共同富裕目標(biāo)背景下的商業(yè)保險、數(shù)字經(jīng)濟(jì)與人民幸福感：來自住戶調(diào)查數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

張凌霜

廣東外語外貿(mào)大學(xué) 金融學(xué)院，廣東 廣州 510006

易行健

廣東金融學(xué)院 金融與投資學(xué)院，廣東 廣州 510521

廣東外語外貿(mào)大學(xué) 金融學(xué)院，廣東 廣州 510006

楊碧云

廣東外語外貿(mào)大學(xué) 金融學(xué)院，廣東 廣州 510006

一、引言

2017年10月18日，習(xí)近平總書記在中共十九大報告會議上指出，“帶領(lǐng)人民創(chuàng)造美好生活，是我們黨始終不渝的奮斗目標(biāo)。必須始終把人民利益擺在至高無上的地位，讓改革發(fā)展成果更多更公平惠及全體人民，朝著實(shí)現(xiàn)全體人民共同富裕不斷邁進(jìn)”，并提出到2050年，“全體人民共同富裕基本實(shí)現(xiàn)，我國人民將享有更加幸福安康的生活”。2021年6月10日，國務(wù)院頒布的《中共中央國務(wù)院關(guān)于支持浙江高質(zhì)量發(fā)展建設(shè)共同富裕示范區(qū)的意見》中再次強(qiáng)調(diào)“共同富裕是社會主義的本質(zhì)要求”，要“堅持以滿足人民日益增長的美好生活需要為根本目的……著力激發(fā)人民群眾積極性、主動性、創(chuàng)造性，促進(jìn)社會公平，增進(jìn)民生福祉，不斷增強(qiáng)人民群眾的獲得感、幸福感、安全感和認(rèn)同感”。由此可見，在中國的語境下，實(shí)現(xiàn)共同富裕和滿足人民群眾幸福美好生活的需要有著協(xié)同緊密的聯(lián)系(檀學(xué)文，2020[1]；鄭沃林等，2021[2])，政策努力的最終目的就在于增進(jìn)民生福祉和人民群眾的幸福感(李江一等，2015[3])。幸福感，是一個人基于自己當(dāng)前狀況所進(jìn)行的主觀評價，是人們通過對比自己現(xiàn)有生活和理想生活所得到的對當(dāng)前狀態(tài)的肯定性感受，具有主觀性、積極性和綜合性三大特點(diǎn)(Ross et al.，1986[4]；Diener et al.，2003[5])。幸福感可以對人們的生活產(chǎn)生積極影響，不僅有利于提高居民健康水平、增加居民收入、勞動投入量和勞動力生產(chǎn)效率，也有利于政治穩(wěn)定、降低犯罪率，更有利于增進(jìn)人們之間的信任與社會和諧(種聰和岳希明，2020[6])。在共同富裕目標(biāo)背景下，深入探討幸福感的影響因素以及如何切實(shí)提高人民群眾幸福感具有極為重要的政策意義。

在探討幸福感的影響因素上，長久以來收入都被認(rèn)為是最關(guān)鍵的要素，然而Easterlin(1974)[7]卻發(fā)現(xiàn)長期中經(jīng)濟(jì)增長對居民幸福感并無明顯影響，這一現(xiàn)象被稱為“幸福悖論”(Paradox of Happiness)。此后，大量學(xué)者分別從多個視角對幸福感的影響因素進(jìn)行了探討，如性別、教育、子女?dāng)?shù)量等個體和家庭微觀層面(Blanchflower and Oswald，2004[8]；Clark，2018[9])；環(huán)境、失業(yè)、通貨膨脹、收入不平等與機(jī)會不平等宏觀層面(Knight et al.，2009[10]；儲德銀等，2017[11]；萬廣華和張彤進(jìn)，2021[12])；官員腐敗和社會信任等政治層面(Helliwell et al.，2018[13])。此外，另有部分文獻(xiàn)探討了社會保障對人民幸福感的影響，認(rèn)為社會保障水平的提高能夠促進(jìn)人民幸福感上升(Bairoliya et al.,2018[14])。未來可能發(fā)生的不確定性會降低人們的幸福感(Barr，2020[15])，而社會保障體系作為“安全網(wǎng)”和“減震器”(劉瑜，2015[16]；陽義南和章上峰，2016[17])，能夠通過保障基本生活和醫(yī)療條件，起到風(fēng)險防范的作用，降低居民家庭的不安全感(Tran et al.，2017[18])，緩解預(yù)防性儲蓄動機(jī)(Palumbo，2000[19])，刺激消費(fèi)增長，進(jìn)而提高居民家庭的效用水平。

中共十九大報告明確指出，要“加強(qiáng)社會保障體系建設(shè)……全面建成覆蓋全民、城鄉(xiāng)統(tǒng)籌、權(quán)責(zé)清晰、保障適度、可持續(xù)的多層次社會保障體系”。隨著經(jīng)濟(jì)社會快速發(fā)展，為了滿足中國居民家庭對更高層次風(fēng)險規(guī)避和收入保障的需求，客觀上需要商業(yè)保險的發(fā)展和壯大。在2014年國務(wù)院在發(fā)布的《國務(wù)院關(guān)于加快發(fā)展現(xiàn)代保險服務(wù)業(yè)的若干意見》中，明確指出“把商業(yè)保險建成社會保障體系的重要支柱”，體現(xiàn)出商業(yè)保險在構(gòu)建多層次社會保障體系中的重要地位和作用。此后，2021年3月國務(wù)院發(fā)布的《中華人民共和國國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要》再次強(qiáng)調(diào)，要“深化保險公司改革，提高商業(yè)保險保障能力”。有鑒于此，充分探討商業(yè)保險對人民幸福感的影響效應(yīng)，能夠?yàn)橛行蛲七M(jìn)共同富裕，提升中國人民幸福感，提供新的視角和政策依據(jù)。

