居民幸福感、风险感知与商业保险消费.pdf

总 39 卷 第 5 期2023 年 10 月Vol.39 No.5Oct.，2023居民幸福感、风险感知与商业保险消费*张宗军，王子纯（兰州财经大学 金融学院,甘肃 兰州 730020）摘 要：利用2018年CFPS调查数据，从微观上探索主观幸福感对商业保险购买决策以及商业保险参与程度的影响。（1）基准回归结果表明：幸福感对消费者是否购买保险、参与深度、参与密度均具有稳定、显著的倒“U”型作用机制，说明保险作为风险保障的工具容易被消费者接受，但作为家庭资产配置的工具却不具备较高的竞争力。（2）路径机制检验发现：主观幸福感与社会互动的交互项对是否购买商业保险和商业保险参与深度具有显著的正面影响，对参与密度则表现为不显著的正面影响；主观幸福感和社会信任的交互项对是否购买商业保险影响并不显著，但会显著提升商业保险参与深度和参与密度。（3）异质性分析进一步表明：主观幸福感对商业保险购买意愿、参与深度和参与密度三个指标的影响上，城镇居民大幅度高于农村居民；东部地区居民大幅度高于中西部地区居民；中低收入居民大幅度高于高收入居民；高教育程度群体大幅度高于低教育程度居民。实证检验结果为保险机构制定精准、合理的市场开发策略提供了依据。关键词：主观幸福感；参保行为；倒“U”型关系；路径机制；异质性中图分类号：F842.6；F840.65；C912.6 文献标志码：A 文章编号：1004-5465（2023）05-0085-16一、引言完善的风险保障体系是社会民众分享改革红利、提升获得感的重要来源。然而与世界主要国家相比，国内第一支柱基本养老保险发展时间长，基金规模占绝对优势，但替代率逐年下降。作为第二支柱的企业年金自建立以来发展缓慢，基金累积规模小，2020 年只覆盖了 2 700 多万人，覆盖率仅为 6.8%；2015 年建立的职业年金累积速度快速提升，2020 年覆盖了 4 000 多万人，覆盖率达到 68.5%，但二者覆盖率上的巨大差距容易引起新的双轨制和不公平。如表 1 所示，与世界主要国家相比，我国第三支柱养老保险目前仍在试点阶段，全国统一的制度安排仍未出台，基金规模非常小，几乎可以忽略不计。这一发展模式导致第一支柱“一支独大”，其他两支柱发展严重滞后，第一支柱养老负担过重，二三支柱补充养老作用缺失，由此造成了政府财政负担过重，保障体系发展极为不平衡的局面。尤其是随着经济进入新常态、中央和地方财政收入增长进入慢车道、社会人口进入了老龄化，第三支柱养老保险的快速发展迫在眉睫。为此，国家“十四五”规划纲要提出“发展多层次、多支柱养老保险体系”；2022 年政府工作报告要求进一步规范第三支柱养老保险。大力发展商业保险的第三支柱保障作用，除了从供给端积极推进产品创新，提供政策优惠之外，更重要的是有效激发需求端的购买意愿。宏观上 2020 年我国人均保费达 464.8 美元，保费收入占 GDP 比重达 4.45%，同期世界水平分别为809.2 美元和 7.4%，与世界平均水平相比，国内保险发展水平仍有较大的提升空间；微观上美国、欧洲、亚太地区家庭金融资产配置更加多元化，配置 *收稿日期：2022-11-16 基金项目：国家自然科学基金项目“农作物保险的环境治理效应研究：作用机理与提升路径”（71963023）；甘肃省高等学校产业支撑计划项目“乡村振兴战略背景下立体化风险保障体系建设研究”（2020C-28）。作者简介：张宗军，博士，教授、博士生导师，研究方向：保险与风险管理。兰州财经大学学报Journal of Lanzhou University of Finance and Economics 85兰 州 财 经 大 学 学 报2023 年 第 5 期结构也较为合理，尤其英国、瑞典、法国等国家人寿保险投资比例约在 30%的高水平上1，而我国家庭金融资产中商业保险的占比仅为 13.7%左右，远未达到保障家庭长时期的计划性支出，削弱了保险对家庭大病医疗、养老保障、意外损失等风险的覆盖程度2；收入水平上，2020 年全球人均GDP 为 1.09 万美元，我国为 1.04 万美元，已经赶上了全球平均水平。由此说明，国内商业保险的潜在需求还未得到充分开发，需要从个体角度探索影响商业保险需求的因素，才能制定精准、合理的市场开发策略。二、文献综述与理论分析通过梳理已有研究成果（表 2 所示），将影响商业保险需求的因素分为社会、经济、文化、安全和人口等五大类。