● 張宗軍，王子純

（蘭州財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院, 甘肅 蘭州 730020）

一、引言

完善的風(fēng)險(xiǎn)保障體系是社會(huì)民眾分享改革紅利、提升獲得感的重要來源。然而與世界主要國家相比，國內(nèi)第一支柱基本養(yǎng)老保險(xiǎn)發(fā)展時(shí)間長(zhǎng)，基金規(guī)模占絕對(duì)優(yōu)勢(shì)，但替代率逐年下降。作為第二支柱的企業(yè)年金自建立以來發(fā)展緩慢，基金累積規(guī)模小，2020 年只覆蓋了2 700 多萬人，覆蓋率僅為6.8%；2015 年建立的職業(yè)年金累積速度快速提升，2020 年覆蓋了4 000 多萬人，覆蓋率達(dá)到68.5%，但二者覆蓋率上的巨大差距容易引起新的雙軌制和不公平。如表1 所示，與世界主要國家相比，我國第三支柱養(yǎng)老保險(xiǎn)目前仍在試點(diǎn)階段，全國統(tǒng)一的制度安排仍未出臺(tái)，基金規(guī)模非常小，幾乎可以忽略不計(jì)。這一發(fā)展模式導(dǎo)致第一支柱“一支獨(dú)大”，其他兩支柱發(fā)展嚴(yán)重滯后，第一支柱養(yǎng)老負(fù)擔(dān)過重，二三支柱補(bǔ)充養(yǎng)老作用缺失，由此造成了政府財(cái)政負(fù)擔(dān)過重，保障體系發(fā)展極為不平衡的局面。尤其是隨著經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)、中央和地方財(cái)政收入增長(zhǎng)進(jìn)入慢車道、社會(huì)人口進(jìn)入了老齡化，第三支柱養(yǎng)老保險(xiǎn)的快速發(fā)展迫在眉睫。為此，國家“十四五”規(guī)劃綱要提出“發(fā)展多層次、多支柱養(yǎng)老保險(xiǎn)體系”；2022 年政府工作報(bào)告要求進(jìn)一步規(guī)范第三支柱養(yǎng)老保險(xiǎn)。

表1 2018年主要國家養(yǎng)老保險(xiǎn)基金覆蓋率狀況

大力發(fā)展商業(yè)保險(xiǎn)的第三支柱保障作用，除了從供給端積極推進(jìn)產(chǎn)品創(chuàng)新，提供政策優(yōu)惠之外，更重要的是有效激發(fā)需求端的購買意愿。宏觀上2020 年我國人均保費(fèi)達(dá)464.8 美元，保費(fèi)收入占GDP 比重達(dá)4.45%，同期世界水平分別為809.2 美元和7.4%，與世界平均水平相比，國內(nèi)保險(xiǎn)發(fā)展水平仍有較大的提升空間；微觀上美國、歐洲、亞太地區(qū)家庭金融資產(chǎn)配置更加多元化，配置結(jié)構(gòu)也較為合理，尤其英國、瑞典、法國等國家人壽保險(xiǎn)投資比例約在30% 的高水平上[1]，而我國家庭金融資產(chǎn)中商業(yè)保險(xiǎn)的占比僅為13.7% 左右，遠(yuǎn)未達(dá)到保障家庭長(zhǎng)時(shí)期的計(jì)劃性支出，削弱了保險(xiǎn)對(duì)家庭大病醫(yī)療、養(yǎng)老保障、意外損失等風(fēng)險(xiǎn)的覆蓋程度[2]；收入水平上，2020 年全球人均GDP 為1.09 萬美元，我國為1.04 萬美元，已經(jīng)趕上了全球平均水平。由此說明，國內(nèi)商業(yè)保險(xiǎn)的潛在需求還未得到充分開發(fā)，需要從個(gè)體角度探索影響商業(yè)保險(xiǎn)需求的因素，才能制定精準(zhǔn)、合理的市場(chǎng)開發(fā)策略。

二、文獻(xiàn)綜述與理論分析

通過梳理已有研究成果（表2 所示），將影響商業(yè)保險(xiǎn)需求的因素分為社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、文化、安全和人口等五大類。

表2 幸福感與商業(yè)保險(xiǎn)需求之間的邏輯機(jī)理

(一）社會(huì)角度

政府的行政透明度、公共服務(wù)水平和法治水平等影響到了信息傳遞的暢通性和承諾的有效性，有助于樹立民眾對(duì)政府的信任，可以提高參保積極性[3]；互聯(lián)網(wǎng)使用和數(shù)字金融有效降低了交易成本，提高了家庭商業(yè)保險(xiǎn)購買的參與概率和參與程度[4-5]；人口老齡化程度對(duì)商業(yè)保險(xiǎn)需求具有一定的正面影響[6]；城市化水平促進(jìn)了商業(yè)保險(xiǎn)的發(fā)展，且不同國家保險(xiǎn)需求的差異來源于工業(yè)化水平、城鎮(zhèn)化質(zhì)量和老齡化程度而非GDP[7-8]；社會(huì)保險(xiǎn)支出與商業(yè)保險(xiǎn)需求資金存在著一定的協(xié)同效應(yīng)[7,9]。

（二）經(jīng)濟(jì)角度

經(jīng)濟(jì)政策的不確定性越大，商業(yè)保險(xiǎn)需求越旺，且在人身保險(xiǎn)上表現(xiàn)更加突出[10]；家庭總負(fù)債和不動(dòng)產(chǎn)比重是居民購買商業(yè)保險(xiǎn)行為最重要的驅(qū)動(dòng)因素[2]；收入水平、家庭經(jīng)濟(jì)資本對(duì)商業(yè)保險(xiǎn)具有積極的促進(jìn)作用，且壽險(xiǎn)比非壽險(xiǎn)具有更高的收入彈性[11-12]；預(yù)期通貨膨脹對(duì)壽險(xiǎn)需求有不明顯的抑制作用[13]；另外固定資產(chǎn)投資、金融市場(chǎng)發(fā)育程度在一定程度上激發(fā)了財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)和壽險(xiǎn)的需求[11,14]。

