（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)為在信貸市場完備的情況下，人們?yōu)榱俗畲蠡湟簧男в脮οM(fèi)進(jìn)行跨期決策，在整個生命周期內(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人們會進(jìn)行儲蓄。20 世紀(jì)90 年代，伴隨著我國經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，居民儲蓄率也受到了收入增長率的顯著正向影響（Modigliani 和Cao，2004；Horioka和Wan，2007）。本文使用國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)，計算了我國1992—2018 年家庭部門的儲蓄率，結(jié)果展示在圖1。從圖中可以看到，居民儲蓄率①居民儲蓄率等于住戶部門總儲蓄和住戶部門可支配收入的比，其中住戶部門總儲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)國家，比如美國、英國、日本的國民儲蓄率分別為17.6%、16%、24.8%；發(fā)展中國家，例如巴西、俄羅斯、印度的國民儲蓄率分別為16%、29%、30%；中國的國民儲蓄率②國民儲蓄等于家庭部門、企業(yè)部門和政府部門總儲蓄與GDP 的比。引言中居民儲蓄和國民儲蓄使用宏觀數(shù)據(jù)計算均值，本文定義的儲蓄率是基于微觀數(shù)據(jù)，計算出每個家庭的儲蓄率之后再求出平均值。為46.7%。數(shù)據(jù)表明，我國不僅與發(fā)達(dá)國家相比是高儲蓄國家，跟發(fā)展中國家相比也屬于較高儲蓄國家。現(xiàn)有研究對我國居民高儲蓄率現(xiàn)象的解釋，大致可以概括為以下五個方面：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)致儲蓄率上升（Kraay，2000）。第二，預(yù)防性儲蓄。Chamon和Prasad（2010）認(rèn)為我國居民儲蓄率持續(xù)上升的重要原因是1990 年代末我國在教育、醫(yī)療、住房和就業(yè)等領(lǐng)域進(jìn)行市場化改革，使得人們不得不從只需考慮短期的日常性消費(fèi)，向需要對長期消費(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)為儲蓄與年齡呈現(xiàn)倒“U”形關(guān)系，我國的人口年齡結(jié)構(gòu)可能是影響居民儲蓄率的重要因素（Modigliani 和Cao，2004）。第四，文化的差異。我國一直提倡的節(jié)儉、量入為出的文化觀念也會使家庭有較高的儲蓄率（程令國和張曄，2011）。第五，金融市場發(fā)展水平落后導(dǎo)致人們受到的信貸約束較強(qiáng)，家庭難以通過借貸平滑各期消費(fèi)，只能通過增加儲蓄應(yīng)對可能面臨的流動性約束（萬廣華等，2001）。

圖1 中國居民儲蓄率

2008 年金融危機(jī)之后，國際市場需求不足導(dǎo)致我國出口增速放緩，經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式急需轉(zhuǎn)變。如何降低居民儲蓄率、促進(jìn)消費(fèi)已經(jīng)成為我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步穩(wěn)定發(fā)展亟待解決的問題。家庭在面臨內(nèi)部的不確定性時，一般通過兩種方式來解決。一是增加儲蓄應(yīng)對風(fēng)險，二是通過保險的形式將風(fēng)險轉(zhuǎn)移到家庭外部。政府為保障民生推行了一系列完善社會保險的相關(guān)政策，經(jīng)過多年的改革探索，終于將我國社會保險體系建設(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)社會保險對家庭消費(fèi)的影響，國內(nèi)已有大量文獻(xiàn)研究。大多數(shù)的研究發(fā)現(xiàn)，社會保險會顯著促進(jìn)家庭的消費(fèi)。但是我國目前的社會保險保障水平較低，只能滿足人們最基本的養(yǎng)老、醫(yī)療等需求。商業(yè)保險的業(yè)務(wù)范圍更廣，更能滿足人們高層次的風(fēng)險保障需求，對社會保險起到了很好的補(bǔ)充作用。而國內(nèi)文獻(xiàn)在關(guān)于商業(yè)保險實(shí)現(xiàn)保障功能、促進(jìn)居民消費(fèi)的效果上還沒有進(jìn)行廣泛的研究。在此背景下，本文研究了商業(yè)保險對家庭預(yù)防性儲蓄的影響。