(一）社会角度政府的行政透明度、公共服务水平和法治水平等影响到了信息传递的畅通性和承诺的有效性，有助于树立民众对政府的信任，可以提高参保积极性3；互联网使用和数字金融有效降低了交易成本，提高了家庭商业保险购买的参与概率和参与程度4-5；人口老龄化程度对商业保险需求具有一定的正面影响6；城市化水平促进了商业保险的发展，且不同国家保险需求的差异来源于工业 化 水 平、城 镇 化 质 量 和 老 龄 化 程 度 而 非表12018年主要国家养老保险基金覆盖率状况国家加拿大法国德国意大利日本韩国美国中国新西兰积累制公共养老金和私人养老金/GDP(%)155.210.46.99.828.328.5134.41.727.4公共养老金/GDP(%)28.42.51.00.028.834.214.33.313.2自愿性职业养老金覆盖率(%)26.425.257.010.150.543.65.06.8私人自愿养老金覆盖率(%)24.97.833.812.314.719.30.0数据来源：Pension at a Glance 2019 OECD and G20 Indicators。表2 幸福感与商业保险需求之间的逻辑机理类别社会经济文化安全人口影响因素公共服务（医疗卫生服务、基本住房服务、劳动就业服务）、互联网使用/数字金融、非正规就业、城镇化、政府质量、住房、社会保障经济增长、家庭经济收入、收入差距、消费压力、通货膨胀、金融投资行为公共教育投入、价值观（生活观、物质观）、教育水平、家庭观念社会支持、社会互动、未来预期健康、社会地位、空气质量、环境污染、生态环境性别、年龄、婚姻状况、健康、户籍、家庭结构、性别、职业、婚姻幸福感商业保险影响因素政府法治水平、透明度和公共服务水平、互联网使用/数字金融、人口老龄化、城市化水平、社会保障经济增长、家庭资产结构、家庭金融资产、收入水平、家庭财务脆弱性/资产配置/储蓄率、通货膨胀、金融市场发展程度、固定资产投资、税收政策金融素养、保险意识、传统家庭观念、教育水平、认知能力、报纸报道人情支出、社会互动、信任、健康、风险水平、空气质量、自然灾害人格特质、户籍、家庭结构/家庭生命周期、个人经历类别社会经济文化安全人口 86居民幸福感、风险感知与商业保险消费张宗军，王子纯 GDP7-8；社会保险支出与商业保险需求资金存在着一定的协同效应7,9。（二）经济角度经济政策的不确定性越大，商业保险需求越旺，且在人身保险上表现更加突出10；家庭总负债和不动产比重是居民购买商业保险行为最重要的驱动因素2；收入水平、家庭经济资本对商业保险具有积极的促进作用，且寿险比非寿险具有更高的收入弹性11-12；预期通货膨胀对寿险需求有不明显的抑制作用13；另外固定资产投资、金融市场发育程度在一定程度上激发了财产保险和寿险的需求11,14。（三）文化角度家庭具备的金融知识、保险素养增强了对商业保险全面、准确的了解，提高了信任程度，促进家庭购买商业保险15-16；传统家庭观念（养儿防老等）降低了居民对金融工具的关注，更多地选择风险自留，抑制了城镇居民对商业养老保险的参与17；社会保险方面的报道对家庭商业保险投资概率与投保金额都具有显著且稳健的负向影响，也提高了家庭退出商业保险投资的概率18；社会交往和风险偏好会影响到老年人的认知能力，而认知能力又对中老年家庭是否参与商业保险及购买的程度具有显著的正面作用19。（四）安全角度随着人身伤亡赔付标准和灾害发生后经济损失价值的不断提高，逐渐增加的风险水平是推动商业保险需求的重要因素20；社会阶层和社会资本显著地促进了我国城乡居民商业保险购买行为21；社会互动增加了居民了解商业医疗保险的信息渠道，形成居民间的“羊群”效应，社会信任提升了不同群体之间对信息和合作的认可程度，由此显著增加对商业医疗保险的购买3,21-22。（五）人口角度家庭少儿数量的增加、家庭规模的缩小有助于人身保险市场的发展，而老年人口的增加则有助于健康保险的发展20,23；我国户籍包含了居民在身份、收入、教育、职业等诸多方面的差异，是家庭商业保险消费异质性的重要影响因素，相比农村户口家庭，城镇居民对商业保险的参与概率和参与程度都更高24；外向型的人格特征有助于提升其人际关系，增强正向情绪，从而对商业保险有积极的影响25；上山下乡经历对家庭商业保险参与具有显著的正向促进作用，而且随着知青上山下乡参与时长的增加，家庭参与商业保险的可能性和支出占比也会增加26。