王沈南 吳 錕 吳衛(wèi)星

1 引 言

中國保險(xiǎn)業(yè)自1979年恢復(fù)業(yè)務(wù)至今，已經(jīng)歷了40多年的歷程。從規(guī)范發(fā)展到開放試點(diǎn)，再到完全開放，保險(xiǎn)業(yè)發(fā)生了翻天覆地的變化。尤其是21世紀(jì)初中國加入WTO以來，保險(xiǎn)市場發(fā)展迅速。銀保監(jiān)會數(shù)據(jù)顯示，我國保險(xiǎn)業(yè)總保費(fèi)收入由1980年的4.6億元增長到2018年的3.8萬億元，交易規(guī)模在全球已穩(wěn)居第2位。其中，人身保險(xiǎn)的保費(fèi)收入由1982年的0.01億元增長到2018年的2.7萬億元，在全部保費(fèi)收入中占比超過70%。保險(xiǎn)業(yè)賠付支出從2000年的218億元增長到2018年的1.2萬億元。可以說，保險(xiǎn)業(yè)在促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展、分散居民家庭風(fēng)險(xiǎn)方面起到了越來越重要的作用（王緒瑾和王浩帆，2020［1］）。2014年8月13日，國務(wù)院發(fā)布的《關(guān)于加快發(fā)展現(xiàn)代保險(xiǎn)服務(wù)業(yè)的若干意見》指出，要把商業(yè)保險(xiǎn)構(gòu)建成社會保障體系的重要支柱，創(chuàng)新養(yǎng)老保險(xiǎn)的產(chǎn)品服務(wù)，發(fā)展多樣化的健康保險(xiǎn)服務(wù)。2018年5月，保險(xiǎn)業(yè)對外開放工作全面展開。隨著改革的深化和開放的加速，保險(xiǎn)業(yè)未來面臨著光明的發(fā)展前景。然而，我國保險(xiǎn)行業(yè)與發(fā)達(dá)國家相比還存在明顯差距。截至2018 年，我國保險(xiǎn)市場的密度和深度分別只有人均406 美元和4.22%，僅位居全球第42位和第38 位，遠(yuǎn)低于世界平均水平的人均682 美元和6.09%。這說明，從“保險(xiǎn)大國”到“保險(xiǎn)強(qiáng)國”，中國依然“任重而道遠(yuǎn)”。

制約我國居民保險(xiǎn)市場投保的因素較多，包括早期的保險(xiǎn)從業(yè)人員素質(zhì)偏低導(dǎo)致的“信任感缺失”，以及現(xiàn)在的保險(xiǎn)條款復(fù)雜導(dǎo)致的“誤導(dǎo)行為頻發(fā)”、發(fā)生保險(xiǎn)事故時(shí)的“理賠難”現(xiàn)象（鐘春平等，2012［2］）等等。保險(xiǎn)市場亟待規(guī)范發(fā)展，投保者利益需要得到更加充分的保障。盡管監(jiān)管機(jī)構(gòu)、行業(yè)自律組織和保險(xiǎn)公司可以大有作為，不斷提高整個(gè)保險(xiǎn)業(yè)的服務(wù)質(zhì)量，但不能忽視的是，居民才是真正的市場投保主體。保險(xiǎn)條款比較復(fù)雜，對保險(xiǎn)條款的理解需要消費(fèi)者掌握一定量的金融知識，并具備運(yùn)用金融知識的信心。然而不幸的是，絕大多數(shù)居民的金融知識水平比較低，運(yùn)用金融知識提高自身金融福祉的信心不足。為了幫助居民做出合意的金融決策，許多國家（地區(qū)）的政府、雇主和金融機(jī)構(gòu)以各種形式向居民提供金融教育。Allgood 和Walstad（2016）［3］研究指出，金融教育可以提升消費(fèi)者金融素養(yǎng)，從而對消費(fèi)者金融行為產(chǎn)生影響。杜征征等（2017）［4］發(fā)現(xiàn)，金融教育培訓(xùn)可以幫助消費(fèi)者提高事前防范和產(chǎn)品選擇能力。因此，金融素養(yǎng)可能是影響居民家庭購買人身保險(xiǎn)的一個(gè)重要因素。

事實(shí)上，國內(nèi)外關(guān)于金融素養(yǎng)的研究頗為豐富，且聚焦于關(guān)注金融素養(yǎng)對居民金融行為的影響。例如，Calcagno 和Monticone（2015）［5］、吳錕和吳衛(wèi)星（2017）［6］研究發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)高的家庭咨詢理財(cái)顧問的可能性更大。學(xué)術(shù)界對于金融素養(yǎng)的度量有客觀和主觀兩種方式，得到的金融素養(yǎng)分別稱為客觀金融素養(yǎng)和主觀金融素養(yǎng)?？陀^金融素養(yǎng)主要反映的是個(gè)人真實(shí)的知識水平，而主觀金融素養(yǎng)則可以更好地捕捉影響個(gè)人決策過程的心理驅(qū)動(dòng)因素。兩者之間的關(guān)系并不能視為等同的a兩者具體含義可以參考后面指標(biāo)度量的相關(guān)內(nèi)容。。Hadar（2013）［7］認(rèn)為金融教育并沒有產(chǎn)生預(yù)期效果的主要原因在于，現(xiàn)有的金融教育往往關(guān)注的是客觀金融素養(yǎng)，忽視了提高消費(fèi)者的主觀金融素養(yǎng)，而消費(fèi)者的投資決策往往更多地受到其主觀金融素養(yǎng)的影響。Allgood 和Walstad（2016）［3］研究發(fā)現(xiàn)，主觀金融素養(yǎng)和客觀金融素養(yǎng)都有他們各自的價(jià)值，但主觀金融素養(yǎng)對居民家庭金融行為的影響更大。Bellofatto 等（2018）［8］研究指出，主觀金融素養(yǎng)高的投資者，其投資決策更加合理、分散化更充分、發(fā)生“處置效應(yīng)”的可能性更小。在金融素養(yǎng)對居民保險(xiǎn)市場參與行為的影響方面，秦芳等（2016）［9］使用CHFS2013 年的微觀數(shù)據(jù)實(shí)證發(fā)現(xiàn)，客觀金融素養(yǎng)對居民購買商業(yè)保險(xiǎn)具有顯著的正向影響。

