保險(xiǎn)對(duì)中國(guó)家庭儲(chǔ)蓄率的影響*

（首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 北京 100070）

一、引 言

生命周期和持久收入理論（LC-PIH）認(rèn)為在信貸市場(chǎng)完備的情況下，人們?yōu)榱俗畲蠡湟簧男в脮?huì)對(duì)消費(fèi)進(jìn)行跨期決策，在整個(gè)生命周期內(nèi)平滑其消費(fèi)。而消費(fèi)取決于永久收入，當(dāng)期收入大于永久收入時(shí)人們會(huì)進(jìn)行儲(chǔ)蓄。20 世紀(jì)90 年代，伴隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，居民儲(chǔ)蓄率也受到了收入增長(zhǎng)率的顯著正向影響（Modigliani 和Cao，2004；Horioka和Wan，2007）。本文使用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)，計(jì)算了我國(guó)1992—2018 年家庭部門的儲(chǔ)蓄率，結(jié)果展示在圖1。從圖中可以看到，居民儲(chǔ)蓄率①居民儲(chǔ)蓄率等于住戶部門總儲(chǔ)蓄和住戶部門可支配收入的比，其中住戶部門總儲(chǔ)蓄等于住戶部門可支配收入減去住戶部門最終消費(fèi)。在1992—2012 年間持續(xù)不斷增加，后續(xù)雖有小幅回落但仍然徘徊在30%左右。根據(jù)世界銀行2017 年的數(shù)據(jù)，發(fā)達(dá)國(guó)家，比如美國(guó)、英國(guó)、日本的國(guó)民儲(chǔ)蓄率分別為17.6%、16%、24.8%；發(fā)展中國(guó)家，例如巴西、俄羅斯、印度的國(guó)民儲(chǔ)蓄率分別為16%、29%、30%；中國(guó)的國(guó)民儲(chǔ)蓄率②國(guó)民儲(chǔ)蓄等于家庭部門、企業(yè)部門和政府部門總儲(chǔ)蓄與GDP 的比。引言中居民儲(chǔ)蓄和國(guó)民儲(chǔ)蓄使用宏觀數(shù)據(jù)計(jì)算均值，本文定義的儲(chǔ)蓄率是基于微觀數(shù)據(jù)，計(jì)算出每個(gè)家庭的儲(chǔ)蓄率之后再求出平均值。為46.7%。數(shù)據(jù)表明，我國(guó)不僅與發(fā)達(dá)國(guó)家相比是高儲(chǔ)蓄國(guó)家，跟發(fā)展中國(guó)家相比也屬于較高儲(chǔ)蓄國(guó)家。現(xiàn)有研究對(duì)我國(guó)居民高儲(chǔ)蓄率現(xiàn)象的解釋，大致可以概括為以下五個(gè)方面：第一，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高使得人們收入增加，從而導(dǎo)致儲(chǔ)蓄率上升（Kraay，2000）。第二，預(yù)防性儲(chǔ)蓄。Chamon和Prasad（2010）認(rèn)為我國(guó)居民儲(chǔ)蓄率持續(xù)上升的重要原因是1990 年代末我國(guó)在教育、醫(yī)療、住房和就業(yè)等領(lǐng)域進(jìn)行市場(chǎng)化改革，使得人們不得不從只需考慮短期的日常性消費(fèi)，向需要對(duì)長(zhǎng)期消費(fèi)進(jìn)行跨期決策而轉(zhuǎn)變。家庭面臨的不確定性增加，從而導(dǎo)致居民蓄率上升。第三，人口結(jié)構(gòu)的影響。生命周期理論認(rèn)為儲(chǔ)蓄與年齡呈現(xiàn)倒“U”形關(guān)系，我國(guó)的人口年齡結(jié)構(gòu)可能是影響居民儲(chǔ)蓄率的重要因素（Modigliani 和Cao，2004）。第四，文化的差異。我國(guó)一直提倡的節(jié)儉、量入為出的文化觀念也會(huì)使家庭有較高的儲(chǔ)蓄率（程令國(guó)和張曄，2011）。第五，金融市場(chǎng)發(fā)展水平落后導(dǎo)致人們受到的信貸約束較強(qiáng)，家庭難以通過(guò)借貸平滑各期消費(fèi)，只能通過(guò)增加儲(chǔ)蓄應(yīng)對(duì)可能面臨的流動(dòng)性約束（萬(wàn)廣華等，2001）。