综合来看，个体对商业保险的需求取决于三个方面的条件：一是风险基础，即消费者个人在财产和人身方面可能面临的各种风险，以及这种风险可能会造成重大经济损失，没有风险基础就不可能产生保险的需求；二是经济能力，人类社会和个人面临的风险具有多样性和长期性，不同的保险产品对消费者会产生不同的经济负担，也只能满足消费者部分风险需求，只有具备一定经济能力的消费者才能获得与之风险需求相匹配的保险保障。三是保险意识，保险作为风险转移和损失保障的一种金融工具，因其专业性和复杂性需要消费者对自身风险进行评估之后逐步了解和接受，消费者是否选择保险是潜在市场能否转化为有效市场的关键。现有的关于商业保险需求微观影响因素的研究主要集中在风险基础和经济能力方面，虽然有研究关注到了保险意识的作用，但从金融知识、教育程度等显性要素进行实证分析很少考虑到金融行为背后的心理要素，忽视了居民的自我情绪。保险作为一种非渴求的隐形消费，除了受经济、社会、文化、安全和人口等显性因素的直接影响，个人情绪对消费者的风险态度具有重要影响。积极的情绪使人们减少冲动行为，选择较低水平的时间贴现因子，更多地对未来进行理性的思考和积极的规划27；积极的情绪使居民在面对风险时更加冷静和自信，这种个人自信提高了对金融风险的承受区间，使个人更加偏好冒险28。主观幸福感更强调精神层面29，作为个人情绪的外在表现具有非连续性、非持续性变化特征，使其在经济学行为决策模型中可作为稳定的心理和情绪方面的直接指标进行测度。因此，为了确定幸福感与保险消费之间的内在联系和逻辑，我们也对幸福感影响因素的文献进行了分类梳理。发现幸福感和保险消费的影响因素具有高度的一致性，这也从理论上确立了两者之间具有一定的相关性。国内外个别研究成果也注意到了这一点，Guven 和 Hoxha30通过荷兰的家庭微观调查数据，发现区域内居民的幸福感与人均保费支出显著正相关。但 Delis 和 Mylonidis31以同样的数据得出信任促进了商业保险，幸福感的经济效应虽然更 87兰 州 财 经 大 学 学 报2023 年 第 5 期突出，但却是显著的负面作用。叶德珠等32利用中国宏观数据证实幸福感对保险发展具有积极的提升作用。曹直等33利用中国家庭金融调查（CHFS）的微观数据研究发现，幸福感显著提高了家庭商业保险参与可能性和家庭商业保险参与规模。现有研究还不足以全面揭示主观幸福感与保险消费之间的联系和逻辑，和幸福感对保险消费影响的具体程度，以及不同角度的异质性状况。基于此，本文使用 2018 年中国家庭追踪调查（CFPS）微观数据，对这一议题进行更深入的研究。相对于现有研究，本文可能的贡献在于：第一，通过文献梳理从理论上阐述了主观幸福感与保险消费之间的内在联系，避免盲目进行实证检验而产生伪回归的不科学结论；第二，本文不仅检验了主观幸福感对是否参与保险购买的影响，还检验了对保险消费参与程度的影响大小，并证实了主观幸福感与家庭商业保险参与及消费程度呈显著的倒“U”型关系；第三，通过交互作用机制的检验，探索了主观幸福感通过社会交往和社会信任，来影响商业保险的购买决策行为；第四，本文从户籍、区域、收入和教育四个角度，检验了主观幸福感对保险消费的异质性特征，为更精确地实施市场拓展提供了支持。本文研究在微观层面有助于理解家庭资产配置行为，引导商业保险走上精细化、健康化的发展道路，也在宏观上为国家风险管理政策的制定和完善提供一定的理论依据。三、数据来源、变量选取与模型设定（一）数据来源本文采用了北京大学 2018 年中国家庭追踪调查（CFPS）微观数据库。该调查覆盖全国 25 个省份，样本量大，较好地反映了中国家庭经济、人口、教育、保障等方面的情况，对家庭结构关系、生活条件、收支状况、资产情况、个人基本信息、心理生理状况等有较为详细的记载，很好地满足了实证研究对数据的要求。我们对家庭库与成人库进行合并处理，并剔除主要变量有缺失值的个体，得到有效样本数据 11 653 份，其中城市样本 3 273份，农村样本 8 380 份。由于 CFPS 2018 年个人库仅有财务作答人的信息而没有户主信息，故将作答人作为户主替代变量。数据处理前后总体样本中购买商业保险的比例分别为 31.48%和32.12%，且主要变量分布状况保持基本一致，因而数据处理不会影响到实证检验。（二）变量选取被解释变量为家庭商业保险消费，可以分为两个层次衡量：首先衡量家庭是否参与商业保险，根据问卷中“过去 12 个月中您家用于购买商业保险的支出是多少”生成二值虚拟变量，若参与则变量取 1，否则为 0。