruralexpj*socialj+γctrlj+provj+εj(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,社会互动水平的提升,并不能显著消减农村成长经历对股票市场参与的阻碍.
2.
有农村成长经历的居民更少参与股票市场,是否只是反映信任水平不同类似地,信任(trust)也需要考虑.
在农村成长的居民进入城市后,对城市生活可能更加陌生,一般意义上的信任水平可能更低.
而且,信任水平是影响股票市场参与的重要因素(Guisoetal.
,2008).
因此我们需要考察有农村成长经历的城镇人口是否是由于信任水平较低导致不参与股票市场.
表5农村成长经历、直接参与股票市场、信任(1)全样本(2)(3)分组:信任水平高分组:信任水平低(4)全样本系数z-stats系数z-stats系数z-stats系数z-stats农村成长-0.
398***(-4.
336)-0.
462***(-3.
797)-0.
374**(-2.
318)-0.
348**(-2.
450)信任0.
100(1.
148)0.
130(1.
192)农村成长*信任-0.
082(-0.
460)控制变量,ProvFE控制控制控制控制N197111167311971pseudoR20.
2300.
2590.
2490.
23029江静琳等:农村成长经历和股票市场参与CFPS准确地提供了关于"信任"的指标.
针对CFPS问卷中"一般来说,您认为大多数人是可以信任的,还是和人相处要越小心越好"这个问题,我们把选择"大多数人是可以信任的"的信任水平取为1(信任水平高),选择"要越小心越好"的取为0(信任水平低).
全样本和农村样本的这一变量的均值分别为61.
0%和61.
7%.
和"社会互动"部分类似,用控制变量、分组、交叉项的检验结果列示在表5.
我们发现控制了信任水平之后,β仍然显著为负,边际效应为-4.
384%,说明信任水平不能完全解释农村成长对股票市场参与的阻碍(第(1)列).
分组回归结果显示,不论信任水平高低,农村成长经历的系数都显著为负(第(2)(3)列).
加入交叉项的回归结果发现,交叉项的估计系数不显著异于0(第(4)列).
这说明,信任水平的提升不能减轻农村成长经历对股票市场参与的阻碍.
3.
有农村成长经历的居民更少参与股票市场,是否只反映金融知识水平的不同缺乏金融知识会使得家庭远离股票市场(vanRooijetal.
,2011).
鉴于金融知识对家庭金融决策的重要性,存在这样一种可能性:农村地区长期以来金融可得性低(尹志超等,2015),金融发展水平低于城市,因而在农村成长的居民可能因为不具备相应的金融知识从而远离股票市场.
为了排除这个假设,我们需要考察金融知识的作用.
2014年家庭经济问卷中有13道测验金融知识的题目.
金融知识水平(fin_literacy)取值等于回答正确的题目数量.
数值越大,代表金融知识水平越高.
全样本平均答对5.
932道题,农村成长样本平均答对5.
569道题.
以控制变量、分组、交叉项的检验结果列示在表6.
我们发现控制了金融知识之后,β显著为负,说明即便考虑了可能存在的金融知识水平的差异,农村成长对股票市场参与的阻碍仍然显著存在,边际效应为-3.
075%(第(1)列).
接着,我们用金融知识水平是否高于平均水平作为分组依据.
分组检验的结果显示,不论金融知识水平较高或是较低,农村成长经历都会显著地阻碍城市居民参与股票市场(第(2)(3)列).
加入交叉项的估计结果显示,交叉项系数不显著.
这说明农村成长经历对参与股票市场的阻碍不能通过金融知识水平这种认知能力的提升而减轻(第(4)列).
表6农村成长经历、直接参与股票市场、金融知识(1)全样本(2)(3)分组:较高金融知识分组:较低金融知识(4)全样本系数z-stats系数z-stats系数z-stats系数z-stats农村成长-0.
293***(-2.
948)-0.
324***(-2.
642)-0.
341*(-1.
731)-0.
376**(-2.
247)金融知识0.
138***(7.
584)0.
655***(5.
482)农村成长*金融知识0.
093(0.
458)控制变量,ProvFE控制控制控制控制N17897877561789pseudoR20.