圖1 中國(guó)居民儲(chǔ)蓄率

2008 年金融危機(jī)之后，國(guó)際市場(chǎng)需求不足導(dǎo)致我國(guó)出口增速放緩，經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式急需轉(zhuǎn)變。如何降低居民儲(chǔ)蓄率、促進(jìn)消費(fèi)已經(jīng)成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步穩(wěn)定發(fā)展亟待解決的問(wèn)題。家庭在面臨內(nèi)部的不確定性時(shí)，一般通過(guò)兩種方式來(lái)解決。一是增加儲(chǔ)蓄應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)，二是通過(guò)保險(xiǎn)的形式將風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)移到家庭外部。政府為保障民生推行了一系列完善社會(huì)保險(xiǎn)的相關(guān)政策，經(jīng)過(guò)多年的改革探索，終于將我國(guó)社會(huì)保險(xiǎn)體系建設(shè)成為?；?、廣覆蓋的系統(tǒng)性體系，在一定程度上降低了家庭面臨的不確定性。有關(guān)社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)家庭消費(fèi)的影響，國(guó)內(nèi)已有大量文獻(xiàn)研究。大多數(shù)的研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)保險(xiǎn)會(huì)顯著促進(jìn)家庭的消費(fèi)。但是我國(guó)目前的社會(huì)保險(xiǎn)保障水平較低，只能滿足人們最基本的養(yǎng)老、醫(yī)療等需求。商業(yè)保險(xiǎn)的業(yè)務(wù)范圍更廣，更能滿足人們高層次的風(fēng)險(xiǎn)保障需求，對(duì)社會(huì)保險(xiǎn)起到了很好的補(bǔ)充作用。而國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)在關(guān)于商業(yè)保險(xiǎn)實(shí)現(xiàn)保障功能、促進(jìn)居民消費(fèi)的效果上還沒(méi)有進(jìn)行廣泛的研究。在此背景下，本文研究了商業(yè)保險(xiǎn)對(duì)家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄的影響。

本文其他部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第二節(jié)對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行總結(jié)回顧；第三節(jié)是理論模型的設(shè)定與推導(dǎo)；第四節(jié)介紹數(shù)據(jù)來(lái)源、變量定義以及實(shí)證模型的設(shè)定；第五節(jié)是主要的回歸結(jié)果及分析；第六節(jié)是異質(zhì)性分析；第七節(jié)是穩(wěn)健性檢驗(yàn)；第八節(jié)是結(jié)論。

二、文獻(xiàn)回顧

有關(guān)儲(chǔ)蓄的經(jīng)典文獻(xiàn)，多數(shù)是從生命周期和持久收入理論（LC-PIH）出發(fā)進(jìn)行研究。生命周期假說(shuō)和持久收入假說(shuō)分別由Modigliani和Brumberg（1954）以及Friedman（1957）提出，由于基本假設(shè)類似，有人將其合并稱作LC-PIH。該理論認(rèn)為，人們?yōu)榱俗畲蠡湟簧男в?，需要?duì)消費(fèi)進(jìn)行跨期決策以平滑各期消費(fèi)。而消費(fèi)取決于永久收入，當(dāng)期收入大于一生的平均收入時(shí)人們會(huì)進(jìn)行儲(chǔ)蓄。在之后的應(yīng)用中，研究者發(fā)現(xiàn)人們的儲(chǔ)蓄行為并不能完全由此假說(shuō)解釋，未來(lái)可能遭遇的不確定性也會(huì)使得人們?cè)黾觾?chǔ)蓄。最早開(kāi)始研究不確定性與儲(chǔ)蓄關(guān)系的是Leland（1968），他發(fā)現(xiàn)出于對(duì)未來(lái)收入不確定的擔(dān)憂，人們會(huì)增加儲(chǔ)蓄以減輕收入波動(dòng)帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)。Deaton（1991）同時(shí)在模型中考慮收入不確定和流動(dòng)性約束，當(dāng)收入遭受沖擊并且無(wú)法通過(guò)借貸平滑消費(fèi)時(shí)，人們就會(huì)產(chǎn)生額外的儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。Hubbard等（1995）認(rèn)為個(gè)體為應(yīng)對(duì)在未來(lái)面臨的醫(yī)療支出和收入等的不確定性會(huì)進(jìn)行預(yù)防性儲(chǔ)蓄。

已有實(shí)證文獻(xiàn)對(duì)預(yù)防性儲(chǔ)蓄的研究更多地集中于分析收入不確定性的影響。從支出角度來(lái)看，社會(huì)保險(xiǎn)有助于降低人們對(duì)醫(yī)療、養(yǎng)老、失業(yè)等不確定性的擔(dān)憂，進(jìn)而影響人們的儲(chǔ)蓄行為。Feldstein（1974）發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭的儲(chǔ)蓄率有兩種影響，一種是替代效應(yīng)，即養(yǎng)老金對(duì)家庭儲(chǔ)蓄有替代的作用。第二種是引致退休效應(yīng)，就是說(shuō)養(yǎng)老金的發(fā)放可能激勵(lì)人們選擇提前退休，從而增加儲(chǔ)蓄。這兩種對(duì)儲(chǔ)蓄的相反效應(yīng)決定了消費(fèi)的變化情況，最終他發(fā)現(xiàn)社會(huì)保障制度有助于促進(jìn)人們消費(fèi)。Diana 和Ysaline（2015）使用2006年CHNS 數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)“新農(nóng)合”對(duì)中等收入家庭的儲(chǔ)蓄有負(fù)向影響，但對(duì)最貧困的參與者沒(méi)有影響。一些學(xué)者通過(guò)使用面板數(shù)據(jù)，進(jìn)一步完善了模型識(shí)別問(wèn)題。馬光榮和周廣肅（2014）利用2010—2012 年CFPS 的平衡面板數(shù)據(jù)，分析了“新農(nóng)?！睂?duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響。發(fā)現(xiàn)在戶主年齡大于60 歲的樣本中，“新農(nóng)?！睍?huì)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。蔡偉賢和朱峰（2015）基于面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)“新農(nóng)合”會(huì)促進(jìn)家庭消費(fèi)。除此之外，一些文章為了克服內(nèi)生性問(wèn)題，選用外生事件分析社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄的影響。臧文斌等（2012）通過(guò)使用雙重差分模型分析，發(fā)現(xiàn)我國(guó)城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)會(huì)顯著促進(jìn)家庭非醫(yī)療消費(fèi)。但是，Venti 和Wise（1990）、Starr-McClure（1996）的研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄的影響不明確。