（三）文化角度

家庭具備的金融知識(shí)、保險(xiǎn)素養(yǎng)增強(qiáng)了對(duì)商業(yè)保險(xiǎn)全面、準(zhǔn)確的了解，提高了信任程度，促進(jìn)家庭購買商業(yè)保險(xiǎn)[15-16]；傳統(tǒng)家庭觀念（養(yǎng)兒防老等）降低了居民對(duì)金融工具的關(guān)注，更多地選擇風(fēng)險(xiǎn)自留，抑制了城鎮(zhèn)居民對(duì)商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的參與[17]；社會(huì)保險(xiǎn)方面的報(bào)道對(duì)家庭商業(yè)保險(xiǎn)投資概率與投保金額都具有顯著且穩(wěn)健的負(fù)向影響，也提高了家庭退出商業(yè)保險(xiǎn)投資的概率[18]；社會(huì)交往和風(fēng)險(xiǎn)偏好會(huì)影響到老年人的認(rèn)知能力，而認(rèn)知能力又對(duì)中老年家庭是否參與商業(yè)保險(xiǎn)及購買的程度具有顯著的正面作用[19]。

（四）安全角度

隨著人身傷亡賠付標(biāo)準(zhǔn)和災(zāi)害發(fā)生后經(jīng)濟(jì)損失價(jià)值的不斷提高，逐漸增加的風(fēng)險(xiǎn)水平是推動(dòng)商業(yè)保險(xiǎn)需求的重要因素[20]；社會(huì)階層和社會(huì)資本顯著地促進(jìn)了我國城鄉(xiāng)居民商業(yè)保險(xiǎn)購買行為[21]；社會(huì)互動(dòng)增加了居民了解商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的信息渠道，形成居民間的“羊群”效應(yīng)，社會(huì)信任提升了不同群體之間對(duì)信息和合作的認(rèn)可程度，由此顯著增加對(duì)商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的購買[3,21-22]。

（五）人口角度

家庭少兒數(shù)量的增加、家庭規(guī)模的縮小有助于人身保險(xiǎn)市場(chǎng)的發(fā)展，而老年人口的增加則有助于健康保險(xiǎn)的發(fā)展[20,23]；我國戶籍包含了居民在身份、收入、教育、職業(yè)等諸多方面的差異，是家庭商業(yè)保險(xiǎn)消費(fèi)異質(zhì)性的重要影響因素，相比農(nóng)村戶口家庭，城鎮(zhèn)居民對(duì)商業(yè)保險(xiǎn)的參與概率和參與程度都更高[24]；外向型的人格特征有助于提升其人際關(guān)系，增強(qiáng)正向情緒，從而對(duì)商業(yè)保險(xiǎn)有積極的影響[25]；上山下鄉(xiāng)經(jīng)歷對(duì)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與具有顯著的正向促進(jìn)作用，而且隨著知青上山下鄉(xiāng)參與時(shí)長(zhǎng)的增加，家庭參與商業(yè)保險(xiǎn)的可能性和支出占比也會(huì)增加[26]。

綜合來看，個(gè)體對(duì)商業(yè)保險(xiǎn)的需求取決于三個(gè)方面的條件：一是風(fēng)險(xiǎn)基礎(chǔ)，即消費(fèi)者個(gè)人在財(cái)產(chǎn)和人身方面可能面臨的各種風(fēng)險(xiǎn)，以及這種風(fēng)險(xiǎn)可能會(huì)造成重大經(jīng)濟(jì)損失，沒有風(fēng)險(xiǎn)基礎(chǔ)就不可能產(chǎn)生保險(xiǎn)的需求；二是經(jīng)濟(jì)能力，人類社會(huì)和個(gè)人面臨的風(fēng)險(xiǎn)具有多樣性和長(zhǎng)期性，不同的保險(xiǎn)產(chǎn)品對(duì)消費(fèi)者會(huì)產(chǎn)生不同的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，也只能滿足消費(fèi)者部分風(fēng)險(xiǎn)需求，只有具備一定經(jīng)濟(jì)能力的消費(fèi)者才能獲得與之風(fēng)險(xiǎn)需求相匹配的保險(xiǎn)保障。三是保險(xiǎn)意識(shí)，保險(xiǎn)作為風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)移和損失保障的一種金融工具，因其專業(yè)性和復(fù)雜性需要消費(fèi)者對(duì)自身風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行評(píng)估之后逐步了解和接受，消費(fèi)者是否選擇保險(xiǎn)是潛在市場(chǎng)能否轉(zhuǎn)化為有效市場(chǎng)的關(guān)鍵?，F(xiàn)有的關(guān)于商業(yè)保險(xiǎn)需求微觀影響因素的研究主要集中在風(fēng)險(xiǎn)基礎(chǔ)和經(jīng)濟(jì)能力方面，雖然有研究關(guān)注到了保險(xiǎn)意識(shí)的作用，但從金融知識(shí)、教育程度等顯性要素進(jìn)行實(shí)證分析很少考慮到金融行為背后的心理要素，忽視了居民的自我情緒。

保險(xiǎn)作為一種非渴求的隱形消費(fèi)，除了受經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、文化、安全和人口等顯性因素的直接影響，個(gè)人情緒對(duì)消費(fèi)者的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度具有重要影響。積極的情緒使人們減少?zèng)_動(dòng)行為，選擇較低水平的時(shí)間貼現(xiàn)因子，更多地對(duì)未來進(jìn)行理性的思考和積極的規(guī)劃[27]；積極的情緒使居民在面對(duì)風(fēng)險(xiǎn)時(shí)更加冷靜和自信，這種個(gè)人自信提高了對(duì)金融風(fēng)險(xiǎn)的承受區(qū)間，使個(gè)人更加偏好冒險(xiǎn)[28]。主觀幸福感更強(qiáng)調(diào)精神層面[29]，作為個(gè)人情緒的外在表現(xiàn)具有非連續(xù)性、非持續(xù)性變化特征，使其在經(jīng)濟(jì)學(xué)行為決策模型中可作為穩(wěn)定的心理和情緒方面的直接指標(biāo)進(jìn)行測(cè)度。因此，為了確定幸福感與保險(xiǎn)消費(fèi)之間的內(nèi)在聯(lián)系和邏輯，我們也對(duì)幸福感影響因素的文獻(xiàn)進(jìn)行了分類梳理。發(fā)現(xiàn)幸福感和保險(xiǎn)消費(fèi)的影響因素具有高度的一致性，這也從理論上確立了兩者之間具有一定的相關(guān)性。國內(nèi)外個(gè)別研究成果也注意到了這一點(diǎn)，Guven 和Hoxha[30]通過荷蘭的家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)區(qū)域內(nèi)居民的幸福感與人均保費(fèi)支出顯著正相關(guān)。但Delis 和Mylonidis[31]以同樣的數(shù)據(jù)得出信任促進(jìn)了商業(yè)保險(xiǎn)，幸福感的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)雖然更突出，但卻是顯著的負(fù)面作用。葉德珠等[32]利用中國宏觀數(shù)據(jù)證實(shí)幸福感對(duì)保險(xiǎn)發(fā)展具有積極的提升作用。曹直等[33]利用中國家庭金融調(diào)查（CHFS）的微觀數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，幸福感顯著提高了家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與可能性和家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與規(guī)模。

