王沈南 吳 錕 吳衛(wèi)星

1 引 言

中國保險業(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，再到完全開放，保險業(yè)發(fā)生了翻天覆地的變化。尤其是21世紀初中國加入WTO以來，保險市場發(fā)展迅速。銀保監(jiān)會數(shù)據(jù)顯示，我國保險業(yè)總保費收入由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，人身保險的保費收入由1982年的0.01億元增長到2018年的2.7萬億元，在全部保費收入中占比超過70%。保險業(yè)賠付支出從2000年的218億元增長到2018年的1.2萬億元?？梢哉f，保險業(yè)在促進國民經(jīng)濟發(fā)展、分散居民家庭風(fēng)險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)代保險服務(wù)業(yè)的若干意見》指出，要把商業(yè)保險構(gòu)建成社會保障體系的重要支柱，創(chuàng)新養(yǎng)老保險的產(chǎn)品服務(wù)，發(fā)展多樣化的健康保險服務(wù)。2018年5月，保險業(yè)對外開放工作全面展開。隨著改革的深化和開放的加速，保險業(yè)未來面臨著光明的發(fā)展前景。然而，我國保險行業(yè)與發(fā)達國家相比還存在明顯差距。截至2018 年，我國保險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，遠低于世界平均水平的人均682 美元和6.09%。這說明，從“保險大國”到“保險強國”，中國依然“任重而道遠”。

制約我國居民保險市場投保的因素較多，包括早期的保險從業(yè)人員素質(zhì)偏低導(dǎo)致的“信任感缺失”，以及現(xiàn)在的保險條款復(fù)雜導(dǎo)致的“誤導(dǎo)行為頻發(fā)”、發(fā)生保險事故時的“理賠難”現(xiàn)象（鐘春平等，2012［2］）等等。保險市場亟待規(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)管機構(gòu)、行業(yè)自律組織和保險公司可以大有作為，不斷提高整個保險業(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。保險條款比較復(fù)雜，對保險條款的理解需要消費者掌握一定量的金融知識，并具備運用金融知識的信心。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者金融素養(yǎng)，從而對消費者金融行為產(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的一個重要因素。

事實上，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)主要反映的是個人真實的知識水平，而主觀金融素養(yǎng)則可以更好地捕捉影響個人決策過程的心理驅(qū)動因素。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)，忽視了提高消費者的主觀金融素養(yǎng)，而消費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)實證發(fā)現(xiàn)，客觀金融素養(yǎng)對居民購買商業(yè)保險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)對保險市場參與具有重要影響的基礎(chǔ)上，本文進一步考察了主觀金融素養(yǎng)在驅(qū)動保險決策時的規(guī)律。本文的主要邊際貢獻在于：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，尤其是客觀金融素養(yǎng)相關(guān)文獻的重要補充。第二，通過細分人壽保險、意外傷害保險和健康保險三個市場，分別驗證了上述影響的一般性規(guī)律，進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市場乃至金融市場的深度和廣度大有裨益。

2 文獻綜述、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的影響

金融素養(yǎng)是居民家庭的重要特征。國內(nèi)外文獻普遍認為，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)外文獻主要關(guān)注的金融行為包括財富管理、信貸管理、股票市場參與和退休計劃等等，這些文獻都對本文的研究具有一定的啟示。

財富管理方面，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)驗證據(jù)表明，金融素養(yǎng)與家庭財富顯著正相關(guān)。尹志超等（2014）［14］發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)高的家庭參與風(fēng)險市場的可能性更高。單德朋（2019）［15］認為，金融素養(yǎng)通過影響家庭資產(chǎn)配置等行為實現(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)生過度負債。王童等（2020）［18］認為金融素養(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劃，而且積累的財富也更多。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劃。