可以看到，無(wú)論是數(shù)據(jù)使用還是研究方法，國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)關(guān)于各類社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)儲(chǔ)蓄的影響已有足夠完整的研究。然而商業(yè)保險(xiǎn)作為社會(huì)保險(xiǎn)的重要補(bǔ)充，目前卻僅有少數(shù)文獻(xiàn)研究其與儲(chǔ)蓄率的關(guān)系。吳慶躍等（2016）基于2011 年CHFS 數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)商業(yè)健康險(xiǎn)對(duì)家庭消費(fèi)有顯著正向的影響。文樂(lè)等（2019）基于2014 年流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證發(fā)現(xiàn)商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)顯著提高了農(nóng)民工人均家庭消費(fèi)。①商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)和商業(yè)健康保險(xiǎn)都屬于商業(yè)保險(xiǎn)，前者包含在后者中。健康保險(xiǎn)是以被保險(xiǎn)人的身體為保險(xiǎn)標(biāo)的，當(dāng)被保險(xiǎn)人遭受疾病或意外傷害而產(chǎn)生費(fèi)用或損失時(shí)，可獲得保險(xiǎn)公司的補(bǔ)償，具體可分為醫(yī)療保險(xiǎn)、疾病保險(xiǎn)、收入失能損失保險(xiǎn)和護(hù)理保險(xiǎn)等。醫(yī)療保險(xiǎn)是以約定醫(yī)療的發(fā)生為給付條件的保險(xiǎn)，包括普通醫(yī)療保險(xiǎn)、意外傷害醫(yī)療保險(xiǎn)、住院醫(yī)療保險(xiǎn)、手術(shù)醫(yī)療保險(xiǎn)等。目前直接研究商業(yè)保險(xiǎn)與儲(chǔ)蓄率的文獻(xiàn)較少，絕大多數(shù)都是基于截面數(shù)據(jù)討論其對(duì)消費(fèi)的影響，以及一些異質(zhì)性分析。本文基于較新的2015、2017 年CHFS 兩年面板數(shù)據(jù)，使用固定效應(yīng)模型分析了商業(yè)保險(xiǎn)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響。此外，本文還討論了社會(huì)保險(xiǎn)以及保險(xiǎn)理賠在商業(yè)保險(xiǎn)對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響中所發(fā)揮的作用，并驗(yàn)證了商業(yè)保險(xiǎn)分散家庭背景風(fēng)險(xiǎn)、降低家庭自身不確定性進(jìn)而降低儲(chǔ)蓄率的作用，豐富了前人的研究。

三、理論模型

根據(jù)Leland（1968），本文建立一個(gè)兩期模型。為實(shí)現(xiàn)效用U（C1,C2）最大化，其中U′＞ 0，U′＜ 0，家庭需要對(duì)第一期的儲(chǔ)蓄進(jìn)行決策。（1）式是家庭需要最大化的目標(biāo)函數(shù)以及約束條件，其中C1、C2分別表示家庭在第一期和第二期的消費(fèi)，δ表示時(shí)間偏好。在第一期時(shí)，家庭獲得一個(gè)確定性收入I1，并將s比例的收入進(jìn)行儲(chǔ)蓄，同時(shí)購(gòu)買保險(xiǎn)金額為A、費(fèi)率為λ的商業(yè)保險(xiǎn)。家庭在第二期面臨發(fā)生概率為p（0≤p≤ 1）、支出額為D的風(fēng)險(xiǎn)。當(dāng)家庭遭遇意外后，會(huì)面臨金額為D的支出，同時(shí)會(huì)獲得金額為A的保險(xiǎn)理賠，并且A≤D。在此種情況下，，I2表示家庭在第二期的收入。若家庭沒(méi)有遭遇意外，則。r表示市場(chǎng)利率。

因?yàn)榍拔募俣彝ゲ荒苓M(jìn)行超額投保，即A≤D，所以σ2是A的減函數(shù)，是D的增函數(shù)。將約束方程代入目標(biāo)函數(shù)，并對(duì)s求一階導(dǎo)：

（4）式就是家庭實(shí)現(xiàn)效用最大化時(shí)，儲(chǔ)蓄率需要滿足的條件。如果I～2已知，并且等于它的期望值，那么（4）式就退化成如下等式：

