非农就业对农村家庭商业保险参与的影响研究*——来自CFPS数据的实证分析

杨 辉 吴珂佳 付小钊

(东北农业大学经济管理学院，黑龙江哈尔滨，150030)

一、引言

随着市场化进程的加速，商业保险在助推经济发展、维护社会稳定、防范风险等方面发挥着越来越重要的作用。由于农民群体自身抵御风险能力较差，突如其来的天灾人祸极易使其遭受严重损失，进一步加剧该群体的贫困程度[1]，或者造成已脱贫的农户返贫。有调查研究表明，我国24%的农户家庭曾经遭遇过自然灾害、车祸或触电等意外事故，以及癌症等重大疾病[2]。值得注意的是，我国家庭商业保险市场参与度整体偏低，且城乡二元经济导致城乡和区域发展不平衡等问题越来越突出。因此，在社会保险保障程度有限及风险渐增的背景下，提升农村商业保险的投保率、活跃农村保险市场显得尤为迫切。近年来，随着我国城市化进程的加快和乡村振兴战略的实施，村镇企业及乡村旅游业等新型服务业迅猛发展，农村大量的家庭剩余劳动力逐渐脱离了传统的农业生产，向城市和非农产业转移。根据国家人力资源和社会保障部公布的《2020年度人力资源和社会保障事业发展统计公报》，截至2020年，我国就业人口有7.5亿，其中农民工有2.9亿[3]。农村家庭参与非农就业已经成为我国经济社会发展中的常见现象，且该现象在未来较长时期内仍将持续。非农就业改变了家庭间的要素禀赋差异，对农村家庭的收入结构、生活方式、家庭投资理财及资源配置等方面都有较大影响。本文主要关注非农就业对农村家庭商业保险参与行为的影响，探究这一课题对于进一步发挥商业保险在服务“三农”中的作用，进而促进农村经济社会发展具有重要的意义。

鉴于此，本文将结合非农就业与商业保险已有的研究成果，利用中国家庭追踪调查(CFPS)数据，实证分析非农就业对家庭商业保险参与的影响。本文的边际贡献可能在于：第一，以往研究针对商业保险参与这一变量较为关注，但专门从非农就业视角研究的文献较少，本文丰富了关于家庭商业保险参与影响因素的研究；第二，使用多种方法验证回归结果的稳健性，并且进一步分析非农就业对商业保险参与影响的异质性；第三，从三个方面探讨非农就业对农村家庭商业保险参与的影响机制。本文的分析对提高农村商业保险参保率、活跃农村保险市场具有一定的理论参考意义与政策实践价值。

二、文献梳理和理论假设

(一)相关文献回顾

商业保险作为社会保险的有效补充，在民生改善中具有重要作用[4]。商业保险参与的需求与农户家庭对家庭财务的规划紧密相关。具体来说，购买商业保险是一个相对复杂的决策行为，不仅仅是个人行为，更与整个家庭有密切的关系。消费者主要从经济的角度去选择是否购买保险，需要耗费相当多的时间和精力去权衡保费支出和预期收益。对于影响商业保险参与需求的因素，更多的研究集中在农村商业保险市场需求主体本身。例如，已有研究主要集中于保险素养[5]、风险态度[6]、教育年限、健康状况[7]、家庭经济状况[8]、民族文化[9-10]等个人或家庭层面的特征，以及老年人口抚养比、少年儿童抚养比等人口结构因素[11]。近些年，随着经济的增长，众多学者又将这类影响因素延伸到了个人及家庭外部，如从社会互动[12]、社会网络[13]、商业保险品种及保险待遇水平[14]等外部特征因素。