在秦芳等（2016）［9］論證了客觀金融素養(yǎng)對保險(xiǎn)市場參與具有重要影響的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步考察了主觀金融素養(yǎng)在驅(qū)動(dòng)保險(xiǎn)決策時(shí)的規(guī)律。本文的主要邊際貢獻(xiàn)在于：第一，基于微觀數(shù)據(jù)并在處理內(nèi)生性問題的基礎(chǔ)上，分析了主觀金融素養(yǎng)對居民投保行為的影響，是對已有文獻(xiàn)，尤其是客觀金融素養(yǎng)相關(guān)文獻(xiàn)的重要補(bǔ)充。第二，通過細(xì)分人壽保險(xiǎn)、意外傷害保險(xiǎn)和健康保險(xiǎn)三個(gè)市場，分別驗(yàn)證了上述影響的一般性規(guī)律，進(jìn)一步豐富了主觀金融素養(yǎng)影響居民金融行為的研究范疇。第三，本文具有重要的政策含義，即金融教育的目標(biāo)除了提高居民的認(rèn)知（客觀金融素養(yǎng)）之外，也要注重培育居民的信心（主觀金融素養(yǎng)），這對于提高居民參與保險(xiǎn)市場乃至金融市場的深度和廣度大有裨益。

2 文獻(xiàn)綜述、理論分析與研究假設(shè)

2.1 主觀金融素養(yǎng)對居民投保人身保險(xiǎn)的影響

金融素養(yǎng)是居民家庭的重要特征。國內(nèi)外文獻(xiàn)普遍認(rèn)為，受教育程度會顯著影響居民的金融素養(yǎng)，因此一些文獻(xiàn)也用教育水平來近似代替金融素養(yǎng)。此外，其他家庭特征也可能對金融素養(yǎng)產(chǎn)生顯著影響。例如，Disney 和Gathergood（2013）［10］指出，有負(fù)債壓力家庭的金融素養(yǎng)水平往往較低。金融素養(yǎng)對家庭金融行為具有顯著影響，國內(nèi)外文獻(xiàn)主要關(guān)注的金融行為包括財(cái)富管理、信貸管理、股票市場參與和退休計(jì)劃等等，這些文獻(xiàn)都對本文的研究具有一定的啟示。

財(cái)富管理方面，Bernheim 和Garrett（2003）［11］指出，在高中期間或工作期間接受過金融教育的居民家庭的儲蓄率更高。Hilgert 等（2003）［12］發(fā)現(xiàn)，金融素 養(yǎng)與現(xiàn)金流管理、儲蓄和投資等家庭金融行為顯著正相關(guān)。Behrman 等（2012）［13］經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明，金融素養(yǎng)與家庭財(cái)富顯著正相關(guān)。尹志超等（2014）［14］發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)高的家庭參與風(fēng)險(xiǎn)市場的可能性更高。單德朋（2019）［15］認(rèn)為，金融素養(yǎng)通過影響家庭資產(chǎn)配置等行為實(shí)現(xiàn)城市減貧。信貸管理方面，Schreiner（2004）［16］發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)高的債權(quán)人的壞賬更少。Lusardi和Tufano（2015）［17］指出，金融素養(yǎng)低的家庭的借貸成本更高，而且容易發(fā)生過度負(fù)債。王童等（2020）［18］認(rèn)為金融素養(yǎng)對農(nóng)戶抵押貸款的滿意度有顯著正向的影響。退休計(jì)劃方面，Clark等（2012）［19］發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)高的家庭參與401(k)退休計(jì)劃的概率更大。Van-Rooij等（2012）［20］和吳雨等（2017）［21］分別使用荷蘭家庭微觀數(shù)據(jù)和中國家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)那些高金融素養(yǎng)的家庭更可能制定退休計(jì)劃，而且積累的財(cái)富也更多。Hsiao 等（2016）［22］則發(fā)現(xiàn)，較高金融素養(yǎng)的居民家庭往往有更分散化的資金來源支持退休計(jì)劃。

在現(xiàn)階段的中國，全民保險(xiǎn)意識已經(jīng)獲得了比較大的提升，金融素養(yǎng)越高的家庭，不僅掌握了更多的金融知識，而且更加充分地了解到多種金融工具產(chǎn)品運(yùn)作規(guī)律，將有助于提高人身保險(xiǎn)市場的參與度。金融素養(yǎng)分為客觀金融素養(yǎng)和主觀金融素養(yǎng)（Hadar等，2013［7］）。客觀金融素養(yǎng)主要反映的是居民對基本金融知識的掌握情況；主觀金融素養(yǎng)則反映的是居民對自己已掌握金融知識的評估。一般情況下，居民掌握的知識越多，那么他就越可能感覺自己是知識淵博的。因此，很多人認(rèn)為客觀金融素養(yǎng)與主觀金融素養(yǎng)存在非常強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系。實(shí)際上，不同領(lǐng)域的實(shí)證研究顯示客觀素養(yǎng)與主觀素養(yǎng)是截然不同的結(jié)構(gòu)，并不總是一致的（Carlson等，2009［23］）?？陀^素養(yǎng)與能力和專業(yè)知識的關(guān)系更為密切，而主觀素養(yǎng)與產(chǎn)品相關(guān)經(jīng)驗(yàn)和居民對自己做出有效決策的能力的信心的關(guān)系更為密切（Parker等，2012［24］）。事實(shí)上，在不同的市場環(huán)境下，自信已被證明是行為的重要驅(qū)動(dòng)力（Hong等，2004［25］)。政治學(xué)家在研究政治或投票行為時(shí)，依賴民意調(diào)查和類似的主觀評價(jià)（McDonald和Tolbert，2012［26］）；在消費(fèi)者保護(hù)或市場營銷領(lǐng)域，主觀素養(yǎng)也一直被使用（Carlson等，2009［23］）。盡管在已有關(guān)于金融素養(yǎng)與金融行為的文獻(xiàn)中，學(xué)者們都偏好使用客觀金融素養(yǎng)，然而越來越多的學(xué)者開始研究主觀金融素養(yǎng)對不同的經(jīng)濟(jì)或金融行為的影響，如生活滿意度、幸福感和金融福祉 (Kahneman 和 Krueger，2006［27］)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度（Leonard，2011［28］）等。