現(xiàn)有研究還不足以全面揭示主觀幸福感與保險(xiǎn)消費(fèi)之間的聯(lián)系和邏輯，和幸福感對(duì)保險(xiǎn)消費(fèi)影響的具體程度，以及不同角度的異質(zhì)性狀況。基于此，本文使用2018 年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）微觀數(shù)據(jù)，對(duì)這一議題進(jìn)行更深入的研究。

相對(duì)于現(xiàn)有研究，本文可能的貢獻(xiàn)在于：第一，通過文獻(xiàn)梳理從理論上闡述了主觀幸福感與保險(xiǎn)消費(fèi)之間的內(nèi)在聯(lián)系，避免盲目進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)而產(chǎn)生偽回歸的不科學(xué)結(jié)論；第二，本文不僅檢驗(yàn)了主觀幸福感對(duì)是否參與保險(xiǎn)購買的影響，還檢驗(yàn)了對(duì)保險(xiǎn)消費(fèi)參與程度的影響大小，并證實(shí)了主觀幸福感與家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與及消費(fèi)程度呈顯著的倒“U”型關(guān)系；第三，通過交互作用機(jī)制的檢驗(yàn)，探索了主觀幸福感通過社會(huì)交往和社會(huì)信任，來影響商業(yè)保險(xiǎn)的購買決策行為；第四，本文從戶籍、區(qū)域、收入和教育四個(gè)角度，檢驗(yàn)了主觀幸福感對(duì)保險(xiǎn)消費(fèi)的異質(zhì)性特征，為更精確地實(shí)施市場(chǎng)拓展提供了支持。本文研究在微觀層面有助于理解家庭資產(chǎn)配置行為，引導(dǎo)商業(yè)保險(xiǎn)走上精細(xì)化、健康化的發(fā)展道路，也在宏觀上為國家風(fēng)險(xiǎn)管理政策的制定和完善提供一定的理論依據(jù)。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來源

本文采用了北京大學(xué)2018 年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）微觀數(shù)據(jù)庫。該調(diào)查覆蓋全國25 個(gè)省份，樣本量大，較好地反映了中國家庭經(jīng)濟(jì)、人口、教育、保障等方面的情況，對(duì)家庭結(jié)構(gòu)關(guān)系、生活條件、收支狀況、資產(chǎn)情況、個(gè)人基本信息、心理生理狀況等有較為詳細(xì)的記載，很好地滿足了實(shí)證研究對(duì)數(shù)據(jù)的要求。我們對(duì)家庭庫與成人庫進(jìn)行合并處理，并剔除主要變量有缺失值的個(gè)體，得到有效樣本數(shù)據(jù)11 653 份，其中城市樣本3 273份，農(nóng)村樣本8 380 份。由于CFPS 2018 年個(gè)人庫僅有財(cái)務(wù)作答人的信息而沒有戶主信息，故將作答人作為戶主替代變量。數(shù)據(jù)處理前后總體樣本中購買商業(yè)保險(xiǎn)的比例分別為31.48% 和32.12%，且主要變量分布狀況保持基本一致，因而數(shù)據(jù)處理不會(huì)影響到實(shí)證檢驗(yàn)。

（二）變量選取

被解釋變量為家庭商業(yè)保險(xiǎn)消費(fèi)，可以分為兩個(gè)層次衡量：首先衡量家庭是否參與商業(yè)保險(xiǎn)，根據(jù)問卷中“過去12 個(gè)月中您家用于購買商業(yè)保險(xiǎn)的支出是多少”生成二值虛擬變量，若參與則變量取1，否則為0。其次是家庭商業(yè)保險(xiǎn)的參與程度，通過兩個(gè)指標(biāo)來進(jìn)行衡量：一是參與密度，即一個(gè)年度當(dāng)中家庭人均保險(xiǎn)費(fèi)的支出金額；二是參與深度，即一個(gè)年度當(dāng)中家庭商業(yè)保險(xiǎn)費(fèi)的支出占家庭總收入的比重。受CFPS 調(diào)查數(shù)據(jù)的限制，無法對(duì)商業(yè)保險(xiǎn)類別進(jìn)行細(xì)分，因此無法研究幸福感對(duì)不同類別商業(yè)保險(xiǎn)的影響。

本文的關(guān)鍵解釋變量是居民幸福感。幸福感作為衡量人們生活質(zhì)量的重要參數(shù)一般分為客觀和主觀兩個(gè)方面。由于主觀幸福感不論在可比性和有效性上都有很高的信度和效度，多數(shù)文獻(xiàn)中對(duì)幸福感的測(cè)度均采取自陳報(bào)告測(cè)量方法，由受訪者自己表達(dá)對(duì)生活的感受，以此反映其主觀幸福感的水平。因此，本文采用問卷中“您覺得自己有多幸福”作為評(píng)價(jià)幸福感的指標(biāo)，該指標(biāo)在問卷中賦值由1 到10，代表著幸福感不斷提升。

家庭層面商業(yè)保險(xiǎn)的參保行為與戶主特征、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、主觀態(tài)度等因素相關(guān)。首先，控制戶主個(gè)人特征變量，包括性別、婚姻、健康狀況、教育程度、工作狀態(tài)、戶籍地以及是否參與社會(huì)保險(xiǎn)等。考慮到保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)在部分產(chǎn)品中對(duì)投保年齡的限制，年齡和商業(yè)保險(xiǎn)消費(fèi)可能存在非線性關(guān)系，故本文同時(shí)控制年齡和年齡的平方。其次，商業(yè)保險(xiǎn)作為一種非必需的奢侈品，經(jīng)濟(jì)能力是其消費(fèi)的重要支撐，本文采用家庭人均凈資產(chǎn)、家庭經(jīng)濟(jì)地位以及家庭所處地區(qū)GDP 水平三個(gè)變量反映這一能力，其中對(duì)家庭收入小于0 的異常值進(jìn)行剔除，為使不同地區(qū)居民經(jīng)濟(jì)收入水平的差異具有可比性，將家庭人均收入與各省份城鄉(xiāng)人均可支配收入作比值，生成家庭經(jīng)濟(jì)地位變量。最后，風(fēng)險(xiǎn)偏好決定是否有意愿通過保險(xiǎn)進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)移；社會(huì)信任可以彌補(bǔ)保險(xiǎn)契約和外部法律環(huán)境效率不足的缺陷，提高交易發(fā)生概率，縮短交易周期。因此，將風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度和社會(huì)信任度兩個(gè)主觀態(tài)度因素納入控制變量中。變量定義見表3。