2730.
1670.
2690.
2654.
有农村成长经历的居民更少参与股票市场,是否只反映家庭社会经济地位的不同农村成长的受访者的可能受到原有家庭的较低的社会经济地位的影响,更加远离股票市场.
因此我们需要考察有农村成长经历的城镇人口是否是由于年幼时期所处的家庭经济社会地位较低导致不参与股票市场.
借鉴Chenetal.
(2015)的研究,同时利用CFPS提供的变量,我们利用受访者14岁时父亲的受教育水平作为受访者幼年时期家庭社会经济地位的代理变量.
由于在过去的一百多年里,中国社会发生了翻天覆地的变化,不同时期的教育资源和教育水平不可同日而语.
因此,在构造变量时,我们把父亲受教育程度(fedu)取作虚拟变量:每10年作为一代,如果父亲的受392018年第8期教育水平高于这一代人的平均受教育程度,则虚拟变量取1,否则取0.
全样本中有59.
3%的父亲受教育水平高于同代人均值,农村成长样本中这一比例是52.
3%.
类似地,以控制变量、分组、交叉项的检验结果列示在表7.
我们发现控制了父亲受教育水平之后,β显著为负,说明即便考虑了可能存在的家庭社会经济地位的差异,农村成长对股票市场参与的阻碍仍然显著存在,边际效应为-3.
953%(第(1)列).
接着,我们用父亲受教育水平是否高于其同代人平均受教育水平作为分组依据,我们发现,不论父亲受教育水平较高或是较低,农村成长经历都会显著阻碍城市居民参与股票市场(第(2)(3)列).
加入交叉项后,交叉项的系数并不显著异于零(第(4)列).
这部分检验结果说明,有农村成长经历的居民更少参与股票市场,并不只是反映幼年时期家庭社会经济地位对股票投资的影响,同时,这种负面影响并不能通过早年家庭社会经济地位的提升而减轻.
表7农村成长经历、直接参与股票市场、家庭社会经济地位(1)全样本(2)(3)分组:父亲受教育水平较高分组:父亲受教育水平较低(4)全样本系数z-stats系数z-stats系数z-stats系数z-stats农村成长-0.
363***(-3.
822)-0.
308***(-2.
637)-0.
511***(-2.
707)-0.
458***(-2.
827)父亲受教育水平0.
220**(2.
176)0.
163(1.
282)农村成长*父亲受教育水平0.
140(0.
725)控制变量,ProvFE控制控制控制控制N185010976481850pseudoR20.
2350.
2350.
2420.
2355.
有农村成长经历的居民更少参与股票市场,只是完全反映风险态度的不同风险规避是影响股票市场参与的重要指标(Arrow,1970).
Guiso&Paiella(2008)研究显示,较高的风险容忍度与较高的风险资产参与度相关.
在农村成长的人可能倾向于风险规避.
因此,我们进一步考察风险态度的影响.
我们利用以下这个问题来度量风险态度:"您愿意承担的风险如何"针对四个备选答案("高风险、高收益"、"适中风险、稳健收益"、"低风险、低收益"和"不愿意承担任何风险"),风险规避水平(riskaversion)分别取值1到4.
数值越大,代表越不愿意承担风险.
全样本这一变量的平均值是3.
130,农村成长样本的均值是3.
161,都介于"低风险、低收益"和"不愿意承担任何风险"之间.
表8农村成长经历、直接参与股票市场、风险态度(1)全样本(2)(3)分组:风险厌恶高分组:风险厌恶低(4)全样本系数z-stats系数z-stats系数z-stats系数z-stats农村成长-0.
319***(-3.
215)-0.
626**(-2.
477)-0.
286**(-2.
460)-0.
294***(-2.
597)风险厌恶-0.
416***(-8.
018)-0.
823***(-6.
426)农村成长*风险厌恶-0.
154(-0.
687)控制变量,ProvFE控制控制控制控制N17896608951789pseudoR20.
2750.
2430.
2060.
27849江静琳等:农村成长经历和股票市场参与类似上述的检验方法,我们首先控制风险态度这一变量,表8第(1)列报告了估计结果,β仍显著为负,边际效应为-3.