目前，在已有研究中，鲜有文献研究非农就业与农村家庭商业保险参与的直接关系，众多学者主要研究非农就业对家庭消费的影响，并将商业保险支出视作家庭消费中的一种支出类型[15]。国内外均有文献表明，农民的非农就业对家庭消费总量有明显的正向影响作用[16-18]，外出务工收入对家庭储蓄率有显著负向影响[19-20]。有学者发现，非农就业也会促进农村居民家庭的消费升级，即非农就业能够显著提高农村居民家庭发展与享受型消费的结构占比[21]。另外，较多学者在研究非农就业对家庭财务状况及行为的影响时，更多偏向其对借贷[22]、投资[23]及资产配置[24]等方面的关注，而专门针对商业保险参与的考察较少。然而，商业保险的消费支出与基本消费支出存在很大差别，商业保险具有消费和投资的双重属性，且商业保险保费支出的额度更大，同时受时间约束。非农就业是农村居民综合考虑家庭自然禀赋状况而对家庭剩余劳动力要素的重新配置，是一种基于家庭总福利效应最大化的理性决策。而劳动力重新配置后的所获所得能否会促进农村家庭购买商业保险是本研究关注的重点。

(二)理论假设

1.基于非农就业的增收效应

非农就业不仅可以增加家庭收入，还可以改善收入的增长能力。按照目前我国的农业形式来看，众多的农业人口和有限的农业资源之间的矛盾依然十分尖锐，农村过多的剩余劳动力导致农业生产的低效率，从而以农业生产为主的家庭经营性收入很少能产生使农民持续增收的效果。根据托达罗人口迁移模型，农村剩余劳动力从农业部门向工业部门转移的根本诱因是城乡之间的工资差距，且从产业部门视角来看，劳动力倾向于向收入高与就业机会大的部门流动。因而农村剩余劳动力的非农就业转移，确实发挥了增加农民收入的驱动作用。钟甫宁等学者的研究表明，从20世纪90年代中期以来，我国农民收入增长的主要渠道在于非农经营[25]。具体来说，一方面，对于土地转入户来说，非农就业可以促进土地流转，进而引发对土地资源的重新配置，通过适度规模经营，可以提高该群体农业生产效率，使其获得规模收益。另一方面，对于土地转出户来说，土地流转后，既可以获得土地租赁产生的财产性收入，同时还可以通过非农就业获得工资性收入。因此，非农就业能够促进农村剩余劳动力转移，实现农村居民持久增收，使家庭预算约束边界外移[26]，从而提升家庭购买力。此时，原本有意愿却没能力购买商业保险的农村家庭购买商业保险的可能性大大增加。

2.基于非农就业的预期效应

根据持久收入假说理论，农户的消费由其持久收入决定，与现期的、暂时的收入不相关[27]。预期效应主要描述当事人在心理上对事件未来可能产生的影响的感知。对于农户来说，农户对未来预期的不确定性增加，则预防性储蓄将越多，家庭的商业保险支出和一般性消费支出将越少。在中国职业培训教育规模不断扩大的背景下，进城农民工对所在城市的适应度和归属感不断增强，同时在就业中的法律意识、维权意识不断增强。国家也非常重视农民外出非农就业的法律保障，不断出台各种举措来保障农民工的合法权益，这增加了农民非农就业的稳定性。尤其是新生代农民工，他们受教育程度逐步提高，大多与就业单位签订劳务合同，并且依法享有失业、养老等社会保险和住房、义务教育等社会福利。劳动合同的签订，使农民将经营性收入视为稳定的持久性收入，即收入预期增强，并能够显著抑制家庭的预防性储蓄动机，提高家庭支出和保险需求增加的可能性。

3.基于非农就业的偏好效应

根据消费经济学理论，人们的消费偏好是影响消费行为的重要因素之一，而非农就业能在一定程度上促使农村居民的偏好发生变化[28]，进而会对商业保险的参与产生影响。非农就业者工作与生活通常在城市，从农村到城市的迁移意味着生活和消费空间的改变。同时相比于居家务农的自给自足生活方式，非农就业的农户对外交流增多。在日复一日的城乡融合中，城市居民的消费习惯与喜好也会潜移默化地渗透至农村居民的意识形态中，农户原有的知识体系、传统理财观念、风险态度也受到直接的影响，驱动农村居民寻求消费数量与品种的共性，由此产生“偏好外部性”[29]。同时，农民参与非农务工，将会拥有更加广泛的社交网络，农村居民社交网络的扩张意味着农民家庭社会资本的持续积累。人际的密切互动，能够提高农民与社会网络中其他人的信任程度[30]，有利于农民从社会网络中获得更多与保险相关的知识信息，减少信息不对称，促进农村家庭参与保险市场，推动其购买商业保险。

