新型家庭观念对商业养老保险参与的影响研究——基于CFPS2018调查数据的经验证据

刘喜华，范玉成，李 聪

（青岛大学经济学院，山东青岛 266100）

一、引 言

根据第七次全国人口普查结果，中国60岁及以上人口超过2.64亿，占比18.70%①数据来源：国家统计局，http：//www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/202105/t20210510_1817176.html。，老龄化程度进一步加深。养老保险体系是中国积极应对人口老龄化措施中的关键一环，目前，中国养老保险体系共分为三支柱，第一支柱基本养老保险占据了绝对优势，但支出负担过重，使社会养老保险面临可持续性发展的问题；第二支柱企业年金受到减税降费政策的影响，覆盖面较为有限[1]。在此情形下，发展第三支柱商业养老保险成为解决人口老龄化问题的重要举措。

与其他国家相比，中国的商业养老保险发展速度缓慢，参与度不足的问题突出。学术界一直关注商业养老保险参与的影响因素，但大多数文献在分析商业养老保险参与的影响因素时均从理性经济的视角出发，没有考虑主体的行为动机，本文尝试从文化观念这一视角并从社会学角度探讨新型家庭观念对商业养老保险的影响。

传统家庭观念强调以家为本，个人应当极力维系家庭的和睦和延续[2]，把维护家庭荣誉、孝顺并赡养父母、传宗接代作为每个人不可推卸的责任，中国素有“养儿防老”的传统家庭观念，由此衍生出的“家庭养老模式”更是一直持续至今，传统养老文化使得赡养老人成为个人的家庭责任、社会公认的伦理规范。随着经济社会的发展，社会结构和养老文化的变迁共同促成了养老观念的转变，老年人更渴求精神赡养，家庭养老的社会化模式也得到越来越多人的认可，而这正是新型家庭观念的体现。新型家庭观念在家庭成员之间相互平等各自独立的基础上寻求和谐统一，强调人与人之间理解信任、关怀爱护、以人为本，对养老责任的认知更加多元，对生育的认知也更开明。那么，新型家庭观念能否影响商业养老保险的制度安排呢？

为了回答上述问题，本文使用中国家庭追踪调查2018年的数据考察新型家庭观念对商业养老保险参与的影响。研究拟从行为主体的角度出发，探究新型家庭观念与商业养老保险参与之间的社会学联系，并根据所得结论得出提升中国商业养老保险覆盖率的政策建议，研究有助于推动中国养老保险体系建设，营造和谐家庭养老氛围，构建和谐老龄社会，积极应对人口老龄化。

二、文献综述

目前，关于影响保险参与因素的研究文献较为丰富，大体可以分为三类，一是从个体特征出发，认为教育程度、收入水平（张强、杨宜勇，2017）[3]、子女数量（陈其芳，2016）[4]、金融态度（吴卫星，2018）[5]均可显著影响保险参与；二是从社会互动角度出发，认为信息感知（许燕，2016）[6]、社会信任（何兴强、李涛，2009）[7]、社会公平感知（郑雄飞、黄一倬，2020）[8]这些因素均可影响居民参保的积极性；三是从区域经济发展的角度证明了数字普惠金融的发展程度（刘东姣、庄朋涛，2021）[9]、经济发展水平（薛新东、刘国恩，2009）[10]对保险参与具有显著影响。但从社会学视角分析保险参与因素的文献并不多，郑功成（2000）[11]认为，社会保险的产生与发展在很大程度上与家庭结构和功能的变迁密切相关，即养老观念的改变也对社会保险的发展产生影响，二者之间存在直接互动关系。王增文（2015）[12]的实证分析表明，是否赞同“养儿防老”观念能够影响中国农村居民对新农保参与的积极性。郑路（2021）[13]认为，传统文化观念中“子女防老”观念严重，并对商业养老模式产生排斥，其文中用来衡量传统文化观念的指标均围绕“养儿防老”展开，具体体现在子女孝道和家庭宗族方面，与本文所构建的涵盖生活态度、家庭关系、宗族观念等方面的新型家庭观念指标存在显著区别。