根據(jù)第二期的約束條件可以得到，在給定s時(shí)。我們將和處運(yùn)用泰勒公式展開(kāi)有：

我們將（7）、（8）式代入最優(yōu)解（4）式得到：

在風(fēng)險(xiǎn)確定的情況下，s0能成為效用函數(shù)的最優(yōu)解意味著：

根據(jù)Leland（1968），邊際效用函數(shù)是一個(gè)凸函數(shù)。那么（9）式小于0，意味著方程左邊變成一個(gè)不等式，即，并且σ2越大，最優(yōu)條件越不滿足。根據(jù)（11）式，為了實(shí)現(xiàn)最優(yōu)解條件，家庭需要通過(guò)增加s來(lái)減少與之間的差額。也就意味著σ2越大，家庭需要越多地儲(chǔ)蓄。從前面的推導(dǎo)我們知道，因?yàn)榧彝ネ侗５氖遣蛔泐~保險(xiǎn)或者足額保險(xiǎn)，也就是A≤D，所以σ2是D的增函數(shù)，損失支出越多，波動(dòng)性越大，家庭越需要進(jìn)行儲(chǔ)蓄；σ2是A的減函數(shù)意味著商業(yè)保險(xiǎn)會(huì)降低家庭面臨的不確定性從而減少儲(chǔ)蓄。

四、數(shù)據(jù)來(lái)源、變量定義和實(shí)證模型

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所用數(shù)據(jù)來(lái)自于2015 和2017 年中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）。該調(diào)查由西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心在除新疆、西藏外全國(guó)其他29 個(gè)省（自治區(qū)、直轄市）開(kāi)展，采用三階段分層抽樣方式對(duì)全國(guó)樣本進(jìn)行隨機(jī)抽樣，收集了家庭的資產(chǎn)與負(fù)債、收入與支出、保險(xiǎn)與保障、人口與就業(yè)等方面信息，是一項(xiàng)具有全國(guó)代表性的微觀入戶調(diào)查。

（二）變量定義

本文因變量的定義為：儲(chǔ)蓄率=（家庭可支配收入 -家庭消費(fèi)支出①家庭消費(fèi)支出包括食品、衣著、住房、家庭設(shè)備用品及維修服務(wù)、醫(yī)療保健、交通通信、文娛教育及服務(wù)以及其他商品和服務(wù)，不包括耐用品和奢侈品支出。）/ 家庭可支配收入。本文的主要解釋變量為商業(yè)保險(xiǎn)和商業(yè)保險(xiǎn)保費(fèi)支出，前者反映家庭參與保險(xiǎn)市場(chǎng)概率，后者反映家庭參與保險(xiǎn)市場(chǎng)深度。具體而言，家庭中有任何一個(gè)人有商業(yè)保險(xiǎn)（包括商業(yè)人身險(xiǎn)和除車險(xiǎn)以外的商業(yè)財(cái)產(chǎn)險(xiǎn)），該變量取值為1，否則為0。商業(yè)保險(xiǎn)保費(fèi)支出為家庭繳納的年保費(fèi)額，回歸時(shí)進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理。②為避免回歸結(jié)果受極端值影響，我們將家庭收入、資產(chǎn)和保費(fèi)支出上下縮尾1%，并將儲(chǔ)蓄率下限設(shè)置為-200%，上限設(shè)置為100%。另外，為了保證各年數(shù)據(jù)有可比性，我們將名義變量經(jīng)各省CPI 調(diào)整后使用。在剔除變量有缺失值的樣本后，本文最終獲得樣本量為37876 的兩年平衡面板數(shù)據(jù)。表1 是相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)。③因篇幅所限，本文省略了控制變量的具體定義及因變量、控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》官網(wǎng)論文頁(yè)面“附錄與擴(kuò)展”欄目下載，或與通信作者嚴(yán)雨聯(lián)系，電子郵件：1114681257@qq.com。

表1 商業(yè)保險(xiǎn)相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

從表中我們可以看到，2015 年商業(yè)保險(xiǎn)的參保率為17.0%，商業(yè)保險(xiǎn)總保費(fèi)支出為840.062 元。2017 年商業(yè)保險(xiǎn)的參保率為18.2%，商業(yè)保險(xiǎn)總保費(fèi)為952.234 元?？傮w來(lái)看，2017 年無(wú)論是保險(xiǎn)參保率還是保費(fèi)支出都要高于2015 年。

（三）實(shí)證模型

為考察商業(yè)保險(xiǎn)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響，本文使用雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證分析，模型設(shè)定如下：

Sit是家庭儲(chǔ)蓄率；Insuranceit是家庭擁有商業(yè)保險(xiǎn)的情況，包括商業(yè)保險(xiǎn)和商業(yè)保險(xiǎn)保費(fèi)支出；Xit為前文所提到的控制變量，包括個(gè)體層面、家庭層面以及地區(qū)層面的特征變量；λt是時(shí)間固定效應(yīng)，能反映個(gè)體所經(jīng)歷的整體的時(shí)間趨勢(shì)；μi是個(gè)體固定效應(yīng)，能解決不可觀測(cè)的、不隨時(shí)間變化但隨個(gè)體而異的遺漏變量問(wèn)題；εit為殘差項(xiàng)?？紤]到同一社區(qū)（村）家庭收入水平、受教育水平等比較相似，我們將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到社區(qū)（村）層面。