綜上來看，在共同富裕目標(biāo)背景下，詳細(xì)分析居民家庭幸福感的影響因素以及如何提高人民幸福感具有很強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。本文嘗試從商業(yè)保險這一視角來研究其對居民家庭幸福感的影響效應(yīng)以及數(shù)字經(jīng)濟(jì)在其間的調(diào)節(jié)作用以彌補(bǔ)相關(guān)文獻(xiàn)的不足，以期為中國扎實(shí)推進(jìn)共同富裕，逐步實(shí)現(xiàn)人民群眾對美好生活的向往提供較為新穎和詳實(shí)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)并提出具有針對性的政策建議。與本文研究較為相關(guān)的一篇文獻(xiàn)是周海珍和鄭佳豪(2021)[20]，該文基于2018年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)和傾向得分匹配法探討了商業(yè)養(yǎng)老保險對居民幸福感的影響。但較為遺憾的是，該研究采用截面數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，無法較好地排除由不可觀測的個體效應(yīng)可能帶來的偏誤；另外，該研究未對商業(yè)保險影響家庭幸福感的機(jī)制進(jìn)行探討。相比于以往文獻(xiàn)，本文的貢獻(xiàn)主要在于：第一，已有文獻(xiàn)極少探討商業(yè)保險與幸福感的相關(guān)關(guān)系，本文從商業(yè)保險與家庭幸福感視角展開研究，彌補(bǔ)相關(guān)文獻(xiàn)的不足；第二，已有相關(guān)文獻(xiàn)較多采用截面數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，為了更好地消除不隨時間變化且不可觀測的個體效應(yīng)的影響，本文采用CHFS 2013-2017年平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行雙向固定效應(yīng)估計；第三，現(xiàn)有文獻(xiàn)鮮有討論商業(yè)保險對家庭幸福感的影響機(jī)制，本文嘗試從收入不確定性角度對影響渠道進(jìn)行分析；第四，與以往文獻(xiàn)多采用省級層面指標(biāo)不同，本文利用微觀家庭調(diào)查問卷中部分信息構(gòu)建家庭層面數(shù)字經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，嘗試考察數(shù)字經(jīng)濟(jì)在商業(yè)保險與家庭幸福感之間所起到的調(diào)節(jié)作用；第五，本文從城鄉(xiāng)、人力資本和社會資本以及擁有社會保險差異著手，細(xì)致分析商業(yè)保險參與對居民家庭幸福感的影響效應(yīng)在不同類別家庭中的異質(zhì)性作用，以期為相應(yīng)政策制定和實(shí)施提供經(jīng)驗(yàn)支持。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假說

作為幸福經(jīng)濟(jì)學(xué)的核心變量，幸福感在量化分析中一般有三種表述，分別是主觀幸福感(Subjective Well-being，SWB)、生活滿意度(Life Satisfaction)和生活階梯(Ladder-of-life)，且均可以作為幸福感的代理變量(亓壽偉，2010[21])。其中，在經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中，主觀幸福感的使用更為廣泛，這一衡量指標(biāo)可以反映人們對生活整體的主觀評價(馮詩杰等，2014[22])。整體來看，研究家庭幸福感影響因素的文獻(xiàn)已有很多，但從保險視角開展的研究相對較少，而重點(diǎn)討論商業(yè)保險與家庭主觀幸福感之間關(guān)系的文獻(xiàn)則更為匱乏。保險作為社會保障體系的重要組成部分，有著天然的風(fēng)險抵御功能，可以通過降低不確定性提高其主觀幸福感；在缺乏保險覆蓋的情況下，居民往往采用預(yù)防性儲蓄來規(guī)避風(fēng)險，而預(yù)防性儲蓄會擠占居民的當(dāng)期消費(fèi)，從而抑制主觀幸福感(張子豪和譚燕芝，2018[23])?，F(xiàn)有相關(guān)研究主要從基本醫(yī)療保險和社會養(yǎng)老保險視角開展討論，且多認(rèn)為擴(kuò)大保險覆蓋可以提升人民幸福感。

在醫(yī)療保險方面，Kotakorpi and Laamanen(2010)[24]采用芬蘭數(shù)據(jù)討論了國家醫(yī)療保險政策和醫(yī)療方面公共支出對居民生活滿意度的影響，結(jié)論顯示提高國家醫(yī)療保險覆蓋范圍和增加政府醫(yī)療支出均能顯著提升居民滿意度。Connor(2017)[25]則分析了2005-2012年間104個國家數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)即使國家福利類型不同，其社會保障規(guī)模與居民幸福感之間都存在較為顯著的正向關(guān)系。黃秀女和郭圣莉(2018)[26]基于中國綜合社會調(diào)查(CGSS)2005、2010和2015數(shù)據(jù)運(yùn)用LSA估值法測算了隱性福利的貨幣價值，結(jié)果顯示基本醫(yī)療保險的隱性福利價值約為居民家庭年收入的24.58%，且農(nóng)村地區(qū)隱性福利提高幅度高于城鎮(zhèn)地區(qū)。此后，黃秀女(2019)[27]進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，在控制了醫(yī)療服務(wù)價格后，總體上醫(yī)療保險擴(kuò)張及補(bǔ)貼力度顯著促進(jìn)了居民主觀幸福感的提升，但在農(nóng)村最低收入階層則產(chǎn)生了顯著的擠出效應(yīng)；其原因可能源于醫(yī)療服務(wù)價格上漲導(dǎo)致農(nóng)村低收入階層就醫(yī)門檻或家庭負(fù)擔(dān)提高。此后，陳璐和熊毛毛(2020)[28]對2011年和2014年中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的研究顯示，參保城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險可通過提高家庭收入水平的方式降低老年人的消極情感，且提升作用在低齡段、低收入、健康狀況較好的老年群體中體現(xiàn)得更加明顯。在養(yǎng)老保險方面，蒲曉紅和趙海堂(2020)[29]基于中國綜合社會調(diào)查2015年的數(shù)據(jù)分析認(rèn)為，基本養(yǎng)老保險顯著提升中低收入居民的幸福感，但對高收入居民的影響微弱，社會信任在基本養(yǎng)老保險參與和居民幸福感之間發(fā)揮部分中介作用。此后，易定紅和趙一凡(2021)[30]基于2016年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)使用斷點(diǎn)回歸設(shè)計方法對新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險的政策效果進(jìn)行了評估，結(jié)果顯示領(lǐng)取養(yǎng)老金提升了其對未來生活的信心，且東部地區(qū)和中高收入地位的老年人生活幸福感提升較為顯著。雖然基于商業(yè)保險角度討論家庭幸福感影響效應(yīng)的文獻(xiàn)極少，但作為正規(guī)風(fēng)險分擔(dān)機(jī)制，商業(yè)保險對居民幸福感的影響同樣不容忽視，結(jié)合上文對已有文獻(xiàn)的總結(jié)，本文提出假說1。

