職業(yè)聲望與股票市場參與
——基于CFPS數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

周戰(zhàn)強(qiáng) 孟佳昕

一、引言

自黨的十七大報(bào)告首次提出“創(chuàng)造條件讓更多群眾擁有財(cái)產(chǎn)性收入”以來，我國居民財(cái)產(chǎn)性收入迅速增加。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局的測算，到2018年年底全國人均財(cái)產(chǎn)性收入占可支配收入的8.4%，這仍明顯低于發(fā)達(dá)國家財(cái)產(chǎn)性收入的占比。股票市場是居民獲取財(cái)產(chǎn)性收入的重要渠道，為居民提供了創(chuàng)造財(cái)富的機(jī)會，然而我國居民參與股票市場的比例很低。中國家庭金融調(diào)查(CHFS)2017年的數(shù)據(jù)顯示，僅有8.62%的樣本家庭持有股票。許多國家股票市場都存在這種“有限參與”的現(xiàn)象，即“有限參與之謎”(Badarinza等，2016[1])。

國內(nèi)外學(xué)者主要從投資者個人與家庭特征(Campbell，2006[2]；周洋等，2018[3])、背景風(fēng)險(xiǎn)(Heaton和Lucas，2000[4])、參與成本(Gomes和Michaelides，2008[5])及社會資本(Guiso等，2004[6])等角度試圖解釋股票市場的有限參與，但是鮮有文獻(xiàn)從職業(yè)聲望角度進(jìn)行深入研究。職業(yè)聲望是人們對職業(yè)的社會評價(jià)。它通常作為社會經(jīng)濟(jì)地位或者社會經(jīng)濟(jì)成就的衡量指標(biāo)(Bose，1985[7])，反映了個人擁有的社會經(jīng)濟(jì)資源狀況。一般職業(yè)聲望較高的人會有較高的教育程度、較高且較穩(wěn)定的收入水平(Peter和Duncan，1968[8]；許欣欣，2000[9]；趙映川，2015[10])，而教育程度和收入水平與股市參與密切相關(guān)(Guiso和Paiella，2008[11]；Kuhnen和Miu，2017[12])。一些學(xué)者在分析股市參與時注意到了職業(yè)的作用，開始把職業(yè)作為分析的控制變量(Haliassos和Bertaut，1995[13]；Hong 等，2004[14]；Bogan，2008[15]；Conlin等，2015[16]；Mumtaz和Smith，2020[17]；閆竹和王驁然，2020[18])，直到最近才有學(xué)者專門分析職業(yè)及其聲望在風(fēng)險(xiǎn)金融市場中的作用(Vaarmets等，2019[19]；吳衛(wèi)星和尹豪，2019[20])。然而這些研究的結(jié)論并不一致，分歧在于國家機(jī)關(guān)黨群組織及企事業(yè)單位負(fù)責(zé)人是否更有可能參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場，而且他們把職業(yè)歸為少數(shù)幾個類別，沒有充分利用數(shù)據(jù)中的職業(yè)相關(guān)信息，也沒有對內(nèi)生性導(dǎo)致的偏誤進(jìn)行處理。

本文借助中國家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，CFPS)的數(shù)據(jù)，分析了職業(yè)聲望對股市參與的影響及其機(jī)制。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，戶主的職業(yè)聲望越高，參與股票市場的概率越大；職業(yè)聲望會通過認(rèn)知能力及風(fēng)險(xiǎn)偏好對股市參與產(chǎn)生影響。與以往研究相比，本文的主要貢獻(xiàn)是：第一，現(xiàn)有相關(guān)研究將職業(yè)及其聲望劃分為幾個類別進(jìn)行分析，得出的結(jié)論并不一致，因此需要進(jìn)一步分析職業(yè)聲望與股市參與的關(guān)系，澄清研究中存在的爭議，深化和豐富這個領(lǐng)域的研究。本研究沒有采用將職業(yè)聲望分類的方式，而是直接采用標(biāo)準(zhǔn)國際職業(yè)聲望得分這一連續(xù)變量，最大程度保留職業(yè)聲望指標(biāo)的信息進(jìn)行分析。第二，現(xiàn)有文獻(xiàn)并沒有考慮職業(yè)聲望與股市參與之間的內(nèi)生性問題。本研究合并了第六次人口普查數(shù)據(jù)，利用國家機(jī)關(guān)、黨群組織或企事業(yè)單位負(fù)責(zé)人以及專業(yè)技術(shù)人員之和占就業(yè)人數(shù)的比例作為職業(yè)聲望的工具變量，克服內(nèi)生性問題引起的偏誤。第三，已有研究對職業(yè)聲望對股市參與的影響機(jī)制缺乏探討和挖掘。本研究從認(rèn)知能力和風(fēng)險(xiǎn)偏好角度探討了這一影響的機(jī)制。

研究職業(yè)聲望對居民股市參與的影響具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。社會流動能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。2020年發(fā)布的《中共中央、國務(wù)院關(guān)于構(gòu)建更加完善的要素市場化配置體制機(jī)制的意見》提出要破除障礙，著力引導(dǎo)勞動力要素合理暢通有序流動，提高勞動力資源的配置效率。職業(yè)聲望是區(qū)分個人社會地位高低的主要特征，影響著其職業(yè)選擇和流動趨向。如果職業(yè)聲望對個人股市參與有顯著積極影響，就說明促進(jìn)職業(yè)流動，尤其是向上職業(yè)流動的政策無疑也會促進(jìn)其參與股票市場，享有更多增加財(cái)產(chǎn)性收入的渠道和機(jī)會。如果職業(yè)聲望抑制了個人的股市參與行為，就需要采取其他政策進(jìn)行調(diào)整和對沖，同時要考慮個人收入的流向及可能影響。因此，從職業(yè)聲望角度分析居民股市參與行為，可以為相關(guān)部門制定促進(jìn)勞動力流動、擴(kuò)大居民財(cái)產(chǎn)性收入等方面的有效政策提供微觀依據(jù)，為居民的資產(chǎn)配置策略選擇提供參考。