五、實(shí)證分析

（一）商業(yè)保險(xiǎn)需求與家庭儲(chǔ)蓄率

表2 是基于固定效應(yīng)模型的家庭商業(yè)保險(xiǎn)對(duì)儲(chǔ)蓄率的回歸結(jié)果。前三列解釋變量為商業(yè)保險(xiǎn)，后三列解釋變量為商業(yè)保險(xiǎn)保費(fèi)支出。從第（1）列可以看出，在控制了其他變量之后，擁有商業(yè)保險(xiǎn)會(huì)顯著降低家庭2.96%的儲(chǔ)蓄。①對(duì)主回歸結(jié)果控制變量的分析請(qǐng)見(jiàn)《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。影響中國(guó)家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄最重要的幾個(gè)原因包括醫(yī)療、教育、養(yǎng)老等，而商業(yè)保險(xiǎn)包括商業(yè)人壽險(xiǎn)、商業(yè)健康險(xiǎn)、商業(yè)養(yǎng)老險(xiǎn)等，因而在一定程度上減輕家庭對(duì)不確定性事件的擔(dān)憂，可以降低他們的預(yù)防性儲(chǔ)蓄。

描述性統(tǒng)計(jì)顯示，人壽險(xiǎn)和健康險(xiǎn)是家庭投保商業(yè)保險(xiǎn)的主要險(xiǎn)種，前者的保險(xiǎn)標(biāo)的是人的壽命，后者是人的健康。為分析保障目標(biāo)各異的險(xiǎn)種對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響有何不同，本文分別討論了人壽險(xiǎn)和健康險(xiǎn)對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響。第（2）列的結(jié)果顯示，商業(yè)人壽險(xiǎn)使得儲(chǔ)蓄率下降4.23%，且其邊際效應(yīng)大于商業(yè)保險(xiǎn)邊際效應(yīng)，說(shuō)明在替代儲(chǔ)蓄為家庭提供保障的功能上，人壽險(xiǎn)發(fā)揮的作用很大，因?yàn)橐话愣?，人們?cè)谫?gòu)買人壽險(xiǎn)時(shí)會(huì)選擇年金險(xiǎn)、兩全險(xiǎn)之類帶有儲(chǔ)蓄性質(zhì)的保險(xiǎn)，這種相當(dāng)于強(qiáng)制性的長(zhǎng)期儲(chǔ)蓄會(huì)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄產(chǎn)生擠出效應(yīng)。第（3）列的結(jié)果顯示健康險(xiǎn)對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響不顯著。一是因?yàn)槟壳拔覈?guó)健康險(xiǎn)市場(chǎng)很小，保費(fèi)收入在人身險(xiǎn)中占比僅有20%左右。二是從描述性統(tǒng)計(jì)中也可以看到，2015、2017 年健康險(xiǎn)參與率基本沒(méi)有變化，加上我們使用的是固定效應(yīng)模型，所以沒(méi)有顯著影響。

接下來(lái)，為進(jìn)一步分析家庭參與商業(yè)保險(xiǎn)市場(chǎng)深度對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響，本文分別使用商業(yè)保險(xiǎn)保費(fèi)支出、商業(yè)人壽險(xiǎn)保費(fèi)支出和商業(yè)健康險(xiǎn)保費(fèi)支出對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率進(jìn)行回歸。第（4）列回歸結(jié)果顯示，家庭商業(yè)保險(xiǎn)保費(fèi)支出每增加10%，儲(chǔ)蓄率顯著降低0.041%。我們沒(méi)有將保費(fèi)支出包含在消費(fèi)性支出里，所以儲(chǔ)蓄率本身不會(huì)因?yàn)楸ＹM(fèi)支出的增加而減少。后兩列結(jié)果顯示，人壽險(xiǎn)保費(fèi)支出對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率有顯著負(fù)向的影響，健康險(xiǎn)保費(fèi)支出對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率仍然沒(méi)有顯著的影響?？刂谱兞康慕Y(jié)果與主回歸類似，本文不再進(jìn)行分析。

表2 商業(yè)保險(xiǎn)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響

鑒于家庭商業(yè)保險(xiǎn)保費(fèi)支出中存在大量0 值樣本，我們參照Chamon 和Parasad（2010）的做法，把家庭各年商業(yè)保險(xiǎn)保費(fèi)支出在其所在省按序排列，將支出額大于0 的樣本在省內(nèi)進(jìn)行三等分，并生成T1、T2 和T3 變量。①當(dāng)家庭屬于省內(nèi)低水平保費(fèi)支出組時(shí)T1 為1，否則為0；當(dāng)家庭屬于省內(nèi)中等水平保費(fèi)支出組時(shí)T2為1，否則為0；當(dāng)家庭屬于省內(nèi)高水平保費(fèi)支出組時(shí)T3 為1，否則為0。我們將三個(gè)啞變量放入模型中進(jìn)行回歸，對(duì)照組是保費(fèi)支出為0 的家庭，回歸結(jié)果展示在表3。