在現(xiàn)階段的中國，全民保險意識已經(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)品運作規(guī)律，將有助于提高人身保險市場的參與度。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］）?？陀^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，很多人認為客觀金融素養(yǎng)與主觀金融素養(yǎng)存在非常強的正相關(guān)關(guān)系。實際上，不同領(lǐng)域的實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］）。客觀素養(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)動力（Hong等，2004［25］)。政治學(xué)家在研究政治或投票行為時，依賴民意調(diào)查和類似的主觀評價（McDonald和Tolbert，2012［26］）；在消費者保護或市場營銷領(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)金融渠道負債，且不容易發(fā)生過度負債。吳錕和吳衛(wèi)星（2018）［33］進一步指出，主觀金融素養(yǎng)越高的家庭更可能主動使用信用卡，而且申請信用卡時會對不同銀行發(fā)行的信用卡進行對比。自我認知直接降低了參與金融規(guī)劃決策的感知成本，就像實際知識降低成本一樣。一個人認為金融決策很容易，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任務(wù)。另外主觀金融素養(yǎng)（信心）高的消費者更可能積極主動收集相關(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。保險市場受到信息不對稱的影響，這意味著保險公司了解所提供的產(chǎn)品，但大多數(shù)投保人不了解；投保人對保險標(biāo)的比保險公司了解的更清楚（Mackenzie，2006［34］）。而且保險合同，特別是壽險合同既有財務(wù)的成分，也有生命意外的成分（死亡風(fēng)險），因此金融素養(yǎng)特別是主觀金融素養(yǎng)對保險購買決策的影響比對其他金融決策的影響更大。基于此，本文提出以下兩個假設(shè)：

H1：主觀金融素養(yǎng)越高的居民家庭，投保人身保險的可能性越大；

H2：主觀金融素養(yǎng)越高的家庭，保費支出的水平越高。

2.2 其他因素對居民投保人身保險的影響

財富水平是影響居民保險市場參與的重要因素。這是因為，財富越高的家庭，資產(chǎn)的風(fēng)險敞口越大，其內(nèi)在的避險需求越高。收入水平同樣對居民投保行為具有顯著影響。已有研究一致認為，家庭的收入水平與保險購買呈現(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債行為的影響，例如樊綱治和王宏揚（2015）［36］發(fā)現(xiàn)，負債越多的家庭，購買保險的可能性越大。本文認為，負債意味著風(fēng)險，高負債家庭往往伴隨著高風(fēng)險，因此其參與保險市場的意愿更強。

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的替代，但社會保障與人身保險總需求正相關(guān)。Outreville（2015）［38］指出，預(yù)期壽命與壽險需求正相關(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的需求最大。撫養(yǎng)壓力方面，老年撫養(yǎng)比與壽險需求正相關(guān)（Beck和Webb，2003［35］；Feyen等，2013［41］），少兒撫養(yǎng)比與壽險需求的經(jīng)驗證據(jù)則存在明顯分歧，說明了上述問題的復(fù)雜性。

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

H3：居民的財富水平、收入水平、負債水平越高，人身保險投保的可能性越大。

3 研究設(shè)計

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年進行的“中國消費金融現(xiàn)狀及投資者教育調(diào)查”項目a清華大學(xué)中國金融研究中心總共進行了四輪次的調(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、保險市場參與及金融素養(yǎng)等方面的詳細問項，而且這兩年問卷的問項基本保持一樣，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、濟南、徐州、南昌、安慶、泉州、廣州、?？?、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個城市，分別收回有效問卷5273份和5990份，詳細調(diào)查了戶主和家庭的基本信息、家庭理財信息、資產(chǎn)與負債狀況、家庭年收入、家庭消費、家庭儲蓄、家庭投資、家庭融資、信用卡、住房、退休與保險和遺產(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，本文首先根據(jù)家庭是否投保人壽保險、意外傷害保險和健康保險，分別構(gòu)造相應(yīng)的居民投保指標(biāo)。其中，居民投保人壽保險記為bx_l，如果家庭擁有人壽保險，則取值為1，否則為0；居民投保意外傷害保險記為bx_a，如果家庭擁有意外傷害保險，則取值為1，否則為0；居民投保健康保險記為bx_h，如果家庭擁有健康保險，則取值為1，否則為0；其次，本文構(gòu)建居民投保人身保險指標(biāo)，記為bx，如果家庭至少擁有以上三種保險中的一種，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)查問卷還有一個涉及家庭保費支出的問項，即“您家庭購買所有的非儲蓄性保險總共花了多少錢？”，本文以該問項為依據(jù)構(gòu)造保費支出變量，記為ins_e，具體的度量為實際保費支出加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)濟信息并就金融規(guī)劃、財富積累、債務(wù)和養(yǎng)老計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，客觀金融素養(yǎng)更多代表了消費者的能力，而主觀金融素養(yǎng)則代表的是消費者的信心。。研究者把對一系列金融常識問題（如利息的計算、通貨膨脹的理解和風(fēng)險分散化的理解等）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］做過一個隨機試驗，發(fā)現(xiàn)在回答一系列金融常識問題正誤的時候，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。于是他們認為，居民在回答金融常識問題的時候可能猜測答案，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人決策過程的心理驅(qū)動因素（Bellofatto等，2018［8］）。由于清華大學(xué)中國金融研究中心2010年和2011年進行的“中國消費金融現(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選項為1-5，1代表不了解，5代表非常了解?！钡幕卮鸷蛯彿抠J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，不再披露計算的具體數(shù)值，留存?zhèn)渌鳌Ｗ髡哙]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投保行為的控制變量，除本文重點關(guān)注的家庭凈財富、家庭年收入、家庭目前的負債狀況之外，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算說明見表2。