本文余下內(nèi)容安排如下：第二部分是文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)；第三部分是數(shù)據(jù)說明和變量的描述性統(tǒng)計(jì)；第四部分是實(shí)證結(jié)果分析；第五部分是結(jié)論及建議。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

(一)文獻(xiàn)綜述

職業(yè)聲望是人們對職業(yè)的社會評價(jià)。在股市參與的研究中，長期以來一直是把職業(yè)作為控制變量進(jìn)行分析。Haliassos和Bertaut (1995)[13]在分析股市“有限參與之謎”時考慮了職業(yè)因素，發(fā)現(xiàn)操作工人和農(nóng)業(yè)勞動者不太可能持有股票，而經(jīng)理人員持有股票的概率要大得多。除了經(jīng)理人員，專業(yè)人士、企業(yè)家、自營職業(yè)者參與股市的概率相較于其他職業(yè)群體會更高(Hong 等，2004[14]；Bogan，2008[15]； Conlin等，2015[16]；Mumtaz和Smith，2020[17])。受金融素養(yǎng)的影響，金融和保險(xiǎn)從業(yè)人員更傾向于參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(Grinblatt等，2011[21]；Khan等，2020[22])。在國內(nèi)，黨政機(jī)關(guān)人員、技術(shù)人員、企管人員和國企人員更傾向于參與股市(王聰和田存志，2012[23]；閆竹和王驁然，2020[18])。直到最近，Vaarmets等(2019)[19]專門分析了職業(yè)與股市參與的關(guān)系。他們把職業(yè)歸為管理者、專業(yè)人員、服務(wù)和銷售人員、初級職業(yè)等類別，發(fā)現(xiàn)要求領(lǐng)導(dǎo)技能或較高智力的職業(yè)傾向于增加參與股市的概率，不要求太多努力和較高智力的職業(yè)傾向于降低參與股市的概率。吳衛(wèi)星和尹豪(2019)[20]把研究樣本中的農(nóng)林牧漁水利生產(chǎn)人員、生產(chǎn)和運(yùn)輸設(shè)備操作及有關(guān)人員、商業(yè)和服務(wù)業(yè)人員、辦事及有關(guān)人員、專業(yè)技術(shù)人員、國家機(jī)關(guān)黨群組織及企事業(yè)單位負(fù)責(zé)人6類職業(yè)分為低、中低、中高、高職業(yè)聲望4個類別，分析了職業(yè)聲望與金融市場參與的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)中低、中高職業(yè)聲望群體相對而言更可能參加風(fēng)險(xiǎn)金融市場，而高職業(yè)聲望群體(即國家機(jī)關(guān)黨群組織及企事業(yè)單位負(fù)責(zé)人)減少了風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與的概率。

職業(yè)聲望主要由與職業(yè)有關(guān)的教育、收入和權(quán)力因素決定。一般來說，職業(yè)聲望較高的群體受教育程度相對較高、收入相對較多、權(quán)力相對較大(Peter和Duncan，1968[8]；Treiman，1976[24]；許欣欣，2000[9]；趙映川，2015[10])。相對較多的收入為個體參與股市提供了必要的資金，更易參與股票市場(Guiso和Paiella，2008[11]；王聰和田存志，2012[23])。從融資角度看，職業(yè)聲望較高的個體更容易獲得借款，減少融資約束程度(楊獻(xiàn)，2018[25]；Li等，2020[26])，為參與股市提供了可能，但吳衛(wèi)星和尹豪(2019)[20]發(fā)現(xiàn)高職業(yè)聲望帶來的融資約束減少會導(dǎo)致這類投資者偏好投資商品房市場，從而降低了風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與的概率。職業(yè)聲望還可以降低個體參與金融市場的成本。職業(yè)聲望高的個體通常擁有更廣的社會網(wǎng)絡(luò)，金融信息獲取渠道多(He等，2017[27])，并且他們的認(rèn)知能力高(McKay等，2003[28])，在收集和處理金融信息方面具有優(yōu)勢，能夠分散投資風(fēng)險(xiǎn)，降低損失(Liu和Zhang，2018[29])。

可以看出，已有研究雖然很早就關(guān)注到職業(yè)在股市參與中的作用，但是很少專門討論職業(yè)及其聲望與股市參與的關(guān)系，而且這些研究的發(fā)現(xiàn)并不一致。專門討論兩者關(guān)系的研究并沒有考慮內(nèi)生性問題，可能引起估計(jì)偏誤。職業(yè)聲望可以影響金融市場的參與成本，但是參與成本在職業(yè)聲望與股市參與關(guān)系中的作用尚未有實(shí)證研究進(jìn)行檢驗(yàn)。另外，在兩者關(guān)系中是否存在其他影響機(jī)制也有待探討。

(二)研究假設(shè)