表3 商業(yè)保險(xiǎn)保費(fèi)支出對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響

續(xù)表3

從表3 的第（1）列可以看出，當(dāng)家庭保費(fèi)支出屬于低水平組時(shí)，其儲(chǔ)蓄率與保費(fèi)支出為0 的家庭沒(méi)有顯著區(qū)別；當(dāng)家庭保費(fèi)支出屬于中高水平組時(shí)，其儲(chǔ)蓄率會(huì)顯著低于保費(fèi)支出為0 的家庭。即只有當(dāng)保費(fèi)支出達(dá)到一定水平時(shí)才會(huì)顯著降低家庭儲(chǔ)蓄率，并且替代作用隨保費(fèi)的增加而增強(qiáng)。第（2）列將家庭商業(yè)人壽險(xiǎn)保費(fèi)支出進(jìn)行三等分組，回歸結(jié)果與第（1）列類似。最后，將健康險(xiǎn)保費(fèi)支出進(jìn)行三等分分組后的回歸結(jié)果如第（3）列所示，結(jié)果顯示健康險(xiǎn)保費(fèi)支出對(duì)儲(chǔ)蓄率沒(méi)有顯著影響。

（二）商業(yè)保險(xiǎn)、社會(huì)保險(xiǎn)與家庭儲(chǔ)蓄率

商業(yè)保險(xiǎn)作為家庭自愿選擇的分散風(fēng)險(xiǎn)方法，和社會(huì)保險(xiǎn)在功能上互相補(bǔ)充。為研究社會(huì)保險(xiǎn)和商業(yè)保險(xiǎn)在降低家庭儲(chǔ)蓄率時(shí)共同發(fā)揮的作用，本文接下來(lái)根據(jù)家庭有無(wú)社保將樣本分為兩個(gè)子樣本，表4 的（1）、（3）列是沒(méi)有社保的家庭，（2）、（4）列是有社保的家庭。前兩列的結(jié)果顯示當(dāng)家庭既有商業(yè)保險(xiǎn)又有社會(huì)保險(xiǎn)時(shí)儲(chǔ)蓄率會(huì)進(jìn)一步降低，邊際效應(yīng)的絕對(duì)值從表2 的2.96%增加到3.17%，后兩列的結(jié)果顯示保費(fèi)支出降低儲(chǔ)蓄率的邊際效應(yīng)也變得更大。這說(shuō)明家庭在獲得雙重保障時(shí)，商業(yè)保險(xiǎn)對(duì)儲(chǔ)蓄的替代作用更大。

表4 社保、商業(yè)保險(xiǎn)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響

（三）商業(yè)保險(xiǎn)、示范效應(yīng)與家庭儲(chǔ)蓄率

我國(guó)的保險(xiǎn)業(yè)雖然伴隨著經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展也取得了較大的發(fā)展，但是仍存在產(chǎn)品結(jié)構(gòu)單一、創(chuàng)新能力低下、地區(qū)發(fā)展不均衡等問(wèn)題。何興強(qiáng)和李濤（2009）認(rèn)為，居民對(duì)商業(yè)保險(xiǎn)的有限參與是造成我國(guó)商業(yè)保險(xiǎn)市場(chǎng)發(fā)展水平較低的主要原因。從社會(huì)互動(dòng)的角度來(lái)看，人們的商業(yè)保險(xiǎn)參保行為主要是受到內(nèi)生互動(dòng)和情景互動(dòng)的影響。其中情景互動(dòng)也被解釋為“結(jié)果的示范效應(yīng)”，即人們是否選擇購(gòu)買商業(yè)保險(xiǎn)在一定程度上取決于周圍人購(gòu)買商業(yè)保險(xiǎn)結(jié)果的好壞。為驗(yàn)證上述發(fā)現(xiàn)，本文接下來(lái)根據(jù)家庭所在社區(qū)是否有人獲得商業(yè)保險(xiǎn)理賠將樣本分為兩個(gè)子樣本，表5 中（1）、（3）列是沒(méi)有獲得保險(xiǎn)理賠的社區(qū)，（2）、（4）列是有過(guò)保險(xiǎn)理賠的社區(qū)。前兩列的結(jié)果顯示，當(dāng)社區(qū)有人獲得過(guò)商業(yè)保險(xiǎn)賠付時(shí)，商業(yè)保險(xiǎn)會(huì)顯著降低家庭5.34%的儲(chǔ)蓄率。后兩列的結(jié)果顯示，當(dāng)社區(qū)有人獲得過(guò)商業(yè)保險(xiǎn)賠付時(shí)，保費(fèi)支出每增加10%會(huì)顯著降低家庭0.054%的儲(chǔ)蓄率。這表明購(gòu)買商業(yè)保險(xiǎn)結(jié)果的好壞會(huì)影響居民對(duì)商業(yè)保險(xiǎn)的信任程度，從而影響商業(yè)保險(xiǎn)的保險(xiǎn)效應(yīng)。

表5 保險(xiǎn)理賠、商業(yè)保險(xiǎn)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響