假說1：商業(yè)保險參與能夠顯著提高居民家庭幸福感。

假說2：商業(yè)保險參與能夠通過緩解居民家庭未來可能面臨的收入不確定性所引致的預(yù)防性儲蓄動機(jī)，從而提高家庭幸福感。

共同富裕作為一種經(jīng)濟(jì)社會狀態(tài)，必須依存于所處的經(jīng)濟(jì)階段；從時間上看，中國進(jìn)入共同富裕正好與數(shù)字經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的時期相吻合，有序推進(jìn)共同富裕需要嵌入和依托于數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展；從學(xué)理來看，數(shù)字經(jīng)濟(jì)與共同富裕具有很強(qiáng)的契合性，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的高分享性特征有助于堅持以共享性增長方式推進(jìn)共同富裕(夏杰長和劉誠，2021[42])。《國家統(tǒng)計局關(guān)于數(shù)字經(jīng)濟(jì)及其核心產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(2021)》所示，數(shù)字經(jīng)濟(jì)是指以數(shù)據(jù)資源作為關(guān)鍵生產(chǎn)要素、以現(xiàn)代信息網(wǎng)絡(luò)作為重要載體、以信息通信技術(shù)的有效使用作為效率提升和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的重要推動力的一系列經(jīng)濟(jì)活動。Goldfarb and Tucker(2019)[43]指出，數(shù)字經(jīng)濟(jì)能夠在降低搜索成本、復(fù)制成本、運(yùn)輸成本、跟蹤成本和驗(yàn)證成本五個方面對經(jīng)濟(jì)活動產(chǎn)生重要影響。數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展能夠改善信息不對稱問題，提高金融可得性并緩解流動性約束(郭峰和王瑤佩，2020[44])，有助于抑制不確定性給家庭帶來的負(fù)面影響，降低預(yù)防性儲蓄動機(jī)，進(jìn)而平滑消費(fèi)。Jack and Suri(2014)[45]對肯尼亞家庭數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，研究發(fā)現(xiàn)使用移動貨幣賬戶(M-PESA)和數(shù)字銀行賬戶(M-Shwari)均可以降低不確定性對居民家庭的負(fù)向沖擊，減少縮減日常支出的可能性，避免消費(fèi)出現(xiàn)大幅波動；相比之下，未使用移動貨幣賬戶的家庭在面臨不確定性沖擊時消費(fèi)支出平均下降了7%。國內(nèi)的研究也得出了類似結(jié)論，比如何宗樾和宋旭光(2020)[46]利用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)分析發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融的發(fā)展顯著降低了家庭面臨的不確定性進(jìn)而緩解了預(yù)防性儲蓄動機(jī)?；谝陨嫌懻?，本文提出假說3。

假說3：數(shù)字經(jīng)濟(jì)通過緩解家庭可能面臨的收入不確定性所引致的預(yù)防性儲蓄動機(jī)，強(qiáng)化了商業(yè)保險參與對家庭幸福感的促進(jìn)作用。

三、實(shí)證研究設(shè)計

(一)模型設(shè)定和估計方法

1. 本文在基準(zhǔn)回歸中采用雙向固定效應(yīng)估計方法，具體模型設(shè)定如下：

yijt=β0+β1insuranceijt+β2Xijt+β3Djt+λi+ηt+κj+μijt

(1)

其中，被解釋變量yijt表示第t年j省份i家庭的主觀幸福感，式(1)右邊第二項insuranceijt為本文關(guān)注的核心解釋變量，即家庭是否購買商業(yè)保險。Xijt為家庭層面和戶主個人層面特征控制變量；Djt表示城市層面控制變量，用以控制區(qū)域經(jīng)濟(jì)特征；λi、ηt和κj分別為家庭、年份和省份固定效應(yīng)；μijt為擾動項。

Ferrer-i-Carbonell and Frijters(2004)[47]發(fā)現(xiàn)，線性模型OLS的估計結(jié)果與基于極大似然估計法的序數(shù)回歸模型的估計結(jié)果是一致的，兩者之間沒有顯著差異?？紤]到OLS估計在分析結(jié)果上更加清晰直觀，且已有很多研究主觀幸福感的文獻(xiàn)均采用了OLS估計方法進(jìn)行實(shí)證分析(Knight et al.，2009；萬廣華和張彤進(jìn)，2021)，本文也采用OLS方法對模型進(jìn)行估計。此外，本文還將對模型可能存在的內(nèi)生性問題進(jìn)行討論，參考Esarey and Schwindt-Bayer(2019)[48]的工具變量構(gòu)建思路，選取城市商業(yè)保險機(jī)構(gòu)數(shù)量與金融素養(yǎng)的交互項作為內(nèi)生性處理的工具變量。城市層面商業(yè)保險機(jī)構(gòu)數(shù)量外生于個體微觀家庭層面的主觀幸福感，而金融素養(yǎng)能夠?qū)€體家庭參與商業(yè)保險產(chǎn)生影響(秦芳等，2016[49])，這意味著城市層面商業(yè)保險機(jī)構(gòu)數(shù)量能夠以金融素養(yǎng)為中介對家庭商業(yè)保險參與產(chǎn)生作用。有鑒于此，本文認(rèn)為這一工具變量能夠滿足外生性和有效性條件。此外，為了考察回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還將在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分采用固定效應(yīng)序數(shù)logit模型對基準(zhǔn)方程重新估計。

2. 機(jī)制分析。本文在模型(1)的基礎(chǔ)上進(jìn)一步加入收入不確定性與商業(yè)保險參與的交互項，以考察商業(yè)保險能否通過緩解收入不確定性來提高家庭主觀幸福感。

實(shí)證模型設(shè)計如下：

(2)

模型(2)中Mijt表示收入不確定性，其他控制變量與上文一致。根據(jù)假說2，本文預(yù)期此處商業(yè)保險參與和收入不確定性交互項系數(shù)α2為正且在統(tǒng)計上顯著。