在評價(jià)職業(yè)聲望時，與職業(yè)有關(guān)的因素是評價(jià)的主要標(biāo)準(zhǔn)。Peter和Duncan(1968)[8]認(rèn)為教育和收入決定了各類職業(yè)的聲望地位，并把這兩個因素作為職業(yè)聲望的預(yù)測指標(biāo)。Treiman(1976)[24]認(rèn)為，不同職業(yè)對權(quán)威和經(jīng)濟(jì)資本的控制不同，由此決定了職業(yè)的聲望地位。趙映川(2015)[10]研究表明，隨著我國市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，經(jīng)濟(jì)資本正快速地成為職業(yè)聲望判斷的依據(jù)。這些研究都說明收入是評價(jià)職業(yè)聲望的一個重要依據(jù)，聲望高的職業(yè)的收入水平相對要高一些。許多研究表明投資者的收入水平越高，越可能參與股票市場。Guiso和Paiella(2008)[11]發(fā)現(xiàn)家庭收入水平與股市投資緊密相關(guān)，并且兩者是正向相關(guān)的。吳衛(wèi)星和齊天翔(2007)[30]利用Probit和Tobit模型實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，收入增加既提高了家庭參與金融市場的概率，又提高了家庭金融市場參與的深度。王聰和田存志(2012)[23]發(fā)現(xiàn)公務(wù)員、技術(shù)、企管等收入相對較高的群體持有更多的股票和基金。另一方面，職業(yè)聲望高意味著收入比較穩(wěn)定，收入風(fēng)險(xiǎn)低。許欣欣(2000)[9]比較了不同時期我國城市居民的職業(yè)聲望評價(jià)，發(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時期，人們在評價(jià)職業(yè)聲望時更加看重職業(yè)的權(quán)力特征、穩(wěn)定性。職業(yè)聲望越高，工資波動水平越小，收入較穩(wěn)定，風(fēng)險(xiǎn)低，從而更容易投資于金融市場。Palia等(2014)[31]認(rèn)為投資者預(yù)期工資波動幅度很大時傾向于少投資風(fēng)險(xiǎn)金融市場。根據(jù)以上分析，提出假設(shè)1：

假設(shè)1：職業(yè)聲望越高，參與股票市場的概率越大。

職業(yè)聲望可從以下兩個方面影響參與股市決策：

一是職業(yè)聲望可通過認(rèn)知能力來影響股市參與決策。認(rèn)知能力主要指學(xué)習(xí)、理解、分析和研究問題的能力。職業(yè)變化會影響個體的認(rèn)知能力。Hackman和Farah(2009)[32]發(fā)現(xiàn)職業(yè)聲望是神經(jīng)認(rèn)知功能，特別是語言(左腦邊緣)和執(zhí)行(前額葉)功能的重要預(yù)測因子，職業(yè)聲望越高，語言和執(zhí)行能力越強(qiáng)，從而認(rèn)知能力越強(qiáng)。聲望較高的職業(yè)要求個體具備較高的認(rèn)知能力，在工作中會形成更高的認(rèn)知策略和功能網(wǎng)絡(luò)，進(jìn)一步提高認(rèn)知能力(Coffey等，1999[33])。另一方面，較高的職業(yè)聲望群體不容易暴露在非健康的環(huán)境中，可以保持更好的營養(yǎng)，有更多機(jī)會獲得醫(yī)療保障和社會資源，從而防止大腦損傷(Stern等，1999[34])，而職業(yè)聲望較低的人更易暴露在非健康的環(huán)境中，比如農(nóng)民經(jīng)常接觸到殺蟲劑和除草劑，這可能會損害其神經(jīng)系統(tǒng)，從而降低認(rèn)知能力(Dartigues等，1992[35])。低職業(yè)聲望不但會降低認(rèn)知能力，還會增加癡呆的風(fēng)險(xiǎn)(Alvarado等，2002[36])?？梢娐殬I(yè)聲望越高，認(rèn)知能力越高。認(rèn)知能力越高，學(xué)習(xí)、掌握和應(yīng)用金融市場規(guī)律的能力越強(qiáng)，更有可能參與股票市場。Christelis等(2010)[37]用歐洲的SHARE(Survey of Health,Ageing and Retirement in Europe)數(shù)據(jù)研究了認(rèn)知能力和投資決策的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)認(rèn)知能力和投資股票的傾向密切相關(guān)，并且這種關(guān)聯(lián)是由信息約束驅(qū)動的，因?yàn)檎J(rèn)知能力高的群體收集和處理信息的成本較低，從而更傾向于參與股市。周洋等(2018)[38]利用2014年的CFPS數(shù)據(jù)研究認(rèn)知能力和我國家庭金融排斥的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)認(rèn)知能力越高的家庭越不會排斥股票、基金等投資。崔穎和劉宏(2019)[39]研究發(fā)現(xiàn)戶主的認(rèn)知能力對家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資參與及參與深度均有顯著正向影響。根據(jù)以上分析，提出假設(shè)2：