其次是家庭商业保险的参与程度，通过两个指标来进行衡量：一是参与密度，即一个年度当中家庭人均保险费的支出金额；二是参与深度，即一个年度当中家庭商业保险费的支出占家庭总收入的比重。受 CFPS 调查数据的限制，无法对商业保险类别进行细分，因此无法研究幸福感对不同类别商业保险的影响。本文的关键解释变量是居民幸福感。幸福感作为衡量人们生活质量的重要参数一般分为客观和主观两个方面。由于主观幸福感不论在可比性和有效性上都有很高的信度和效度，多数文献中对幸福感的测度均采取自陈报告测量方法，由受访者自己表达对生活的感受，以此反映其主观幸福感的水平。因此，本文采用问卷中“您觉得自己有多幸福”作为评价幸福感的指标，该指标在问卷中赋值由 1 到 10，代表着幸福感不断提升。家庭层面商业保险的参保行为与户主特征、家庭经济状况、主观态度等因素相关。首先，控制户主个人特征变量，包括性别、婚姻、健康状况、教育程度、工作状态、户籍地以及是否参与社会保险等。考虑到保险机构在部分产品中对投保年龄的限制，年龄和商业保险消费可能存在非线性关系，故本文同时控制年龄和年龄的平方。其次，商业保险作为一种非必需的奢侈品，经济能力是其消费的重要支撑，本文采用家庭人均净资产、家庭经济地位以及家庭所处地区 GDP 水平三个变量反映这一能力，其中对家庭收入小于 0 的异常值进行剔除，为使不同地区居民经济收入水平的差异具有可比性，将家庭人均收入与各省份城乡人均可支配收入作比值，生成家庭经济地位变量。最后，风险偏好决定是否有意愿通过保险进行风险转移；社会信任可以弥补保险契约和外部法律环境效率不足的缺陷，提高交易发生概率，缩短交易周期。因此，将风险态度和社会信任度两个主观态度因素纳入控制变量中。变量定义见表 3。88居民幸福感、风险感知与商业保险消费张宗军，王子纯（三）描述性分析如表 4 所示，幸福感评分低于 5 分的家庭数量为 850 个，占总体样本家庭 11 653 的 7.29%；幸福感评分为 57 分的家庭有 4 330 个家庭，占总样本的 37.15%；其余 6 473 个家庭户主认为幸福感指数达到 810 分，占总体样本的 55.55%。调查显示，经过四十多年改革开放，尤其是十八大之后实施的脱贫攻坚战略，家庭户主幸福感普遍较强。从城乡差异来看，农村户主填答幸福感在79 分段的比例略低于城镇户口家庭，同时评分在 5 分及以下的比例高于城镇户口家庭。城镇居民比农村居民具有更高的获得感和幸福感。按照是否购买保险将所有样本分为两组，分类之后两组人群的变量描述性统计见表 5。从组间差异显示的结果可以看出有 32.12%的家庭购买了商业保险，参与保险的家庭主观幸福感均值表4样本家庭主观幸福感总体分布情况幸福感评分样本数频率幸福感评分样本数频率幸福感评分城镇农村幸福感评分城镇农村01171.00%610298.83%00.55%1.18%68.52%8.95%1920.79%7128811.05%10.46%0.92%712.31%10.56%21181.01%8291825.04%20.64%1.16%830.22%23.02%32692.31%98777.53%31.34%2.68%910.42%6.40%42542.18%10267822.98%41.77%2.34%1020.84%23.82%5201317.27%总计11653100%512.92%18.97%总计100%100%表3变量定义及说明变量属性被解释变量解释变量控制变量变量名是否参与商业保险参与深度参与密度主观幸福感年龄年龄的平方性别婚姻状况教育水平自评健康状况工作情况户籍地社会保险家庭人均净资产家庭经济地位当地GDP风险偏好社会信任变量解释参与=1；未参与=0家庭商业保费支出与家庭总收入比值家庭人均保费支出（万元）赋值1到10，幸福感依次增加户主的年龄年龄的平方项户主性别，男性=1；女性=0已婚=1；未婚=0取值为 1 到 9 之间，没上过学赋值为 1，博士研究生赋值为 9，户主健康状况，赋值为 1 到 5 之间，健康状况依次降低有工作=1；没工作=0农村=1；其他=0有社会养老保险=1，没有=0家庭总资产与家庭人口的比值家庭人均收入与各省城乡可支配收入比值家庭所属省份的国民经济生产总值（万元）户主风险偏好的程度赋值 1 至6，数值越大风险偏好越强户主对陌生人的信任程度，赋值1到10，数值越大信任度越高 89兰 州 财 经 大 学 学 报2023 年 第 5 期为 7.477，略大于未参保家庭，且参保家庭标准差较小，说明购买商业保险的人群更普遍认为自己比较幸福。