3.3 模型設(shè)定

3.3.1 人身保險投保的影響

考慮到居民是否投保人身保險是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分別表示人身保險參與(bx)、意外傷害保險參與(bx_a)、健康保險參與(bx_h)和人壽保險參與(bx_l)，如果居民參與了對應(yīng)的保險，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)的隨機誤差項。

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?，模型可能存在內(nèi)生性問題。為解決上述問題，本文還同時利用工具變量模型對回歸系數(shù)進行矯正。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模型進行參數(shù)估計。

3.3.2 家庭保險支出的影響

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

其中，ins_e表示保費支出；和X對模型（1）相同；μ表示對應(yīng)的隨機誤差項。此外，考慮到內(nèi)生性問題，本文還將運用工具變量法對核心參數(shù)進行矯正。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）進行參數(shù)估計。

3.4 主要變量的基本描述

3.4.1 居民人身保險投保和保費支出狀況

表3報告了居民人身保險投保和保費支出的具體情況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；而2011年7月泰康人壽聯(lián)合北京大學(xué)對6302戶家庭樣本進行調(diào)查，發(fā)現(xiàn)約有36.5%的城鎮(zhèn)家庭擁有人壽保險，這與本文樣本數(shù)據(jù)中30.2%的家庭擁有人壽保險比較接近。另外考慮到有的單位會為自己的員工購買商業(yè)保險，本文在后面的穩(wěn)健性檢驗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，21.6%的家庭購買了意外傷害保險，30.2%的家庭購買了人壽保險，43.2%的家庭至少擁有一種保險。保費支出對數(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投保。

表3 人身保險投保及保費支出

3.4.2 主觀金融素養(yǎng)與人身保險投保的雙變量分析

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)對家庭保險市場參與及保費支出的影響，結(jié)果見表4。可以看到，隨著居民主觀金融素養(yǎng)水平的提高，擁有人壽保險的家庭占比、擁有意外傷害保險的家庭占比和擁有健康保險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，購買保險的家庭越來越多，而且保費支出也越多，也就是說主觀金融素養(yǎng)可能是影響居民制定保險決策的一個重要因素。

表4 主觀金融素養(yǎng)與投保人身保險及保費支出

3.4.3 控制變量的描述性統(tǒng)計

本文主要控制變量的描述性統(tǒng)計情況見表5，結(jié)果顯示：平均來說，家庭的凈財富為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)險厭惡系數(shù)的均值為-0.121，表明整體而言，戶主的風(fēng)險偏好處于風(fēng)險厭惡與風(fēng)險中性之間；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