本文其他部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第二節(jié)對相關(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。生命周期假說和持久收入假說分別由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茫枰獙οM(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人們會進(jìn)行儲蓄。在之后的應(yīng)用中，研究者發(fā)現(xiàn)人們的儲蓄行為并不能完全由此假說解釋，未來可能遭遇的不確定性也會使得人們增加儲蓄。最早開始研究不確定性與儲蓄關(guān)系的是Leland（1968），他發(fā)現(xiàn)出于對未來收入不確定的擔(dān)憂，人們會增加儲蓄以減輕收入波動帶來的風(fēng)險。Deaton（1991）同時在模型中考慮收入不確定和流動性約束，當(dāng)收入遭受沖擊并且無法通過借貸平滑消費(fèi)時，人們就會產(chǎn)生額外的儲蓄動機(jī)。Hubbard等（1995）認(rèn)為個體為應(yīng)對在未來面臨的醫(yī)療支出和收入等的不確定性會進(jìn)行預(yù)防性儲蓄。

已有實(shí)證文獻(xiàn)對預(yù)防性儲蓄的研究更多地集中于分析收入不確定性的影響。從支出角度來看，社會保險有助于降低人們對醫(yī)療、養(yǎng)老、失業(yè)等不確定性的擔(dān)憂，進(jìn)而影響人們的儲蓄行為。Feldstein（1974）發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險對家庭的儲蓄率有兩種影響，一種是替代效應(yīng)，即養(yǎng)老金對家庭儲蓄有替代的作用。第二種是引致退休效應(yīng)，就是說養(yǎng)老金的發(fā)放可能激勵人們選擇提前退休，從而增加儲蓄。這兩種對儲蓄的相反效應(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”對中等收入家庭的儲蓄有負(fù)向影響，但對最貧困的參與者沒有影響。一些學(xué)者通過使用面板數(shù)據(jù)，進(jìn)一步完善了模型識別問題。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彝π盥实挠绊?。發(fā)現(xiàn)在戶主年齡大于60 歲的樣本中，“新農(nóng)?！睍彝π盥十a(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)生性問題，選用外生事件分析社會保險對家庭儲蓄的影響。臧文斌等（2012）通過使用雙重差分模型分析，發(fā)現(xiàn)我國城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險會顯著促進(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)社會保險對家庭儲蓄的影響不明確。

可以看到，無論是數(shù)據(jù)使用還是研究方法，國內(nèi)外文獻(xiàn)關(guān)于各類社會保險對儲蓄的影響已有足夠完整的研究。然而商業(yè)保險作為社會保險的重要補(bǔ)充，目前卻僅有少數(shù)文獻(xiàn)研究其與儲蓄率的關(guān)系。吳慶躍等（2016）基于2011 年CHFS 數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)商業(yè)健康險對家庭消費(fèi)有顯著正向的影響。文樂等（2019）基于2014 年流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證發(fā)現(xiàn)商業(yè)醫(yī)療保險顯著提高了農(nóng)民工人均家庭消費(fèi)。①商業(yè)醫(yī)療保險和商業(yè)健康保險都屬于商業(yè)保險，前者包含在后者中。健康保險是以被保險人的身體為保險標(biāo)的，當(dāng)被保險人遭受疾病或意外傷害而產(chǎn)生費(fèi)用或損失時，可獲得保險公司的補(bǔ)償，具體可分為醫(yī)療保險、疾病保險、收入失能損失保險和護(hù)理保險等。醫(yī)療保險是以約定醫(yī)療的發(fā)生為給付條件的保險，包括普通醫(yī)療保險、意外傷害醫(yī)療保險、住院醫(yī)療保險、手術(shù)醫(yī)療保險等。目前直接研究商業(yè)保險與儲蓄率的文獻(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)保險對家庭儲蓄率的影響。此外，本文還討論了社會保險以及保險理賠在商業(yè)保險對儲蓄率的影響中所發(fā)揮的作用，并驗(yàn)證了商業(yè)保險分散家庭背景風(fēng)險、降低家庭自身不確定性進(jìn)而降低儲蓄率的作用，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，家庭需要對第一期的儲蓄進(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表示時間偏好。在第一期時，家庭獲得一個確定性收入I1，并將s比例的收入進(jìn)行儲蓄，同時購買保險金額為A、費(fèi)率為λ的商業(yè)保險。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。當(dāng)家庭遭遇意外后，會面臨金額為D的支出，同時會獲得金額為A的保險理賠，并且A≤D。在此種情況下，，I2表示家庭在第二期的收入。若家庭沒有遭遇意外，則。r表示市場利率。

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s求一階導(dǎo)：

（4）式就是家庭實(shí)現(xiàn)效用最大化時，儲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。我們將和處運(yùn)用泰勒公式展開有：

