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）

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。

表1 2018年主要国家养老保险基金覆盖率状况

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。

表2 幸福感与商业保险需求之间的逻辑机理

(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GDP[7-8]；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Hoxha[30]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Mylonidis[31]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。

表3 变量定义及说明

（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5～7 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8～10 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7～9 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。

表4 样本家庭主观幸福感总体分布情况

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。

表5 主要变量描述性统计

（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：

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，ε 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：

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= 0.0595＜0.1）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。

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。

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。

签约仪式上，乡村振兴（上海）农业技术装备展览会的主办方代表——中国农业机械学会副秘书长赵凤敏，上海博华国际展览有限公司董事、创始人王明亮，中国包装和食品机械有限公司副总经理周海军签署合作协议。

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。

表8 社会互动与社会信任的作用机制检验

（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Veenhoven[40]、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。

表9 幸福感对家庭是否参与及参与程度影响的稳健性检验

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。

表10 剔除极端值后的稳健性检验

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，诸多方面的差异又将家庭分为不同的群体和类型，主观幸福感对不同群体和类型的家庭商业保险消费也可能存在一定的异质性。因此本文根据家庭不同特征进行分组，进一步考察主观幸福感对不同类型家庭参保商业保险的异质性影响。

（一）城乡异质性分析

按户籍将所有家庭划分为城镇和农村两个群体进行异质性分析，通过表11 的回归结果可以发现，除农村家庭的参保密度，主观幸福感对城乡家庭的商业保险参与概率和参与程度的倒“U”型影响依旧显著存在，并且城镇家庭主观幸福感的边际效应系数在5% 的显著水平上大于农村家庭，这说明对于城镇家庭，幸福感的参保作用效果更强。此外，对比城乡两组控制变量的回归结果，城镇和农村结果有明显区别。职业状况、人均收入、社会信任度显著提升城镇家庭参保可能性和参保程度，而对农村家庭影响不显著。说明城镇家庭的参保决策主要由经济水平和认知因素决定的，城镇家庭的成员具有稳定的经济水平、较高的社会信任，购买商业保险的倾向和支付能力更强。

表11 主观幸福感对不同户籍家庭保险消费的影响

（二）地区异质性分析

按照家庭所在地区将总体样本划分为东部地区和中西部地区两组（表12）。无论东部地区还是中西部地区，主观幸福感都显著提升家庭商业保险参与概率和参与程度；两组回归中幸福感对家庭是否参保的倒“U”型影响显著存在；东部地区在参与深度上呈现显著的倒“U”型，西部地区不明显；西部地区在参与密度上表现出明显的倒“U”型，东部地区不显著。同时，东部地区的主观幸福感边际效应均大于中西部地区，说明幸福感对保险消费的促进效应在东部地区更明显。这可能是因为东部地区的经济水平较高，居民生活质量相对较高，按照马斯洛需求层次理论，人们在满足基本生理需求的基础上，注重安全需要的保障，导致主观幸福感对家庭商业保险消费有更强的促进作用。

表12 主观幸福感对不同地区保险消费的影响

（三）收入异质性分析

现在低收入家庭。说明主观幸福感的提升在一定程度上会促进中低收入的居民追求稳定的风险保障，因此兼具安全性和收益性的保险成为了家庭增强抵御外部冲击韧性的首选资产配置[2]。相较于中低收入群体，高收入家庭的流动性约束较弱、风险自担能力较强，更多地追求资金的投资收益，主观幸福感对其参与商业保险消费的促进作用较为有限。

表13 为主观幸福感对不同收入群体商业保险消费的影响结果。按照家庭人均收入的三分位数将总体样本划分为中低收入、高收入两组。回归结果表明，主观幸福感的提升能显著促进中低收入家庭的参保概率和参保程度，但对高收入家庭的促进作用不明显。何兴强和史卫[42]指出医疗保险的家庭健康风险缓解和消费促进效应主要体