综上，家庭增收、劳动合同、社会网络在非农就业和农村家庭商业保险参与的关系中扮演着重要的角色。由此，本文提出以下假说：

假说1：农民参与非农就业会对农村家庭商业保险的参与产生正向的影响，即能够提高农村家庭商业保险的参与率。

假说2：家庭增收会增强非农就业对农村家庭商业保险参与的促进作用。

假说3：劳动合同会增强非农就业对农村家庭商业保险参与的促进作用。

假说4：社会网络会增强非农就业对农村家庭商业保险参与的促进作用。

三、数据来源、指标选取与模型构建

(一)数据来源

本文主要使用中国家庭追踪调查(China Family Panel Studies，CFPS)2018年的数据，但对于个别变量，则使用了CFPS 2016年的数据。本文考察的是非农就业对农村家庭商业保险的影响。为实现这个目标，首先剔除掉无效、空缺的观测值，并根据研究的实际需要进行了筛选和处理，具体步骤是如下：首先，根据编码，将个人和家庭数据进行合并；其次，选取样本时，仅保留年龄在16周岁到60周岁之间的户主样本；最后，仅保留农业户籍人口数据。经过筛选整理，最终得到有效样本共计3727个，并对所有连续性变量涉及数据采取1%和99%分位下缩尾处理，以消除数据中极端值的影响。

(二)指标选取

1.被解释变量

本文将农民家庭是否购买商业保险视为被解释变量。在CFPS问卷中涉及的问题是“过去12个月，您家用于购买商业性保险的支出是多少？”。本研究将家庭保费支出大于0的视为参与了商业保险，将支出等于0的家庭视为未参与商业保险。

2.解释变量

在非农就业的指标选取中，本文将是否从事非农工作作为核心解释变量，探究非农就业对商业保险需求的影响。在CFPS问卷中涉及的问题是“您的这份工作是农业工作还是非农工作？”。同时，为了探究不同非农就业方式对农民参与商业保险的影响，参考学者刘银对非农就业的分类[31]，将农村家庭的非农就业分为“务工型”非农就业和“创业型”非农就业。

3.调节变量

基于影响机制分析，本文利用家庭纯收入对数的增量来衡量收入增长量，然后利用收入增长量与非农就业的交互项来反映增收效应对农村家庭商业保险参与的影响。劳动合同的签订不仅降低了农民工的意外风险，而且保证了收入增长的连续性。同时，考虑到能够将非农就业暂时收入变成持久收入的最有效因素是劳动合同，本文选取是否签订劳动合同作为预期效应的代理变量，并通过农民工是否签订劳动合同与非农就业的交互项来捕捉预期效应对家庭商业保险参与的影响。另外，本文利用农村家庭的人情支出对数作为社会网络的代理变量，然后利用社会网络与非农就业的交互项来反映偏好效应对农村家庭商业保险参与的影响。

4.控制变量

考虑到商业保险参与受到户主和家庭特征的影响[32-33]，本文引入了以下控制变量：一是家庭特征变量，具体包括家庭规模、固定存款、是否有代偿亲友及民间贷款；二是户主特征变量，具体包括年龄、年龄的平方、户主的性别、婚姻状况、受教育程度、健康状况。CFPS问卷没有具体明确哪位家庭成员为户主，本文选取“财务回答人”作为家庭的代理户主。在CFPS问卷中，财务回答人是对家庭收入及支出情况最熟悉的家庭成员。因此，相比名义户主来说，其更可能对家庭的财务支配有很大的决策权。相关变量设定及描述统计如见表1所示。