假設(shè)2：職業(yè)聲望會通過提高認(rèn)知能力增加股票市場參與的概率。

二是職業(yè)聲望可通過風(fēng)險(xiǎn)偏好影響股市參與決策。職業(yè)聲望與教育、收入、權(quán)力密切相關(guān)。從教育角度看，職業(yè)聲望高的個體一般受教育程度較高。受教育程度越高的個體投資知識越豐富，投資選擇范圍越大，風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度越低(Brown等，2006[40]；李恒等，2015[41])。從收入角度看，職業(yè)聲望高的個體收入相對較高。收入較高的個體比收入較低的個體更能容忍風(fēng)險(xiǎn)，主要是因?yàn)楦呤杖胝邥懈叩呢?cái)務(wù)安全感，這導(dǎo)致他們愿意承擔(dān)更大的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)(Grable，2000[42])。從權(quán)力角度看，職業(yè)聲望在很大程度上是權(quán)力或權(quán)威及特權(quán)的一個函數(shù)(倫斯基，1988[43])。Treiman(1976)[24]認(rèn)為不同職業(yè)對技術(shù)、權(quán)力或權(quán)威以及資本的控制力不同，職業(yè)聲望較高的個體可以對其他個體施加權(quán)威，控制資本。Zhou(2005)[44]的研究表明，職業(yè)聲望較高的個體會有較高的權(quán)力或權(quán)威。在我國，隨著改革開放的深入，收入成為評價(jià)職業(yè)聲望的一項(xiàng)重要指標(biāo)，但是人們更加看重職業(yè)的權(quán)力特征(許欣欣，2000[9])。這主要來源于中國傳統(tǒng)文化中“官本位”思想形成的權(quán)力崇拜，體制內(nèi)職業(yè)的聲望評價(jià)位于職業(yè)分層結(jié)構(gòu)的頂端(宗剛等，2016[45])。Keltner等(2003)[46]認(rèn)為人有兩個基本的行為系統(tǒng)：行為接近和抑制系統(tǒng)。這兩個系統(tǒng)通過協(xié)調(diào)不同的情感和行為過程，分別幫助個人追求獎勵，避免威脅。行為接近系統(tǒng)被認(rèn)為是調(diào)節(jié)與獎勵相關(guān)的行為，比如積極的情緒會主動尋找周圍的激勵；行為抑制系統(tǒng)則是一旦受到威脅或潛在的懲罰，就會觸發(fā)情感狀態(tài)，如焦慮、對環(huán)境中的威脅提高警惕、回避等。權(quán)力會影響這兩個系統(tǒng)的相對激活狀態(tài)。Anderson和Galinsky(2006)[47]基于這兩個系統(tǒng)提出擁有權(quán)力會增加人們對風(fēng)險(xiǎn)的偏好。當(dāng)人們擁有權(quán)力時，行為接近系統(tǒng)會更活躍，抑制系統(tǒng)不活躍，從而有權(quán)力的人會采取激進(jìn)的行動，會更多地關(guān)注這種風(fēng)險(xiǎn)的潛在回報(bào)?？梢娐殬I(yè)聲望高的個體更偏好風(fēng)險(xiǎn)。而風(fēng)險(xiǎn)偏好與家庭投資決策密切相關(guān)。隨著風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度提高，人們會減少對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的需求(Gollier，2005[48])。吳敏紅(2015)[49]利用CHFS數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險(xiǎn)偏好者更可能投資于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。李勇和馬志爽(2019)[50]發(fā)現(xiàn)家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好程度對股市參與有顯著影響，越偏好風(fēng)險(xiǎn)，越傾向于投資股市。另外，風(fēng)險(xiǎn)偏好主要與個人主義有關(guān)，個人主義表現(xiàn)為過度自信或過度樂觀，從而會更加偏好風(fēng)險(xiǎn)，更易于參與股市(Breuer等，2014[51])?；谝陨戏治?，提出假設(shè)3：

假設(shè)3：職業(yè)聲望會通過增加風(fēng)險(xiǎn)偏好提高股票市場參與的概率。

三、數(shù)據(jù)說明和變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)說明

本文使用的是CFPS數(shù)據(jù)，該調(diào)查數(shù)據(jù)對受訪戶主的基本特征(人口統(tǒng)計(jì)特征、工作情況、主觀態(tài)度等)、家庭經(jīng)濟(jì)狀況(金融資產(chǎn)、收入支出、債權(quán)債務(wù)等)、家庭關(guān)系和社區(qū)狀況都有詳盡的調(diào)查記錄。2014年的成人問卷中有個人職業(yè)，家庭經(jīng)濟(jì)問卷中有家庭購買的金融產(chǎn)品、受訪者金融知識及風(fēng)險(xiǎn)偏好等問題，所以本文主要使用2014年的調(diào)查數(shù)據(jù)。把家庭經(jīng)濟(jì)問卷中的“財(cái)務(wù)回答人”定義為戶主，先以家庭的ID為基準(zhǔn)，合并2014年的成人問卷和家庭經(jīng)濟(jì)問卷，刪除了缺失的觀測值，留下7 570個樣本。

(二)變量及其描述性統(tǒng)計(jì)

1.因變量。

本文的因變量為是否參與股票市場(Stock)。在2014年CFPS問卷中，受訪者“持有的金融產(chǎn)品種類”主要包括股票、國債、基金、信托產(chǎn)品、外匯產(chǎn)品和其他金融資產(chǎn)。如果受訪者持有股票，Stock=1，否則Stock=0。樣本中參與股票市場的家庭平均值為3.0%(見表1)，可見只有很少的家庭參與股票市場。

2.核心自變量。

本文的核心自變量為職業(yè)聲望。職業(yè)聲望可用Treiman(1977)[52]提出的標(biāo)準(zhǔn)國際職業(yè)聲望得分(SIOPS)衡量。CFPS數(shù)據(jù)中成人庫中的職業(yè)分類可以根據(jù)國際勞工組織發(fā)布的國際標(biāo)準(zhǔn)職業(yè)分類ISCO-88轉(zhuǎn)換成國際標(biāo)準(zhǔn)職業(yè)分類編碼，進(jìn)而轉(zhuǎn)換為SIOPS。樣本中SIOPS的取值范圍為13～78，均值為38.852(見表1)。這說明樣本中家庭戶主的職業(yè)聲望平均來說處于較低水平。

3.機(jī)制變量。

前文假設(shè)職業(yè)聲望會通過認(rèn)知能力、風(fēng)險(xiǎn)偏好影響股票市場的參與概率。認(rèn)知能力可以參考Christelis等(2010)[37]的做法，用字詞測試分?jǐn)?shù)和數(shù)列測試分?jǐn)?shù)衡量，因此本文的認(rèn)知能力采用問卷中的數(shù)列測試分?jǐn)?shù)和字詞測試分?jǐn)?shù)加總(Numberword)衡量。總分越高，說明認(rèn)知能力越強(qiáng)。樣本中認(rèn)知能力的取值范圍為0～58，均值為27.225(見表1)，說明平均來看樣本中受訪者的認(rèn)知能力不高。風(fēng)險(xiǎn)偏好(Riskpre)用問卷中“假如您家投資/在投資中，您愿意承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)如何？”問題的回答衡量。該問題的選項(xiàng)有“不愿意承擔(dān)任何投資風(fēng)險(xiǎn)”“低風(fēng)險(xiǎn)、低收益”“適中風(fēng)險(xiǎn)、穩(wěn)健收益”“高風(fēng)險(xiǎn)、高收益”，分別賦值1至4，數(shù)值越高代表越偏好風(fēng)險(xiǎn)。風(fēng)險(xiǎn)偏好的均值為2.139(見表1)，平均來看樣本中受訪者并不偏愛風(fēng)險(xiǎn)。