表13 不同收入水平下的异质性分析

（四）教育程度异质性分析

教育程度不仅能体现个人的学习能力以及认知水平，还关系到个人的工作状况和收入水平等方面，进而对保险消费产生影响。表14 报告了不同教育水平下的样本回归结果，主观幸福感会显著提升两类受教育人群对商业保险的消费，并呈现出明显的倒“U”型关系，但在参与概率和参与密度上对高教育人群提升作用更为明显。低教育程度的家庭理财者的金融素质及知识水平偏低，获取金融消息多为碎片化且具有滞后性，这导致其对商业保险的功能作用认知不清楚，风险管理需求滞后，家庭配置商业保险的购买意愿不强，而家庭理财者受教育程度越高，其家庭对商业保险的参保会更为积极。

表14 不同教育水平下的异质性分析

六、结论与建议

本文以2018 年CFPS 丰富的调查数据为基础，在微观层面上检验主观幸福感如何影响消费者商业保险的购买决策以及参与程度，探索主观幸福感影响商业保险消费的路径机制，并分析不同条件下这种影响的异质性。

实证检验表明：第一，幸福感对消费者是否购买保险和参与保险的程度具有倒“U”型的作用机制，即随着主观幸福感的不断提升，个人越来越关注自身的风险安全，购买保险的概率以及参与保险的程度会逐步提高；但当主观幸福感达到一定程度，自身风险安全已经获得良好保障的情况下，消费者购买保险的概率和参与保险的程度会逐步下降。这充分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。第二，通过路径机制检验发现，主观幸福感通过社会互动有效提升了居民参与商业保险的概率，以及参与的深度；主观幸福感通过社会信任虽不能明显使居民立即接受商业保险，但可以显著提升已经参保居民的参与深度和参与密度。第三，通过异质性检验发现，主观幸福感对城镇居民在保险参与、参与深度和参与密度上的影响要大幅度高于农村居民，说明城镇居民具有更好的保险意识；主观幸福感对东部地区居民在保险参与、参与深度和参与密度上的影响要大幅度高于中西部地区居民；主观幸福感对中低收入居民在保险参与、参与深度和参与密度上影响更加显著，且影响作用要大幅度高于高收入居民；主观幸福感对高教育程度居民在保险参与和参与密度上的影响要大幅度高于低教育程度居民。

实证检验的结果对国内商业保险发展带来了一定的政策启示。

第一，积极挖掘潜在保源。2019 年12 月30日，中国银保监会发布了《关于推动银行业和保险业高质量发展的指导意见》，指出金融供给与需求之间不平衡不适应的矛盾日益凸显。这种矛盾反映在保险行业就是偏离本源、结构失衡，反映在保险市场就是没有充分有效地开发潜在消费需求。从2018 年问卷调查结果看，购买保险的个人仅占样本的32.1%，非常广泛的潜在市场仍待开发。

第二，分层次提供差异化产品供给。中低收入群体和幸福感不太高的群体，更看重的是保险产品的风险保障功能，以在重大风险发生后起到减轻经济负担或雪中送炭的作用；而收入水平高、幸福感强的消费者对商业保险已经超越了风险保障的需求，更多的是作为一种投资和理财手段，追求的是保险产品带来的预期收益。

第三，加大普惠性保险产品的市场拓展。保险机构需要充分发挥互联网、大数据、人工智能等新科技手段，推进线上保险产品展示与体验，提供消费者能看得明白、操作方便的互联网保险产品，打破空间和时间的刚性约束，提高普惠性保险产品的市场渗透，长期以往逐步培养居民的保险意识，为其他保险产品的拓展做好市场准备。

第四，加快农村市场的保险下沉。我国农村既是公共社会保障薄弱的地区，又是商业保险触及很少的地区。随着脱贫攻坚的胜利完成和乡村振兴战略的不断推进，农民收入不断提升，亟待商业保险发挥积极的补充保障作用。需要保险机构人员下沉，从重大疾病保险、意外伤害保险等产品入手，不断开发农村市场。

第五，加强保险宣传。保险业曾经在野蛮的增长过程中，也使社会对其行业声誉产生了严重的信任危机，通过近几年的努力虽然社会形象有所改观，但还存在很大的误解和误区。保险机构需要联合交通管理机构、医疗机构等结合保险做好公益活动，使广大消费者对保险行业和保险产品有一个合理、正确的认知，避免因营销人员不当介绍产生的认知扭曲。由此，使消费者和保险机构逐步建立良好的信任关系。