另外，相对于未参保家庭，参保家庭的经济地位、人均净资产和当地人均 GDP 的均值都高于未参保家庭，家庭经济状况在两组样本中有显著的异质性，说明经济条件可能是约束家庭投保的重要因素。还可以观察到，参保家庭户主的平均年龄为 44.921，而未参保家庭户主平均年龄为 52.812，两组样本平均年龄相差约 10 岁，户主年龄越小的家庭投保可能性越大。除此之外，参保家庭的受教育程度、工作状态、婚姻状况、风险偏好、社会信任度等均优于未参保家庭。（四）模型设定本文研究目的是检验主观幸福感对是否购买商业保险，以及商业保险消费程度两个方面的影响，因此构建两个模型进行实证分析。首先，家庭是否购买商业保险为二值虚拟变量，需要通过Probit 模型进行考察，模型具体设定如下：prob(Ins=1)=0+1Wellbeing+2X+（1）其中：prob（Ins=1）表示家庭参与商业保险，否则为 0；Wellbeing 为解释变量，衡量个体主观幸福感，X 代表所有控制变量，其在不同程度上影响了家庭参保决策行为，为残差项。由于存在未参保家庭，使得家庭参保密度和参保深度为 0。因此在考察主观幸福感对商业保险消费程度的影响时，选用截断 Tobit 模型估计左截尾的被解释变量，如下所示：y*=0+1Wellbeing+2X+,Y=max(0,y*)（2）其中，Y 表示家庭商业保险的参与程度，分别用参与密度和参与深度进行回归分析，其余变量与 Probit 模型设定相同。四、实证检验与结果分析（一）基准回归分析表 6 中模型（1）和模型（2）报告了 Probit 的边际效应系数及相对应的稳健标准误，表示主观幸福感对是否参保的影响。列（1）显示，在 1%的显著性水平下，主观幸福感对商业保险的参与概率有积极影响，根据边际效应结果，主观幸福感每增加一单位，家庭对商业保险的购买概率提高 0.8表5主要变量描述性统计指标参与深度参与密度主观幸福感年龄年龄平方性别婚姻状况教育程度自评健康状况工作状态户籍地当地GDP家庭经济地位家庭人均净资产风险偏好社会信任社会保险未参与商业保险观测值79107910791079107910791079107910791079107910791079107910791079107910均值0.0000.0007.26152.8123013.7100.5350.9092.5623.2120.7310.7566.5411.27523.9512.1422.0800.913标准差0.0000.0002.31514.9871561.1100.4990.2871.3271.2370.4430.433.1142.68568.4951.7572.2300.282参与商业保险观测值37433743374337433743374337433743374337433743374337433743374337433743均值0.0720.1987.47744.9212168.9400.5190.9313.3642.9770.8210.6427.0771.91838.0652.3952.4540.943标准差0.1510.3151.96212.2911163.1360.5000.2541.4241.1090.3830.4793.5058.40980.5071.8142.1960.231 90居民幸福感、风险感知与商业保险消费张宗军，王子纯 个百分点，越是幸福感强的家庭，通过商业保险进行风险安排的概率越高。我们认为主观幸福感和商业保险购买决策存在非线性关系，因此第（2）列回归加入了主观幸福的平方项。结果显示，主观幸福感的一次项和二次项均通过了 1%的显著性检验，并且一次项为正二次项为负，说明幸福感变量对家庭是否购买商业保险呈现倒“U”型作用，即户主在主观幸福感较低时，幸福感的提升刺激了购买商业保险的概率；但当幸福感达到某一程度后，幸福感提升对家庭购买商业保险的积极性反而下降。经模型估计，其拐点为 8.3，进一步结合描述性统计结果发现，主观幸福感均值为7.331，位于拐点右侧，说明当家庭主观幸福感到拐点后，将反向推动家庭商业保险配置逐步下降。同时，为确定主观幸福感与商业保险参与之间倒“U”型关系的真实性，使用 Utest 命令进行再次检验，检验结果（t=1.56，P=0.05950.1）拒绝了函数单调的原假设，并且 Slope 上界为负下界为正，极值点为 8.34，证明倒“U”型关系的稳健性。