4.控制變量。

參考已有研究，本文控制變量包括受訪戶主的個人特征、家庭特征和社會資本。

一是受訪戶主的個人特征。包括戶主的年齡(Age)、性別(Gender)、婚姻(Married)、健康狀況(Health)、居住區(qū)域(Urban)、開放性(Openness)。戶主的平均年齡約為48歲?？紤]到年齡可能存在非線性影響，模型中也放入了年齡的平方項(xiàng)(Age2)。如果戶主是男性，Gender=1；戶主為女性，Gender=0。樣本中男性占56.1%。如果戶主是已婚或同居，Married為1，否則Married為0。樣本中九成的戶主為已婚或同居。戶主的健康狀況分為5類，其中1表示不健康；2表示一般；3表示比較健康；4表示很健康；5表示非常健康。樣本中16.70%的人認(rèn)為自己的健康狀況一般；64.87%的人認(rèn)為自己健康狀況高于一般水平；18.43%的人認(rèn)為自己身體狀況不佳。這說明大多數(shù)人對自己的健康狀況過度自信。居住區(qū)域(Urban)是指戶主居住在城鎮(zhèn)還是鄉(xiāng)村。如果戶主居住在城鎮(zhèn)，Urban=1；如果戶主居住在農(nóng)村，Urban=0。樣本中基本一半戶主居住在城鎮(zhèn)，另一半居住在農(nóng)村。開放性反映了個人接受新事物的程度以及革新精神，本文參考李濤和張文韜(2015)[53]的做法，用問卷中“受訪者對調(diào)查的興趣”問題的回答衡量開放性(Openness)。其取值范圍為1～7，數(shù)值越大代表越開放。樣本中有大約22%的人比較開放，敢于接受新事物。

二是家庭特征。包括家庭平均的受教育程度(Aedu)、家庭人口規(guī)模(Fscale)、家庭消費(fèi)(Consumption)和住房(Ohouse)。蕭端和呂俞璇(2018)[54]認(rèn)為投資于風(fēng)險(xiǎn)金融市場這類高風(fēng)險(xiǎn)的事項(xiàng)往往需要家庭共商決策，他們把家庭的平均受教育年限作為重要控制變量，本文參考其做法，用家庭平均的受教育程度作為控制變量。如果家庭成員的平均受教育程度是?？萍耙陨系膶W(xué)歷，Aedu=1；若為?？埔韵聦W(xué)歷，Aedu=0。平均來說，只有1.9%的家庭平均受教育程度在大專以上(見表1)，說明樣本家庭平均受教育程度較低。家庭人口規(guī)模設(shè)為連續(xù)變量，其均值為4。收入是影響股市參與的重要變量，本文沒有使用收入水平而是使用消費(fèi)支出作為控制變量，這是因?yàn)榕c當(dāng)前收入相比，消費(fèi)更能體現(xiàn)家庭的永久收入，而且報(bào)告的誤差較小。樣本家庭總的消費(fèi)性支出均值為49 086.82元。模型中采用的是家庭消費(fèi)支出的對數(shù)形式。住房變量是一個虛擬變量，如果家庭成員擁有完全產(chǎn)權(quán)住房，Ohouse=1，否則Ohouse=0。樣本中有87.7%的家庭擁有完全產(chǎn)權(quán)住房。

三是社會資本。這里主要考慮的是社會信任(Trust)、社會互動(Interaction)和宗教信仰(Religious)。社會信任用問卷中的“喜歡信任還是懷疑別人？”，回答大多數(shù)人是可以信任的，Trust=1；回答越小心越好，Trust=0。樣本中54.0%的居民表現(xiàn)出社會信任。社會互動用問卷中的“每月郵電通訊費(fèi)”取對數(shù)衡量，其均值為161.80元，模型中采用的是取對數(shù)的形式。宗教信仰用是否是宗教信仰團(tuán)員表示。如果受訪者是宗教信仰團(tuán)員，Religious=1，否則Religious=0。由表1可以看出樣本中有27.5%的居民有宗教信仰，占比不高。

另外，本文也控制了省份固定效應(yīng)。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)模型結(jié)果分析

本文的被解釋變量“是否參與股票市場”是一個虛擬變量，所以使用Probit模型作為基準(zhǔn)模型。該基準(zhǔn)模型可設(shè)定為：

prob(Stocki=1)=Φ(α1+βSIOPSi+γXi+Provi)

(1)

其中：prob(Stocki=1)表示戶主所在的家庭持有股票的概率；解釋變量SIOPS是衡量職業(yè)聲望的指標(biāo)；Xi是一組控制變量，包括戶主個人特征、家庭特征和社會資本；Provi表示省份固定效應(yīng)。

表2報(bào)告了職業(yè)聲望對股市參與影響的回歸結(jié)果。列(1)是Probit模型的估計(jì)結(jié)果，為了方便解釋職業(yè)聲望的系數(shù)含義，列(2)匯報(bào)了邊際效應(yīng)。職業(yè)聲望SIOPS系數(shù)為0.001，即職業(yè)聲望得分每增加1單位，則家庭持有股票的概率大約上升0.1%。這證明了假設(shè)1成立，即職業(yè)聲望越高，參與股票市場的概率越大。這與吳衛(wèi)星和尹豪(2019)[20]發(fā)現(xiàn)的中低和中高職業(yè)聲望群體更傾向于持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，而高職業(yè)聲望群體更愿意持有房產(chǎn)而非風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的結(jié)論存在差異?？赡艿脑蚴且?yàn)樗麄兎治龅娘L(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)包括股票、基金、債券、衍生品、金融理財(cái)產(chǎn)品和非人民幣資產(chǎn)，而本文僅考慮了股票資產(chǎn)。