表3 變量定義及說明

（三）描述性分析

如表4 所示，幸福感評(píng)分低于5 分的家庭數(shù)量為850 個(gè)，占總體樣本家庭11 653 的7.29%；幸福感評(píng)分為5～7 分的家庭有4 330 個(gè)家庭，占總樣本的37.15%；其余6 473 個(gè)家庭戶主認(rèn)為幸福感指數(shù)達(dá)到8～10 分，占總體樣本的55.55%。調(diào)查顯示，經(jīng)過四十多年改革開放，尤其是十八大之后實(shí)施的脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)略，家庭戶主幸福感普遍較強(qiáng)。從城鄉(xiāng)差異來看，農(nóng)村戶主填答幸福感在7～9 分段的比例略低于城鎮(zhèn)戶口家庭，同時(shí)評(píng)分在5 分及以下的比例高于城鎮(zhèn)戶口家庭。城鎮(zhèn)居民比農(nóng)村居民具有更高的獲得感和幸福感。

表4 樣本家庭主觀幸福感總體分布情況

按照是否購買保險(xiǎn)將所有樣本分為兩組，分類之后兩組人群的變量描述性統(tǒng)計(jì)見表5。從組間差異顯示的結(jié)果可以看出有32.12%的家庭購買了商業(yè)保險(xiǎn)，參與保險(xiǎn)的家庭主觀幸福感均值為7.477，略大于未參保家庭，且參保家庭標(biāo)準(zhǔn)差較小，說明購買商業(yè)保險(xiǎn)的人群更普遍認(rèn)為自己比較幸福。另外，相對(duì)于未參保家庭，參保家庭的經(jīng)濟(jì)地位、人均凈資產(chǎn)和當(dāng)?shù)厝司鵊DP 的均值都高于未參保家庭，家庭經(jīng)濟(jì)狀況在兩組樣本中有顯著的異質(zhì)性，說明經(jīng)濟(jì)條件可能是約束家庭投保的重要因素。還可以觀察到，參保家庭戶主的平均年齡為44.921，而未參保家庭戶主平均年齡為52.812，兩組樣本平均年齡相差約10 歲，戶主年齡越小的家庭投?？赡苄栽酱?。除此之外，參保家庭的受教育程度、工作狀態(tài)、婚姻狀況、風(fēng)險(xiǎn)偏好、社會(huì)信任度等均優(yōu)于未參保家庭。

表5 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

（四）模型設(shè)定

本文研究目的是檢驗(yàn)主觀幸福感對(duì)是否購買商業(yè)保險(xiǎn)，以及商業(yè)保險(xiǎn)消費(fèi)程度兩個(gè)方面的影響，因此構(gòu)建兩個(gè)模型進(jìn)行實(shí)證分析。首先，家庭是否購買商業(yè)保險(xiǎn)為二值虛擬變量，需要通過Probit 模型進(jìn)行考察，模型具體設(shè)定如下：

其中：prob（Ins=1）表示家庭參與商業(yè)保險(xiǎn)，否則為0；Wellbeing為解釋變量，衡量個(gè)體主觀幸福感，X代表所有控制變量，其在不同程度上影響了家庭參保決策行為，ε 為殘差項(xiàng)。

由于存在未參保家庭，使得家庭參保密度和參保深度為0。因此在考察主觀幸福感對(duì)商業(yè)保險(xiǎn)消費(fèi)程度的影響時(shí)，選用截?cái)郥obit 模型估計(jì)左截尾的被解釋變量，如下所示：

其中，Y表示家庭商業(yè)保險(xiǎn)的參與程度，分別用參與密度和參與深度進(jìn)行回歸分析，其余變量與Probit 模型設(shè)定相同。

四、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析

表6 中模型（1）和模型（2）報(bào)告了Probit 的邊際效應(yīng)系數(shù)及相對(duì)應(yīng)的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，表示主觀幸福感對(duì)是否參保的影響。列（1）顯示，在1%的顯著性水平下，主觀幸福感對(duì)商業(yè)保險(xiǎn)的參與概率有積極影響，根據(jù)邊際效應(yīng)結(jié)果，主觀幸福感每增加一單位，家庭對(duì)商業(yè)保險(xiǎn)的購買概率提高0.8個(gè)百分點(diǎn)，越是幸福感強(qiáng)的家庭，通過商業(yè)保險(xiǎn)進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)安排的概率越高。我們認(rèn)為主觀幸福感和商業(yè)保險(xiǎn)購買決策存在非線性關(guān)系，因此第（2）列回歸加入了主觀幸福的平方項(xiàng)。結(jié)果顯示，主觀幸福感的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)均通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，并且一次項(xiàng)為正二次項(xiàng)為負(fù)，說明幸福感變量對(duì)家庭是否購買商業(yè)保險(xiǎn)呈現(xiàn)倒“U”型作用，即戶主在主觀幸福感較低時(shí)，幸福感的提升刺激了購買商業(yè)保險(xiǎn)的概率；但當(dāng)幸福感達(dá)到某一程度后，幸福感提升對(duì)家庭購買商業(yè)保險(xiǎn)的積極性反而下降。經(jīng)模型估計(jì)，其拐點(diǎn)為8.3，進(jìn)一步結(jié)合描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，主觀幸福感均值為7.331，位于拐點(diǎn)右側(cè)，說明當(dāng)家庭主觀幸福感到拐點(diǎn)后，將反向推動(dòng)家庭商業(yè)保險(xiǎn)配置逐步下降。同時(shí)，為確定主觀幸福感與商業(yè)保險(xiǎn)參與之間倒“U”型關(guān)系的真實(shí)性，使用Utest 命令進(jìn)行再次檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果（t=1.56，P= 0.0595＜0.1）拒絕了函數(shù)單調(diào)的原假設(shè)，并且Slope 上界為負(fù)下界為正，極值點(diǎn)為8.34，證明倒“U”型關(guān)系的穩(wěn)健性。

表6 幸福感對(duì)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與決策及程度的影響

主觀幸福感不僅影響個(gè)人購買商業(yè)保險(xiǎn)的行為決策，還影響到了購買保險(xiǎn)的數(shù)量。利用模型（2）Tobit 左側(cè)截?cái)嗄Ｐ瓦M(jìn)行進(jìn)一步回歸分析，并逐步加入幸福感平方項(xiàng)。回歸結(jié)果顯示不論是對(duì)參與深度還是對(duì)參與密度，主觀幸福感的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)均通過了5% 的顯著性檢驗(yàn)，并且一次項(xiàng)為正二次項(xiàng)為負(fù)。因此，主觀幸福感與家庭保險(xiǎn)參與深度和參與密度之間仍存在顯著的倒“U”型關(guān)系，其拐點(diǎn)經(jīng)計(jì)算分別為7.9 和8.6，與參與概率分析基本一致。另外，該結(jié)果均在10%的顯著性水平下通過Utest 檢驗(yàn)，說明家庭參與商業(yè)保險(xiǎn)的程度受主觀幸福感影響，呈現(xiàn)先增后減的影響效果，其影響效果真實(shí)存在。