上述文献为研究新型家庭观念对商业保险参与的影响提供了理论依据。就家庭养老、养老观念等方面的研究结论而言，张波（2018）[14]研究发现，虽然子女负责养老的认知正逐渐减弱，但子女负责的家庭养老模式仍处于主流地位。龙书芹等（2007）[15]的研究也证明同家庭、子女联系紧密的居家养老是人们的首选养老方式。陈芳等（2014）[16]认为，当前社会养老发展尚不成熟，应当鼓励家庭为老年人提供重要的支持作用。张新辉等（2019）[17]认为，现代化对传统家庭秩序造成了冲击，但也引入了互相尊重、平等的现代家庭文化，现代化发展将为老年人提供更好的支持。以上研究表明，即便中国人的养老观念更加多元化，家庭和子女仍是老人晚年的支柱所在，老年人还是更为青睐具有强烈情感联结的家庭养老模式，同时家庭文化的发展也将为老年人带来更好的支持。但是单依靠国家提供的保障并不足以支撑老年生活（林如萍、黄秋华，2014）[18]，中国养老金融服务的发展也受到了传统观念以及养老产品导向限制的阻碍（董克用、张栋，2017）[19]。因此，研究新型家庭观念能否对商业养老保险参与产生影响仍具有较强的现实意义。

三、理论分析与研究假说

通过对现有文献的归纳梳理可以发现：首先，计划生育政策导致的生育率下降以及“少子化”问题使女性在家庭养老中的地位显著提升，传统的养儿防老家庭观念弱化，由此便形成了新型的以需求为本位的家庭养老观念。在这种家庭观念的加持下，老年人更重视家庭，对家庭具有强烈的归属感和认同感，在实际生活中，家庭式的养老有助于促进代际间的交流，并给予老年人精神归属。家庭是人整个生命历程的见证，是其最大的精神寄托，是满足安全和亲情需要的重要场所。

其次，家庭养老主要包含经济供养、精神慰藉和生活照料三个方面的要素[20]。进入21世纪以来，社会各方面发展迅速，老年人经济供养需求与生活照料需求日渐弱化，精神慰藉需求日益突出，在满足老年人物质需求的同时要注意到其精神需求的不可替代性，不能忽视老年人对亲情关怀的需求。

再次，商业养老保险特别是一些终身年金保险产品能给个体在整个退休期间提供稳定的收入以维持老年期间的生活与消费，能够保持甚至优化其生活水平，提高整体生命周期效用。而且，商业养老保险的终身确定性给付保险金能够防范未来家庭可能遭受的负向财富冲击，提高整个家庭的效用。因而，新型家庭观念强的人更有动机参加商业养老保险，平滑生活支出，为老年生活增加一份保障，渴望继续家庭生活，更好地享受天伦之乐。

据此可以提出假说1：新型家庭观念越强的个体更愿意投保商业养老保险。

幸福感是一个广义的概念，包括人们的情绪反应、具体领域满意度以及对生活满意度的整体判断[21]。根据马斯洛（Maslow，2007）的层次需求理论[22]，当人们满足低层次需求后会转而追求高质量需求，由此产生幸福感。当今社会，人们的思想观念进步巨大，越来越多的人渴望精神需求，如果家庭观念较强的个体实现了部分或者全部精神需求，那么人们便会因此产生更强的幸福感，家庭也就能给个体带来更大的效用，人们因而会更加留恋家庭生活，渴望继续生活。同时，根据古温（Guven，2015）[23]的研究成果，幸福状态的持续会延长人们的生命预期，这种生命预期的强暗示会引导行为主体进行人力和物质资本的投入，以维持和优化生命质量，此时，商业养老保险便是首选。