203%,说明即便考虑了风险态度,农村成长经历对股票市场参与的阻碍仍显著存在.
接着,我们把样本分为风险厌恶较高和风险厌恶较低的两组(第(2)(3)列),不论风险厌恶程度如何,即便愿意承担一定风险,农村成长经历仍然显著地阻碍城市居民参与股票市场.
加入交叉项后的回归结果显示(第(4)列),交叉项的系数并不显著异于零.
这部分发现说明,农村成长经历对股票市场参与的阻碍并不完全反映风险态度对股票投资的影响,同时,这种阻碍也并不能通过风险偏好的提升而缓解.
综上,我们可以基本得出结论: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.
这一发现是稳健的,因为它并不仅仅由于社会互动、信任水平、金融知识、家庭社会经济地位、风险偏好等因素引起,也不会因为这些因素的提升而减轻.
(三)拓展研究:有农村成长经历的居民更少参与股票市场,可能与什么因素有关在本部分,我们尝试通过实证检验,去探究什么因素能够在一定程度上帮助我们理解农村成长经历对股票市场参与的影响.
当然,由于影响人的行为的因素众多,这里的研究只是尝试性的.
我们大胆假设:有农村成长经历的居民更少参与股票市场,这一现象与农村成长经历对人格特征的塑造以及人格特征形成之后的长期影响有关.
根据Cunha&Heckman(2007)提出的理论框架,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(Caspietal.
,2005),且对人的长期发展都有显著影响.
而且,人格特征已经被主流经济学认为可以解释人的行为和成就(Heckmanetal.
,2006),也很可能影响一个人的金融市场参与行为(李涛和张文韬,2015).
因而人生早期的成长经历对人格特征的潜移默化的作用可能与农村成长经历对股票市场参加的阻碍有关.
换言之,一个人早年的成长经历、所处的社会文化可能培养了某种人格特征,由于人格特征的培养时期主要在童幼年时期,这种人格特征一旦形成,就不容易改变.
在本文中,针对"农村"这个具体的成长环境而言,农村长期以来是典型的"乡土社会",文化相对"缺乏变动"(费孝通语).
早年在农村成长的人,在农村这个"变化很少、文化稳定、很少有新的问题"的环境中,更容易形成"依赖习惯和经验"的特征,在"不怕变、好奇、肯试验"的方面,通常有所欠缺.
这就意味着,在度量个体追求新鲜事物、乐于接受挑战特质的"开放性"(opentoexperience)上,农村成长的这类人可能开放性相对更低.
即便成年之后进入城市工作生活,但人格特征在早年的农村成长经历中淬炼形成之后,具有一定的稳定性,仍然会影响成年后的行为决策.
我们提出一个具体的假设:农村成长经历对股票市场参与的阻碍与开放性人格特征有关.
开放性,是指一个人需要新事物刺激,体现了个体的创造力、追求新奇事物、乐于接受挑战等特质(Goldberg,1990;Costa&McCrae,1992).
相较于没有农村成长经历的人,有农村成长经历的人在接受新事物的开放性可能越缺乏.
股票市场恰恰是一个"新鲜事",因此农村成长经历带来的不开放的人格特质可能阻碍股票市场参与.
限于数据,我们无法设计一个完美实验来证明农村成长经历是通过降低开放性从而降低股票市场参与率.
假如该假设成立,基于上述理论背景和农村现实,可引出以下两个推论:第一,在其他条件类似时,开放性的提升能够一定程度上消减农村成长经历对参与股票市场的阻碍;第二,高开放性人格特征的居民参与股票市场的行为不受农村成长经历的影响.
下面,我们通过模型(4)检验第一个推论,用分组回归检验第二个推论,来间接推测农村成长经历对股票市场参与的阻碍与开放性人格特征之间的关系:participationj=β*ruralexpj+θ*openj+τ*ruralexpj*openj+γctrlj+provj+εj(4)592018年第8期开放性人格特征是指一个人需要新事物刺激,体现了个体的创造力、好奇心、追求自由和多元等特质(Goldberg,1990;Costa&McCrae,1992).