在控制變量中，性別對家庭參與股市的概率沒有顯著影響。年齡及其平方項(xiàng)系數(shù)在1%的顯著性水平上統(tǒng)計(jì)顯著，年齡的系數(shù)大于零，其平方項(xiàng)的系數(shù)小于零，表明隨著年齡的增長，參與股票市場的可能性會提高，但是到了某個年齡(臨界點(diǎn))之后，如果年齡再繼續(xù)增長反而會降低參與股票市場的可能性，呈現(xiàn)倒U型。因?yàn)楣墒型顿Y是一種有風(fēng)險(xiǎn)的經(jīng)濟(jì)活動，不同年齡的戶主對風(fēng)險(xiǎn)承受能力不一樣，一般而言老年戶主更厭惡風(fēng)險(xiǎn)，因此年齡的影響呈現(xiàn)出倒U型?；橐鰻顩r對股市參與沒有顯著影響，這與廖婧琳(2017)[55]的結(jié)論一致而與Lupton和Smith(1999)[56]的結(jié)論不同，可能是婚姻變量的定義方式不同。廖婧琳把已婚歸為一類，其他為另一類，她認(rèn)為婚姻狀況對股市參與沒有顯著影響；Lupton和Smith細(xì)分了結(jié)婚、離婚、分居和喪偶，把婚姻狀況作為連續(xù)變量，他們得出的結(jié)論是已婚群體更傾向于參與股市。戶主的健康狀況對參與股票市場的概率沒有顯著影響，這與Rosen和Wu(2004)[57]的結(jié)論不同，他們認(rèn)為健康狀況越差越不容易參與股市，可能的原因是本文的健康定義方式只考慮了戶主，并沒有考慮家庭平均健康。如果戶主居住在城鎮(zhèn)，則其參與股票市場投資的可能性會比住在鄉(xiāng)村的戶主高，在城鎮(zhèn)居住的戶主平均收入較高，容易接受新事物、新思想，敢于嘗試和冒險(xiǎn)，因此更愿意在股票市場投資。開放性的系數(shù)不顯著，這與李濤和張文韜(2015)[53]的結(jié)論不一致，可能原因是對開放性的衡量指標(biāo)存在差異。家庭平均受教育年限對股票市場參與具有顯著正向影響，因?yàn)槭芙逃晗拊礁?，學(xué)習(xí)和掌握金融知識的能力更強(qiáng)，這種特質(zhì)有助于股市參與。家庭人口規(guī)模對股市參與有顯著的負(fù)向影響，可能是由于家庭人口越多，消費(fèi)支出越大，戶主的撫養(yǎng)或贍養(yǎng)壓力會增加，不太敢輕易冒險(xiǎn)，更傾向于選擇保守的理財(cái)方式比如儲蓄來養(yǎng)家糊口。家庭消費(fèi)對股票市場參與的作用顯著為正，消費(fèi)越多，說明家庭可支配的財(cái)富越多或者財(cái)富來源較多，越容易參與股票市場。擁有產(chǎn)權(quán)住房對家庭股票市場參與的作用為正但不顯著，這與李濤等(2011)[58]和吳衛(wèi)星等(2014)[59]的結(jié)論不一致，關(guān)于房產(chǎn)對股市參與的影響目前尚沒有一致的結(jié)論。社會信任對股市參與沒有顯著影響，這與Guiso等(2008)[60]的結(jié)論不一致，可能是他們用了跨國數(shù)據(jù)，而本文用的是中國調(diào)查數(shù)據(jù)導(dǎo)致結(jié)論不一樣。社會互動對股票市場參與有正向顯著影響，這與郭士祺和梁平漢(2014)[61]的研究一致。宗教信仰對家庭股票市場參與沒有顯著影響，這與尹志超和張誠(2019)[62]細(xì)分宗教類型后得到佛教能顯著正向影響股市參與的研究結(jié)論不一致，可能是由于本文沒有進(jìn)一步考慮宗教類別，導(dǎo)致結(jié)論存在差異。

表2 職業(yè)聲望對股市參與的影響

(二)內(nèi)生性與穩(wěn)健性分析

1.內(nèi)生性問題。

上述基準(zhǔn)模型可能存在內(nèi)生性問題。一方面，個人的一些個性特征可能既影響個人獲得的職業(yè)機(jī)會以及由此帶來的職業(yè)聲望，又影響股票市場參與，但是這些變量不易獲得，會給估計(jì)帶來偏誤。另一方面，參與股票市場會激勵人們自愿學(xué)習(xí)更多知識，更多進(jìn)行社會互動，提升自己的人力資本和社會資本，帶來更好的就業(yè)機(jī)會，獲取較高的職業(yè)聲望，因此職業(yè)聲望和股市參與之間具有反向因果關(guān)系。為解決這些內(nèi)生性問題，可以采用工具變量的方法。

工具變量方法要求引入的工具變量需要與內(nèi)生變量職業(yè)聲望相關(guān)且和家庭股市參與無關(guān)。本文根據(jù)區(qū)縣編碼合并了第六次人口普查數(shù)據(jù)，用國家機(jī)關(guān)、黨群組織或企事業(yè)單位負(fù)責(zé)人以及專業(yè)技術(shù)人員之和占就業(yè)人數(shù)的比例(Ratio)作為職業(yè)聲望的工具變量。一方面，國家機(jī)關(guān)、企事業(yè)單位負(fù)責(zé)人或者專業(yè)技術(shù)人員的職業(yè)聲望較高，若國家機(jī)關(guān)、黨群組織或企事業(yè)單位負(fù)責(zé)人以及專業(yè)技術(shù)人員占總就業(yè)人數(shù)的比例越高，說明該區(qū)縣內(nèi)居民的職業(yè)聲望普遍較高，故該比例和家庭的職業(yè)聲望存在相關(guān)性；另一方面，國家機(jī)關(guān)、黨群組織或企事業(yè)單位負(fù)責(zé)人以及專業(yè)技術(shù)人員之和占就業(yè)人數(shù)的比例相對外生，并不會直接影響某個家庭的股市參與，即滿足工具變量的外生性。