表1 变量定义及描述统计

为了初步了解不同就业群体商业保险需求的差异，本文将农民人口分为非农就业人口和农业就业人口两类。在户主从事非农工作的家庭中，有47.7%参加了商业保险。而在户主从事农业工作的家庭中，仅有22.33%参加了商业保险。进一步将非农就业分为“务工型”非农就业和“创业型”非农就业。表2的统计结果显示：“创业型”非农就业的家庭中，参与商业保险的占比60.33%；而“务工型”非农就业的家庭中，参与商业保险的占比44.46%。这在一定程度上说明，非农就业会对农村家庭商业保险的参与产生一定的影响，但该结论还需要进一步实证分析。另外，从家庭人均纯收入上看，“创业型”非农就业家庭的家庭人均纯收入的均值最大，其次是“务工型”非农就业家庭，从事农业工作的家庭人均纯收入均值最低，这也说明农民在非农就业中能获得更多的收入。

表2 非农就业与家庭商业保险、家庭人均收入的样本特征

(二)模型设定

为深入考察非农就业对农村家庭商业保险参与的影响机制，本文以商业保险的购买情况作为被解释变量，以非农就业的从事情况作为解释变量。同时，考虑农户群体的不同特征也会对商业保险的购买情况产生影响，将农户的不同特征变量作为模型的控制变量。在研究非农就业对商业保险需求的影响时，考虑使用0-1的二值变量，即对购买商业保险赋值1，对未购买商业保险赋值0。故本文构建Probit模型进行实证分析，同时加入了省份固定效应，以排除省级层面不可观测变量对商业保险参与的可能影响，具体如公式(1)所示。

Pr(Y=1|work，x)=F(α+β1work+β2X+δp+ε)

(1)

其中，ε表示模型的残差项，ε～(0,δ2)；Y分别代表商业保险参与情况；work表示非农就业，X为本文的控制变量组；δp为省份固定效应。

此外，进一步构建以下回归模型检验非农就业对农村家庭商业保险参与的影响路径。借鉴温忠麟学者关于调节效应的检验方法[34]，模型在控制个人特征、家庭特征之后，分别通过非农就业与收入增长的交互项、非农就业与劳动合同的交互项、非农就业与社会网络的交互项捕捉增收效应、预期效应和偏好效应对农村家庭商业保险参与的影响，从而对影响路径进行检验。

Pr(Y=1|work，x)=F(α+β1work+β2inc+β3work×inc+β4X+δp+ε)

(2)

Pr(Y=1|work，x)=F(α+β1work+β2con+β3work×con+β4X+δp+ε)

(3)

Pr(Y=1|work，x)=F(α+β1work+β2net+β3work×net+β4X+δp+ε)

(4)

在公式(2)、公式(3)和公式(4)中，ε表示模型的残差项，ε～(0,δ2)；Y分别代表商业保险参与情况，work表示非农就业，X是本文的控制变量组，δp为省份固定效应。其中work×inc表示非农就业与家庭人均纯收入增量的交互项，work×con表示非农就业与劳动合同的交互项，work×net表示非农就业与社会网络的交互项。

四、实证分析

(一)基准回归结果及分析

基于Stata 16.0软件，首先探究非农就业对商业保险参与的影响。在进行回归之前，为了判断变量间是否存在多重共线性，本文还对所有的解释变量进行了方差膨胀因子检验，各解释变量的VIF值均比较小，最大值远小于10，故非农就业和控制变量之间不存在多重共线。基准回归的实证结果如表3所示。其中，模型(1)没有引入控制变量，回归结果表明非农就业对家庭商业保险参与的影响显著为正；模型(2)引入了个人特征控制变量，回归结果仍然显著为正；模型(3)引入了个人特征和家庭特征控制变量，解释变量对被解释变量的影响方向并未发生变化。综上，研究假说1得到验证。