近期研究發(fā)現(xiàn)，主觀金融素養(yǎng)會影響居民的金融決策，如退休計(jì)劃、儲蓄和投資行為（Xia 等，2014［29］；Anderson 等，2017［30］）。Bellofatto 等（2018）［8］指出，那些主觀金融素養(yǎng)水平高的投資者的的交易量更大，而且不容易發(fā)生處置效應(yīng)，投資組合的夏普比率更高。Chowdhry和Dholakia（2020）［31］認(rèn)為，主觀金融素養(yǎng)與合理的金融決策及金融滿意度存在正向的關(guān)系。吳衛(wèi)星等（2018）［32］發(fā)現(xiàn)，主觀金融素養(yǎng)越高的家庭發(fā)生借貸的可能性也更高，也更偏好通過正規(guī)金融渠道負(fù)債，且不容易發(fā)生過度負(fù)債。吳錕和吳衛(wèi)星（2018）［33］進(jìn)一步指出，主觀金融素養(yǎng)越高的家庭更可能主動(dòng)使用信用卡，而且申請信用卡時(shí)會對不同銀行發(fā)行的信用卡進(jìn)行對比。自我認(rèn)知直接降低了參與金融規(guī)劃決策的感知成本，就像實(shí)際知識降低成本一樣。一個(gè)人認(rèn)為金融決策很容易，因此他們這樣做了，而一些更了解某些金融產(chǎn)品陷阱的人從一開始就不愿意開始這項(xiàng)任務(wù)。另外主觀金融素養(yǎng)（信心）高的消費(fèi)者更可能積極主動(dòng)收集相關(guān)的金融信息，從而影響自己的金融行為，也就說對自己已知信息的信心可能與已知的信息同等重要甚至是更重要。保險(xiǎn)市場受到信息不對稱的影響，這意味著保險(xiǎn)公司了解所提供的產(chǎn)品，但大多數(shù)投保人不了解；投保人對保險(xiǎn)標(biāo)的比保險(xiǎn)公司了解的更清楚（Mackenzie，2006［34］）。而且保險(xiǎn)合同，特別是壽險(xiǎn)合同既有財(cái)務(wù)的成分，也有生命意外的成分（死亡風(fēng)險(xiǎn)），因此金融素養(yǎng)特別是主觀金融素養(yǎng)對保險(xiǎn)購買決策的影響比對其他金融決策的影響更大。基于此，本文提出以下兩個(gè)假設(shè)：

H1：主觀金融素養(yǎng)越高的居民家庭，投保人身保險(xiǎn)的可能性越大；

H2：主觀金融素養(yǎng)越高的家庭，保費(fèi)支出的水平越高。

2.2 其他因素對居民投保人身保險(xiǎn)的影響

財(cái)富水平是影響居民保險(xiǎn)市場參與的重要因素。這是因?yàn)?，?cái)富越高的家庭，資產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)敞口越大，其內(nèi)在的避險(xiǎn)需求越高。收入水平同樣對居民投保行為具有顯著影響。已有研究一致認(rèn)為，家庭的收入水平與保險(xiǎn)購買呈現(xiàn)顯著的正向關(guān)系（Beck和Webb，2003［35］）。近年來，一些研究還注意到居民負(fù)債行為的影響，例如樊綱治和王宏揚(yáng)（2015）［36］發(fā)現(xiàn)，負(fù)債越多的家庭，購買保險(xiǎn)的可能性越大。本文認(rèn)為，負(fù)債意味著風(fēng)險(xiǎn)，高負(fù)債家庭往往伴隨著高風(fēng)險(xiǎn)，因此其參與保險(xiǎn)市場的意愿更強(qiáng)。

此外，社會保障、預(yù)期壽命、戶主性別、婚姻狀況和撫養(yǎng)壓力也會對居民參與保險(xiǎn)市場產(chǎn)生影響。Brown和Kim（1993）［37］研究發(fā)現(xiàn)，社會保障可以作為壽險(xiǎn)的替代，但社會保障與人身保險(xiǎn)總需求正相關(guān)。Outreville（2015）［38］指出，預(yù)期壽命與壽險(xiǎn)需求正相關(guān)。Gandol fi和Miners（1996）［39］研究指出，與戶主是女性的家庭相比，戶主是男性的家庭保費(fèi)支出更多。Hong和Rull（2012）［40］研究發(fā)現(xiàn)，戶主已婚家庭購買壽險(xiǎn)的可能性大于戶主未婚的家庭，而且戶主年齡在45～50歲之間的家庭對壽險(xiǎn)的需求最大。撫養(yǎng)壓力方面，老年撫養(yǎng)比與壽險(xiǎn)需求正相關(guān)（Beck和Webb，2003［35］；Feyen等，2013［41］），少兒撫養(yǎng)比與壽險(xiǎn)需求的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)則存在明顯分歧，說明了上述問題的復(fù)雜性。

本文認(rèn)為，在現(xiàn)階段的中國，家庭的財(cái)富、收入和負(fù)債水平是影響保險(xiǎn)市場參與的重要因素，且影響機(jī)制直觀。因此，除主觀金融素養(yǎng)外，本文同時(shí)考察了財(cái)富水平、收入水平、負(fù)債水平對保險(xiǎn)市場參與的影響?；谏鲜隼碚摲治?，本文提出如下假設(shè)：

H3：居民的財(cái)富水平、收入水平、負(fù)債水平越高，人身保險(xiǎn)投保的可能性越大。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自清華大學(xué)中國金融研究中心分別在2010年和2011年進(jìn)行的“中國消費(fèi)金融現(xiàn)狀及投資者教育調(diào)查”項(xiàng)目a清華大學(xué)中國金融研究中心總共進(jìn)行了四輪次的調(diào)查，分別是2008年、2010年、2011年和2012年。其中，2010年和2011年的數(shù)據(jù)包含關(guān)于家庭消費(fèi)、保險(xiǎn)市場參與及金融素養(yǎng)等方面的詳細(xì)問項(xiàng)，而且這兩年問卷的問項(xiàng)基本保持一樣，而2008年及2012年的問卷相對具有較大的不同。就本文所研究的問題，選取問卷是所有數(shù)據(jù)中相關(guān)性和質(zhì)量最高的。。該項(xiàng)目通過發(fā)放調(diào)查問卷的方式展開，按全國行政區(qū)域劃分，總共涉及北京、包頭、朔州、沈陽、吉林、伊春、上海、濟(jì)南、徐州、南昌、安慶、泉州、廣州、海口、洛陽、武漢、株洲、西安、烏魯木齊、白銀、昆明、桂林、攀枝花和重慶等24個(gè)城市，分別收回有效問卷5273份和5990份，詳細(xì)調(diào)查了戶主和家庭的基本信息、家庭理財(cái)信息、資產(chǎn)與負(fù)債狀況、家庭年收入、家庭消費(fèi)、家庭儲蓄、家庭投資、家庭融資、信用卡、住房、退休與保險(xiǎn)和遺產(chǎn)規(guī)劃等方面的信息。兩次調(diào)查數(shù)據(jù)合并后，剔除一些異常值（如家庭資產(chǎn)大于1億元和家庭資產(chǎn)小于1萬元）和我們關(guān)注變量信息缺省的數(shù)據(jù)，最后保留6861個(gè)觀測值。