据此可以提出假说2：新型家庭观念通过提升居民幸福感进而提高其参加商业养老保险的概率。

四、研究设计

（一）数据来源

为探究新型家庭观念是否会影响居民商业养老保险的参与，本文采用CFPS2018进行研究，在剔除缺失变量及无效样本之后，共得到样本19 283个。

（二）变量选取及说明

1.被解释变量

本文的被解释变量为是否参加商业养老保险。主要根据CFPS（2018）问卷中个人自答部分的问题“您参保了哪几种养老保险项目？可以多选”来体现。将选择了商业养老保险的赋值为“1”，其他为“0”，据此建立虚拟变量“商业养老保险”。

2.解释变量

本文的核心解释变量是新型家庭观念。新型家庭观念在数据库中没有直接的问题来体现，本文通过受访者对问卷中“就下面的问题，请您根据对您的重要程度进行打分”这一问题的回答来测量，在此选取关联程度比较高的8个问题来研究，具体问题如下所示：“生活有乐趣”“与配偶关系亲密”“不孤单”“有成就感”“家庭美满、和睦”“死后有人念想”“传宗接代”“子女有出息”。

受访者对这8个问题的回答可以反映其对新型家庭观念的重视程度，对五个选项分别进行赋值，由“不重要”到“非常重要”共分为5档，分别赋值为1～5，重要程度依次递增。接下来对8个问题进行因子分析提取公因子，具体内容如表1所示。

表1 新型家庭观念因子分析

通过因子分析可得，总体KMO值为0.850，说明变量的相关性比较强，结果比较好，各因子的KMO检验结果表明样本适合做因子分析。随后利用最大方差旋转法提取2个公因子，这两个公因子能够反映原始变量的大部分信息，“生活有乐趣”“与配偶关系亲密”“不孤单”“有成就感”“家庭美满、和睦”在第一公因子中的载荷较大，我们将其命名为“家庭因子”，而第二个公因子基本反映了问题“死后有人念想”“传宗接代”“子女有出息”，我们将其命名为“宗族因子”。下一步利用各个公共因子与标准化后的数据的线性关系计算各项因子得分以各公因子的方差贡献率为权重对得分进行加权，最终得到新型家庭观念因子作为新型家庭观念的代理变量，数值越大则说明新型家庭观念越重，其描述性统计见表2第一行。

3.控制变量

为更好地分析新型家庭观念对居民商业养老保险参与的影响，本文从个人、省际两种不同维度分别选取控制变量，个体层面选取了常见的年龄、性别、婚姻状况、受教育水平作为控制变量后，本文又新加入是否有工作、户口类型、收入水平、自评社会地位、健康状况、生活满意度、是否参加基本养老保险作为控制变量（各变量描述性统计结果如表2所示）。从表2可知，中国的商业养老保险参保率比较低，提高商业养老保险覆盖率的任务依旧严峻，基本养老保险的覆盖率显著高于商业养老保险的覆盖率，说明中国基本的社会保障覆盖较好。其他数据表明，受访者年龄均值为43岁，大部分为农村户口类型，已婚，已有工作，且新型家庭观念普遍较强。在群众的自评等级方面，被调查对象的平均的自评收入等级、自评社会地位、自评健康状况为当地中等水平，自评社会满意度为中等偏上水平。从东中西部地区占比上来看，中部、西部人员较多。

表2 描述性统计结果

（三）模型构建

本文采用Logit模型来研究新型家庭观念对居民商业养老保险参与的影响，模型形式如下：

其中，insurance i为个体i的商业养老保险决策；JTGN为本文的核心解释变量，即新型家庭观念；Y i为一系列影响个体商业养老保险决策的控制变量；ηi为相应的估计系数，εi为随机误差项。