我們將（7）、（8）式代入最優(yōu)解（4）式得到：

在風(fēng)險確定的情況下，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)是一個凸函數(shù)。那么（9）式小于0，意味著方程左邊變成一個不等式，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，家庭需要通過增加s來減少與之間的差額。也就意味著σ2越大，家庭需要越多地儲蓄。從前面的推導(dǎo)我們知道，因?yàn)榧彝ネ侗５氖遣蛔泐~保險或者足額保險，也就是A≤D，所以σ2是D的增函數(shù)，損失支出越多，波動性越大，家庭越需要進(jìn)行儲蓄；σ2是A的減函數(shù)意味著商業(yè)保險會降低家庭面臨的不確定性從而減少儲蓄。

四、數(shù)據(jù)來源、變量定義和實(shí)證模型

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來自于2015 和2017 年中國家庭金融調(diào)查（CHFS）。該調(diào)查由西南財經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心在除新疆、西藏外全國其他29 個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）開展，采用三階段分層抽樣方式對全國樣本進(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、保險與保障、人口與就業(yè)等方面信息，是一項(xiàng)具有全國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)保險和商業(yè)保險保費(fèi)支出，前者反映家庭參與保險市場概率，后者反映家庭參與保險市場深度。具體而言，家庭中有任何一個人有商業(yè)保險（包括商業(yè)人身險和除車險以外的商業(yè)財產(chǎn)險），該變量取值為1，否則為0。商業(yè)保險保費(fèi)支出為家庭繳納的年保費(fèi)額，回歸時進(jìn)行取對數(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。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，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》官網(wǎng)論文頁面“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)保險相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計

從表中我們可以看到，2015 年商業(yè)保險的參保率為17.0%，商業(yè)保險總保費(fèi)支出為840.062 元。2017 年商業(yè)保險的參保率為18.2%，商業(yè)保險總保費(fèi)為952.234 元。總體來看，2017 年無論是保險參保率還是保費(fèi)支出都要高于2015 年。

（三）實(shí)證模型

為考察商業(yè)保險對家庭儲蓄率的影響，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是家庭儲蓄率；Insuranceit是家庭擁有商業(yè)保險的情況，包括商業(yè)保險和商業(yè)保險保費(fèi)支出；Xit為前文所提到的控制變量，包括個體層面、家庭層面以及地區(qū)層面的特征變量；λt是時間固定效應(yīng)，能反映個體所經(jīng)歷的整體的時間趨勢；μi是個體固定效應(yīng)，能解決不可觀測的、不隨時間變化但隨個體而異的遺漏變量問題；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)保險需求與家庭儲蓄率

表2 是基于固定效應(yīng)模型的家庭商業(yè)保險對儲蓄率的回歸結(jié)果。前三列解釋變量為商業(yè)保險，后三列解釋變量為商業(yè)保險保費(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)保險會顯著降低家庭2.96%的儲蓄。①對主回歸結(jié)果控制變量的分析請見《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。影響中國家庭預(yù)防性儲蓄最重要的幾個原因包括醫(yī)療、教育、養(yǎng)老等，而商業(yè)保險包括商業(yè)人壽險、商業(yè)健康險、商業(yè)養(yǎng)老險等，因而在一定程度上減輕家庭對不確定性事件的擔(dān)憂，可以降低他們的預(yù)防性儲蓄。

描述性統(tǒng)計顯示，人壽險和健康險是家庭投保商業(yè)保險的主要險種，前者的保險標(biāo)的是人的壽命，后者是人的健康。為分析保障目標(biāo)各異的險種對儲蓄率的影響有何不同，本文分別討論了人壽險和健康險對儲蓄率的影響。第（2）列的結(jié)果顯示，商業(yè)人壽險使得儲蓄率下降4.23%，且其邊際效應(yīng)大于商業(yè)保險邊際效應(yīng)，說明在替代儲蓄為家庭提供保障的功能上，人壽險發(fā)揮的作用很大，因?yàn)橐话愣?，人們在購買人壽險時會選擇年金險、兩全險之類帶有儲蓄性質(zhì)的保險，這種相當(dāng)于強(qiáng)制性的長期儲蓄會對家庭儲蓄產(chǎn)生擠出效應(yīng)。第（3）列的結(jié)果顯示健康險對儲蓄率的影響不顯著。一是因?yàn)槟壳拔覈】惦U市場很小，保費(fèi)收入在人身險中占比僅有20%左右。二是從描述性統(tǒng)計中也可以看到，2015、2017 年健康險參與率基本沒有變化，加上我們使用的是固定效應(yīng)模型，所以沒有顯著影響。