3.2 變量選取

3.2.1 被解釋變量：居民投保行為

居民投保人身保險(xiǎn)是本文的被解釋變量。根據(jù)清華大學(xué)中國金融研究中心數(shù)據(jù)的特點(diǎn)，本文首先根據(jù)家庭是否投保人壽保險(xiǎn)、意外傷害保險(xiǎn)和健康保險(xiǎn)，分別構(gòu)造相應(yīng)的居民投保指標(biāo)。其中，居民投保人壽保險(xiǎn)記為bx_l，如果家庭擁有人壽保險(xiǎn)，則取值為1，否則為0；居民投保意外傷害保險(xiǎn)記為bx_a，如果家庭擁有意外傷害保險(xiǎn)，則取值為1，否則為0；居民投保健康保險(xiǎn)記為bx_h，如果家庭擁有健康保險(xiǎn)，則取值為1，否則為0；其次，本文構(gòu)建居民投保人身保險(xiǎn)指標(biāo)，記為bx，如果家庭至少擁有以上三種保險(xiǎn)中的一種，則取值為1，否則為0。除以上信息之外，清華大學(xué)中國金融研究中心的調(diào)查問卷還有一個(gè)涉及家庭保費(fèi)支出的問項(xiàng)，即“您家庭購買所有的非儲蓄性保險(xiǎn)總共花了多少錢？”，本文以該問項(xiàng)為依據(jù)構(gòu)造保費(fèi)支出變量，記為ins_e，具體的度量為實(shí)際保費(fèi)支出加1取自然對數(shù)。

3.2.2 解釋變量：主觀金融素養(yǎng)

Lusardi和Mitchell（2017）［42］把金融素養(yǎng)定義為處理經(jīng)濟(jì)信息并就金融規(guī)劃、財(cái)富積累、債務(wù)和養(yǎng)老計(jì)劃等做出明智決策的能力和信心。為了評估這種能力和信心，目前學(xué)術(shù)界主要有兩種近似的度量，即客觀金融素養(yǎng)度量和主觀金融素養(yǎng)度量b其實(shí)，客觀金融素養(yǎng)更多代表了消費(fèi)者的能力，而主觀金融素養(yǎng)則代表的是消費(fèi)者的信心。。研究者把對一系列金融常識問題（如利息的計(jì)算、通貨膨脹的理解和風(fēng)險(xiǎn)分散化的理解等）回答正確的總得分稱之為客觀金融素養(yǎng)；而自我評估或意識的金融得分稱之為主觀金融素養(yǎng)。主觀金融素養(yǎng)水平主要通過下面兩種方式得到：一種方式是要求受調(diào)查者通過打分的方式完整評估自身金融素養(yǎng)水平（Van-Rooij等，2012［20］）；另一種方式是要求受調(diào)查者評估自己對一系列金融產(chǎn)品的熟悉程度（從不熟悉到非常熟悉）的方式構(gòu)造主觀金融素養(yǎng)水平（Xia等，2014［29］）。Van-Rooij等（2012）［20］做過一個(gè)隨機(jī)試驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)在回答一系列金融常識問題正誤的時(shí)候，很多受測試者存在猜測答案的情況aVan Rooij等 (2012) 通過把受調(diào)查者隨機(jī)地分成兩組，在這兩組人群中詢問相同的問題但語序不同，結(jié)果顯示這兩組人群回答的結(jié)果差距很大。于是他們認(rèn)為，居民在回答金融常識問題的時(shí)候可能猜測答案，客觀金融素養(yǎng)度量存在一定的誤差。。盡管采用主觀方式度量的金融素養(yǎng)也可能會存在偏差，但主觀金融素養(yǎng)可以更好地捕捉到影響個(gè)人決策過程的心理驅(qū)動(dòng)因素（Bellofatto等，2018［8］）。由于清華大學(xué)中國金融研究中心2010年和2011年進(jìn)行的“中國消費(fèi)金融現(xiàn)狀及投資者教育調(diào)查”問卷中有比較好的可以用來識別居民家庭對某些金融常識了解程度的問題。與Xia等（2014）［29］和吳衛(wèi)星等（2018）［32］類似，本文采用受調(diào)查者對股票、基金、債券等相關(guān)問題的回答，即：“您或您的家庭對下列投資方式了解嗎？b選項(xiàng)為1-5，1代表不了解，5代表非常了解。”的回答和對購房貸款、購車貸款等貸款產(chǎn)品的回答，即：“您家了解商業(yè)銀行以下貸款產(chǎn)品嗎？”的回答，總共9個(gè)問題構(gòu)造主觀金融素養(yǎng)指標(biāo)，記為s_fl。理論上居民的金融素養(yǎng)得分為9～45之間。受調(diào)查者對相關(guān)金融問題的回答結(jié)果分布見表1。

表1 貸款產(chǎn)品和投資產(chǎn)品回答分布情況（單位：%）

結(jié)果顯示，整體來看我國居民家庭的金融素養(yǎng)水平比較低，缺少基本的貸款產(chǎn)品常識和投資產(chǎn)品常識。以購房貸款產(chǎn)品為例，對購房貸款不了解、不太了解、有所了解、比較了解和非常了解的家庭占比分別為24.8%、28.3%、34.5%、9.9%和2.6%。對購房貸款不了解和不代了解的家庭占比為53.1%，比較了解和非常了解家庭占比只有12.5%。超過60%的家庭都不了解或不太了解其余所有的相關(guān)產(chǎn)品，而比較了解和非常了解的家庭占比都沒有超過12%。當(dāng)然，以上9個(gè)問題可能存在信息重疊，借鑒吳錕和吳衛(wèi)星（2017）［6］的做法，使用因子分析法構(gòu)造主觀金融素養(yǎng)指標(biāo)。因子分析顯示：整體的KMO值為0.884，最小的為0.806，最大的為0.937；SMC值最小的為0.528，最大的為0.677，表明使用因子分析得出的金融素養(yǎng)指標(biāo)更合適c由于篇幅所限，不再披露計(jì)算的具體數(shù)值，留存?zhèn)渌?。作者郵箱：wangshennan1985@aliyun.com。。

3.2.3 控制變量

除了主觀金融素養(yǎng)以外，本文還包括其他可能影響家庭保險(xiǎn)投保行為的控制變量，除本文重點(diǎn)關(guān)注的家庭凈財(cái)富、家庭年收入、家庭目前的負(fù)債狀況之外，還包括戶主或戶主配偶的工作狀態(tài)（包括是否退休、是否自由職業(yè)）、戶主婚姻狀況、戶主性別、戶主年齡、戶主受教育程度、戶主風(fēng)險(xiǎn)厭惡情況、對未來1年收入的預(yù)期變化、家庭小孩數(shù)、家庭成員健康狀況等等，具體的變量定義和計(jì)算說明見表2。

3.3 模型設(shè)定

3.3.1 人身保險(xiǎn)投保的影響

考慮到居民是否投保人身保險(xiǎn)是0-1變量，故本文使用probit模型考察主觀金融素養(yǎng)等因素對居民投保的影響，即：

其中，Z分別表示人身保險(xiǎn)參與(bx)、意外傷害保險(xiǎn)參與(bx_a)、健康保險(xiǎn)參與(bx_h)和人壽保險(xiǎn)參與(bx_l)，如果居民參與了對應(yīng)的保險(xiǎn)，則取值為1，否則為0。表示主觀金融素養(yǎng)，是本文的主要考察變量；X表示的是控制變量；ε表示對應(yīng)的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

