宗族活動(dòng)會影響家庭金融投資嗎？*

許秀川 商美靈

（西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 農(nóng)村經(jīng)濟(jì)與管理研究中心，重慶 400715）

一、引言及理論基礎(chǔ)

家庭參與金融投資行為近幾年得到了研究者的廣泛關(guān)注[1]，目前關(guān)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(gè)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(quán)、社會關(guān)系，社會信任和互動(dòng)等。隨著我國城鄉(xiāng)差距的不斷縮小，當(dāng)前農(nóng)村居民的生活水平及經(jīng)濟(jì)收入有了顯著的提升，關(guān)于居民的金融投資行為不應(yīng)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(jìn)行合理的經(jīng)濟(jì)投資，促進(jìn)資金的合理流動(dòng)具有重要意義。研究城鄉(xiāng)家庭金融投資差別的文獻(xiàn)較少，而從宗族活動(dòng)影響的視角進(jìn)行分析則尚未發(fā)現(xiàn)。基于已有研究的空缺，本文從城鄉(xiāng)兩個(gè)維度入手，研究宗族關(guān)系對于城鄉(xiāng)居民金融投資的影響以及投資差異。

關(guān)于宗族關(guān)系的理論研究較早源于Coleman(1988)[2]、(Nee and Ingram，1998)[3]等的關(guān)于社會網(wǎng)絡(luò)的研究。宗族關(guān)系屬于社會網(wǎng)絡(luò)范疇，這一非正式制度最早開始于農(nóng)村地區(qū)，而宗族關(guān)系具體表現(xiàn)形式為宗族活動(dòng)，包括宗族內(nèi)部于祠堂討論宗族大事以及宗族內(nèi)成員參與祭祖掃墓活動(dòng)等。Whyte(1995，1996)認(rèn)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(jì)發(fā)展的社會基礎(chǔ)。[4-5]

研究者認(rèn)為家庭是否參與金融投資部分取決于家庭能否獲得相關(guān)的投資信息，以及對相應(yīng)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(qiáng)的相關(guān)關(guān)系，即通常所說的“羊群效應(yīng)”，這種相關(guān)性可能是由社會性學(xué)習(xí)或從眾心理導(dǎo)致的結(jié)果。社會性學(xué)習(xí)理論強(qiáng)調(diào)決策者從周圍人群的決策行為和決策收益中學(xué)習(xí)，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(guān)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(nèi)部成員之間的觀察性學(xué)習(xí)、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(jìn)家庭投資，包括其他宗族成員帶來的“示范群體效應(yīng)”。[8]其次，由于信任能夠?qū)彝⑴c股市有顯著的正向影響，宗族成員之間的互動(dòng)交流可以降低投資風(fēng)險(xiǎn)，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(yīng)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(dòng)性約束等因素會影響家庭對金融投資的決策，而宗族關(guān)系可以通過信息傳播和家庭間互動(dòng)，影響家庭的投資參與行為，宗族成員間的交流互動(dòng)可以作為一種家庭金融投資信息的交流傳導(dǎo)機(jī)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(luò)關(guān)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(fēng)險(xiǎn)等多要素的宗族關(guān)系對金融投資影響的研究尚有缺失，研究宗族關(guān)系對家庭投資的影響在現(xiàn)有文獻(xiàn)中并不多見，已有文獻(xiàn)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(luò)關(guān)系，[11]社會互動(dòng)，[12]認(rèn)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(guān)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(gè)不同維度出發(fā)，研究宗族關(guān)系對城鄉(xiāng)居民投資影響的差異化問題?，F(xiàn)有研究關(guān)于宗族活動(dòng)的度量主要集中在是否擁有宗族祠堂，[14-16]尚未有文獻(xiàn)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(rèn)為祭祖掃墓亦是宗族成員間社會身份認(rèn)同的標(biāo)志性特征。

二、研究假說

關(guān)于家庭參與金融投資的影響因素，國內(nèi)外已有很多學(xué)者就此進(jìn)行研究，國外學(xué)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(guān)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(yīng)[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(cái)富水平會影響家庭參與金融投資，收入增加和財(cái)富積累使得家庭有經(jīng)濟(jì)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(fēng)險(xiǎn)等家庭因素也會影響投資。[31-32]家庭對風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度也會影響家庭參與金融投資，[33]社會互動(dòng)、信任可以推動(dòng)家庭進(jìn)行金融投資活動(dòng)。[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(yīng)）。[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(xiàn)關(guān)于宗族活動(dòng)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(luò)關(guān)系通過為借貸者提供擔(dān)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(dòng)主要通過拓寬資金來源和縮短信任半徑兩種方式促進(jìn)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(dòng)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(guān)系而不是朋友圈。[37]