其中关键词是"新事物"、"追求多元".
从文化观念角度出发,长期以来在农村地区,传宗接代、多子多福是被奉为圭臬的传统观念.
因此对于"传宗接代"的态度,能够一定程度上反映个人对传统(现代)价值观的摒弃(拥抱).
结合可得数据并参考李涛和张文韬(2015),我们利用受访者对"传宗接代的重要程度如何"的主观评价的反向变量,作为开放性人格特征的代理变量.
取值从1到5,数值越大代表开放性越高.
全样本的得分均值为2.
397,农村成长样本的得分均值为2.
172.
表9农村成长经历、直接参与股票市场、开放性人格特征被解释变量:直接参与股票市场(1)(2)(3)全样本开放性较低开放性较高系数z-stats系数z-stats系数z-stats农村成长-0.
716***(-3.
589)-0.
616***(-4.
246)-0.
175(-1.
345)开放性人格特征0.
006(0.
140)农村成长*开放性人格特征0.
136*(1.
936)控制变量,省份FE控制控制控制N19711016921pseudoR20.
2330.
2880.
223表10农村成长经历、参与股票市场(含持有基金)、开放性人格特征被解释变量:参与股票市场(含持有基金)(1)(2)(3)全样本开放性较低开放性较高系数z-stats系数z-stats系数z-stats农村成长-0.
633***(-3.
517)-0.
529***(-4.
105)-0.
084(-0.
699)开放性人格特征-0.
001(-0.
030)农村成长*开放性人格特征0.
134**(2.
098)控制变量,省份FE控制控制控制N19981033927pseudoR20.
2270.
2720.
216表11农村成长经历、参与深度、开放性人格特征被解释变量:股票市值/金融资产总值(1)(2)(3)全样本开放性较低开放性较高系数z-stats系数z-stats系数z-stats农村成长-0.
348***(-3.
143)-0.
211***(-2.
816)-0.
093(-1.
345)开放性人格特征0.
045**(2.
011)农村成长*开放性人格特征0.
073*(1.
941)控制变量,省份FE控制控制控制N20671095972pseudoR20.
2770.
3180.
267表9显示了当被解释变量是直接参与股票市场时对这两个推论的检验.
表9的第(1)列报告了对模型(4)的估计结果:交叉项的估计系数在10%的水平上显著.
这说明:随着开放性的增69江静琳等:农村成长经历和股票市场参与加,农村成长经历对股票市场参与的阻碍会显著消减.
接着我们将全样本分成两组,一组开放性较低(开放性变量小于或等于2),另一组开放性较高(开放性变量大于或等于3).
针对两组子样本我们分别检验,发现在开放性较低的子样本中,农村成长经历的边际效应是-1.
516%,在1%的水平下显著;在开放性较高的子样本中,农村成长经历的边际效应是-0.
547%,统计上不显著.
说明在开放性较高的人群中,股票市场参与不再与农村成长经历有关.
表10和表11汇报了在被解释变量为参与股票市场(含持有基金)、参与深度时的情形下类似检验的结果.
结果和表9是类似的.
上述的结果说明,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;开放性人格水平的提升,能够显著降低农村成长经历对股票市场参与的阻碍.
然而,我们必须强调,这仅仅能够说明:平均而言,相较于一个"土生土长"的城镇居民,一个有农村成长经历的城镇居民参与股票市场的概率显著更低;但是,如果他在成长过程中形成了较为开放的人格特征,那么农村成长经历对股票市场参与的影响会减弱.
这并不必然意味着开放性人格特征的塑造是农村成长经历对股票市场参与的阻碍这一关系背后的渠道,因为影响人的行为的因素十分复杂.
我们期待未来能够继续探究农村成长经历究竟是怎样影响股票市场参与的.
五、结论与启示党的十九大报告明确提出,要"拓宽居民财产性收入渠道".
股票市场是获得财产性收入的一个重要渠道,提高我国家庭股票参与率,有助于家庭资产配置多元化,长期有助于实现财产性收入的增加.