主观幸福感不仅影响个人购买商业保险的行为决策，还影响到了购买保险的数量。利用模型（2）Tobit 左侧截断模型进行进一步回归分析，并逐步加入幸福感平方项。回归结果显示不论是对参与深度还是对参与密度，主观幸福感的一次项和二次项均通过了 5%的显著性检验，并且一次项为正二次项为负。因此，主观幸福感与家庭保险参与深度和参与密度之间仍存在显著的倒“U”型关系，其拐点经计算分别为 7.9 和 8.6，与参与概率分析基本一致。另外，该结果均在 10%的显著性水平下通过 Utest 检验，说明家庭参与商业保险的程度受主观幸福感影响，呈现先增后减的影响效果，其影响效果真实存在。主观幸福感和家庭商业保险参与行为之间的倒“U”型关系，从已有文献来看，相比于财富分布的逻辑，风险分布的情况取代其决定人们的幸福感34。家庭中较多的风险暴露会极大影响由不安全感带来的主观幸福的降低，相对于主观幸福感较高的家庭，低幸福的家庭承受风险的能力较弱，无法处理自留风险对家庭经济造成的负面影响，幸福感的提升带来家庭对未来更高的关注度，更加愿意购买保险这种保障型产品以保证未来效用35。因此保险作为风险保障的工具，家庭参保概率和保障程度随之上升；另一方面，幸福感越强的家庭对当前生活状态越满足，基于萨缪尔森“幸福=效用/欲望”的观点，效用是固定值时，幸福感越强，消费欲望则越低，通过投保方式转移未来风险的行为对幸福生活边际收益不大。从资产配置的角度，幸福感的提升可以降低居民的风险感受，增加居民参与风险资产的可能36。主观幸福感的提升会增强居民风险承受能力，导致家庭商业保险投保概率下降，其他风险资产配置对保险具有挤出效应，家庭商业保险配置金额也随之下降。基于此，主观幸福感对商业保险参与存在正向和负向两种效应，最终形成倒“U”型的非线性关系。表6幸福感对家庭商业保险参与决策及程度的影响主观幸福感幸福平方年龄年龄平方性别婚姻状况0.008*(4.120)0.011*(4.838)-0.000*(-8.293)0.003(0.385)0.268*(13.730)0.039*(4.095)-0.002*(-3.364)0.012*(4.901)-0.000*(-8.338)0.003(0.391)0.266*(13.593)0.002*(2.050)0.008*(5.564)-0.000*(-6.556)-0.002(-0.478)0.106*(6.093)0.016*(2.635)-0.001*(-2.375)0.008*(5.585)-0.000*(-6.563)-0.002(-0.473)0.105*(6.075)0.008*(3.611)0.018*(6.508)-0.000*(-8.899)-0.010(-1.043)0.196*(7.992)0.037*(2.931)-0.002*(-2.387)0.018*(6.546)-0.000*(-8.919)-0.010(-1.038)0.195*(7.917)变量名称参与行为Probit模型是否参与（1）（2）参与程度Tobit模型参与深度（3）（4）参与密度（5）（6）91兰 州 财 经 大 学 学 报2023 年 第 5 期教育情况自评健康职业状况户籍地当地GDP家庭经济地位人均净资产风险偏好信任程度社会保险NPseudo R20.052*(14.078)-0.007*(-1.930)0.011(0.973)-0.052*(-4.744)0.008*(5.915)0.008*(1.791)0.000*(1.977)0.001(0.450)0.006*(3.287)0.081*(5.017)116530.1260.051*(13.608)-0.007*(-2.066)0.010(0.909)-0.051*(-4.728)0.008*(5.840)0.008*(1.781)0.000*(1.987)0.001(0.467)0.006*(3.007)0.078*(4.848)116530.1270.022*(6.978)-0.003*(-1.815)-0.004(-0.624)-0.014*(-2.690)0.002*(2.621)0.000(1.310)0.000*(3.223)0.001(0.887)0.002*(1.988)0.035*(3.386)116530.2180.021*(6.919)-0.003*(-1.926)-0.004(