表3 基准回归结果

从个人层面的控制变量来看，在1%的显著性水平下，户主的年龄与商业保险参与存在明显的相关性。从户主的受教育程度上来看，受教育程度对家庭商业保险的参与有显著的正向影响。这可能是因为，受教育程度越高的农户，知识、信息储备量越大，对风险的感知也越强，能够根据自身家庭需要购买合适的商业保险。从婚姻状况上来看，已婚的农民相比未婚的更倾向于购买商业保险。已婚的农民出于对伴侣、子女等家庭成员的责任感，会更加重视家庭的风险分散，从而购买商业保险的可能性更高。此外，健康状况好的农户更愿意购买商业保险。

从家庭层面的特征来看，在1%的显著性水平下，家庭规模越大的家庭，购买商业保险的可能性越大。这可能是因为，成员越多的家庭，其需求会更丰富和多样化，对商业保险有需求的可能性相比成员较少的家庭来说更大。此外，家庭固定存款对家庭购买商业保险的行为具有显著的正向影响，可能的原因在于，物质财富是促进商业保险消费的必要前提，只有拥有稳定的物质基础才会考虑进行风险的防控和资产的配置[35]。从家庭贷款来看，在1%的显著性水平下，家庭贷款对家庭购买商业保险的行为具有显著的影响。正规贷款对家庭来说，会产生一定期限的减贫效应，会显著促进农村家庭当期的投资水平和收入增长，从而提高家庭当期资产的支配能力。

(二)稳健性检验

为了测试上述结果的可靠性，本文通过替换解释变量与更换模型两种方法进行稳健性检验。这里使用“是否有工资性收入”来重新衡量“是否从事非农就业”这一变量。“是否有工资收入”一方面反映了户主的非农就业兼业程度与稳定性，另一方面可衡量农村居民家庭之间的收入差距。更换变量的回归结果如表4的模型(4)所示。由于本文的被解释变量为二元变量，因此利用二元Logit模型检验非农就业对农村家庭商业保险参与的影响，回归结果如表4的模型(5)所示。结果表明，模型中的估计结果与基准回归估计结果的变量方向一致，实证结果具有稳健性。

表4 稳健性检验

(三)异质性分析

1.基于不同收入水平的异质性分析

根据现代消费理论，不同的收入阶层的消费结构呈现明显的分化，即不同收入阶层的居民对同一商品的收入弹性不同。因而不同收入群体居民的消费存在明显的异质性，收入越高的非农就业家庭，其消费能力也会越强。而对于商业保险，不同收入阶层家庭参与的可能性及参与程度也可能有所差异。为了检验非农就业对家庭商业保险参与的影响在不同收入水平家庭的异质性，本文以家庭人均纯收入水平作为区分标准，参考李梦洁[36]、艾小青[37]等学者的做法，取收入的33%、66%分位数为临界点，将原样本分为3个子样本，分别为低收入组(33%以下)、中收入组(33%～66%)、高收入组(67%以上)，并构建回归模型进行检验，回归结果如表5所示。

表5 不同收入阶层非农就业与商业保险参与

表5给出了不同收入阶层农民家庭的非农就业对商业保险需求的影响的回归结果。可以看出，低、中、高三个收入阶层的农民，非农就业对商业保险的参与具有正向的显著影响。具体来看，影响效应变化表现为随收入水平的提高而不断增强，即高收入组的影响系数最大，中等收入组次之，低收入组最小。可能的原因是，在受教育程度和知识技能的约束下，农村的低收入家庭的非农就业以体力劳动为主，这种就业存在暂时性、不稳定性风险，会抑制非农就业的增收效应、预期效应和偏好效应。而随着农民家庭收入的增长，这种抑制作用逐渐减小，农村家庭购买商业保险的行为会受到持续的推动。