依托我国过去几十年来大量人口进城的背景,本文实证研究了农村成长经历对中国城镇家庭居民参与股票市场的影响以及可能的影响因素.
研究发现,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.
定量实证结果表明:农村成长经历会使直接参与股票市场的概率降低3.
075至5.
445个百分点.
进一步的拓展研究发现,开放性人格特征对这种负向影响有一定缓解作用.
但这些发现并不必然意味着开放性人格特征就是农村成长经历对股票市场影响的背后的渠道.
影响人的行为的因素相当复杂,我们期待未来的研究能够继续探究农村成长究竟怎样影响家庭金融行为.
如果这些发现是可信的,说明农村成长经历可能对人的行为产生了持久深远的影响.
这给我们带来的启示是:一方面,人们的早年经历可能通过影响微观金融行为长期影响我国金融市场发展,乃至进一步影响宏观经济发展.
结合我国当前处于快速城市化的轨道,人们的早年经历对未来经济运行的长远影响可能会逐渐显现.
另一方面,本文的结论可能对未来我国金融市场参与率的提升有积极的预示.
随着改革开放的深入,尤其是在金融业开放提速的大背景下,金融市场会出现越来越多的新产品和新服务,我国居民对这些新鲜事物的接受程度可能会影响到金融市场能否持续开放发展.
而随着城镇化进程持续推进,社会也越来越进步开放,也会有更多的居民从小接受开放的文化,居民整体的开放性水平会持续上升,因而更愿意接受新鲜事,有助于金融市场扩大投资者基数.
这不仅有利于提高家庭参与金融市场,提升福利水平,也有助于金融市场对风险的合理定价,进而促进金融市场整体健康发展.
政策建议方面,一方面,应当从小培养居民开放性人格特征,增强风险承受的意愿;另一方面,在制定涉及居民参与金融市场的政策时,也应当考虑农村成长经历和居民人格特征可能带来的影响,注重有针对性的指导.
参考文献蔡昉、都阳、王美艳,2011:《户籍制度与劳动力市场保护》,《经济研究》第12期.
792018年第8期褚宏启,2009:《城乡教育一体化:体系重构与制度创新》,《教育研究》第11期.
段成荣、孙玉晶,2006:《我国流动人口统计口径的历史变动》,《人口研究》第4期.
费孝通,2012:《乡土中国》,北京大学出版社.
国家统计局农调总队课题组,1994:《城乡居民收入差距研究》,《经济研究》第12期.
李涛、张文韬,2015:《人格特征与股票投资》,《经济研究》第6期.
陆铭、陈钊,2004:《城市化、城市倾向的经济政策与城乡收入差距》,《经济研究》第6期.
吴卫星、荣苹果、徐芊,2011:《健康与家庭资产选择》,《经济研究》增1期.
杨汝岱、陈斌开、朱诗娥,2011:《基于社会网络视角的农户民间借贷需求行为研究》,《经济研究》第11期.
尹志超、吴雨、甘犁,2015:《金融可得性、金融市场参与和家庭资产选择》,《经济研究》第3期.
赵耀辉、刘启明,1997:《中国城乡迁移的历史研究:1949—1985》,《中国人口科学》第2期.
Arrow,K.
,1970,"EssaysintheTheoryofRisk-Bearing",Amsterdam,North-Holland.
Campbell,J.
Y.
,2006,"HouseholdFinance",JournalofFinance,Vol.
61,1553—1604.
Caspi,A.
,B.
W.
Roberts,andR.
L.
Shiner,2005,"PersonalityDevelopment:StabilityandChange",AnnualReviewofPsychology,Vol.
56,453—484Chen,Y,S.
Naidu,T.
Yu,N.
Yuchtman,2015,"IntergenerationalMobilityandInstitutionalChangein20thCenturyChina",ExplorationsinEconomicHistory,Vol.
58,44—73.
Chetty,R.
,J.
N.
Friedman,N.
Hilger,E.
Saez,D.
W.
Schanzenbach,andD.
Yagan,2011,"HowDoesYourKindergartenClassroomAffectYourEarningsEvidencefromProjectSTAR",QuarterlyJournalofEconomics,Vol.