4 實證結(jié)果分析

4.1 主要回歸結(jié)果及分析

4.1.1 居民投保人身保險影響因素的實證結(jié)果

表6中的第（1）列報告了主觀金融素養(yǎng)和其他因素對居民是否投保人身保險影響的實證結(jié)果?？梢钥吹?，主觀金融素養(yǎng)對居民投保人身保險具有正向影響，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，更容易參與保險市場，H1初步得到驗證。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，更容易接受保險這種風(fēng)險分散工具。與此同時，家庭凈財富、家庭年收入和家庭負債與居民投保人身保險顯著正相關(guān)。說明家庭的財富水平越高，無論存量財富水平還是流量財富水平（收入）越高，投保人身保險的可能性均會越大；并且一旦家庭持有負債，投保人身保險的可能性顯著提升，H3也初步得到驗證。

表6 主觀金融素養(yǎng)與人身保險投保的回歸結(jié)果

續(xù)表

續(xù)表

此外，家庭小孩數(shù)與投保人身保險顯著正相關(guān)，這可能是因為家庭小孩越多，家庭所面臨責(zé)任越大；家庭受教育程度越高，投保人身保險的概率越大，這可能是因為戶主教育程度與風(fēng)險意識是正相關(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，投保人身保險的可能性越小。上述實證結(jié)論與已有研究基本上是一致的。

表6中的第（3）（5）和（7）列分別報告了人身保險的細分市場——人壽保險、意外傷害保險和健康保險的回歸結(jié)果?？梢钥吹?，主觀金融素養(yǎng)對居民家庭投保人壽保險、意外傷害保險和健康保險均具有正向影響，且回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著。同時，家庭凈財富、家庭收入、家庭負債均顯著正向影響居民投保三類細分保險。這說明H1和H2在細分市場上依然成立，經(jīng)驗證據(jù)較為穩(wěn)健。此外，家庭小孩數(shù)對投保三類人身保險均具有顯著的正向影響；戶主退休對投保三類人身保險均具有顯著的負向影響；自我雇傭家庭僅對投保人壽保險和健康保險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，投保健康保險的可能性越大，而投保人壽保險和意外傷害保險沒有顯著區(qū)別。這說明，在健康保險市場上存在“逆選擇”現(xiàn)象。

由于居民在購買保險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和三類細分保險均在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 居民保費支出影響因素的實證結(jié)果

表7報告了居民保費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，保費支出水平越高，H2初步得到了驗證。此外，家庭凈財富、家庭收入、家庭負債、戶主受教育程度、對未來收入的預(yù)期、家庭小孩數(shù)都對保費支出具有顯著的正向影響，戶主退休會顯著減少家庭保費支出。

表7 主觀金融素養(yǎng)與保費支出的回歸結(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)進行估計。DWH檢驗值為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，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)對居民保費支出的影響。上述結(jié)果充分說明，H2的經(jīng)驗證據(jù)是穩(wěn)健的，主觀金融素養(yǎng)確實是影響家庭保費支出的重要因素。

4.2 穩(wěn)健性檢驗

4.2.1 考慮主觀金融素養(yǎng)的其他度量方式

Van-Rooij等（2012）［20］認為金融素養(yǎng)指標(biāo)的度量本身可能存在誤差?；诖耍疚牟捎迷u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，每個問項都是從1-5，總共9個問項，因此居民的金融素養(yǎng)水平最小為9，最大為45。，并再次進行主要模型的回歸，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產(chǎn)生顯著影響?；诖耍疚奶蕹送诵菁彝颖?，進一步考察了主觀金融素養(yǎng)對非退休家庭人身保險投保行為的影響，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)健性檢驗結(jié)果

4.2.3 排除戶主或配偶所在單位的影響

現(xiàn)實中，某些單位會主動為自己的員工購買商業(yè)人身保險，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。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，因此本文采用依次排除戶主或戶主配偶職業(yè)的方法進行穩(wěn)健性檢驗。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?？梢钥吹?，無論在哪一個子樣本中，主觀金融素養(yǎng)越高的家庭，其購買人身保險的可能性越大，購買保險的保費支出也越多，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

接下來進一步使用CHFS2017和CFPS2014的數(shù)據(jù)驗證本文結(jié)果的穩(wěn)健性?；貧w結(jié)果顯示（見表10和表11），主觀金融素養(yǎng)對居民保險參與及保費支出均有顯著正向的影響。