五、回归结果分析

（一）基准回归结果分析

基准回归结果显示，在控制了一系列因素以后，新型家庭观念对个体参加商业养老保险在0.05的水平上有显著的促进作用，通过计算平均边际效应可知，在其他变量保持不变的情况下，新型家庭观念每增强一个单位，个体参加商业养老保险的概率增加0.3%，控制变量基本养老保险对商业养老保险参与在0.01的水平上有显著的挤出效应，即“基本保障”对“商业养老保险”产生了一定程度上的替代作用。这可能是因为，“强制性”的社会保险满足了成员的一部分保障需求，商业保险的部分需求被强制替代（何文炯，2010）[24]。从其他控制变量上看，性别、户口类型、婚姻状况均对商业养老保险参与有显著的影响，女性、非农业户口、已婚有配偶的个体更愿意购买商业养老保险。在业、自评收入等级、受教育程度与商业养老保险参与存在显著的正相关，由此认为，具有较高的收入水平、较高的教育水平是购买商业养老保险产品的重要保障。但商业养老保险参与对自评社会满意度、自评社会地位并不敏感，年龄和健康程度对居民参加商业养老保险的影响并不显著。在省际层面上，相较于西部及中部地区的居民，东部地区的居民更愿意参与商业养老保险，此影响在0.05的显著性水平上成立，一般情况下，经济发展水平较高的省份人们的经济购买力相对较强，思想观念包括保险意识等更为多元，同时该地区保险业发展也比较完善。

以上回归结果显著说明了新型家庭观念会促进居民的商业养老保险参与积极性，假说1成立。

（二）稳健性检验

为了检验结果的稳健性，首先更换回归模型进行检验，结果见表3（2）、（3）列，更换回归模型后的结果与基准回归结果基本一致。

表3 基准回归结果

其次，采用更换核心解释变量的方式来进行稳健性检验。基于上文对解释变量的叙述部分，将这八个问题的值相加，得到一个取值范围在8-40的连续型变量以替代新型家庭观念变量进行回归，具体回归结果如下表4（1）所示，可以看出，在更换核心解释变量之后结果依旧稳健。

最后，考虑新型家庭观念意识的强弱与个体是否已婚组成家庭具有较强的相关关系，剔除未婚个体之后进行回归，结果如表4（2）所示，证明了本文结论的稳健性。

表4 稳健性检验2及稳健性检验3

（三）进一步分析

为进一步验证“幸福感通过社会互动的潜在机制影响居民商业养老保险参与”的作用路径。本文根据CFPS2018主观态度部分中设置的问题“你觉着自己有多幸福？0分最低，10分最高”衡量幸福感，进行KHB中介效应检验。表5结果显示，居民幸福感与新型家庭观念对商业养老保险购买的总效应为0.247在0.05的显著性水平下呈现通过检验，其中直接效应为0.197，间接效应为0.05，分别在0.1和0.05的显著性水平上通过检验，间接效应占比为20.24%。由此说明，新型家庭观念存在通过提升居民的幸福感进而提升居民参与商业养老保险概率的作用路径，中介效应成立，假说2成立。

表5 KHB中介效应检验

另外，我们又对这一中介效应进行Sobel检验，Sobel检验系数为0.001，p值为0.098，在0.1的显著性水平上拒绝原假设，表明中介效应存在。

（四）内生性处理

上述分析过程中可能存在遗漏变量等内生性问题，为解决这一问题，本文采用“过去12个月内是否对亲戚有过经济帮助”作为新型家庭观念的工具变量，并验证了工具变量的有效性，然后借助两阶段Ⅳ-Probit模型进行估计，回归结果如下表6所示。第一阶段回归结果显示F值为255，因此不存在弱工具变量问题；Wald检验的p值小于0.01，说明新型家庭观念这一变量存在内生性。在修正了内生性偏误后新型家庭观念对商业养老保险参与仍具有0.05的显著性水平上的正向促进作用，验证了文章结论的准确性。

表6 工具变量回归

（五）异质性检验

既有文献表明商业养老保险参与会受到个体特征、社会互动、地区发展水平及其他特征变量影响，为了进一步分析本文结论是否在不同群体间存在差异，本文从年龄、教育程度、地区发展水平三个角度进行验证与讨论，结果如下表7～8所示。