表2的列(3)和列(4)報(bào)告了工具變量的回歸估計(jì)結(jié)果。在第一階段回歸中，利用工具變量和前文的控制變量對戶主的職業(yè)聲望進(jìn)行回歸，在第二階段回歸中，利用從第一階段回歸中獲取的戶主職業(yè)聲望預(yù)測值作為解釋變量，加入前文的控制變量對股市參與進(jìn)行回歸。使用工具變量法的一個前提是存在內(nèi)生解釋變量。檢驗(yàn)的原假設(shè)是職業(yè)聲望是外生的。表2給出了采用Wald檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的p值，以SIOPS指標(biāo)衡量職業(yè)聲望時相應(yīng)的p值為0.000，在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，說明職業(yè)聲望是內(nèi)生的。使用工具變量法要求工具變量還要滿足相關(guān)性。表2列(3)的估計(jì)結(jié)果表明，當(dāng)SIOPS做職業(yè)聲望的衡量指標(biāo)時，該區(qū)縣中國家機(jī)關(guān)、黨群組織或企事業(yè)單位負(fù)責(zé)人以及專業(yè)技術(shù)人員占就業(yè)人數(shù)的比例與職業(yè)聲望顯著正相關(guān)，聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)F統(tǒng)計(jì)量為41.06。進(jìn)一步進(jìn)行弱工具變量檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，AR檢驗(yàn)的值在1%的顯著性水平上統(tǒng)計(jì)顯著，因此拒絕內(nèi)生變量和工具變量不相關(guān)的原假設(shè)，可以認(rèn)為本文所選的工具變量不是弱工具變量，滿足相關(guān)性條件。表2列(4)中職業(yè)聲望預(yù)測值的系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為正，說明在使用工具變量法解決了可能存在的內(nèi)生性問題后，戶主職業(yè)聲望對股票市場參與仍有顯著的正向影響。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用下面三種方法：

一是采用替換因變量的方法?？紤]到有的投資者會通過購買基金參與股票市場，因此本文構(gòu)建了一個新的因變量Stockfund，如果受訪者購買有股票或基金，Stockfund=1，否則Stockfund=0。以該變量替換作因變量回歸的結(jié)果見表3列(1)?？梢园l(fā)現(xiàn)，因變量替換成持有股票或基金后，SIOPS的影響在1%的顯著性水平上依然是正向顯著的，且系數(shù)沒有發(fā)生變化，前文結(jié)論仍然成立。

二是采用更換核心自變量的方法。職業(yè)聲望也可以用國際標(biāo)準(zhǔn)職業(yè)社會經(jīng)濟(jì)指數(shù)得分(ISEI)衡量。它由 Ganzeboom 等(1992)[63]對Duncan(1961)[64]的社會經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)改進(jìn)得到。CFPS數(shù)據(jù)中成人庫中的職業(yè)分類可以根據(jù)國際勞工組織發(fā)布的國際標(biāo)準(zhǔn)職業(yè)分類ISCO-88轉(zhuǎn)換成國際標(biāo)準(zhǔn)職業(yè)分類編碼，進(jìn)而轉(zhuǎn)換為ISEI。采用國際標(biāo)準(zhǔn)職業(yè)社會經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)得分衡量職業(yè)聲望時，ISEI的系數(shù)為0.001且在1%的顯著性水平上顯著為正(見表3列(2))，前文結(jié)論仍然成立。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)(邊際效應(yīng))

三是采用剔除極端值的方法。為了減少極端值的影響，本文將樣本中職業(yè)聲望得分在1% 和99%分位數(shù)做極端值處理，對于小于1%的數(shù)據(jù)用1%的值賦值，對于大于99%的數(shù)據(jù)用99%的值賦值，這種方法不會減少觀察值。由此生成的新變量記為SIOPS1。采用該變量的回歸結(jié)果見表3列(3)。可以發(fā)現(xiàn)，剔除極端值后，職業(yè)聲望的系數(shù)和顯著性都沒有發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化，職業(yè)聲望能夠正向顯著影響股市參與的結(jié)論依然成立。

3.機(jī)制分析。

前文的結(jié)果發(fā)現(xiàn)職業(yè)聲望確實(shí)能夠影響股票市場參與，但是這種影響的機(jī)制需要進(jìn)一步加以分析。機(jī)制分析可采用Baron和Kenny(1986)[65]提出的中介效應(yīng)模型。它由前述基準(zhǔn)模型(1)和下列兩個方程構(gòu)成：

Mi=α2+bSIOPSi+γXi+Provi+ui

(2)

prob(Stocki=1)=Φ(α3+a′SIOPSi+cMi+γXi+Provi)

(3)

其中：方程式(1)中的系數(shù)β是SIOPS對Stock的總效應(yīng)；方程式(2)的系數(shù)b是SIOPS對中介變量M的效應(yīng)；方程式(3)的系數(shù)c是在控制了SIOPS的影響后M對Stock的效應(yīng)，a′是在控制了M的影響后SIOPS對Stock的直接效應(yīng)。αj(j=1,2,3)是常數(shù)項(xiàng)，Xi是控制變量，Provi代表省份固定效應(yīng)，ui表示誤差項(xiàng)。