需要注意的是，居民家庭在參與金融市場的過程中，閱歷變得更豐富，可能在交流或交易的過程中增進(jìn)對某些金融常識的了解，從而間接地提高自身的金融素養(yǎng)水平。此外，某些變量可能存在測量誤差，模型中也可能存在遺漏變量?？傊Ｐ涂赡艽嬖趦?nèi)生性問題。為解決上述問題，本文還同時(shí)利用工具變量模型對回歸系數(shù)進(jìn)行矯正。在具體工具變量的選擇上，Van-Rooij等（2012）［20］選擇“受調(diào)查者兄長和父母的金融經(jīng)歷”；Lusardi 和Tufano（2015）［17］選擇“受調(diào)查者在校期間是否有經(jīng)濟(jì)或金融的學(xué)習(xí)經(jīng)歷”；吳錕和吳衛(wèi)星（2017）［6］選擇“受調(diào)查者或受調(diào)查者的配偶是否有經(jīng)濟(jì)或管理方面的高等教育學(xué)歷”。本文借鑒吳錕和吳衛(wèi)星（2017）［6］的做法，選擇“受調(diào)查者或受調(diào)查者的配偶是否有經(jīng)濟(jì)或管理方面的高等教育經(jīng)歷”作為主觀金融素養(yǎng)的工具變量，并利用Ivprobit模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。

3.3.2 家庭保險(xiǎn)支出的影響

當(dāng)考察主觀金融素養(yǎng)等因素對家庭保費(fèi)支出的影響時(shí)，本文使用線性回歸模型，利用普通最小二乘法（OLS）估計(jì)參數(shù)，即：

其中，ins_e表示保費(fèi)支出；和X對模型（1）相同；μ表示對應(yīng)的隨機(jī)誤差項(xiàng)。此外，考慮到內(nèi)生性問題，本文還將運(yùn)用工具變量法對核心參數(shù)進(jìn)行矯正。工具變量的選擇與模型（1）相同，并利用兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。

3.4 主要變量的基本描述

3.4.1 居民人身保險(xiǎn)投保和保費(fèi)支出狀況

表3報(bào)告了居民人身保險(xiǎn)投保和保費(fèi)支出的具體情況a2003年CHIPS的數(shù)據(jù)顯示約有16.03%的城鎮(zhèn)家庭持有人壽保險(xiǎn)；而2011年7月泰康人壽聯(lián)合北京大學(xué)對6302戶家庭樣本進(jìn)行調(diào)查，發(fā)現(xiàn)約有36.5%的城鎮(zhèn)家庭擁有人壽保險(xiǎn)，這與本文樣本數(shù)據(jù)中30.2%的家庭擁有人壽保險(xiǎn)比較接近。另外考慮到有的單位會為自己的員工購買商業(yè)保險(xiǎn)，本文在后面的穩(wěn)健性檢驗(yàn)中把諸如戶主或戶主配偶職業(yè)是企事業(yè)單位、專業(yè)技術(shù)人員和技術(shù)工人依次排除后再做回歸分析。，結(jié)果顯示：20.2%的家庭購買了健康保險(xiǎn)，21.6%的家庭購買了意外傷害保險(xiǎn)，30.2%的家庭購買了人壽保險(xiǎn)，43.2%的家庭至少擁有一種保險(xiǎn)。保費(fèi)支出對數(shù)的平均值為2.597。上述結(jié)果表明，許多家庭并沒有參與人身保險(xiǎn)投保。

表3 人身保險(xiǎn)投保及保費(fèi)支出

3.4.2 主觀金融素養(yǎng)與人身保險(xiǎn)投保的雙變量分析

由于金融素養(yǎng)是影響居民金融決策的一個(gè)重要因素，本文先使用雙變量分析直觀考察主觀金融素養(yǎng)對家庭保險(xiǎn)市場參與及保費(fèi)支出的影響，結(jié)果見表4?？梢钥吹?，隨著居民主觀金融素養(yǎng)水平的提高，擁有人壽保險(xiǎn)的家庭占比、擁有意外傷害保險(xiǎn)的家庭占比和擁有健康保險(xiǎn)的家庭占比分別從主觀金融素養(yǎng)最低分位組的18.7%、12.9%和12.5%上升到最高分位數(shù)組的41.4%、30.7%和28.%；保費(fèi)支出對數(shù)的均值則從1.543上升到3.678。這表明隨著金融素養(yǎng)水平的提高，購買保險(xiǎn)的家庭越來越多，而且保費(fèi)支出也越多，也就是說主觀金融素養(yǎng)可能是影響居民制定保險(xiǎn)決策的一個(gè)重要因素。

表4 主觀金融素養(yǎng)與投保人身保險(xiǎn)及保費(fèi)支出

3.4.3 控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)

本文主要控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)情況見表5，結(jié)果顯示：平均來說，家庭的凈財(cái)富為76.8萬元，家庭的年收入約為9.1萬元；80.9%的戶主已婚；戶主的平均年齡為39.24歲，最小的25歲，最大的80歲；戶均有0.633個(gè)學(xué)齡前兒童或正在上學(xué)的小孩；戶主是女性的家庭約為57.6%，多于戶主是男性的家庭；戶主的學(xué)歷平均為2.274，居于高中和本科或大專之間；戶主的風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)的均值為-0.121，表明整體而言，戶主的風(fēng)險(xiǎn)偏好處于風(fēng)險(xiǎn)厭惡與風(fēng)險(xiǎn)中性之間；家庭成員健康狀況處于一般和好之間；家庭預(yù)期未來一年的收入處于保持不變和小幅增長之間。

表5 控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)

4 實(shí)證結(jié)果分析

4.1 主要回歸結(jié)果及分析

4.1.1 居民投保人身保險(xiǎn)影響因素的實(shí)證結(jié)果

表6中的第（1）列報(bào)告了主觀金融素養(yǎng)和其他因素對居民是否投保人身保險(xiǎn)影響的實(shí)證結(jié)果?？梢钥吹剑饔^金融素養(yǎng)對居民投保人身保險(xiǎn)具有正向影響，且回歸系數(shù)在1%的水平下顯著。說明主觀金融素養(yǎng)高的家庭，更容易參與保險(xiǎn)市場，H1初步得到驗(yàn)證。可能的原因在于，金融素養(yǎng)越高，家庭對金融市場的了解越豐富，更容易接受保險(xiǎn)這種風(fēng)險(xiǎn)分散工具。與此同時(shí)，家庭凈財(cái)富、家庭年收入和家庭負(fù)債與居民投保人身保險(xiǎn)顯著正相關(guān)。說明家庭的財(cái)富水平越高，無論存量財(cái)富水平還是流量財(cái)富水平（收入）越高，投保人身保險(xiǎn)的可能性均會越大；并且一旦家庭持有負(fù)債，投保人身保險(xiǎn)的可能性顯著提升，H3也初步得到驗(yàn)證。