3. 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析：數(shù)字經(jīng)濟(jì)的調(diào)節(jié)作用。在模型(2)的交互項系數(shù)估計結(jié)果符合預(yù)期的情況下，本文進(jìn)一步分析數(shù)字經(jīng)濟(jì)對商業(yè)保險與人民幸福感關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。具體模型設(shè)定如下：

yijt=α0+α1insuranceijt+α2insuranceijt*DATAijt+α3DATAijt+α4Xijt+α5Djt+λi

+ηt+κj+μijt

(3)

Mijt=γ0+γ1Dataijt+γ2Xijt+γ3Djt+λi+ηt+κn+μijt

(4)

模型(3)中，核心解釋變量insuranceijt*DATAijt為本文構(gòu)建的家庭層面數(shù)字經(jīng)濟(jì)指標(biāo)與商業(yè)保險參與的交互項。模型(4)中，被解釋變量Mijt分別為以失業(yè)概率和暫時性收入平方代表的收入不確定性機(jī)制變量，其他控制變量與上文一致。根據(jù)假說3，若數(shù)字經(jīng)濟(jì)能夠?qū)ι虡I(yè)保險參與與家庭幸福感的關(guān)系起調(diào)節(jié)作用，那么本文預(yù)期模型(3)中交互項的系數(shù)α2為正，同時，模型(4)中數(shù)字經(jīng)濟(jì)的系數(shù)γ1為負(fù)且在統(tǒng)計上顯著。

(二)數(shù)據(jù)來源與處理

本文使用的數(shù)據(jù)來自西南財經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心在全國范圍內(nèi)開展的2013年、2015年和2017年三輪中國家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey，簡稱CHFS)，并構(gòu)建平衡面板數(shù)據(jù)。CHFS是中國家庭金融調(diào)查與研究中心在全國范圍內(nèi)開展的抽樣調(diào)查項目，旨在收集有關(guān)家庭金融微觀層次的相關(guān)信息，主要內(nèi)容包括住房資產(chǎn)與金融財富、負(fù)債與信貸約束、收入與消費(fèi)、社會保障與保險、代際轉(zhuǎn)移支付、人口特征與就業(yè)以及支付習(xí)慣等相關(guān)信息。樣本分布于全國有代表性的29個省(自治區(qū)、直轄市)、367個縣(區(qū)、縣級市)、1481個社區(qū)。在數(shù)據(jù)處理方面，本文剔除了家庭總收入、凈資產(chǎn)和負(fù)債水平小于0的樣本，并剔除了戶主年齡在18歲以下和戶主年齡在65歲以上以及關(guān)鍵變量存在缺失值的樣本。經(jīng)過以上數(shù)據(jù)處理，本文最終得到31020個樣本家庭。本文所用城市層面數(shù)據(jù)均來源于相應(yīng)年度各地級市的統(tǒng)計年鑒、保險統(tǒng)計年鑒和年度統(tǒng)計公報。

(三)變量選取及說明

1. 被解釋變量：主觀幸福感。根據(jù)CHFS問卷調(diào)查“總的來說，您現(xiàn)在覺得幸福嗎？”，受訪者在非常幸福、幸福、一般、不幸福和非常不幸福五個選項中做出單項選擇?？紤]到實(shí)證結(jié)果的直觀性，本文將對以上五個選項分別賦值為5、4、3、2、1。

2. 核心解釋變量：家庭是否購買商業(yè)保險。本文的核心解釋變量為家庭是否購買商業(yè)保險，若家庭擁有商業(yè)保險，則取值為1，否則取值為0。在后續(xù)穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文還將使用家庭去年商業(yè)保險保費(fèi)支出總額作為替代變量，對基準(zhǔn)回歸的結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性分析。

3. 機(jī)制變量：收入不確定性。參考周京奎(2011)[50]、羅楚亮(2004)[51]以及錢文榮和李寶值(2013)[52]，本文分別以失業(yè)不確定性(1)參考周京奎(2011)，本文以家庭成員的個人特征、家庭特征、社會保險購買、自評健康狀況等作為解釋變量，以失業(yè)二值變量(無工作=1)作為被解釋變量，用Probit方法估計家庭的失業(yè)概率函數(shù)，并得到預(yù)測值，作為失業(yè)風(fēng)險的衡量指標(biāo)。和暫時性收入平方(2)參考羅楚亮(2004)與錢文榮和李寶值(2013)，本文以家庭成員的個人特征、家庭人口特征和經(jīng)濟(jì)特征等作為解釋變量，以家庭收入作為被解釋變量，用OLS方法進(jìn)行估計并將所得殘差作為暫時性收入的代理變量，并將暫時性收入小于0的值取負(fù)數(shù)，最后求出暫時性收入的平方作為收入不確定性的代理變量。作為衡量家庭收入不確定性的代理變量。

4. 調(diào)節(jié)變量：數(shù)字經(jīng)濟(jì)指標(biāo)。目前國內(nèi)研究數(shù)字經(jīng)濟(jì)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的相關(guān)文獻(xiàn)中，多采用北大數(shù)字普惠金融指數(shù)作為數(shù)字經(jīng)濟(jì)的代理變量。本文借鑒趙濤等(2020)[53](3)趙濤(2020)利用城市互聯(lián)網(wǎng)普及率、相關(guān)從業(yè)人員情況、相關(guān)產(chǎn)出情況、移動電話普及率和中國數(shù)字普惠金融指數(shù)五項指標(biāo)和主成分分析法構(gòu)建城市層面數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)。這5個指標(biāo)均來自2013-2017年CHFS問卷信息，具體包括：您家是否使用信用卡；去年是否有網(wǎng)購經(jīng)歷；去年網(wǎng)絡(luò)購買消費(fèi)總額；去年使用電話、手機(jī)等通信費(fèi)、有線電視費(fèi)、上網(wǎng)費(fèi)用總額；是否在數(shù)字經(jīng)濟(jì)行業(yè)就業(yè)，行業(yè)信息參考《國家統(tǒng)計局關(guān)于數(shù)字經(jīng)濟(jì)及其核心產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(2021)》。的思路，采用2013—2017年CHFS調(diào)查問卷中涉及數(shù)字經(jīng)濟(jì)的5個指標(biāo)，包括互聯(lián)網(wǎng)購物經(jīng)歷、互聯(lián)網(wǎng)購物支出等，將以上5個指標(biāo)的數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化之后利用因子分析法構(gòu)建家庭層面的數(shù)字經(jīng)濟(jì)綜合指數(shù)，并對該指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。因子分析的KMO檢驗(yàn)整體值是0.725，Bartlett球形檢驗(yàn)p值為0.000，小于0.05的臨界值，意味著所選取的指標(biāo)適合采用因子分析法構(gòu)建數(shù)字經(jīng)濟(jì)指數(shù)變量。根據(jù)特征值大于1以及累積貢獻(xiàn)大于60%的基本準(zhǔn)則保留第一個有效公共因子(4)根據(jù)因子分析結(jié)果，僅第一個因子特征值大于1，該因子特征值為1.33445，方差貢獻(xiàn)為1.25836，累計貢獻(xiàn)率為0.9374；為了節(jié)省篇幅，本文僅報告該因子的相關(guān)信息。，并采用Bartlett因子得分法構(gòu)建指數(shù)，最后將該指數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化處理，使取值介于[0,1]之間。