中介效應(yīng)的檢驗(yàn)思路如下：先檢驗(yàn)方程式(1)中SIOPS的系數(shù)β是否顯著；如果該系數(shù)顯著，檢驗(yàn)方程式(2)中SIOPS的系數(shù)b是否顯著；如果b顯著，進(jìn)一步檢驗(yàn)方程式(3)中SIOPS、M的系數(shù)是否顯著；如果中介變量M顯著，進(jìn)一步看SIOPS的系數(shù)a′是否顯著；若a′不顯著則認(rèn)為存在完全的中介效應(yīng)，若a′顯著則認(rèn)為存在不完全的中介效應(yīng)。如果存在中介效應(yīng)，就說明存在相應(yīng)的影響機(jī)制。

首先分析以認(rèn)知能力作為中介變量的結(jié)果。表4前三列報(bào)告了利用中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)認(rèn)知能力是否作為中介變量的回歸結(jié)果?？梢钥闯觯?1)、列(2)中職業(yè)聲望的系數(shù)均在1%的顯著性水平上顯著為正，列(3)中職業(yè)聲望的系數(shù)變小且不顯著，認(rèn)知能力的系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為正，說明用SIOPS指標(biāo)時，認(rèn)知能力有完全的中介效應(yīng)。該檢驗(yàn)結(jié)果說明職業(yè)聲望會通過認(rèn)知能力影響股票市場參與的概率，戶主職業(yè)聲望越高，認(rèn)知能力越高，進(jìn)而參與股市的概率越大。這驗(yàn)證了假設(shè)2。

然后分析以風(fēng)險(xiǎn)偏好作為中介變量的檢驗(yàn)結(jié)果(1)CFPS問卷中關(guān)于風(fēng)險(xiǎn)偏好的問題只針對社區(qū)性質(zhì)屬于居委會的居民提問，調(diào)查樣本減少，因此這里用風(fēng)險(xiǎn)偏好做機(jī)制回歸分析時，樣本量為1 600。筆者也用這一樣本重新進(jìn)行基準(zhǔn)回歸、工具變量回歸、穩(wěn)健性檢驗(yàn)和認(rèn)知能力的中介檢驗(yàn)，所得結(jié)論與文中報(bào)告的結(jié)論一致。。表4的列(4)～列(6)報(bào)告了利用中介模型檢驗(yàn)風(fēng)險(xiǎn)偏好是否可以作為中介變量的回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，列(4)、列(5)中職業(yè)聲望的系數(shù)均在1%的顯著性水平上顯著為正，列(6)中職業(yè)聲望的系數(shù)變小且顯著性降低，風(fēng)險(xiǎn)偏好的系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為正，說明風(fēng)險(xiǎn)偏好能夠起到部分中介的作用?？梢娐殬I(yè)聲望可以通過風(fēng)險(xiǎn)偏好間接影響股市參與，戶主職業(yè)聲望越高，越偏好風(fēng)險(xiǎn)，參與股市的概率越大。假設(shè)3得到了驗(yàn)證。

表4 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

五、結(jié)論及建議

我國股票市場的健康發(fā)展依賴于廣大普通居民的參與，參與股票市場也是普通居民獲取財(cái)產(chǎn)性收入的一條重要途徑，然而我國普通居民參與股票市場的比例很低。在解釋股票市場“有限參與”現(xiàn)象時，人們很少從職業(yè)聲望視角進(jìn)行分析。本文借助CFPS數(shù)據(jù)，采用Probit模型實(shí)證分析了職業(yè)聲望對股票市場參與的影響。本文使用是否持有股票衡量股市參與情況，使用標(biāo)準(zhǔn)國際職業(yè)聲望得分這一連續(xù)性變量而非職業(yè)聲望類別作為職業(yè)聲望的衡量指標(biāo)，更充分地利用了該變量的數(shù)據(jù)信息。在控制戶主個人特征、家庭特征、社會資本以及省份固定效應(yīng)基礎(chǔ)上，回歸估計(jì)結(jié)果表明，戶主的職業(yè)聲望會顯著影響股票市場的參與概率，職業(yè)聲望越高，參與股市的概率越大。為了克服內(nèi)生性問題引起的偏誤，本文利用國家機(jī)關(guān)、黨群組織或企事業(yè)單位負(fù)責(zé)人以及專業(yè)技術(shù)人員之和占就業(yè)人數(shù)的比例作為職業(yè)聲望的工具變量，分析發(fā)現(xiàn)這一結(jié)論仍然成立。在替換核心變量、刪除極端值之后，這一結(jié)果仍是穩(wěn)健的。進(jìn)一步采用中介效應(yīng)模型分析了職業(yè)聲望影響股票市場參與的機(jī)制，結(jié)果發(fā)現(xiàn)職業(yè)聲望對股票市場參與的影響可通過認(rèn)知能力和風(fēng)險(xiǎn)偏好實(shí)現(xiàn)。

本研究的結(jié)論帶給我們的啟示是：不僅職業(yè)及其相關(guān)的教育程度、收入水平等會影響股市參與，人們對職業(yè)的主觀評價(jià)也是影響股市參與的重要因素。本研究的結(jié)論還意味著，如果一個社會存在更多向上職業(yè)流動渠道，人們更有可能從事聲望較高的職業(yè)，這有助于提升其參加股市的概率。因此，相關(guān)部門應(yīng)該積極采取措施，努力創(chuàng)造公平公正的勞動力市場環(huán)境，拓寬職業(yè)流動渠道，促進(jìn)勞動力的向上流動，從而提高股票市場的參與水平。

本文雖然分析了職業(yè)聲望對股票市場參與的影響，但是囿于數(shù)據(jù)的限制，并沒有探討職業(yè)聲望對股票市場參與影響的邊界條件，也沒有分析職業(yè)聲望對股票市場參與深度的影響。這些問題需要未來進(jìn)一步加以研究。