2.基于不同非农就业形式的异质性分析

从表2可知，总样本中，非农就业的样本为2088个，且“创业型”非农就业的收入显著高于“务工型”非农就业。可见，不同非农就业形式的收入效应存在明显的差异。并且，对于不同非农就业形式的农民群体，消费、投资结构等家庭财产支配方面也会存在差异。因而，考虑到不同非农就业形式对家庭商业保险购买行为的影响存在异质性，本文将农村家庭的非农就业分为“务工型”非农就业和“创业型”非农就业，对“创业型”非农就业赋值1，对“务工型”非农就业赋值0，进一步探究不同非农就业形式对商业保险参与的影响。

由表6可以发现，非农就业形式对于家庭商业保险参与具有显著的影响。具体来看，“创业型”非农就业对商业保险的参与需求要比“务工型”非农就业高出29.40%。可能的原因是，“创业型”非农就业往往具有高风险、高收益的特点。一方面，相比“务工型”群体，“创业型”群体面临更多的不确定性，为规避风险，对商业保险的需求更大。另一方面，“创业型”非农就业的收入较高，使得“创业型”个体相比“务工型”个体更有能力购买商业保险。因此，“创业型”非农就业群体相比“务工型”非农就业群体对商业保险有更大的需求。

表6 非农就业形式对商业保险参与的影响

五、非农就业对农村家庭商业保险参与的影响机制检验

以上分析证明了非农就业确实会影响农村居民家庭商业保险的参与。基于此，本文继续对理论假设部分中非农就业的增收效应、预期效应、偏好效应进行实证分析。如表7所示，在非农就业与调节变量对农村家庭商业保险交互影响的回归结果中，模型(10)、模型(11)、模型(12)分别考察了非农就业与家庭增收、劳动合同、社会网络交互效应对农村家庭商业保险参与的影响。在模型(10)中，家庭增收及其与非农就业的交互项均在5%的显著水平下显著，说明家庭增收可以直接促进家庭商业保险的参与。可能原因是，收入增加会使农民考虑对生活品质的追求，其更有可能会利用商业保险来转移自己的风险[38]。家庭增收在非农就业与农村家庭商业保险参与的关系中具有调节效应，故假说2得到验证。同样，从模型(11)来看，劳动合同能够直接促进家庭商业保险的参与，且非农就业与劳动合同交互项的回归系数在5%的显著性水平下显著为正，所以劳动合同会显著增强非农就业对农村家庭商业保险参与的促进作用，假说3得到验证。可见，劳动合同是农民群体劳动权益的重要保障，对于农村家庭非农就业的参与具有重要的作用。劳动合同的签订不仅降低了农民工的意外风险，而且保证了收入增长的连续性。同时，农民会对未来收入持有较为乐观的心理预期，并将当前的经营性收入视为稳定的持久性收入，从而增加家庭参加商业保险的可能性。另外，从模型(12)来看，社会网络能够直接促进家庭商业保险的参与，且非农就业与社会网络交互项的回归系数显著为正，所以社会网络会显著增强了非农就业对农村家庭商业保险参与的促进作用，假说4得到验证。与已有研究相同，社会网络在一定程度上能够促进农村家庭商业保险消费[39-40]。进城务工的农民拥有更广泛的社会网络，会在一定程度上改变自身的消费偏好，有利于获取更多商业保险相关的知识信息，从而进一步促进家庭购买商业保险。关于社会网络的调节效应，在以往的研究中，已有学者发现社会网络在非农就业促进家庭借贷市场中具有调节效应[41]。然而在本文模型(12)中，非农就业与社会网络交互项的回归系数相对较小，且显著性水平为10%。这表明，该交互效应并不突出，相比之下，非农就业的增收效应和预期效应对农村商业保险参与发挥更大的作用。

表7 非农就业对农村家庭商业保险参与的影响机制分析

综上可知，家庭增收、劳动合同、社会网络的调节，能较大限度地增加农村家庭商业保险的参与率。故非农就业能够通过改善家庭收入、增强收入的确定性、改变农民的消费偏好等促进农村家庭商业保险的参与。