綜上所述，已有研究主要是從家庭內(nèi)部活動(dòng)作為研究變量來研究家庭金融投資行為，尚未有學(xué)者從宗族關(guān)系這一更大活動(dòng)范圍出發(fā)。關(guān)于宗族關(guān)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(guān)系是否也是影響家庭投資活動(dòng)的一種因素呢？同時(shí)，現(xiàn)有文獻(xiàn)對宗族關(guān)系的影響均將城鄉(xiāng)家庭進(jìn)行統(tǒng)一研究，并未考察城鄉(xiāng)居民間在經(jīng)濟(jì)活動(dòng)上存在的差距。在此，本文進(jìn)一步提出，如果宗族關(guān)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(diǎn)來展開分析論證，提出了兩個(gè)假說：

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

假說2：宗族關(guān)系作為一種關(guān)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(jié)果可能有所不同。

三、方法數(shù)據(jù)與變量說明

（一）實(shí)證計(jì)量模型設(shè)定

為了估計(jì)宗族關(guān)系對家庭金融投資行為的影響，本文構(gòu)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(fù)整數(shù)。clan表示宗族活動(dòng)，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(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）實(shí)施的中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）數(shù)據(jù)。CFPS數(shù)據(jù)包括經(jīng)濟(jì)活動(dòng)、家庭關(guān)系與家庭動(dòng)態(tài)在內(nèi)的諸多研究主題，是一項(xiàng)全國性、大規(guī)模、多學(xué)科的社會跟蹤調(diào)查項(xiàng)目。其樣本覆蓋25個(gè)省、市、自治區(qū)，調(diào)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(guān)的相關(guān)樣本數(shù)據(jù)，并將其進(jìn)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(guān)文獻(xiàn)主要重點(diǎn)在于農(nóng)村宗族，本文將城鎮(zhèn)家庭的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)也一并包含進(jìn)行研究，進(jìn)而分析宗族關(guān)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(guān)系。 如前文所說，在現(xiàn)有關(guān)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(dòng)，作為宗族關(guān)系的度量指標(biāo)，宗族祠堂為內(nèi)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(dòng)是宗族社會身份認(rèn)同的標(biāo)志性特征，體現(xiàn)了宗族內(nèi)部家庭間的關(guān)系的牢固程度。為宗族內(nèi)部成員信息交流提供了保障。[12]

其他控制變量。 現(xiàn)有相關(guān)研究的文獻(xiàn)指出，家庭以及個(gè)人特征也是影響投資決策的重要因素，參考以往文獻(xiàn)的做法，本文關(guān)于影響家庭金融投資行為的控制變量包括：一個(gè)是個(gè)人特征，如性別，婚姻，年齡，健康狀況，受教育年限；另一個(gè)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(fèi)，親戚交往頻繁程度等。

（四）變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表1為本文相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)。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(fèi)平均值為3919元。

表1 變量定義與統(tǒng)計(jì)性描述

（五）城鄉(xiāng)數(shù)據(jù)匹配與平衡性檢驗(yàn)

本文從兩個(gè)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(guān)系錯(cuò)綜復(fù)雜，其對城鄉(xiāng)居民的影響是多方維度的。受宗族關(guān)系影響，城鎮(zhèn)居民可能經(jīng)常返鄉(xiāng)參與宗族活動(dòng)、祭祖掃墓等。而大多農(nóng)村青壯年勞動(dòng)力則轉(zhuǎn)移至城鎮(zhèn)務(wù)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(jì)生活與消費(fèi)上存在較大差異，城鄉(xiāng)居民受到各種異質(zhì)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(shí)證研究產(chǎn)生偏誤，從而影響最終結(jié)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(jì)誤差，同時(shí)減少部分?jǐn)?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(jìn)行了城鄉(xiāng)匹配，并且主要介紹了匹配后的估計(jì)結(jié)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(shí)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(shè)是平衡性假設(shè)。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(gè)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(guān)的平衡性假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果見表2，由檢驗(yàn)結(jié)果可知，大多數(shù)變量在進(jìn)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(shè)，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(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