5. 控制變量。為了緩解遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文在模型中加入盡可能多的控制變量。本文所采用的主要控制變量如下：(1)家庭層面：總收入、凈資產(chǎn)、家庭人口規(guī)模、是否擁有社會醫(yī)療保險、是否擁有社會養(yǎng)老保險、是否擁有失業(yè)保險、少兒撫養(yǎng)比、是否擁有房產(chǎn)、是否擁有負(fù)債、是否從事工商業(yè)經(jīng)營項目、是否為農(nóng)業(yè)戶籍；(2)戶主個人層面：年齡、年齡的平方、性別、受教育年限、是否健康；(3)城市層面：城市地區(qū)人均GDP。另外，參照尹志超和張棟浩(2020)[54]的做法本文進(jìn)一步控制了省份固定效應(yīng)。

(四)主要變量描述性統(tǒng)計

表1報告了主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果。從表1可以看出，被解釋變量家庭幸福感的均值為3.67，擁有商業(yè)保險的家庭占全樣本家庭的28%，商業(yè)保險保費(fèi)支出均值為1228.1。此外，樣本中有13%的家庭擁有失業(yè)保險，有90%的家庭擁有社會醫(yī)療保險，有81%的家庭擁有社會養(yǎng)老保險。其他主要控制變量如戶主性別、戶主受教育年限、家庭規(guī)模、家庭經(jīng)濟(jì)特征以及戶籍類型等均較為合理。

表1 全樣本的描述性統(tǒng)計

續(xù)表1

四、基準(zhǔn)實(shí)證結(jié)果與機(jī)制討論

(一)基準(zhǔn)分析：商業(yè)保險參與對家庭主觀幸福感的影響

本文在基準(zhǔn)回歸中逐步加入戶主個人特征變量和家庭特征變量，并使用雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計。根據(jù)表2的回歸結(jié)果可見，隨著控制變量的不斷引入，商業(yè)保險參與對居民家庭幸福感的影響始終為正，結(jié)果較為穩(wěn)健，這與本文的假說1相吻合。仔細(xì)觀察表2第(3)列回歸結(jié)果，在戶主個人特征層面上，能夠發(fā)現(xiàn)戶主已婚、戶主較為健康的家庭幸福感較高，而相對于女性戶主，戶主為男性的家庭幸福感較低；戶主年齡與家庭幸福感呈U型關(guān)系，即伴隨著戶主年齡上升，幸福感呈現(xiàn)先降后升的趨勢。進(jìn)一步觀察家庭特征層面控制變量，可見家庭收入和凈資產(chǎn)水平越高，則家庭幸福感越強(qiáng)，擁有負(fù)債則會顯著降低家庭幸福感。開展自營工商業(yè)項目的家庭，幸福感較高。此外，參與了社會養(yǎng)老保險的家庭，其幸福感顯著高于沒有參與社會養(yǎng)老保險的家庭。

表2 基準(zhǔn)分析：商業(yè)保險參與對家庭幸福感的影響

續(xù)表2

(二)商業(yè)保險參與對家庭幸福感的影響機(jī)制——收入不確定性

扎實(shí)推進(jìn)共同富裕，需要不斷增強(qiáng)人民群眾的獲得感、幸福感和安全感。公眾的幸福不僅來自于既有的個體處境改善，同時還來自于發(fā)展與穩(wěn)定基礎(chǔ)上所帶來的個體生存保障與積極預(yù)期；安全感是影響幸福感形成的重要因素，在獲得感與幸福感的影響關(guān)系中扮演了“連接器”和“催化劑”的角色；居民所面臨的收入、教育、醫(yī)療、住房等不確定性越大，越不利于安全感的提升(鄭建君，2020)[55]。已有文獻(xiàn)大多發(fā)現(xiàn)，收入、醫(yī)療、壽命、政策等不確定性會引致預(yù)防性儲蓄增加，抑制居民消費(fèi)(Balcilar et al.，2019；Ameriks et al.，2020)，從而不利于幸福感的提升。因此，在本部分本文將考察商業(yè)保險參與是否能夠降低收入不確定性來提高家庭主觀幸福感。首先，以收入不確定性指標(biāo)作為被解釋變量進(jìn)行回歸，觀察表3的第(3)列和第(4)列可知，商業(yè)保險參與對收入不確定性呈顯著負(fù)向效應(yīng)，且對以暫時性收入平方衡量的不確定性的抑制作用更為顯著。之后，本文在模型中引入商業(yè)保險參與和收入不確定性代理變量的交互項。前兩列的回歸結(jié)果顯示，收入不確定性確實(shí)顯著降低了家庭主觀幸福感，而參與商業(yè)保險能夠降低由收入不確定性導(dǎo)致的預(yù)防性儲蓄動機(jī)，進(jìn)而緩解其對家庭幸福感的抑制作用，且對面臨不確定性越強(qiáng)的家庭，商業(yè)保險的緩解作用也越大。根據(jù)前文分析可知，不確定性的存在是導(dǎo)致居民預(yù)防性儲蓄增加和消費(fèi)減少的極為重要因素，而保險可以對未來可能產(chǎn)生的負(fù)向沖擊起到緩解和對沖的作用。李濤和朱銘來(2017)在探討正式制度(社會保險和商業(yè)保險)和非正式制度(家庭社會網(wǎng)絡(luò))對家庭消費(fèi)的影響時便發(fā)現(xiàn)商業(yè)保險對消費(fèi)的促進(jìn)作用十分顯著，居民消費(fèi)能力的擴(kuò)大將帶來家庭主觀幸福感的提高(Srivastava et al.，2001)，結(jié)合以上討論，本文假說2得以驗(yàn)證。