主觀幸福感和家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與行為之間的倒“U”型關(guān)系，從已有文獻(xiàn)來看，相比于財(cái)富分布的邏輯，風(fēng)險(xiǎn)分布的情況取代其決定人們的幸福感[34]。家庭中較多的風(fēng)險(xiǎn)暴露會(huì)極大影響由不安全感帶來的主觀幸福的降低，相對(duì)于主觀幸福感較高的家庭，低幸福的家庭承受風(fēng)險(xiǎn)的能力較弱，無法處理自留風(fēng)險(xiǎn)對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)造成的負(fù)面影響，幸福感的提升帶來家庭對(duì)未來更高的關(guān)注度，更加愿意購買保險(xiǎn)這種保障型產(chǎn)品以保證未來效用[35]。因此保險(xiǎn)作為風(fēng)險(xiǎn)保障的工具，家庭參保概率和保障程度隨之上升；另一方面，幸福感越強(qiáng)的家庭對(duì)當(dāng)前生活狀態(tài)越滿足，基于薩繆爾森“幸福=效用∕欲望”的觀點(diǎn)，效用是固定值時(shí)，幸福感越強(qiáng)，消費(fèi)欲望則越低，通過投保方式轉(zhuǎn)移未來風(fēng)險(xiǎn)的行為對(duì)幸福生活邊際收益不大。從資產(chǎn)配置的角度，幸福感的提升可以降低居民的風(fēng)險(xiǎn)感受，增加居民參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的可能[36]。主觀幸福感的提升會(huì)增強(qiáng)居民風(fēng)險(xiǎn)承受能力，導(dǎo)致家庭商業(yè)保險(xiǎn)投保概率下降，其他風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置對(duì)保險(xiǎn)具有擠出效應(yīng)，家庭商業(yè)保險(xiǎn)配置金額也隨之下降。基于此，主觀幸福感對(duì)商業(yè)保險(xiǎn)參與存在正向和負(fù)向兩種效應(yīng)，最終形成倒“U”型的非線性關(guān)系。

除此以外，大部分控制變量也顯著影響家庭商業(yè)保險(xiǎn)的購買行為。從個(gè)人特征變量的結(jié)果來看，戶主年齡一次項(xiàng)顯著為正，二次項(xiàng)顯著為負(fù)，驗(yàn)證已有文獻(xiàn)結(jié)論，年齡和家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與行為之間存在倒“U”型關(guān)系，符合莫迪利安尼等人提出的“生命周期假說”，中年人往往對(duì)保險(xiǎn)的需求更高。另外，婚姻意味著責(zé)任，由于家庭的羈絆，對(duì)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險(xiǎn)產(chǎn)品，以及其為消費(fèi)者帶來的預(yù)期保障，促進(jìn)了保險(xiǎn)消費(fèi)；健康狀況代表著人身風(fēng)險(xiǎn)，越是自我感覺良好越會(huì)忽略健康風(fēng)險(xiǎn)的保險(xiǎn)管理；地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平創(chuàng)造了良好的宏觀環(huán)境，對(duì)個(gè)人保險(xiǎn)消費(fèi)具有一定的帶動(dòng)作用；社會(huì)保險(xiǎn)與商業(yè)保險(xiǎn)之間是促進(jìn)還是擠出效應(yīng)在理論上存在一定的分歧，本文驗(yàn)證了兩者之間存在促進(jìn)作用，原因在于居民通過社會(huì)保險(xiǎn)逐步認(rèn)識(shí)到保險(xiǎn)的作用，樹立了保險(xiǎn)意識(shí)，從而促進(jìn)商業(yè)保險(xiǎn)消費(fèi)；社會(huì)信任也拉近了消費(fèi)者與保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)之間的距離，提升了保險(xiǎn)消費(fèi)。

（二）內(nèi)生性檢驗(yàn)

主觀幸福感是一種綜合的社會(huì)生活認(rèn)知態(tài)度，其與商業(yè)保險(xiǎn)消費(fèi)之間可能存在雙向因果關(guān)系，即家庭擁有商業(yè)保險(xiǎn)可能提高家庭幸福水平，所以主觀幸福感是家庭保險(xiǎn)消費(fèi)的內(nèi)生解釋變量，由此初步判斷前面的回歸模型存在內(nèi)生性問題。為得到更加客觀的回歸結(jié)果，本文選取2018年CFPS 調(diào)查中“每周看電視時(shí)長(zhǎng)”作為工具變量進(jìn)行回歸。該變量基本滿足工具變量的外生性和相關(guān)性條件：首先，Becchetti 等[37]研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)休閑活動(dòng)通常對(duì)居民主觀幸福感帶來顯著的積極影響；其次，從經(jīng)濟(jì)意義上居民娛樂休閑活動(dòng)只能通過影響家庭主觀感受來影響家庭保險(xiǎn)決策行為，但與家庭商業(yè)保險(xiǎn)購買決策沒有直接關(guān)系，看電視時(shí)長(zhǎng)作為娛樂活動(dòng)的體現(xiàn)方式滿足工具變量的外生性條件。

表7 為采用戶主看電視時(shí)長(zhǎng)作為工具變量的IV-Probit 和IV-Tobit 模型回歸結(jié)果。根據(jù)Wooldridge 給出的檢驗(yàn)方法（Wald Test Of Exogeneity）,當(dāng)檢驗(yàn)結(jié)果支持變量之間存在內(nèi)生性時(shí)則接受IV-Probit 的回歸結(jié)果，反之則接受Probit 的估計(jì)，Tobit 與 IV-Tobit 模型類似上述。Panel A中的Wald 檢驗(yàn)結(jié)果顯示p 值小于0.1 和0.05，說明在10% 和5% 的顯著性水平下拒絕了變量間不存在內(nèi)生性的原假設(shè)。Panel B 采用兩步法的一階段回歸，顯示工具變量的顯著性和一階段F值遠(yuǎn)大于10，表明選取的工具變量不存在弱工具變量的問題。排除內(nèi)生性影響后，主觀幸福感對(duì)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與行為仍存在顯著的倒“U”型影響。