126,1593—1660.
Chu,Z.
,Z.
Wang,J.
J.
Xiao,andW.
Zhang,2017,"Financialliteracy,PortfolioChoiceandFinancialWell-Being",SocialIndicatorsResearch,Vol.
132,799—820.
Costa,P.
T.
,andR.
R.
McCrae,1992,"FourWaysFiveFactorsAreBasic",PersonalityandIndividualDifferences,Vol.
13,653—665.
Cunha,F.
,andJ.
J.
Heckman,2007,"TheTechnologyofSkillFormation",AmericanEconomicReview,Vol.
97,31—47.
Giannetti,M.
,andT.
Y.
Wang,2016,"CorporateScandalsandHouseholdStockMarketParticipation",JournalofFinance,Vol.
71,2591—2636.
Greif,A.
,andG.
Tabellini,2010,"CulturalandInstitutionalBifurcation:ChinaandEuropeCompared",AmericanEconomicReview,Vol.
100,135—140.
Goldberg,L.
R.
,1990,"AnAlternativeDescriptionofPersonality:theBig-FiveFactorstructure",JournalofPersonalityandSocialPsychology,Vol.
59,1216—1229.
Guiso,L.
,andM.
Paiella,2008,"Riskaversion,Wealth,andBackgroundRisk",JournaloftheEuropeanEconomicAssociation,Vol.
6,1109—1150.
Guiso,L.
,P.
Sapienza,andL.
Zingales,2008,"TrustingtheStockMarket",JournalofFinance,Vol.
63,2557—2600.
Guiso,L.
,P.
Sodini,M.
H.
George,M.
Constantinides,andM.
S.
Rene.
,2013,"HouseholdFinance:AnEmergingField",inHandbookoftheEconomicsofFinance.
Elsevier.
Heckman,J.
J.
,J.
Stixrud,andS.
Urzua,2006,"TheEffectsofCognitiveandNoncognitiveAbilitiesonLaborMarketOutcomesandSocialBehavior",JournalofLaborEconomics,Vol.
24,411—482.
Hoff,K.
,andJ.
E.
Stiglitz,2015,"StrivingforBalanceinEconomics:towardaTheoryoftheSocialDeterminationofBehavior",NBERworkingpaper.
Hong,H.
,J.
D.
Kubik,andJ.
C.
Stein,2004,"SocialinteractionandStock-MarketParticipation",JournalofFinance,Vol.
59,137—163.
Malmendier,U.
,andS.
Nagel,2011,"DepressionBabies:DoMacroeconomicExperiencesAffectRiskTaking",QuarterlyJournalofEconomics,Vol.
126(1),373—416.
Nunn,N.
,andL.
Wantchekon,2011,"TheSlaveTradeandtheOriginsofMistrustinAfrica",AmericanEconomicReview,Vol.
101,3221—3252.
VanRooij,M.
,A.
Lusardi,andR.
Alessie,2011,"FinancialliteracyandStockMarketParticipation",JournalofFinancialEconomics,Vol.
101,449—472.
Vissing-Jorgensen,A.
,2002,"TowardsanExplanationofHouseholdPortfolioChoiceHeterogeneity:NonfinancialIncomeandParticipationCostStructures",NBERworkingpaper.
89江静琳等:农村成长经历和股票市场参与RuralExperienceandStockMarketParticipationJIANGJinglin,WANGZhengweiandLIAOLi(PBCSchoolofFinance,TsinghuaUniversity)Summary:Limitedstockmarketparticipationisakeyissueinhouseholdfinances.
Althoughstandardtheorypredictsuniversalparticipation,empiricalinvestigationsfindthatmanyhouseholdsdonotparticipateinthestockmarketandsodonotearnequitypremiums.
Theliteratureusesfixedparticipationcosts,nonstandardpreferences,beliefsandalackoftrusttoexplainthisissue.
However,theseattributescanonlyexplainapartofthewidedispersioninparticipationrates.
Becausethestockmarketisanimportantinvestmenttoolforhouseholdstoincreasetheirwealth,promotingstockmarketparticipationbenefitsChina'srealeconomy.