表3 影響機(jī)制：收入不確定性

五、異質(zhì)性分析和調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

(一)異質(zhì)性分析

1. 按城鄉(xiāng)分組。受資源、經(jīng)濟(jì)、社會文化等多種因素的交互作用，各地推進(jìn)共同富裕的基礎(chǔ)和條件存在很大差異(鄭沃林等，2021)。種聰和岳希明(2020)指出，在戶籍制度下，農(nóng)村居民從出生開始就難以享受和城市居民同等的福利待遇，這包括基礎(chǔ)教育、醫(yī)療以及勞動力市場回報等眾多方面；且戶籍身份導(dǎo)致的差異短期內(nèi)難以通過城市化徹底消除，這使得在傳統(tǒng)城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)之外又形成了城市中外來移民和本地居民之間的“新二元結(jié)構(gòu)”。有鑒于此，本文對樣本按戶籍進(jìn)行分組，考察商業(yè)保險參與對城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭幸福感的影響是否存在顯著差異。從表4所示，可以看出，商業(yè)保險參與對農(nóng)村地區(qū)家庭的幸福感有顯著促進(jìn)作用，但對城鎮(zhèn)地區(qū)家庭無顯著影響，這與周海珍和鄭佳豪(2021)所得結(jié)論類似。究其原因，可能是由于城鎮(zhèn)居民擁有更高的收入水平、更完善的社會保障、更優(yōu)質(zhì)的教育和醫(yī)療條件，因而具有相對較高的風(fēng)險抵御能力。此外，城鎮(zhèn)居民就業(yè)大多具有正式的雇傭關(guān)系，受到相應(yīng)法律法規(guī)的保護(hù)；與之相比，農(nóng)村居民非正規(guī)就業(yè)的比例較高，面臨更大的永久性收入風(fēng)險和暫時性收入風(fēng)險(Santaeulàlia-Llopis and Zheng，2018[56])。楊繼生和鄒建文(2020)[57]發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)居民對收入沖擊的保險能力明顯強(qiáng)于農(nóng)村居民，而農(nóng)村居民對借貸限制和收入沖擊的反應(yīng)則明顯高于城鎮(zhèn)居民，這意味著農(nóng)村居民有更強(qiáng)的風(fēng)險厭惡水平和預(yù)防性儲蓄動機(jī)。結(jié)合實(shí)證結(jié)果和以上討論，本文認(rèn)為，參與商業(yè)保險對收入不確定性的緩解作用以及對預(yù)防性儲蓄動機(jī)的抑制作用對農(nóng)村家庭更大，亦在更大程度上有助于農(nóng)村家庭平滑消費(fèi)提高幸福水平。

表4 異質(zhì)性分析：按城鄉(xiāng)分組

2. 按人力資本水平和社會資本水平分組。Helliwell(2003)[58]的研究發(fā)現(xiàn)更多的社會資本和更高的信任水平與更高的主觀幸福感之間存在相關(guān)性。社會資本代表著個人通過社會關(guān)系獲取稀缺資源的能力(Durlauf and Fafchamps，2004[59])，但社會資本不易測量，本文參考梁爽等(2014)[60]，以戶主父母是否為單位(部門)負(fù)責(zé)人、(副)局級及以上、(副)組/股長、(副)科長、鄉(xiāng)鎮(zhèn)干部或村干部等以及家庭中其他成員是否為黨的機(jī)關(guān)、國家機(jī)關(guān)、群團(tuán)和社會組織或企事業(yè)單位負(fù)責(zé)人作為家庭社會資本水平的代理變量。此外，張維迎和柯榮住(2002)[61]認(rèn)為，接受更高層次的教育可以提升社會地位從而獲得人們更多的信任，有利于提高自身社會資本水平。鑒于人力資本水平與社會資本水平有較強(qiáng)的相關(guān)性，擁有更高人力資本水平的家庭可能同時具有更高社會資本水平，因此本部分進(jìn)一步以戶主是否為高中受教育水平為線對樣本家庭進(jìn)行劃分(如表5)。由回歸結(jié)果，可知商業(yè)保險參與對受教育年限較低以及社會資本水平較低的家庭影響顯著為正，對受教育年限較高或社會資本水平較高的家庭雖然影響方向?yàn)檎?，但系?shù)在統(tǒng)計上不顯著。根據(jù)易行健等(2012)[62]的研究可知，社會網(wǎng)絡(luò)作為一種非正式保險制度，能夠?qū)彝テ鸬斤L(fēng)險分擔(dān)作用，該保障功能可以顯著降低家庭預(yù)防性儲蓄水平，進(jìn)而有利于家庭實(shí)現(xiàn)消費(fèi)平滑。對于人力資本水平和社會資本水平較低的家庭而言，由于缺乏這一有效風(fēng)險分擔(dān)渠道，其抵御風(fēng)險能力較弱，更多依賴于“自我儲蓄”(預(yù)防性儲蓄)來對沖未來可能發(fā)生的不利沖擊，因而參與商業(yè)保險對于這部分家庭的消費(fèi)平滑作用可能更強(qiáng)，對主觀幸福感的提高效應(yīng)也更為顯著。