六、结论和启示

(一)结论

本文依据中国家庭追踪调查2018年的数据，考察了非农就业对农村家庭商业保险参与的影响，最终得出如下结论。第一，全样本分析结果表明，农民群体的非农就业对其家庭商业保险的参与具有显著的正向影响，从事非农就业的农民群体比从事农业工作的群体的商业保险参与需求高出70.7%。第二，异质性分析结果表明，不同收入阶层的农民的非农就业对商业保险需求的拉动作用存在差异。非农就业对商业保险的需求具有正向的显著影响，且这种影响效应随收入水平的提高而不断增强。同时，相比“务工型”非农就业，“创业型”非农就业对商业保险需求具有显著的拉动作用。第三，机制检验分析结果表明，家庭增收、劳动合同和社会网络不仅能够促进农村家庭商业保险的参与，而且能够增强非农就业对家庭商业保险参与的促进作用。即非农就业能够通过改善家庭收入增长、增强收入的确定性、改变农民的消费偏好等促进农村家庭参与商业保险。但总体来看，相比家庭增收、劳动合同，社会网络的调节作用并不突出。

(二)启示

当前我国农村商业保险发展比较滞后，作用尚未充分发挥，参保率仍有待提高。本文基于研究结果，提出如下政策启示。

第一，激发家庭内生动力，提升农村劳动力职业技能和就业创业能力。家庭资源禀赋配置优化是构建农村居民家庭增收长效机制的有效驱动力，而要推动农村劳动力的非农就业转移，关键在于劳动力职业技能的拓展与提升，使该群体更好地迎合市场经济的多样化需求。同时，应探索建立农村劳动力就业培训指导平台，促进就业信息的自由流动。鼓励农民群体创业，营造良好的创新创业环境，积极出台农民工返乡创业的支持政策。通过多举措并举，增强农村劳动力的就业创业能力，拓宽农村劳动力的择业范围，打造农村经济发展的新引擎。

第二，保障农民工合法权益，提高劳动合同签订率。劳动合同在非农就业与商业保险购买的关系中具有较强的调节作用。农民将所获的收入转化为商业保险消费的一个关键点是农民家庭有稳定的收入增长预期，这种预期是以稳定的非农就业为基础的，劳动合同的签订则为稳定就业提供了有力保证。因此，政府应该加强法律援助宣传，增强农民工维权意识，建立健全农民工法律援助协作机制，同时监督用人单位与农民工签订及认真履行劳动合同。

第三，创造有利条件，促进农村家庭社会关系网络发挥积极作用。社会网络是农村家庭获取各种信息与资源的重要非正式渠道[42]。因此，应大力发展农村社会网络，在农村修建乡村图书馆、交流活动室等公共文化设施，通过提高农户知识存量、引导农户的价值观和加强农户间的信任关系等举措，直接促进农户间的知识共享和信息交流。另外，商业保险机构也可以通过当地农村家庭的社会关系网络进行保险产品的宣传推广。

第四，加强正确支持和引导，提升农民工风险意识和保险素养。农民群体的保险意识相对薄弱，自主参保意识较低。政府相关部门应正确引导，通过举办讲座及免费培训等形式提升居民的风险意识和保险知识水平。还可通过完善税收优惠政策与补贴政策，刺激农村居民的保险需求。另外，保险企业应规范宣传商业保险产品，充分履行说明义务，使居民以正确的态度看待商业保险。

第五，支持创新保险产品，鼓励开发适合乡村振兴发展的商业保险产品。保险公司应创新保险产品和服务方式，因地制宜开发农村意外险、定期寿险等业务，合理规划适合不同年龄、不同财富基础家庭的商业保险，满足各类农民群体的保险需求。另外，还应积极建立巨灾保险制度，实施多层次的巨灾风险分散机制。

本文的研究局限性在于：一是以横截面数据为观测值进行考察，不能显示变量之间的动态变化关系，未来可对纵向的数据进行深入研究；二是仅考虑了是否非农就业、非农就业形式对商业保险参与的影响，未来可考虑再引入非农就业工资比例、非农就业时间等代理变量，并针对不同类型的商业保险进行系统研究。