表6 主觀金融素養(yǎng)與人身保險(xiǎn)投保的回歸結(jié)果

續(xù)表

續(xù)表

此外，家庭小孩數(shù)與投保人身保險(xiǎn)顯著正相關(guān)，這可能是因?yàn)榧彝バ『⒃蕉啵彝ニ媾R責(zé)任越大；家庭受教育程度越高，投保人身保險(xiǎn)的概率越大，這可能是因?yàn)閼糁鹘逃潭扰c風(fēng)險(xiǎn)意識是正相關(guān)有關(guān)（Brown和Kim，1993［37］；Feyen等2013［41］）；戶主已退休的家庭投保人身保險(xiǎn)的可能性小于戶主非退休的家庭；家庭成員身體狀況越好，投保人身保險(xiǎn)的可能性越小。上述實(shí)證結(jié)論與已有研究基本上是一致的。

表6中的第（3）（5）和（7）列分別報(bào)告了人身保險(xiǎn)的細(xì)分市場——人壽保險(xiǎn)、意外傷害保險(xiǎn)和健康保險(xiǎn)的回歸結(jié)果。可以看到，主觀金融素養(yǎng)對居民家庭投保人壽保險(xiǎn)、意外傷害保險(xiǎn)和健康保險(xiǎn)均具有正向影響，且回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著。同時(shí)，家庭凈財(cái)富、家庭收入、家庭負(fù)債均顯著正向影響居民投保三類細(xì)分保險(xiǎn)。這說明H1和H2在細(xì)分市場上依然成立，經(jīng)驗(yàn)證據(jù)較為穩(wěn)健。此外，家庭小孩數(shù)對投保三類人身保險(xiǎn)均具有顯著的正向影響；戶主退休對投保三類人身保險(xiǎn)均具有顯著的負(fù)向影響；自我雇傭家庭僅對投保人壽保險(xiǎn)和健康保險(xiǎn)具有顯著的正向影響。比較有趣的結(jié)果是，家庭成員健康狀況越差，投保健康保險(xiǎn)的可能性越大，而投保人壽保險(xiǎn)和意外傷害保險(xiǎn)沒有顯著區(qū)別。這說明，在健康保險(xiǎn)市場上存在“逆選擇”現(xiàn)象。

由于居民在購買保險(xiǎn)過程中可能提高了自身的主觀金融素養(yǎng)水平、變量度量可能存在誤差以及存在的遺漏變量等可能引起內(nèi)生性，本文進(jìn)一步使用工具變量法克服可能存在的內(nèi)生性引起的偏誤。Van-Rooij等（2012）［20］選擇“受調(diào)查者兄長和父母的金融經(jīng)歷”作為金融素養(yǎng)的工具變量。Lusardi 和 Tufano（2015）［17］選擇“受調(diào)查者在校期間是否有經(jīng)濟(jì)或金融的學(xué)習(xí)經(jīng)歷”作為金融素養(yǎng)的工具變量。吳錕和吳衛(wèi)星（2017）［6］選擇“受調(diào)查者或受調(diào)查者的配偶是否有經(jīng)濟(jì)或管理方面的高等教育經(jīng)歷”作為金融素養(yǎng)水平的工具變量。本文借鑒吳錕和吳衛(wèi)星（2017）［6］的做法，選擇“受調(diào)查者或受調(diào)查者的配偶是否有經(jīng)濟(jì)或管理方面的高等教育經(jīng)歷”作為金融素養(yǎng)水平的工具變量。表6中的模型（2）、模型（4）、模型（6）和模型（8）是相應(yīng)模型加入工具變量后的回歸結(jié)果。Wald內(nèi)生性檢驗(yàn)顯示，可以在1%水平下拒絕不存在內(nèi)生性的假設(shè)。另外，一階段估計(jì)的F值為100.77，高于臨界值16.38，并且工具變量的t值為20.10，在1%水平下顯著。F值大于經(jīng)驗(yàn)意義上10% 偏誤水平下的臨界值16.38，表明本文選擇“受調(diào)查者或受調(diào)查者的配偶是否有經(jīng)濟(jì)或管理方面的高等教育經(jīng)歷”作為金融素養(yǎng)水平的工具變量是合適的，不存在弱工具變量的問題?；貧w結(jié)果顯示，主觀金融素養(yǎng)對居民投保人身保險(xiǎn)和三類細(xì)分保險(xiǎn)均在1%水平下具有顯著的正向影響。有趣的是，在考慮內(nèi)生性問題以后，主觀金融素養(yǎng)的回歸系數(shù)都明顯變大了，說明內(nèi)生性問題可能低估了主觀金融素養(yǎng)的影響。

4.1.2 居民保費(fèi)支出影響因素的實(shí)證結(jié)果

表7報(bào)告了居民保費(fèi)支出影響因素的回歸結(jié)果?？梢钥吹?，主觀金融素養(yǎng)水平對家庭保費(fèi)支出有顯著正向的影響，且回歸系數(shù)在1%的水平下顯著。說明主觀金融素養(yǎng)高的家庭，保費(fèi)支出水平越高，H2初步得到了驗(yàn)證。此外，家庭凈財(cái)富、家庭收入、家庭負(fù)債、戶主受教育程度、對未來收入的預(yù)期、家庭小孩數(shù)都對保費(fèi)支出具有顯著的正向影響，戶主退休會顯著減少家庭保費(fèi)支出。

表7 主觀金融素養(yǎng)與保費(fèi)支出的回歸結(jié)果

考慮到可能存在的內(nèi)生性問題，仍然采用與表6同樣的工具變量，利用2SLS方法對參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。DWH檢驗(yàn)值為8.794，對應(yīng)的p值為0.003，在1%的水平下顯著；一階段回歸F值為308.582，工具變量的t值為17.57。綜合表明，該回歸選取的工具變量是合適的，不存在弱工具變量問題。此時(shí)，主觀金融素養(yǎng)的回歸系數(shù)依然在1%水平下顯著，且回歸系數(shù)明顯增大，表明內(nèi)生性問題低估了主觀金融素養(yǎng)對居民保費(fèi)支出的影響。上述結(jié)果充分說明，H2的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)是穩(wěn)健的，主觀金融素養(yǎng)確實(shí)是影響家庭保費(fèi)支出的重要因素。

4.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.2.1 考慮主觀金融素養(yǎng)的其他度量方式