接下來，為進(jìn)一步分析家庭參與商業(yè)保險市場深度對儲蓄率的影響，本文分別使用商業(yè)保險保費(fèi)支出、商業(yè)人壽險保費(fèi)支出和商業(yè)健康險保費(fèi)支出對家庭儲蓄率進(jìn)行回歸。第（4）列回歸結(jié)果顯示，家庭商業(yè)保險保費(fèi)支出每增加10%，儲蓄率顯著降低0.041%。我們沒有將保費(fèi)支出包含在消費(fèi)性支出里，所以儲蓄率本身不會因?yàn)楸ＹM(fèi)支出的增加而減少。后兩列結(jié)果顯示，人壽險保費(fèi)支出對家庭儲蓄率有顯著負(fù)向的影響，健康險保費(fèi)支出對家庭儲蓄率仍然沒有顯著的影響?？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)保險對家庭儲蓄率的影響

鑒于家庭商業(yè)保險保費(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T3 為1，否則為0。我們將三個啞變量放入模型中進(jìn)行回歸，對照組是保費(fèi)支出為0 的家庭，回歸結(jié)果展示在表3。

表3 商業(yè)保險保費(fèi)支出對家庭儲蓄率的影響

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，其儲蓄率與保費(fèi)支出為0 的家庭沒有顯著區(qū)別；當(dāng)家庭保費(fèi)支出屬于中高水平組時，其儲蓄率會顯著低于保費(fèi)支出為0 的家庭。即只有當(dāng)保費(fèi)支出達(dá)到一定水平時才會顯著降低家庭儲蓄率，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)果顯示健康險保費(fèi)支出對儲蓄率沒有顯著影響。

（二）商業(yè)保險、社會保險與家庭儲蓄率

商業(yè)保險作為家庭自愿選擇的分散風(fēng)險方法，和社會保險在功能上互相補(bǔ)充。為研究社會保險和商業(yè)保險在降低家庭儲蓄率時共同發(fā)揮的作用，本文接下來根據(jù)家庭有無社保將樣本分為兩個子樣本，表4 的（1）、（3）列是沒有社保的家庭，（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)保險又有社會保險時儲蓄率會進(jìn)一步降低，邊際效應(yīng)的絕對值從表2 的2.96%增加到3.17%，后兩列的結(jié)果顯示保費(fèi)支出降低儲蓄率的邊際效應(yīng)也變得更大。這說明家庭在獲得雙重保障時，商業(yè)保險對儲蓄的替代作用更大。

表4 社保、商業(yè)保險對家庭儲蓄率的影響

（三）商業(yè)保險、示范效應(yīng)與家庭儲蓄率

我國的保險業(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)展不均衡等問題。何興強(qiáng)和李濤（2009）認(rèn)為，居民對商業(yè)保險的有限參與是造成我國商業(yè)保險市場發(fā)展水平較低的主要原因。從社會互動的角度來看，人們的商業(yè)保險參保行為主要是受到內(nèi)生互動和情景互動的影響。其中情景互動也被解釋為“結(jié)果的示范效應(yīng)”，即人們是否選擇購買商業(yè)保險在一定程度上取決于周圍人購買商業(yè)保險結(jié)果的好壞。為驗(yàn)證上述發(fā)現(xiàn)，本文接下來根據(jù)家庭所在社區(qū)是否有人獲得商業(yè)保險理賠將樣本分為兩個子樣本，表5 中（1）、（3）列是沒有獲得保險理賠的社區(qū)，（2）、（4）列是有過保險理賠的社區(qū)。前兩列的結(jié)果顯示，當(dāng)社區(qū)有人獲得過商業(yè)保險賠付時，商業(yè)保險會顯著降低家庭5.34%的儲蓄率。后兩列的結(jié)果顯示，當(dāng)社區(qū)有人獲得過商業(yè)保險賠付時，保費(fèi)支出每增加10%會顯著降低家庭0.054%的儲蓄率。這表明購買商業(yè)保險結(jié)果的好壞會影響居民對商業(yè)保險的信任程度，從而影響商業(yè)保險的保險效應(yīng)。