-0.662)-0.014*(-2.681)0.002*(2.579)0.000(1.419)0.000*(3.222)0.001(0.900)0.002*(1.822)0.034*(3.298)116530.2200.063*(13.278)-0.011*(-2.513)0.011(0.870)-0.069*(-5.423)0.008*(4.293)0.004(1.342)0.000*(4.112)0.002(0.886)0.008*(3.404)0.095*(5.023)116530.1500.062*(12.984)-0.011*(-2.612)0.011(0.832)-0.069*(-5.417)0.008*(4.250)0.004(1.370)0.000*(4.102)0.002(0.903)0.007*(3.223)0.093*(4.907)116530.150（续）变量名称参与行为Probit模型是否参与（1）（2）参与程度Tobit模型参与深度（3）（4）参与密度（5）（6）注：*、*和*分别表示通过1%、5%和10%的显著性检验；列表估计系数均为平均边际效应的结果；系数下括号内为稳健标准误；下同。除此以外，大部分控制变量也显著影响家庭商业保险的购买行为。从个人特征变量的结果来看，户主年龄一次项显著为正，二次项显著为负，验证已有文献结论，年龄和家庭商业保险参与行为之间存在倒“U”型关系，符合莫迪利安尼等人提出的“生命周期假说”，中年人往往对保险的需求更高。另外，婚姻意味着责任，由于家庭的羁绊，对安全保障的需求更加旺盛；良好的教育程度能更好地理解保险产品，以及其为消费者带来的预期保障，促进了保险消费；健康状况代表着人身风险，越是自我感觉良好越会忽略健康风险的保险管理；地区经济水平创造了良好的宏观环境，对个人保险消费具有一定的带动作用；社会保险与商业保险之间是促进还是挤出效应在理论上存在一定的分歧，本文验证了两者之间存在促进作用，原因在于居民通过社会保险逐步认识到保险的作用，树立了保险意识，从而促进商业保险消费；社会信任也拉近了消费者与保险机构之间的距离，提升了保险消费。（二）内生性检验主观幸福感是一种综合的社会生活认知态度，其与商业保险消费之间可能存在双向因果关系，即家庭拥有商业保险可能提高家庭幸福水平，所以主观幸福感是家庭保险消费的内生解释变量，由此初步判断前面的回归模型存在内生性问题。为得到更加客观的回归结果，本文选取 2018年 CFPS 调查中“每周看电视时长”作为工具变量进行回归。该变量基本满足工具变量的外生性和相关性条件：首先，Becchetti 等37研究发现，社会休闲活动通常对居民主观幸福感带来显著的积极影响；其次，从经济意义上居民娱乐休闲活动只能通过影响家庭主观感受来影响家庭保险决策行为，但与家庭商业保险购买决策没有直接关系，看电视时长作为娱乐活动的体现方式满足工具变量的外生性条件。表 7 为采用户主看电视时长作为工具变量的 92居民幸福感、风险感知与商业保险消费张宗军，王子纯 IV-Probit 和 IV-Tobit 模 型 回 归 结 果。根 据Wooldridge 给出的检验方法（Wald Test Of Exogeneity）,当检验结果支持变量之间存在内生性时则接受 IV-Probit 的回归结果，反之则接受 Probit 的估计，Tobit 与 IV-Tobit 模型类似上述。Panel A中的 Wald 检验结果显示 p 值小于 0.1 和 0.05，说明在 10%和 5%的显著性水平下拒绝了变量间不存在内生性的原假设。Panel B 采用两步法的一阶段回归，显示工具变量的显著性和一阶段 F值远大于 10，表明选取的工具变量不存在弱工具变量的问题。排除内生性影响后，主观幸福感对家庭商业保险参与行为仍存在显著的倒“U”型影响。相比于前文表 6 基准回归的结果，各列主观幸福感的系数均变大，同时加入工具变量回归后，各模型倒“U”型的拐点均发生了一定程度的左移，分别为 7.00、6.93 和 6.97，相比之前的估计更靠近主观幸福感均值 7.33，说明忽略其内生性将一定程度高估户主的幸福感受对家庭参保行为的倒“U”型临界值，但总体结果的幸福感差值不超过 1，被高估的程度较小，主观幸福感对家庭商业保险参保的影响依然稳健。（三）作用机制检验通过前文实证检验可以确定，居民幸福感对是否购买商业保险和参与程度均具有显著“先扬后抑”的影响。