Van-Rooij等（2012）［20］認(rèn)為金融素養(yǎng)指標(biāo)的度量本身可能存在誤差?；诖?，本文采用評分累加的方式重新度量居民的主觀金融素養(yǎng)水平a評分累加的主觀金融素養(yǎng)是把居民對前文各投資產(chǎn)品及貸款產(chǎn)品了解程度的評分加總，每個(gè)問項(xiàng)都是從1-5，總共9個(gè)問項(xiàng)，因此居民的金融素養(yǎng)水平最小為9，最大為45。，并再次進(jìn)行主要模型的回歸，結(jié)果見表8的第（1）～（5）列?；貧w結(jié)果顯示，主觀金融素養(yǎng)除了回歸系數(shù)大小發(fā)生了變化外，影響的方向和顯著性水平依然相同。

4.2.2 考慮非退休家庭子樣本的情況

前文回歸結(jié)果顯示，戶主或配偶的退休狀況會對家庭投保人身保險(xiǎn)產(chǎn)生顯著影響。基于此，本文剔除了退休家庭樣本，進(jìn)一步考察了主觀金融素養(yǎng)對非退休家庭人身保險(xiǎn)投保行為的影響，回歸結(jié)果見表8的第（6）～（10）列?？梢钥吹?，在剔除退休家庭樣本之后，主觀金融素養(yǎng)對家庭是否投保和保費(fèi)支出依然具有1%水平下的顯著正向影響。

表8 考慮主觀金融素養(yǎng)的其他度量方式和非退休子樣本的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

4.2.3 排除戶主或配偶所在單位的影響

現(xiàn)實(shí)中，某些單位會主動(dòng)為自己的員工購買商業(yè)人身保險(xiǎn)，但本文所使用的數(shù)據(jù)不能很好的區(qū)分哪些戶主或配偶享受了單位購買的商業(yè)人身保險(xiǎn)。由于企事業(yè)單位和專業(yè)技術(shù)人員、技術(shù)工人所在單位更容易為職工購買商業(yè)保險(xiǎn)，因此本文采用依次排除戶主或戶主配偶職業(yè)的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，排除戶主或戶主配偶的職業(yè)是企事業(yè)單位員工或?qū)I(yè)技術(shù)人員，回歸結(jié)果見表9的第（1）～（5）列。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步排除戶主或戶主配偶的職業(yè)是技術(shù)工人，回歸結(jié)果見表9的第（6）～（10）列。可以看到，無論在哪一個(gè)子樣本中，主觀金融素養(yǎng)越高的家庭，其購買人身保險(xiǎn)的可能性越大，購買保險(xiǎn)的保費(fèi)支出也越多，且回歸系數(shù)都在1%的水平下顯著。

表9 排除戶主或配偶所在單位影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

4.2.4 使用CHFS2017數(shù)據(jù)及CFPS2014數(shù)據(jù)的結(jié)果a

接下來進(jìn)一步使用CHFS2017和CFPS2014的數(shù)據(jù)驗(yàn)證本文結(jié)果的穩(wěn)健性。回歸結(jié)果顯示（見表10和表11），主觀金融素養(yǎng)對居民保險(xiǎn)參與及保費(fèi)支出均有顯著正向的影響。

表10 主觀金融素養(yǎng)與商業(yè)保險(xiǎn)參與（CHFS2017數(shù)據(jù)）

表11 主觀金融素養(yǎng)與商業(yè)保險(xiǎn)參與（CFPS2014數(shù)據(jù)）

表8～表11的實(shí)證結(jié)果進(jìn)一步表明，主觀金融素養(yǎng)水平是影響居民家庭投保人身保險(xiǎn)的非常重要的因素，本文的實(shí)證結(jié)果是非常穩(wěn)健的。

5 研究結(jié)論和政策建議

5.1 研究結(jié)論

本文使用清華大學(xué)中國金融研究中心2010年和2011年調(diào)查的“中國消費(fèi)金融現(xiàn)狀及投資者教育現(xiàn)狀”數(shù)據(jù)，采用probit、IVprobit等模型和OLS、2SLS等估計(jì)方法，實(shí)證研究了主觀金融素養(yǎng)及其他因素對居民家庭投保人身保險(xiǎn)的影響，研究發(fā)現(xiàn)：

首先，主觀金融素養(yǎng)對居民投保人身保險(xiǎn)具有顯著的正向影響，即家庭主觀金融素養(yǎng)越高，越傾向于投保人身保險(xiǎn)，這與以秦芳等（2016）［9］為代表的研究客觀金融素養(yǎng)影響居民保險(xiǎn)參與的結(jié)論是一致的。盡管方向一致，但如前文所述，兩者驅(qū)動(dòng)居民保險(xiǎn)投資行為的機(jī)理是截然不同的。本文與秦芳等（2016）［9］的研究呈現(xiàn)出“相互補(bǔ)充”的關(guān)系，綜合證明了主客觀金融素養(yǎng)都對保險(xiǎn)參與具有顯著的正向影響。囿于數(shù)據(jù)可得性的限制，暫時(shí)無法同時(shí)控制主客觀金融素養(yǎng)的影響，并進(jìn)行對比，這也是未來的重要研究方向。同時(shí)，與客觀金融素養(yǎng)的相關(guān)文章不同，本文進(jìn)一步考察人身保險(xiǎn)的3個(gè)細(xì)分市場，研究發(fā)現(xiàn)，主觀金融素養(yǎng)對居民家庭投保人壽保險(xiǎn)、意外傷害保險(xiǎn)和健康保險(xiǎn)均具有顯著的正向影響。對主觀金融素養(yǎng)在居民細(xì)分保險(xiǎn)市場投資行為的探索進(jìn)一步擴(kuò)展了相關(guān)研究的廣度。

其次，當(dāng)考慮到內(nèi)生性問題，運(yùn)用工具變量模型進(jìn)行矯正后的結(jié)果顯示，主觀金融素養(yǎng)依然顯著影響居民人身保險(xiǎn)投保，且影響程度更大。同時(shí)，主觀金融素養(yǎng)水平對家庭保費(fèi)支出同樣具有顯著的正向影響，主觀金融素養(yǎng)越高的家庭，保費(fèi)支出水平越高。在考慮內(nèi)生性問題后，運(yùn)用兩階段最小二乘法重新估計(jì)模型參數(shù)的結(jié)果顯示，主觀金融素養(yǎng)依然顯著地正向影響居民保費(fèi)支出，且影響水平更高。

最后，家庭凈財(cái)富、家庭年收入和家庭負(fù)債與居民投保人身保險(xiǎn)顯著正相關(guān)。家庭的財(cái)富水平越高，無論存量財(cái)富還是流量財(cái)富，或者家庭持有負(fù)債，都會顯著提高投保人身保險(xiǎn)的可能性。上述規(guī)律在3個(gè)細(xì)分市場中依然成立。同時(shí)，家庭小孩數(shù)、戶主的受教育程度顯著地正向影響家庭對人身保險(xiǎn)的投保需求；與非自我雇傭家庭相比，自我雇傭家庭購買人壽保險(xiǎn)和健康保險(xiǎn)的可能性更大；健康狀況不佳的家庭更有可能購買健康保險(xiǎn)，這表明健康保險(xiǎn)市場存在“逆選擇”問題。