表5 異質(zhì)性分析：按受教育年限和社會資本分組

3. 按社會保障水平分組。2021年8月17日，在中央財經(jīng)委員會第十次會議上，習(xí)近平強(qiáng)調(diào)“優(yōu)化社會保障制度，是扎實(shí)推進(jìn)共同富裕發(fā)展的重要舉措…是共同富裕的穩(wěn)定器”。社會保障不僅關(guān)乎基本民生的保障，更是全體人民解決后顧之憂、共享國家發(fā)展成果的基本途徑(鄒萃，2021[63])。根據(jù)現(xiàn)有研究，參與社會保險可以幫助家庭抵御風(fēng)險并降低“自我儲蓄”水平，實(shí)現(xiàn)消費(fèi)平滑(Gormley et al.，2010；Liu，2016[64])，有助于提升居民幸福感。因此，在本部分異質(zhì)性分析中，將根據(jù)家庭是否擁有失業(yè)保險和社會養(yǎng)老保險進(jìn)行分組回歸，進(jìn)一步考察商業(yè)保險參與對擁有不同社會保障水平家庭主觀幸福感的影響是否存在顯著差異。觀察表6可知，商業(yè)保險參與對于缺乏失業(yè)保險家庭的幸福感具有顯著正向效應(yīng)，但對擁有失業(yè)保險的家庭而言該影響雖然為正卻并不顯著。另外，相比于擁有社會養(yǎng)老保險的家庭，參與商業(yè)保險對無社會養(yǎng)老保險家庭幸福感的提升作用更大。這可能源于缺少社會保險的家庭缺乏有效的風(fēng)險分擔(dān)機(jī)制，在面臨未來可能的不利沖擊時將更加依賴于家庭的自我儲蓄，通過提高預(yù)防性儲蓄水平來抵御風(fēng)險。因此，商業(yè)保險參與更加有利于緩解這類家庭的預(yù)防性儲蓄動機(jī)，幫助其平滑消費(fèi)進(jìn)而提高家庭主觀幸福感。

表6 異質(zhì)性分析：按社會保障水平分組

(二)調(diào)節(jié)效應(yīng)：數(shù)字經(jīng)濟(jì)

中國進(jìn)入共同富裕與數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展在時間上相吻合，隨著中國逐步進(jìn)入數(shù)字時代，未來共同富裕必然以數(shù)字經(jīng)濟(jì)為依托，換言之，數(shù)字經(jīng)濟(jì)為共同富裕提供了技術(shù)和路徑(夏杰長和劉誠，2021)。結(jié)合對已有文獻(xiàn)的分析和回顧，可知數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有利于降低市場摩擦、增強(qiáng)居民家庭正規(guī)金融可得性、緩解流動性約束、提高社會互動水平(郭峰和王瑤佩，2020)，從而有助于降低居民家庭面臨的不確定性和平滑消費(fèi)。因此，基于模型(3)和(4)，本文引入數(shù)字經(jīng)濟(jì)變量以及商業(yè)保險和數(shù)字經(jīng)濟(jì)的交互項來考察數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展是否有助于增強(qiáng)商業(yè)保險參與對居民家庭幸福感的促進(jìn)作用。表7報告了相關(guān)實(shí)證結(jié)果，從第(2)列和第(3)列可見，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對以失業(yè)概率衡量的收入不確定性和以暫時性收入平方衡量的收入不確定性的影響系數(shù)均顯著為負(fù)，再觀察第(1)列，可以發(fā)現(xiàn)數(shù)字經(jīng)濟(jì)與商業(yè)保險參與的交互項系數(shù)顯著為正。綜合以上回歸結(jié)果，這意味著數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展確實(shí)能夠緩解家庭所面臨的收入不確定性，并通過該渠道進(jìn)一步強(qiáng)化了商業(yè)保險對居民家庭幸福感的正向效應(yīng)。

表7 數(shù)字經(jīng)濟(jì)對商業(yè)保險參與和家庭幸福感關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

六、內(nèi)生性討論與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)內(nèi)生性討論

本文基準(zhǔn)回歸部分雖然通過雙向固定效應(yīng)估計緩解了不隨時間變化的個體效應(yīng)的影響，但依然可能存在其他難以觀測的遺漏變量同時影響商業(yè)保險參與和家庭幸福感。對此，基于實(shí)證研究設(shè)計部分的討論，本文在此處以城市保險機(jī)構(gòu)數(shù)量和家庭金融素養(yǎng)的交互項作為工具變量對模型重新進(jìn)行估計。根據(jù)表8中第(1)列回歸結(jié)果所示，第一階段回歸中，城市保險機(jī)構(gòu)數(shù)量和金融素養(yǎng)的交互項與核心解釋變量之間呈正相關(guān)關(guān)系，且F檢驗(yàn)值為10.135，大于Stock-Yoo弱工具變量的臨界值10，由此可以認(rèn)為該工具變量通過了弱工具變量檢驗(yàn)，符合有效性條件。在第二階段回歸中，參與商業(yè)保險的家庭比未參與商業(yè)保險的家庭幸福感高出0.68，且該系數(shù)在5%水平上顯著，其影響方向與基準(zhǔn)結(jié)果相一致。整體而言，工具變量估計系數(shù)要高于基準(zhǔn)回歸系數(shù)，這表明忽略模型的內(nèi)生性問題有可能低估商業(yè)保險參與對家庭幸福感的影響。此外，工具變量估計結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果存在差異也可能源于局部平均處理效應(yīng)(5)Angrist et al.(1996)[65]提出，工具變量法估計的是受政策作用群體的平均處理效應(yīng)。(Local Average Treatment Effect)。假設(shè)商業(yè)保險參與對家庭幸福感的影響存在異質(zhì)性，而本文的工具變量更多的是識別出處理組(參與商業(yè)保險樣本家庭)的局部平均處理效應(yīng)(6)Jiang(2017)[66]對2003-2014年發(fā)表于國際三大金融期刊(Journal of Finance/Journal of Financial Economics/Review of Financial Studies)的255篇文章進(jìn)行統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn)，工具變量法估計將回歸系數(shù)平均擴(kuò)大了9倍，這很大程度上源自于局部平均處理效應(yīng)(LATE)。，也會導(dǎo)致工具變量估計結(jié)果與基準(zhǔn)結(jié)果存在差異。

表8 內(nèi)生性：工具變量法

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 更換核心解釋變量:家庭商業(yè)保險保費(fèi)支出對數(shù)。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文將核心解釋變量更換為家庭上一年商業(yè)保險保費(fèi)總支出的對數(shù)，以此來替換原核心解釋變量并觀察結(jié)果是否穩(wěn)健。根據(jù)表9回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，商業(yè)保險保費(fèi)支出水平對家庭主觀幸福感的影響顯著為正，且在10%水平上顯著，這與本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致。