表7 年龄及教育年限异质性分析

第一组根据受访者年龄分组，将45岁以下的受访者划入青年组，将45岁及以上划归中老年组。第二组根据受访者的受教育年限将其分为高中及以上学历组和高中以下学历组。从回归结果上来看，新型家庭观念对居民参保商业养老保险的影响主要发生在45岁以下的青年组样本、高中及以上学历样本中，新型家庭观念每增强一个单位，45岁以下青年组个体参与商业养老保险的概率增加0.5%，高中及以上学历样本个体参与商业养老保险的概率增加0.7%。

第三组根据受访者所在地区划分为东部、中部、西部三个样本分别进行回归。从回归结果来看，新型家庭观念对居民商业养老保险参与的影响主要发生在东部地区的样本中，在保持其他变量不变的情况下，新型家庭观念每增强一个单位，东部地区个体参与商业养老保险的概率增加0.6%。

表8 地区异质性分析

六、结论与政策建议

以往关于商业保险参与的研究往往从理性经济视角出发，很少讨论文化观念对保险参与的影响，本文基于CFPS2018年数据，利用因子分析法构造了一个涵盖生活态度、家庭关系、宗族观念的新型家庭观念指标，运用Logit模型实证研究了新型家庭观念对商业养老保险参与的促进作用，并进行机制分析，得出的主要结论如下：1.我国居民的新型家庭观念普遍较强，观念之新体现在“养儿防老”的观念逐渐弱化，养老责任认知更多元，生育认知更开明，家庭成员之间形成了互相关爱、平等独立的氛围。这种新型家庭观念使得居民更重视家庭，更渴望亲情关怀。2.新型家庭观念可以明显促进商业养老保险参与，这一影响存在显著的地区及群体差异：对于受教育年限偏长、中青年、东部地区的居民群体而言促进作用更加突出。3.新型家庭观念存在通过提升幸福感促进商业养老保险参与的作用路径，新型家庭观念使居民的精神需求更容易得到满足，产生幸福感，从而暗示行为主体投保商业养老保险来维持、优化生命质量。

本研究发现具有一定的政策启示。

1.要注重家风建设，家庭是社会的细胞，家风是社会文明的缩影，构建新型家庭观念，传承“尊老爱幼、孝顺父母、互相理解、生育观开明……”的和谐家风，形成“孝老敬亲”的家庭氛围，不仅可以增强家庭凝聚力、幸福感，促进良好社会风气的形成，还与解决老年群体养老问题具有内在的一致性。特别的，子女要注重给予老年人精神慰藉，维护老年人的价值感，满足其对亲情关怀的需求。虽然中国人的养老观念更加多元化，但老年人还是更为青睐具有强烈情感联结的家庭养老模式。为了满足老年人的家庭养老需求，应当不断完善上门护理、社区护理、定期护理等护理服务政策，积极试点积累经验，做好老年医护服务布局。

2.中青年群体作为家庭的中流砥柱，是家庭收入的主要来源，家庭行为的主要决策者，保险公司应当从需求端出发进行产品创新优化，要突出产品的养老属性，满足参保人对安全性、收益性的需求，供给高质量养老保险产品。以税延型商业养老保险为例，该产品可以降低个人税务负担，对中青年群体较为契合，但通过测算现行优惠政策正向高收入者倾斜，未来应继续优化产品设计，推出更合理的产品方案，规避马太效应；又如缴费灵活的专属商业养老保险，其设计初衷就是满足灵活就业人群的需求，要总结试点经验，为不同职业提供科学灵活的相关条款。

3.低学历及低收入人群商业养老保险覆盖率较低，进行宣传活动时要做到清晰、到位，提升他们对保险的认可度；同时要求保险公司继续提升服务水平，开展业务前将保险的相关常识、可能遇到的问题阐述清楚，杜绝欺骗行为，优化理赔流程，为消费者提供便捷的咨询服务。

4.要提升中西部地区的金融发展水平，增大普惠金融的推广力度，提高当地居民的金融素养。政府要充分调动市场与社会力量参与社会保障体系建设，社会各界共同努力，提升人民幸福感，提升居民商业养老保险参与意愿，从而完善多层次多支柱养老保险体系，多措并举积极应对人口老龄化（郑功成，2019）[25]。✿