表5 保險理賠、商業(yè)保險對家庭儲蓄率的影響

（四）商業(yè)保險、背景風(fēng)險與家庭儲蓄率

家庭購買保險的目的是分散風(fēng)險，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)保險是否可以降低家庭背景風(fēng)險進(jìn)而降低儲蓄率。所謂背景風(fēng)險是指那些不能在金融市場上通過資產(chǎn)組合配置進(jìn)行分散的風(fēng)險（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。我們參考Wang（1995）和尹志超等（2020）的做法，用截面數(shù)據(jù)估計家庭持久性收入，用實(shí)際收入與持久性收入的差值衡量收入風(fēng)險，并將收入風(fēng)險作為背景風(fēng)險的代理變量。鑒于我國農(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)使用個人特質(zhì)和職業(yè)特征變量，運(yùn)用最小二乘法分別估計城鄉(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，是否從事個體工商業(yè)經(jīng)營。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)險的具體定義為暫時性收入（回歸所得殘差項(xiàng)） 的平方，如果暫時性收入大于0 則為正，否則為負(fù)，在回歸時將其進(jìn)行取對數(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)保險和背景風(fēng)險的交互項(xiàng)顯著為負(fù)，說明商業(yè)保險可以顯著降低背景風(fēng)險對儲蓄率的正向影響，即降低了家庭自身的不確定性進(jìn)而降低了儲蓄率。第（2）列商業(yè)保險保費(fèi)支出和背景風(fēng)險的交互項(xiàng)結(jié)果仍然顯著為負(fù)，說明商業(yè)保險確實(shí)能降低家庭面臨的不確定性，為家庭分散風(fēng)險、提供保障。

表6 背景風(fēng)險、商業(yè)保險和家庭儲蓄率

續(xù)表6

六、異質(zhì)性分析

前面提到商業(yè)保險市場發(fā)展不均衡的問題，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)保險產(chǎn)品自身有其復(fù)雜性，人們需要對可能發(fā)生的收益、損失和家庭風(fēng)險分布的情況進(jìn)行權(quán)衡之后，才能找到契合家庭需求的產(chǎn)品。這對人們的認(rèn)知水平、綜合評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影響家庭的商業(yè)保險參保行為。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)保險對儲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)果請見《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)保險和保費(fèi)支出會顯著降低儲蓄率。

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)果請見《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。首先，重新定義儲蓄率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?；貧w結(jié)果顯示，在剔除有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的家庭之后，商業(yè)保險仍會顯著降低家庭儲蓄率。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)生性問題，但隨時間變化且因個體而異的遺漏變量，如家庭成員工作特點(diǎn)、流動性約束、收入的不確定性等，以及逆向因果問題使得本文模型設(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)保險參與率和保費(fèi)均值與該家庭不可觀察的特征無關(guān)，但與其商業(yè)保險的購買決策高度相關(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)計量大于10，可排除弱工具變量問題。二階段回歸結(jié)果顯示，在使用工具變量估計后，我們的結(jié)論仍然穩(wěn)健。

八、結(jié) 論

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

本文首先通過理論分析發(fā)現(xiàn)商業(yè)保險可以顯著減輕未來風(fēng)險的波動性從而減少家庭儲蓄。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)保險顯著降低了儲蓄率。進(jìn)一步地，本文發(fā)現(xiàn)商業(yè)人壽險會顯著降低儲蓄率，其邊際效應(yīng)大于總的商業(yè)保險的邊際效應(yīng)，而健康險對儲蓄率沒有顯著影響。此外，本文發(fā)現(xiàn)商業(yè)保險降低儲蓄率的邊際效應(yīng)隨保費(fèi)支出的增加而增強(qiáng)；當(dāng)家庭既有商業(yè)保險又有社會保險時，儲蓄率會進(jìn)一步降低；當(dāng)社區(qū)有家庭獲得保險理賠時，本家庭會因?yàn)樯虡I(yè)保險顯著降低儲蓄率，而在未獲得保險理賠的社區(qū)，商業(yè)保險對儲蓄率沒有顯著影響；商業(yè)保險通過降低家庭面臨的背景風(fēng)險進(jìn)而降低儲蓄率。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，商業(yè)保險和保費(fèi)支出會顯著降低儲蓄率。最后，本文通過重新定義儲蓄率、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、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。我國應(yīng)該加快建立健全商業(yè)保險市場相關(guān)制度的腳步，提升保險公司的誠信度，促進(jìn)保險業(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)保險風(fēng)險保障的職能，降低居民對未來不確定性事件的擔(dān)憂，進(jìn)而激發(fā)居民的潛在購買力。