（四）商業(yè)保險(xiǎn)、背景風(fēng)險(xiǎn)與家庭儲(chǔ)蓄率

家庭購(gòu)買保險(xiǎn)的目的是分散風(fēng)險(xiǎn)，降低家庭面臨的不確定性。因此，在本節(jié)中我們考察了商業(yè)保險(xiǎn)是否可以降低家庭背景風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)而降低儲(chǔ)蓄率。所謂背景風(fēng)險(xiǎn)是指那些不能在金融市場(chǎng)上通過(guò)資產(chǎn)組合配置進(jìn)行分散的風(fēng)險(xiǎn)（Baptista，2008），如收入、健康狀況、生活必需支出等因素導(dǎo)致的風(fēng)險(xiǎn)。我們參考Wang（1995）和尹志超等（2020）的做法，用截面數(shù)據(jù)估計(jì)家庭持久性收入，用實(shí)際收入與持久性收入的差值衡量收入風(fēng)險(xiǎn)，并將收入風(fēng)險(xiǎn)作為背景風(fēng)險(xiǎn)的代理變量。鑒于我國(guó)農(nóng)村地區(qū)和城鎮(zhèn)地區(qū)居民收入結(jié)構(gòu)差異較大，我們分城鄉(xiāng)使用個(gè)人特質(zhì)和職業(yè)特征變量，運(yùn)用最小二乘法分別估計(jì)城鄉(xiāng)家庭的持久性收入。①因變量是家庭當(dāng)年的總收入，為了避免逆向因果的影響，我們將家庭獲得的商業(yè)保險(xiǎn)理賠、分紅等從收入中扣除。自變量主要有：第一，戶主或配偶的特征變量，包括人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征，如年齡、年齡的平方、性別、受教育年限等；職業(yè)特征，城市家庭包括工作單位類型、職業(yè)類型，農(nóng)村家庭包括是否在第二、三產(chǎn)業(yè)工作，是否從事個(gè)體工商業(yè)經(jīng)營(yíng)。第二，家庭人口特征變量，包括家庭成員平均年齡、平均受教育年限、性別比、身體不健康比例、工作人數(shù)。第三，地區(qū)特征變量，為家庭所在省份啞變量。收入風(fēng)險(xiǎn)的具體定義為暫時(shí)性收入（回歸所得殘差項(xiàng)） 的平方，如果暫時(shí)性收入大于0 則為正，否則為負(fù)，在回歸時(shí)將其進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理。

從表6 的回歸結(jié)果中我們可以看到，第（1）列商業(yè)保險(xiǎn)和背景風(fēng)險(xiǎn)的交互項(xiàng)顯著為負(fù)，說(shuō)明商業(yè)保險(xiǎn)可以顯著降低背景風(fēng)險(xiǎn)對(duì)儲(chǔ)蓄率的正向影響，即降低了家庭自身的不確定性進(jìn)而降低了儲(chǔ)蓄率。第（2）列商業(yè)保險(xiǎn)保費(fèi)支出和背景風(fēng)險(xiǎn)的交互項(xiàng)結(jié)果仍然顯著為負(fù)，說(shuō)明商業(yè)保險(xiǎn)確實(shí)能降低家庭面臨的不確定性，為家庭分散風(fēng)險(xiǎn)、提供保障。

表6 背景風(fēng)險(xiǎn)、商業(yè)保險(xiǎn)和家庭儲(chǔ)蓄率

續(xù)表6

六、異質(zhì)性分析

前面提到商業(yè)保險(xiǎn)市場(chǎng)發(fā)展不均衡的問(wèn)題，不僅體現(xiàn)在地區(qū)間的不均衡，還體現(xiàn)在教育水平間的不均衡。商業(yè)保險(xiǎn)產(chǎn)品自身有其復(fù)雜性，人們需要對(duì)可能發(fā)生的收益、損失和家庭風(fēng)險(xiǎn)分布的情況進(jìn)行權(quán)衡之后，才能找到契合家庭需求的產(chǎn)品。這對(duì)人們的認(rèn)知水平、綜合評(píng)估能力有較高的要求，所以戶主受教育水平在一定程度上會(huì)影響家庭的商業(yè)保險(xiǎn)參保行為。有鑒于此，本文按照戶主受教育水平、城鄉(xiāng)以及家庭所在地理位置進(jìn)行分組，以研究商業(yè)保險(xiǎn)對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響在不同特征家庭之間的差異。①異質(zhì)性分析結(jié)果請(qǐng)見(jiàn)《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。結(jié)果顯示在戶主受教育水平為高中及以下、農(nóng)村地區(qū)、中東部地區(qū)的家庭中，商業(yè)保險(xiǎn)和保費(fèi)支出會(huì)顯著降低儲(chǔ)蓄率。