从大的方面商业保险可以分为财产保险和人身保险两类业务，财产保险业务中只有车辆保险、家庭财产保险等为数不多的险种针对个人，而人身保险业务基本针对个人。结合商业保险的这一特点及前文第二部分的文献梳理和理论分析，本文认为社会互动和社会信任是主观幸福感影响商业保险消费的两个可能路径，并以此进行交互作用的检验。中国社会是由血缘关系和地缘关系编织成的人情社会，李平和朱国军38进一步研究发现工作关系已经成为中国居民现代社会网络的重要组成。可以说从古至今社会网络这一非正式制度在信息搜寻、个人成长、福利获取等方面起到了较突出的作用。已有研究从实证角度也证明了社会网络对居民幸福感提升具有显著的正面影响。而社会互动是构建社会网络的重要途径，结合已有的文献研究和中国的传统习俗，社会互动的状况可以体现在消费支出当中。因此，本文从问卷中提取了外出就餐、旅游访亲、通讯、交通、娱乐、随礼等六项支出，并对这六个变量进行家庭收入标准化，再使用主成分分析方法，形成了社会互动指标，然后进行调节效应检验。保险作为一种非必需和非渴求的无形商品，正常情况下消费者是无法确定其预期可以带来的使用价值，只能根据销售人员的宣传和解释来决定是否要购买和购买数量。对于这样一个充满未知的契约，消费者的信任对合同的订立起到了很表7运用工具变量的回归结果Panel A:MLE估计结果变量名称主观幸福感幸福感平方控制变量Wald Test观测值Panel B:两步法一阶段估计结果看电视时长一阶段F统计值（1）是否参与（IVProbit）1.115*(2.486)-0.080*(-2.430)YES3.330*（0.068）116530.002*（4.646）15103.760（2）参与深度（IVTobit）0.313*(1.952)-0.023*(-1.941)YES6.180*（0.013）116530.002*（4.646）15103.760（3）参与密度（IVTobit）0.597*(2.225)-0.043*(-2.199)YES5.500*（0.019）116530.002*（4.646）15103.760 93兰 州 财 经 大 学 学 报2023 年 第 5 期大的影响，它关系到对信息传递的认可程度和对有效承诺的接受程度，这在中国农村社会养老保险的实践过程中已经得到了充分印证3。而且，社会信任更高的人拥有更高的家庭幸福感,被他人信任的人的家庭幸福感也显著更高39。由于消费者接受保险信息的渠道主要是保险产品销售人员、保险机构网站和已经购买保险的人员等，因此，本文选择问卷调查中“对陌生人的信任度”这一变量，该变量按照非常不信任到非常信任的程度设置 1 到 10 的数值，以此作为社会信任指标进行交互项检验。检验结果如表 8 所示，社会互动在 1%显著性水平上，对商业保险参与与否、参与深度和参与密度均具有良好的促进作用。主观幸福感与社会互动的交互项对是否购买商业保险具有显著的正向影响，对商业保险参与深度具有显著的正向影响，对参与密度则表现为不显著的正向影响。说明交互作用提升了商业保险的购买意愿，以及购买的数量，原因在于幸福感越高的人，具有越广泛的社会交往，并在交往中表现出更积极的生活态度，更希望通过保险来转移未知的重大风险损失。主观幸福感和社会信任的交互项对是否购买商业保险影响并不显著，这说明大部分消费者在面对具有不可体验的保险产品游说时，不会做出立即消费的决策。但是，在购买了商业保险并对这种产品具有了一定认知后，幸福感和社会信任的交互作用会显著地增加保险商品购买的数量，显著提升参与深度和参与密度。（四）稳健性检验为了进一步检验上述实证结果的稳健性，首先采取替换主观幸福感的核心解释变量重新进行回归估计。根据 Veenhoven40、申云和贾晋41对幸福感的界定，认为幸福感也可用当前居民的生活满意度和未来信心程度来反映，因此分别选取问卷中的“你对自己生活的满意程度”和“你对自己未来的信心程度”两个问题，作为幸福感的代理变量进行稳健性检验。检验结果与上文基本一致，如表 9 所示本文结论依旧稳健。保险机构一般对未成年人和 70 岁以上老人的投保有较大的限制性，该群体的风险保障需求相对较低，所以，本文剔除这两类人群后再次进行回归。表 10 报告了剔除两大群体样本后的回归结果，仍旧验证了幸福感对商业保险消费具有显著的倒“U”型影响。五、异质性分析通过实证检验已确定主观幸福感不论是对参与商业保险的概率，还是对购买商业保险的程度都存在显著的倒“U”型影响，而现实中，诸多方面的差异又