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

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

表8～表11的實證結(jié)果進一步表明，主觀金融素養(yǎng)水平是影響居民家庭投保人身保險的非常重要的因素，本文的實證結(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等估計方法，實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，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)動居民保險投資行為的機理是截然不同的。本文與秦芳等（2016）［9］的研究呈現(xiàn)出“相互補充”的關(guān)系，綜合證明了主客觀金融素養(yǎng)都對保險參與具有顯著的正向影響。囿于數(shù)據(jù)可得性的限制，暫時無法同時控制主客觀金融素養(yǎng)的影響，并進行對比，這也是未來的重要研究方向。同時，與客觀金融素養(yǎng)的相關(guān)文章不同，本文進一步考察人身保險的3個細分市場，研究發(fā)現(xiàn)，主觀金融素養(yǎng)對居民家庭投保人壽保險、意外傷害保險和健康保險均具有顯著的正向影響。對主觀金融素養(yǎng)在居民細分保險市場投資行為的探索進一步擴展了相關(guān)研究的廣度。

其次，當(dāng)考慮到內(nèi)生性問題，運用工具變量模型進行矯正后的結(jié)果顯示，主觀金融素養(yǎng)依然顯著影響居民人身保險投保，且影響程度更大。同時，主觀金融素養(yǎng)水平對家庭保費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，保費支出水平越高。在考慮內(nèi)生性問題后，運用兩階段最小二乘法重新估計模型參數(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支出，且影響水平更高。

最后，家庭凈財富、家庭年收入和家庭負債與居民投保人身保險顯著正相關(guān)。家庭的財富水平越高，無論存量財富還是流量財富，或者家庭持有負債，都會顯著提高投保人身保險的可能性。上述規(guī)律在3個細分市場中依然成立。同時，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和健康保險的可能性更大；健康狀況不佳的家庭更有可能購買健康保險，這表明健康保險市場存在“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)動機制。但需要說明的是，本文將現(xiàn)階段居民保險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業(yè)蓬勃、規(guī)范發(fā)展時期；另一方面，中國居民保險資產(chǎn)在金融資產(chǎn)中的占比長期不足10%，與發(fā)達國家大概30%～40%的比例相差甚遠。因此，本文認為中國居民全面參與保險市場是必要的，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，為了幫助消費者做出更明智的金融決策，政府、雇主和金融機構(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的金融知識水平，是一種認知層面的反映；而主觀金融素養(yǎng)除了金融知識外，還進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特別復(fù)雜的金融產(chǎn)品而感覺自己特別有能力的時候，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，隨著中國保險市場的規(guī)范發(fā)展，居民對保險功能的認知不斷加深，現(xiàn)如今普遍從心理上更為接收保險投資的理念。此時，增強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地參與到保險市場中來。并且，相對于股票、基金、期貨等高風(fēng)險金融產(chǎn)品，保險產(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)的保險服務(wù)，降低“逆選擇”投保的比例。在保險業(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，一味地追求銷售業(yè)績，為保險公司未來的理賠帶來了巨大的風(fēng)險。國際經(jīng)驗表明，現(xiàn)代保險公司承保業(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)等先進的科技手段，甄別客戶，以規(guī)避“逆選擇”風(fēng)險。

第三，監(jiān)管部門應(yīng)當(dāng)注意居民負債對保險市場參與的影響?，F(xiàn)階段，我國居民家庭的總體負債水平（負債率）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)險不高。但一些低收入家庭、經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)已經(jīng)逐漸呈現(xiàn)出家庭負債高企的結(jié)構(gòu)性問題（吳錕等，2020［43］）。有必要進一步監(jiān)控高負債家庭的保險市場參與行為。尤其對于過度負債家庭，家庭資產(chǎn)負債表極其脆弱，一旦收入受到異常沖擊，例如本次新冠肺炎疫情的沖擊，負債支出可能難以為繼，包括保險投資在內(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、財產(chǎn)保險可能比人身保險更具有潛在風(fēng)險分散的價值?？偠灾?，保險產(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需求。沿此方向發(fā)展，中國保險業(yè)的服務(wù)深度和覆蓋范圍必將不斷擴大。