七、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)本文目前所得結(jié)論的可靠性，我們使用三種方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。②穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果請(qǐng)見(jiàn)《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。首先，重新定義儲(chǔ)蓄率2=log(可支配收入/消費(fèi))，回歸結(jié)果顯示我們的結(jié)論穩(wěn)健。然后，本文剔除創(chuàng)業(yè)家庭進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。因?yàn)閯?chuàng)業(yè)主要依靠投資，而投資需要資本的積累。回歸結(jié)果顯示，在剔除有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的家庭之后，商業(yè)保險(xiǎn)仍會(huì)顯著降低家庭儲(chǔ)蓄率。最后，雖然雙向固定效應(yīng)模型可以在一定程度上解決內(nèi)生性問(wèn)題，但隨時(shí)間變化且因個(gè)體而異的遺漏變量，如家庭成員工作特點(diǎn)、流動(dòng)性約束、收入的不確定性等，以及逆向因果問(wèn)題使得本文模型設(shè)定仍可能存在內(nèi)生性。所以，本文使用除本家庭之外省內(nèi)其他家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與率和保費(fèi)支出均值，作為工具變量進(jìn)行回歸。我們認(rèn)為剔除本家庭后省內(nèi)其他家庭的商業(yè)保險(xiǎn)參與率和保費(fèi)均值與該家庭不可觀察的特征無(wú)關(guān)，但與其商業(yè)保險(xiǎn)的購(gòu)買決策高度相關(guān)，滿足工具變量的外生性和相關(guān)性要求。一階段回歸結(jié)果顯示F統(tǒng)計(jì)量大于10，可排除弱工具變量問(wèn)題。二階段回歸結(jié)果顯示，在使用工具變量估計(jì)后，我們的結(jié)論仍然穩(wěn)健。

八、結(jié) 論

中國(guó)家庭高儲(chǔ)蓄率之謎，一直是學(xué)界和政府關(guān)心的重要問(wèn)題。學(xué)者們已經(jīng)從經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、風(fēng)險(xiǎn)、文化等方面對(duì)儲(chǔ)蓄率居高不下的原因做了大量分析。本文從預(yù)防性儲(chǔ)蓄的角度出發(fā)，基于中國(guó)家庭金融調(diào)查2015 和2017 年的微觀數(shù)據(jù)，著重通過(guò)實(shí)證方法分析了商業(yè)保險(xiǎn)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響，探究了商業(yè)保險(xiǎn)作為一種分散風(fēng)險(xiǎn)的外部保障方式，在幫助家庭減輕因意外產(chǎn)生的損失，從而減少當(dāng)期儲(chǔ)蓄、平滑各期消費(fèi)時(shí)所起到的作用。

本文首先通過(guò)理論分析發(fā)現(xiàn)商業(yè)保險(xiǎn)可以顯著減輕未來(lái)風(fēng)險(xiǎn)的波動(dòng)性從而減少家庭儲(chǔ)蓄。其次，本文使用雙向固定效應(yīng)模型，實(shí)證發(fā)現(xiàn)商業(yè)保險(xiǎn)顯著降低了儲(chǔ)蓄率。進(jìn)一步地，本文發(fā)現(xiàn)商業(yè)人壽險(xiǎn)會(huì)顯著降低儲(chǔ)蓄率，其邊際效應(yīng)大于總的商業(yè)保險(xiǎn)的邊際效應(yīng)，而健康險(xiǎn)對(duì)儲(chǔ)蓄率沒(méi)有顯著影響。此外，本文發(fā)現(xiàn)商業(yè)保險(xiǎn)降低儲(chǔ)蓄率的邊際效應(yīng)隨保費(fèi)支出的增加而增強(qiáng)；當(dāng)家庭既有商業(yè)保險(xiǎn)又有社會(huì)保險(xiǎn)時(shí)，儲(chǔ)蓄率會(huì)進(jìn)一步降低；當(dāng)社區(qū)有家庭獲得保險(xiǎn)理賠時(shí)，本家庭會(huì)因?yàn)樯虡I(yè)保險(xiǎn)顯著降低儲(chǔ)蓄率，而在未獲得保險(xiǎn)理賠的社區(qū)，商業(yè)保險(xiǎn)對(duì)儲(chǔ)蓄率沒(méi)有顯著影響；商業(yè)保險(xiǎn)通過(guò)降低家庭面臨的背景風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)而降低儲(chǔ)蓄率。異質(zhì)性分析的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當(dāng)戶主受教育水平為高中及以下、居住在農(nóng)村地區(qū)、屬于中東部地區(qū)的家庭時(shí)，商業(yè)保險(xiǎn)和保費(fèi)支出會(huì)顯著降低儲(chǔ)蓄率。最后，本文通過(guò)重新定義儲(chǔ)蓄率、剔除有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的樣本和使用工具變量等方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)論仍然成立。

本文的發(fā)現(xiàn)在如今擴(kuò)大內(nèi)需、穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、加快經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的大背景下，能夠體現(xiàn)出較強(qiáng)的政策性含義。我國(guó)應(yīng)該加快建立健全商業(yè)保險(xiǎn)市場(chǎng)相關(guān)制度的腳步，提升保險(xiǎn)公司的誠(chéng)信度，促進(jìn)保險(xiǎn)業(yè)在各地區(qū)、各收入水平和各教育水平之間的均衡發(fā)展，充分發(fā)揮商業(yè)保險(xiǎn)風(fēng)險(xiǎn)保障的職能，降低居民對(duì)未來(lái)不確定性事件的擔(dān)憂，進(jìn)而激發(fā)居民的潛在購(gòu)買力。