表9 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：家庭商業(yè)保險保費(fèi)支出對數(shù)

2. 更換估計方法：面板固定效應(yīng)序數(shù)Logit估計。進(jìn)一步地，考慮到本文被解釋變量主觀幸福感從1～5分別代表五個等級，適合采用序數(shù)Logit估計方法，同時為了緩解由不可觀測的個體固定效應(yīng)帶來的影響，本部分將采用固定效應(yīng)序數(shù)Logit(7)固定效應(yīng)序數(shù)Logit估計方法由連玉君團(tuán)隊開發(fā)，在STATA中已擁有成熟的命令feologit。估計方法對模型進(jìn)行估計。表10報告了運(yùn)用該方法估計出的邊際效應(yīng)，前三行邊際效應(yīng)為負(fù)，意味著參加商業(yè)保險使家庭主觀幸福感為1～3(非常不幸福、不幸福和一般)的可能性降低，后兩行邊際效應(yīng)為正，意味著參加商業(yè)保險使家庭主觀幸福感為4～5(幸福和非常幸福)的可能性提高。具體而言，以第5行為例，該邊際效應(yīng)系數(shù)表明參與商業(yè)保險使家庭非常幸福(幸福感為5)的可能性提高了1.3%?？傮w來說，通過固定效應(yīng)序數(shù)Logit估計所得結(jié)論與前文一致，參與商業(yè)保險能夠顯著提高居民主觀幸福感，基準(zhǔn)回歸所得結(jié)論較為穩(wěn)健。

表10 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：FE-Ologit方法

3. 更換樣本:CFPS 2014—2018年樣本。除本文主要實(shí)證過程所采用的CHFS調(diào)查數(shù)據(jù)外，國內(nèi)常用的家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)庫還有由北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心(ISSS)實(shí)施的中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(China Family Panel Studies，簡稱CFPS)。該數(shù)據(jù)覆蓋全國25個省/市/自治區(qū)，為全國性、綜合性社會追蹤調(diào)查項目，旨在通過追蹤收集個體、家庭、社區(qū)三個層次的數(shù)據(jù)，反映中國社會、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康的變遷，具有較好的代表性。出于穩(wěn)健性檢驗(yàn)的需要，本文在本部分采用CFPS 2014年、2016年和2018年的三輪調(diào)查數(shù)據(jù)構(gòu)建平衡面板數(shù)據(jù)并進(jìn)行雙向固定效應(yīng)估計(8)CFPS數(shù)據(jù)清理過程和方法均與CHFS數(shù)據(jù)清理過程保持一致。。結(jié)果如表11所示，相比于未參與商業(yè)保險的家庭而言，購買商業(yè)保險依然能夠顯著提高家庭主觀幸福感，這與前文一致，實(shí)證結(jié)果較為穩(wěn)健。

表11 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：更換為CFPS 2014-2018數(shù)據(jù)

七、結(jié)論與政策建議

中國“十四五”規(guī)劃指出：“堅持共同富裕方向，始終做到發(fā)展為了人民、發(fā)展依靠人民、發(fā)展成果由人民共享，維護(hù)人民根本利益，激發(fā)全體人民積極性、主動性、創(chuàng)造性，促進(jìn)社會公平，增進(jìn)民生福祉，不斷實(shí)現(xiàn)人民對美好生活的向往?！保匀藶楸?，充分提高人民群眾的獲得感、安全感和幸福感，實(shí)現(xiàn)人民群眾對美好生活的向往，是中國扎實(shí)推動共同富裕的本質(zhì)要求和目標(biāo)。在共同富裕目標(biāo)背景下，本文從商業(yè)保險視角出發(fā)，基于2013-2017年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)(CHFS)詳細(xì)分析了商業(yè)保險發(fā)展將如何推動居民家庭幸福感的提升，并進(jìn)一步檢驗(yàn)了數(shù)字經(jīng)濟(jì)在其間所起到的強(qiáng)化作用，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。本文主要結(jié)論有如下三點(diǎn)。第一，商業(yè)保險參與能夠明顯促進(jìn)家庭幸福感的提升，且主要通過降低家庭未來可能面臨的不確定性所帶來的不利沖擊來緩解預(yù)防性儲蓄動機(jī)，促進(jìn)消費(fèi)進(jìn)而提高家庭幸福感。第二，在異質(zhì)性分析和調(diào)節(jié)效應(yīng)分析部分，商業(yè)保險參與對幸福感的提升作用在農(nóng)業(yè)戶籍、低人力資本和社會資本以及社會保障水平較低的家庭中更為顯著，而數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展可以強(qiáng)化商業(yè)保險對家庭幸福感的正向效應(yīng)。第三，在內(nèi)生性討論和穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分，本文通過采用工具變量估計方法來緩解可能存在的內(nèi)生性問題，其所得結(jié)果與基準(zhǔn)回歸保持一致。進(jìn)一步，本文通過更換核心解釋變量、估計方法以及更換樣本對基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果依然支持商業(yè)保險參與能夠顯著提高家庭幸福感的結(jié)論。

為進(jìn)一步有序扎實(shí)推進(jìn)共同富裕，努力提升人民幸福感，本文建議應(yīng)持續(xù)推動保險業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，引導(dǎo)商業(yè)保險行業(yè)積極參與多層次養(yǎng)老和醫(yī)療保障體系建設(shè)，提高商業(yè)保險覆蓋廣度和深度，使其能夠更好地滿足人民群眾日益增長的多層次保險需求，以逐步滿足人民群眾對美好生活的需要；進(jìn)一步加快數(shù)字化發(fā)展，加快數(shù)字社會建設(shè)步伐，逐步打造數(shù)字經(jīng)濟(jì)新優(yōu)勢，充分發(fā)揮數(shù)字經(jīng)濟(jì)在技術(shù)和路徑上對共同富裕的依托作用；擴(kuò)大社會保障覆蓋范圍，提高城鄉(xiāng)統(tǒng)籌層次和保障水平，降低居民家庭面臨的不確定性，進(jìn)一步提高人民群眾的安全感。