相比于前文表6 基準(zhǔn)回歸的結(jié)果，各列主觀幸福感的系數(shù)均變大，同時(shí)加入工具變量回歸后，各模型倒“U”型的拐點(diǎn)均發(fā)生了一定程度的左移，分別為7.00、6.93 和6.97，相比之前的估計(jì)更靠近主觀幸福感均值7.33，說明忽略其內(nèi)生性將一定程度高估戶主的幸福感受對(duì)家庭參保行為的倒“U”型臨界值，但總體結(jié)果的幸福感差值不超過1，被高估的程度較小，主觀幸福感對(duì)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參保的影響依然穩(wěn)健。

（三）作用機(jī)制檢驗(yàn)

通過前文實(shí)證檢驗(yàn)可以確定，居民幸福感對(duì)是否購買商業(yè)保險(xiǎn)和參與程度均具有顯著“先揚(yáng)后抑”的影響。從大的方面商業(yè)保險(xiǎn)可以分為財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)和人身保險(xiǎn)兩類業(yè)務(wù)，財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)業(yè)務(wù)中只有車輛保險(xiǎn)、家庭財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)等為數(shù)不多的險(xiǎn)種針對(duì)個(gè)人，而人身保險(xiǎn)業(yè)務(wù)基本針對(duì)個(gè)人。結(jié)合商業(yè)保險(xiǎn)的這一特點(diǎn)及前文第二部分的文獻(xiàn)梳理和理論分析，本文認(rèn)為社會(huì)互動(dòng)和社會(huì)信任是主觀幸福感影響商業(yè)保險(xiǎn)消費(fèi)的兩個(gè)可能路徑，并以此進(jìn)行交互作用的檢驗(yàn)。

中國社會(huì)是由血緣關(guān)系和地緣關(guān)系編織成的人情社會(huì)，李平和朱國軍[38]進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)工作關(guān)系已經(jīng)成為中國居民現(xiàn)代社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的重要組成。可以說從古至今社會(huì)網(wǎng)絡(luò)這一非正式制度在信息搜尋、個(gè)人成長(zhǎng)、福利獲取等方面起到了較突出的作用。已有研究從實(shí)證角度也證明了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)居民幸福感提升具有顯著的正面影響。而社會(huì)互動(dòng)是構(gòu)建社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的重要途徑，結(jié)合已有的文獻(xiàn)研究和中國的傳統(tǒng)習(xí)俗，社會(huì)互動(dòng)的狀況可以體現(xiàn)在消費(fèi)支出當(dāng)中。因此，本文從問卷中提取了外出就餐、旅游訪親、通訊、交通、娛樂、隨禮等六項(xiàng)支出，并對(duì)這六個(gè)變量進(jìn)行家庭收入標(biāo)準(zhǔn)化，再使用主成分分析方法，形成了社會(huì)互動(dòng)指標(biāo)，然后進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。

保險(xiǎn)作為一種非必需和非渴求的無形商品，正常情況下消費(fèi)者是無法確定其預(yù)期可以帶來的使用價(jià)值，只能根據(jù)銷售人員的宣傳和解釋來決定是否要購買和購買數(shù)量。對(duì)于這樣一個(gè)充滿未知的契約，消費(fèi)者的信任對(duì)合同的訂立起到了很大的影響，它關(guān)系到對(duì)信息傳遞的認(rèn)可程度和對(duì)有效承諾的接受程度，這在中國農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的實(shí)踐過程中已經(jīng)得到了充分印證[3]。而且，社會(huì)信任更高的人擁有更高的家庭幸福感,被他人信任的人的家庭幸福感也顯著更高[39]。由于消費(fèi)者接受保險(xiǎn)信息的渠道主要是保險(xiǎn)產(chǎn)品銷售人員、保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)網(wǎng)站和已經(jīng)購買保險(xiǎn)的人員等，因此，本文選擇問卷調(diào)查中“對(duì)陌生人的信任度”這一變量，該變量按照非常不信任到非常信任的程度設(shè)置1 到10 的數(shù)值，以此作為社會(huì)信任指標(biāo)進(jìn)行交互項(xiàng)檢驗(yàn)。

簽約儀式上，鄉(xiāng)村振興（上海）農(nóng)業(yè)技術(shù)裝備展覽會(huì)的主辦方代表——中國農(nóng)業(yè)機(jī)械學(xué)會(huì)副秘書長(zhǎng)趙鳳敏，上海博華國際展覽有限公司董事、創(chuàng)始人王明亮，中國包裝和食品機(jī)械有限公司副總經(jīng)理周海軍簽署合作協(xié)議。

檢驗(yàn)結(jié)果如表8 所示，社會(huì)互動(dòng)在1% 顯著性水平上，對(duì)商業(yè)保險(xiǎn)參與與否、參與深度和參與密度均具有良好的促進(jìn)作用。主觀幸福感與社會(huì)互動(dòng)的交互項(xiàng)對(duì)是否購買商業(yè)保險(xiǎn)具有顯著的正向影響，對(duì)商業(yè)保險(xiǎn)參與深度具有顯著的正向影響，對(duì)參與密度則表現(xiàn)為不顯著的正向影響。說明交互作用提升了商業(yè)保險(xiǎn)的購買意愿，以及購買的數(shù)量，原因在于幸福感越高的人，具有越廣泛的社會(huì)交往，并在交往中表現(xiàn)出更積極的生活態(tài)度，更希望通過保險(xiǎn)來轉(zhuǎn)移未知的重大風(fēng)險(xiǎn)損失。主觀幸福感和社會(huì)信任的交互項(xiàng)對(duì)是否購買商業(yè)保險(xiǎn)影響并不顯著，這說明大部分消費(fèi)者在面對(duì)具有不可體驗(yàn)的保險(xiǎn)產(chǎn)品游說時(shí)，不會(huì)做出立即消費(fèi)的決策。但是，在購買了商業(yè)保險(xiǎn)并對(duì)這種產(chǎn)品具有了一定認(rèn)知后，幸福感和社會(huì)信任的交互作用會(huì)顯著地增加保險(xiǎn)商品購買的數(shù)量，顯著提升參與深度和參與密度。

表8 社會(huì)互動(dòng)與社會(huì)信任的作用機(jī)制檢驗(yàn)

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)上述實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，首先采取替換主觀幸福感的核心解釋變量重新進(jìn)行回歸估計(jì)。根據(jù)Veenhoven[40]、申云和賈晉[41]對(duì)幸福感的界定，認(rèn)為幸福感也可用當(dāng)前居民的生活滿意度和未來信心程度來反映，因此分別選取問卷中的“你對(duì)自己生活的滿意程度”和“你對(duì)自己未來的信心程度”兩個(gè)問題，作為幸福感的代理變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果與上文基本一致，如表9 所示本文結(jié)論依舊穩(wěn)健。