四、宗族關(guān)系對家庭金融投資影響的回歸結(jié)果與分析

（一）宗族活動(dòng)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(gè)嚴(yán)肅場合，是祭祀祖先、議處宗族大事的場所，進(jìn)行的是宗族的集體儀式或活動(dòng)，作用在于加強(qiáng)相互間的責(zé)任意識或凝聚力。在此地方，成員間考慮得更多是族內(nèi)大事，并沒有太多時(shí)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(nèi)部家庭間的聯(lián)系越頻繁、關(guān)系越牢固，越能促進(jìn)家庭進(jìn)行金融投資，同時(shí)城鄉(xiāng)家庭在進(jìn)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(cái)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(dòng)產(chǎn)生顯著的正向影響。人均支出可以反映家庭的經(jīng)濟(jì)水平，人均支出越高，說明家庭的經(jīng)濟(jì)實(shí)力越強(qiáng)。

表3 城鄉(xiāng)家庭金融投資決策差異

（二）宗族活動(dòng)對金融投資種類的影響

關(guān)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(jìn)行分組回歸，發(fā)現(xiàn)宗族活動(dòng)對家庭購買金融產(chǎn)品種類的影響十分顯著。計(jì)算各影響因素的平均邊際效應(yīng)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(jìn)城鎮(zhèn)家庭進(jìn)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(jì)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(guān)系對家庭金融投資影響的邊際效應(yīng)

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）內(nèi)生性分析

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

在現(xiàn)實(shí)中，宗族所做的重大決策是有宗族內(nèi)部成員統(tǒng)一決定，并不單純依賴于單個(gè)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(nèi)部成員共同決定的結(jié)果，具有一定的群體性質(zhì)。并不是個(gè)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(gè)宗族是否建祠堂的作用機(jī)制。因此，無論從現(xiàn)實(shí)機(jī)制還是實(shí)證結(jié)果來看，由于反向因果關(guān)系所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題應(yīng)該是非常微弱的。

（二）對家庭金融投資決策的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

宗族間祭祖掃墓活動(dòng)，可能會受到家庭參與金融投資活動(dòng)的影響。因?yàn)榧彝ネ顿Y所獲得的收入可以作為家庭經(jīng)濟(jì)資本的一種獲得方式，增加了家庭的經(jīng)濟(jì)來源，從而可能提高家庭的經(jīng)濟(jì)地位。祭祖掃墓活動(dòng)的安排需要一定的經(jīng)濟(jì)成本，富裕的地方和家庭更有組織祭祖掃墓活動(dòng)的實(shí)力。且祭祖掃墓活動(dòng)和宗族祠堂的根本型區(qū)別在于祠堂決定的是族內(nèi)大事，事關(guān)每個(gè)內(nèi)部內(nèi)部成員，需要集體的共同決策。祭祖掃墓活動(dòng)作為祭祀祖先的活動(dòng)形式，并不過分強(qiáng)調(diào)全部集體成員的參與。因此，祭祖掃墓活動(dòng)與家庭金融投資之間可能存在雙向的因果關(guān)系，從而導(dǎo)致內(nèi)性問題。

由于我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在區(qū)域不平衡，導(dǎo)致地區(qū)間的宗族聯(lián)系強(qiáng)弱程度也不同，我國越往南方地區(qū)宗族間聯(lián)系越強(qiáng)。具體而言，南方地區(qū)廣東、福建等地的宗族聯(lián)系最強(qiáng)，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(qiáng)，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(qiáng)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(qiáng)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(fēng)田（2013）的做法，將反應(yīng)宗族聯(lián)系強(qiáng)弱的宗族力量按地區(qū)差異進(jìn)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(qiáng)（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(jì)的結(jié)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(yīng)的概率只增加2.6%。與表3對比可知，未進(jìn)行工具變量估計(jì)的結(jié)果低估了祭祖掃墓活動(dòng)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(yàn)

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(shí)可知，未進(jìn)行工具變量估計(jì)的結(jié)果同樣低估了祭祖掃墓活動(dòng)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(yàn)IV- Probit估計(jì)結(jié)果

表6 家庭投資種類的穩(wěn)健性檢驗(yàn)IV-Order-Probit估計(jì)結(jié)果

（續(xù)表）

六、結(jié)論

宗族關(guān)系可以通過信息傳播和家庭間互動(dòng)影響家庭的投資參與行為，宗族成員間的交流互動(dòng)可以作為一種家庭金融投資信息的交流傳導(dǎo)機(jī)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(guān)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(shí)證結(jié)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(guān)系確實(shí)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(dòng)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(nèi)生性可能之后，參與祭祖掃墓活動(dòng)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(dòng)帶來的影響反應(yīng)更加強(qiáng)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(bǔ)充，在農(nóng)村家庭參與金融投資活動(dòng)發(fā)揮重要促進(jìn)作用。