從學(xué)理上講，相對于理性學(xué)派，主觀金融素養(yǎng)更接近于行為金融學(xué)派的研究話題，即重在探討金融信心這種“心理”因素對居民金融行為的驅(qū)動(dòng)機(jī)制。但需要說明的是，本文將現(xiàn)階段居民保險(xiǎn)投資行為視為一種理性行為。一方面，正如前文所述，本文的研究樣本正逢中國保險(xiǎn)業(yè)蓬勃、規(guī)范發(fā)展時(shí)期；另一方面，中國居民保險(xiǎn)資產(chǎn)在金融資產(chǎn)中的占比長期不足10%，與發(fā)達(dá)國家大概30%～40%的比例相差甚遠(yuǎn)。因此，本文認(rèn)為中國居民全面參與保險(xiǎn)市場是必要的，也是“理性”的，即本文的研究是在“行為理性”的框架下展開的。上述研究結(jié)論充分表明，主觀金融素養(yǎng)能夠?qū)χ袊用褓Y產(chǎn)配置的優(yōu)化產(chǎn)生正向影響。當(dāng)然，這并不意味著主觀金融素養(yǎng)不會驅(qū)動(dòng)居民的非理性行為。在后續(xù)的研究中，我們將持續(xù)關(guān)注這一話題。

5.2 政策建議

基于上述實(shí)證發(fā)現(xiàn)，本文提出如下針對性政策建議：

第一，為了幫助消費(fèi)者做出更明智的金融決策，政府、雇主和金融機(jī)構(gòu)提供的各種形式的金融教育不應(yīng)當(dāng)僅僅局限于提升居民的客觀金融素養(yǎng)，同時(shí)也要格外關(guān)注提高居民的主觀金融素養(yǎng)?？陀^金融素養(yǎng)主要度量了居民真實(shí)的金融知識水平，是一種認(rèn)知層面的反映；而主觀金融素養(yǎng)除了金融知識外，還進(jìn)一步度量居民的主觀決策行為，反映了居民在金融決策過程中的心理驅(qū)動(dòng)因素。過多地關(guān)注客觀金融素養(yǎng)的提高而忽視主觀金融素養(yǎng)，很有可能導(dǎo)致居民對復(fù)雜的金融產(chǎn)品望而卻步，甚至是選擇其他低劣的替代品。當(dāng)然一味地強(qiáng)調(diào)主觀金融素養(yǎng)也可能存在缺陷，如果居民在面對一個(gè)特別復(fù)雜的金融產(chǎn)品而感覺自己特別有能力的時(shí)候，會忽視對產(chǎn)品信息的收集及研究，他們可能會不假思索的購買。過去40多年來，隨著中國保險(xiǎn)市場的規(guī)范發(fā)展，居民對保險(xiǎn)功能的認(rèn)知不斷加深，現(xiàn)如今普遍從心理上更為接收保險(xiǎn)投資的理念。此時(shí)，增強(qiáng)居民的主觀金融素養(yǎng)，將有助于捅破“最后一層窗戶紙”，讓居民更加積極主動(dòng)地參與到保險(xiǎn)市場中來。并且，相對于股票、基金、期貨等高風(fēng)險(xiǎn)金融產(chǎn)品，保險(xiǎn)產(chǎn)品顯然更適合現(xiàn)階段國人構(gòu)建合理的投資組合。

第二，保險(xiǎn)公司應(yīng)當(dāng)轉(zhuǎn)變經(jīng)營的理念，提供更加優(yōu)質(zhì)的保險(xiǎn)服務(wù)，降低“逆選擇”投保的比例。在保險(xiǎn)業(yè)恢復(fù)發(fā)展的早期階段，行業(yè)規(guī)范性不足，從業(yè)人員素質(zhì)不高，使得業(yè)務(wù)呈現(xiàn)出一定程度的“粗放式”發(fā)展，為了簽約更多的客戶，一些銷售人員枉顧“逆選擇”風(fēng)險(xiǎn)，一味地追求銷售業(yè)績，為保險(xiǎn)公司未來的理賠帶來了巨大的風(fēng)險(xiǎn)。國際經(jīng)驗(yàn)表明，現(xiàn)代保險(xiǎn)公司承保業(yè)務(wù)虧損是很正常的現(xiàn)象，他們往往會通過投資業(yè)務(wù)的盈利來彌補(bǔ)承保業(yè)務(wù)的虧損（王緒瑾和王浩帆 2020［1］）。因此，未來挖掘優(yōu)質(zhì)客戶的關(guān)鍵還在于保險(xiǎn)公司不斷提升投資水平，通過優(yōu)質(zhì)的投資收益來為客戶提供更好的服務(wù)，吸引更多的保費(fèi)收入，如此形成良性循環(huán)。不宜再通過粗放手段來提升銷售業(yè)績。此外，保險(xiǎn)公司還應(yīng)當(dāng)充分利用用大數(shù)據(jù)、人工智能、物聯(lián)網(wǎng)技術(shù)等先進(jìn)的科技手段，甄別客戶，以規(guī)避“逆選擇”風(fēng)險(xiǎn)。

第三，監(jiān)管部門應(yīng)當(dāng)注意居民負(fù)債對保險(xiǎn)市場參與的影響?，F(xiàn)階段，我國居民家庭的總體負(fù)債水平（負(fù)債率）相對于世界其他國家還處于較低的水平，家庭部門的債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)不高。但一些低收入家庭、經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)已經(jīng)逐漸呈現(xiàn)出家庭負(fù)債高企的結(jié)構(gòu)性問題（吳錕等，2020［43］）。有必要進(jìn)一步監(jiān)控高負(fù)債家庭的保險(xiǎn)市場參與行為。尤其對于過度負(fù)債家庭，家庭資產(chǎn)負(fù)債表極其脆弱，一旦收入受到異常沖擊，例如本次新冠肺炎疫情的沖擊，負(fù)債支出可能難以為繼，包括保險(xiǎn)投資在內(nèi)的金融資產(chǎn)都將面臨“違約”的可能。對于這部分居民而言，失業(yè)保險(xiǎn)、財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)可能比人身保險(xiǎn)更具有潛在風(fēng)險(xiǎn)分散的價(jià)值。總而言之，保險(xiǎn)產(chǎn)品的供給應(yīng)當(dāng)更加多元化，以滿足不同層次人群的真實(shí)需求。沿此方向發(fā)展，中國保險(xiǎn)業(yè)的服務(wù)深度和覆蓋范圍必將不斷擴(kuò)大。