表9 幸福感對(duì)家庭是否參與及參與程度影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)一般對(duì)未成年人和70 歲以上老人的投保有較大的限制性，該群體的風(fēng)險(xiǎn)保障需求相對(duì)較低，所以，本文剔除這兩類人群后再次進(jìn)行回歸。表10 報(bào)告了剔除兩大群體樣本后的回歸結(jié)果，仍舊驗(yàn)證了幸福感對(duì)商業(yè)保險(xiǎn)消費(fèi)具有顯著的倒“U”型影響。

表10 剔除極端值后的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、異質(zhì)性分析

通過實(shí)證檢驗(yàn)已確定主觀幸福感不論是對(duì)參與商業(yè)保險(xiǎn)的概率，還是對(duì)購買商業(yè)保險(xiǎn)的程度都存在顯著的倒“U”型影響，而現(xiàn)實(shí)中，諸多方面的差異又將家庭分為不同的群體和類型，主觀幸福感對(duì)不同群體和類型的家庭商業(yè)保險(xiǎn)消費(fèi)也可能存在一定的異質(zhì)性。因此本文根據(jù)家庭不同特征進(jìn)行分組，進(jìn)一步考察主觀幸福感對(duì)不同類型家庭參保商業(yè)保險(xiǎn)的異質(zhì)性影響。

（一）城鄉(xiāng)異質(zhì)性分析

按戶籍將所有家庭劃分為城鎮(zhèn)和農(nóng)村兩個(gè)群體進(jìn)行異質(zhì)性分析，通過表11 的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，除農(nóng)村家庭的參保密度，主觀幸福感對(duì)城鄉(xiāng)家庭的商業(yè)保險(xiǎn)參與概率和參與程度的倒“U”型影響依舊顯著存在，并且城鎮(zhèn)家庭主觀幸福感的邊際效應(yīng)系數(shù)在5% 的顯著水平上大于農(nóng)村家庭，這說明對(duì)于城鎮(zhèn)家庭，幸福感的參保作用效果更強(qiáng)。此外，對(duì)比城鄉(xiāng)兩組控制變量的回歸結(jié)果，城鎮(zhèn)和農(nóng)村結(jié)果有明顯區(qū)別。職業(yè)狀況、人均收入、社會(huì)信任度顯著提升城鎮(zhèn)家庭參?？赡苄院蛥⒈３潭龋鴮?duì)農(nóng)村家庭影響不顯著。說明城鎮(zhèn)家庭的參保決策主要由經(jīng)濟(jì)水平和認(rèn)知因素決定的，城鎮(zhèn)家庭的成員具有穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)水平、較高的社會(huì)信任，購買商業(yè)保險(xiǎn)的傾向和支付能力更強(qiáng)。

表11 主觀幸福感對(duì)不同戶籍家庭保險(xiǎn)消費(fèi)的影響

（二）地區(qū)異質(zhì)性分析

按照家庭所在地區(qū)將總體樣本劃分為東部地區(qū)和中西部地區(qū)兩組（表12）。無論東部地區(qū)還是中西部地區(qū)，主觀幸福感都顯著提升家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與概率和參與程度；兩組回歸中幸福感對(duì)家庭是否參保的倒“U”型影響顯著存在；東部地區(qū)在參與深度上呈現(xiàn)顯著的倒“U”型，西部地區(qū)不明顯；西部地區(qū)在參與密度上表現(xiàn)出明顯的倒“U”型，東部地區(qū)不顯著。同時(shí)，東部地區(qū)的主觀幸福感邊際效應(yīng)均大于中西部地區(qū)，說明幸福感對(duì)保險(xiǎn)消費(fèi)的促進(jìn)效應(yīng)在東部地區(qū)更明顯。這可能是因?yàn)闁|部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)水平較高，居民生活質(zhì)量相對(duì)較高，按照馬斯洛需求層次理論，人們?cè)跐M足基本生理需求的基礎(chǔ)上，注重安全需要的保障，導(dǎo)致主觀幸福感對(duì)家庭商業(yè)保險(xiǎn)消費(fèi)有更強(qiáng)的促進(jìn)作用。

表12 主觀幸福感對(duì)不同地區(qū)保險(xiǎn)消費(fèi)的影響

（三）收入異質(zhì)性分析

現(xiàn)在低收入家庭。說明主觀幸福感的提升在一定程度上會(huì)促進(jìn)中低收入的居民追求穩(wěn)定的風(fēng)險(xiǎn)保障，因此兼具安全性和收益性的保險(xiǎn)成為了家庭增強(qiáng)抵御外部沖擊韌性的首選資產(chǎn)配置[2]。相較于中低收入群體，高收入家庭的流動(dòng)性約束較弱、風(fēng)險(xiǎn)自擔(dān)能力較強(qiáng)，更多地追求資金的投資收益，主觀幸福感對(duì)其參與商業(yè)保險(xiǎn)消費(fèi)的促進(jìn)作用較為有限。

表13 為主觀幸福感對(duì)不同收入群體商業(yè)保險(xiǎn)消費(fèi)的影響結(jié)果。按照家庭人均收入的三分位數(shù)將總體樣本劃分為中低收入、高收入兩組?；貧w結(jié)果表明，主觀幸福感的提升能顯著促進(jìn)中低收入家庭的參保概率和參保程度，但對(duì)高收入家庭的促進(jìn)作用不明顯。何興強(qiáng)和史衛(wèi)[42]指出醫(yī)療保險(xiǎn)的家庭健康風(fēng)險(xiǎn)緩解和消費(fèi)促進(jìn)效應(yīng)主要體

表13 不同收入水平下的異質(zhì)性分析

（四）教育程度異質(zhì)性分析

教育程度不僅能體現(xiàn)個(gè)人的學(xué)習(xí)能力以及認(rèn)知水平，還關(guān)系到個(gè)人的工作狀況和收入水平等方面，進(jìn)而對(duì)保險(xiǎn)消費(fèi)產(chǎn)生影響。表14 報(bào)告了不同教育水平下的樣本回歸結(jié)果，主觀幸福感會(huì)顯著提升兩類受教育人群對(duì)商業(yè)保險(xiǎn)的消費(fèi)，并呈現(xiàn)出明顯的倒“U”型關(guān)系，但在參與概率和參與密度上對(duì)高教育人群提升作用更為明顯。低教育程度的家庭理財(cái)者的金融素質(zhì)及知識(shí)水平偏低，獲取金融消息多為碎片化且具有滯后性，這導(dǎo)致其對(duì)商業(yè)保險(xiǎn)的功能作用認(rèn)知不清楚，風(fēng)險(xiǎn)管理需求滯后，家庭配置商業(yè)保險(xiǎn)的購買意愿不強(qiáng)，而家庭理財(cái)者受教育程度越高，其家庭對(duì)商業(yè)保險(xiǎn)的參保會(huì)更為積極。