Hence,limitedstockmarketparticipationisanimportanttopicfrombothacademicandpracticalperspectives.
Thisstudyexaminesanimportantbutunappreciateddeterminantofstockmarketparticipation:early-lifeexperiences.
Alargeliteratureinfinanceshowsthatpersonallifeexperiencesinfluencepeople'srisk-takingbehaviorbothinthelaboratoryandinthefield.
Yet,thelong-runeffectofearly-lifeexperiencesonstockmarketparticipationbehaviorhasbeenignoredtodate.
Inthispaper,wefocusontheimpactofearly-lifeexperiencesonstockmarketparticipation.
China,withitslargerural-urbandisparity,providesanidealresearchsettingfortworeasons.
First,beingexposedtoaruralenvironmentforalongtimeatayoungageisarandomlyassignedcharacteristicduetothestrictmigrationrestrictionsthatexistedforseveraldecades.
Whetheroneisexposedtoruralareasisdeterminedbywhereoneisborn,whichcannotbealtered.
Second,unlikeinmostdevelopedcountries,therearehugesocioeconomicdifferencesinboththeimmediatesettingandthesocialsystemsofruralandurbanareas.
Inthisdualsystem,livinginruralareasimpliesatotallydifferentecologyforchildrencomparedwiththoselivinginurbanareas.
Thissalientdisparitymakesitacredibleidentificationofchildhoodexposure.
Third,concernsoverselectionbiascanbeaddressedinthissettingbecauseruralresidentsaremuchlesseducatedthanurbanresidentswithruralexperiencesduringchildhood.
Thispaperexamineswhetherchildhoodruralexperiencesaffectthestockmarketparticipationofurbanresidentsusingindividual-leveldatainChina.
UsingCFPSdata,weidentifyruralexperiencesbyHukouRegistrationTypeinchildhood.
Inourempiricaltest,wefindthatruralexperiencesdeterstockmarketparticipation.
Theeconomicmagnitudeoftheeffectisquitelarge;individualswithruralexperienceare5.
4%lesslikelytoparticipateinthestockmarket,whichisequivalenttoa44%decreaseintheunconditionalprobabilityofparticipation(12.
2%).
Thefindingholdstrueevenafterwecontrolforpersonaldifferencesintrust,socialinteractions,riskattitudes,financialliteracy,early-lifesocioeconomicstatusandalargesetofhouseholddemographicandeconomiccharacteristics.
Providingfurtherevidence,therelationbetweenruralexperiencesandstockmarketparticipationdoesnotweakenwithwealth.
Thisimpliesthatearly-lifeexperiencesexplainwhyeventherichstayawayfromthestockmarketeventhoughtheycanaffordthefixedparticipationcost.
Buildingonthesefindings,wefurtherinvestigatewhatcanmitigatetheadverseeffectofruralexperiencesonstockmarketparticipation.
Inspiredbytheliteratureonpersonalitytraits,wehypothesizethattheinfluenceofopennessaffectstherelationbetweenruralexperiencesandstockmarketparticipation.
Wefindthatahigherlevelofopennesssignificantlymitigatestheruralexperienceeffect.
Infact,wefindthatruralchildhoodexposuredoesnothaveanimpactonstockmarketparticipationamongpeoplewithhighlevelsofopenness.
Thesefindingsareconsistentwiththepredictionsofpsychology.
Ourstudy'smaincontributionistoconsiderearly-lifeexperiencesasunderlyingdeterminantsofstockmarketparticipation.
Tothebestofourknowledge,therelationbetweenearly-lifeexperiencesandstockmarketparticipationhasnotbeenwelladdressedbytheliterature,especiallyinChina'ssetting.
Weshowthatpeople'sdecisionstoholdstocksarerelatedtotheirruralexperiences.
Moreover,ourfindingsprovidenewevidenceforthelong-runeffectofchildhoodexperiencesonindividualeconomicdecisions.
Keywords:StockMarketParticipation;HouseholdFinance;RuralExperienceJELClassification:G11,D12,Z10(责任编辑:陈辉)(校对:曹帅)992018年第8期word版下载:http://www.
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