表14 不同教育水平下的異質(zhì)性分析

六、結(jié)論與建議

本文以2018 年CFPS 豐富的調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，在微觀層面上檢驗(yàn)主觀幸福感如何影響消費(fèi)者商業(yè)保險(xiǎn)的購買決策以及參與程度，探索主觀幸福感影響商業(yè)保險(xiǎn)消費(fèi)的路徑機(jī)制，并分析不同條件下這種影響的異質(zhì)性。

實(shí)證檢驗(yàn)表明：第一，幸福感對(duì)消費(fèi)者是否購買保險(xiǎn)和參與保險(xiǎn)的程度具有倒“U”型的作用機(jī)制，即隨著主觀幸福感的不斷提升，個(gè)人越來越關(guān)注自身的風(fēng)險(xiǎn)安全，購買保險(xiǎn)的概率以及參與保險(xiǎn)的程度會(huì)逐步提高；但當(dāng)主觀幸福感達(dá)到一定程度，自身風(fēng)險(xiǎn)安全已經(jīng)獲得良好保障的情況下，消費(fèi)者購買保險(xiǎn)的概率和參與保險(xiǎn)的程度會(huì)逐步下降。這充分說明保險(xiǎn)作為風(fēng)險(xiǎn)保障的工具容易被消費(fèi)者接受，但作為家庭資產(chǎn)配置的工具卻不具備較高的競(jìng)爭(zhēng)力。第二，通過路徑機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，主觀幸福感通過社會(huì)互動(dòng)有效提升了居民參與商業(yè)保險(xiǎn)的概率，以及參與的深度；主觀幸福感通過社會(huì)信任雖不能明顯使居民立即接受商業(yè)保險(xiǎn)，但可以顯著提升已經(jīng)參保居民的參與深度和參與密度。第三，通過異質(zhì)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，主觀幸福感對(duì)城鎮(zhèn)居民在保險(xiǎn)參與、參與深度和參與密度上的影響要大幅度高于農(nóng)村居民，說明城鎮(zhèn)居民具有更好的保險(xiǎn)意識(shí)；主觀幸福感對(duì)東部地區(qū)居民在保險(xiǎn)參與、參與深度和參與密度上的影響要大幅度高于中西部地區(qū)居民；主觀幸福感對(duì)中低收入居民在保險(xiǎn)參與、參與深度和參與密度上影響更加顯著，且影響作用要大幅度高于高收入居民；主觀幸福感對(duì)高教育程度居民在保險(xiǎn)參與和參與密度上的影響要大幅度高于低教育程度居民。

實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果對(duì)國內(nèi)商業(yè)保險(xiǎn)發(fā)展帶來了一定的政策啟示。

第一，積極挖掘潛在保源。2019 年12 月30日，中國銀保監(jiān)會(huì)發(fā)布了《關(guān)于推動(dòng)銀行業(yè)和保險(xiǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的指導(dǎo)意見》，指出金融供給與需求之間不平衡不適應(yīng)的矛盾日益凸顯。這種矛盾反映在保險(xiǎn)行業(yè)就是偏離本源、結(jié)構(gòu)失衡，反映在保險(xiǎn)市場(chǎng)就是沒有充分有效地開發(fā)潛在消費(fèi)需求。從2018 年問卷調(diào)查結(jié)果看，購買保險(xiǎn)的個(gè)人僅占樣本的32.1%，非常廣泛的潛在市場(chǎng)仍待開發(fā)。

第二，分層次提供差異化產(chǎn)品供給。中低收入群體和幸福感不太高的群體，更看重的是保險(xiǎn)產(chǎn)品的風(fēng)險(xiǎn)保障功能，以在重大風(fēng)險(xiǎn)發(fā)生后起到減輕經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)或雪中送炭的作用；而收入水平高、幸福感強(qiáng)的消費(fèi)者對(duì)商業(yè)保險(xiǎn)已經(jīng)超越了風(fēng)險(xiǎn)保障的需求，更多的是作為一種投資和理財(cái)手段，追求的是保險(xiǎn)產(chǎn)品帶來的預(yù)期收益。

第三，加大普惠性保險(xiǎn)產(chǎn)品的市場(chǎng)拓展。保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)需要充分發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)、人工智能等新科技手段，推進(jìn)線上保險(xiǎn)產(chǎn)品展示與體驗(yàn)，提供消費(fèi)者能看得明白、操作方便的互聯(lián)網(wǎng)保險(xiǎn)產(chǎn)品，打破空間和時(shí)間的剛性約束，提高普惠性保險(xiǎn)產(chǎn)品的市場(chǎng)滲透，長(zhǎng)期以往逐步培養(yǎng)居民的保險(xiǎn)意識(shí)，為其他保險(xiǎn)產(chǎn)品的拓展做好市場(chǎng)準(zhǔn)備。

第四，加快農(nóng)村市場(chǎng)的保險(xiǎn)下沉。我國農(nóng)村既是公共社會(huì)保障薄弱的地區(qū)，又是商業(yè)保險(xiǎn)觸及很少的地區(qū)。隨著脫貧攻堅(jiān)的勝利完成和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的不斷推進(jìn)，農(nóng)民收入不斷提升，亟待商業(yè)保險(xiǎn)發(fā)揮積極的補(bǔ)充保障作用。需要保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)人員下沉，從重大疾病保險(xiǎn)、意外傷害保險(xiǎn)等產(chǎn)品入手，不斷開發(fā)農(nóng)村市場(chǎng)。

第五，加強(qiáng)保險(xiǎn)宣傳。保險(xiǎn)業(yè)曾經(jīng)在野蠻的增長(zhǎng)過程中，也使社會(huì)對(duì)其行業(yè)聲譽(yù)產(chǎn)生了嚴(yán)重的信任危機(jī)，通過近幾年的努力雖然社會(huì)形象有所改觀，但還存在很大的誤解和誤區(qū)。保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)需要聯(lián)合交通管理機(jī)構(gòu)、醫(yī)療機(jī)構(gòu)等結(jié)合保險(xiǎn)做好公益活動(dòng)，使廣大消費(fèi)者對(duì)保險(xiǎn)行業(yè)和保險(xiǎn)產(chǎn)品有一個(gè)合理、正確的認(rèn)知，避免因營銷人員不當(dāng)介紹產(chǎn)生的認(rèn)知扭曲。由此，使消費(fèi)者和保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)逐步建立良好的信任關(guān)系。