尹志超, 田文濤, 王曉全

(1.首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 金融學(xué)院，北京 100070；2.西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 保險(xiǎn)學(xué)院，四川 成都 611130)

一、問題的提出

國(guó)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》明確指出,“構(gòu)筑保險(xiǎn)民生保障網(wǎng)，完善多層次社會(huì)保障體系，把商業(yè)保險(xiǎn)建成社會(huì)保障體系的重要支柱”。《2022—2027年中國(guó)保險(xiǎn)行業(yè)市場(chǎng)前瞻與投資規(guī)劃分析報(bào)告》顯示，1980—2021年，中國(guó)保費(fèi)收入從4.6000億元增加到4.4900萬(wàn)億元，保險(xiǎn)密度從 0.4700元/人提高到 3 180元/人，保險(xiǎn)深度從 0.10% 提高到 3.90%，保費(fèi)收入規(guī)模連續(xù)5年排名全球第二。2021年，中國(guó)保險(xiǎn)密度為520美元/人，低于全球平均保險(xiǎn)密度661美元/人；中國(guó)保險(xiǎn)深度為4.15%，低于全球平均保險(xiǎn)深度5.96%，遠(yuǎn)低于美國(guó)等發(fā)達(dá)國(guó)家平均保險(xiǎn)深度10%。因此，從保險(xiǎn)規(guī)模看，中國(guó)遠(yuǎn)超世界平均水平，但從保險(xiǎn)密度和保險(xiǎn)深度看，中國(guó)則比較落后。孫武軍和高雅[1]與何興強(qiáng)和李濤[2]認(rèn)為，金融知識(shí)欠缺、保險(xiǎn)意識(shí)薄弱和對(duì)保險(xiǎn)本質(zhì)認(rèn)識(shí)不足等因素導(dǎo)致商業(yè)保險(xiǎn)購(gòu)買人數(shù)少，進(jìn)而導(dǎo)致保險(xiǎn)需求不足。此外，由于缺乏專業(yè)知識(shí)，居民需要花費(fèi)大量時(shí)間獲取相關(guān)保險(xiǎn)信息，當(dāng)信息搜尋成本超過保險(xiǎn)帶來(lái)的收益時(shí)，居民便會(huì)放棄參保[3]。

目前，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與影響因素進(jìn)行了大量有益的探索，其研究主要集中在三個(gè)方面：首先，家庭經(jīng)濟(jì)狀況。江海洋和谷政[4]研究表明，居民的家庭收入對(duì)居民購(gòu)買商業(yè)保險(xiǎn)有顯著的正向作用。Hau[5]認(rèn)為，凈資產(chǎn)的增加會(huì)促進(jìn)家庭商業(yè)保險(xiǎn)的購(gòu)買。其次，家庭人口特征。性別、戶籍、受教育程度和家庭人口結(jié)構(gòu)等因素對(duì)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與有顯著的影響。伍再華和李偉男[6]研究表明，戶籍是導(dǎo)致家庭商業(yè)保險(xiǎn)市場(chǎng)參與行為異質(zhì)性的重要因素，對(duì)于不同戶口類型、不同區(qū)域、不同戶籍的家庭而言，其商業(yè)保險(xiǎn)市場(chǎng)參與行為均存在明顯的差異。Li等[7]與王宏揚(yáng)和樊綱治[8]發(fā)現(xiàn)，老年撫養(yǎng)比和少兒撫養(yǎng)比對(duì)人身保險(xiǎn)市場(chǎng)份額和參與程度有顯著影響。最后，家庭成員態(tài)度。研究集中于金融知識(shí)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、幸福感和社會(huì)互動(dòng)等。吳雨等[9]與孫武軍和高雅[1]認(rèn)為，金融知識(shí)將促進(jìn)家庭購(gòu)買商業(yè)保險(xiǎn)，提高家庭對(duì)商業(yè)保險(xiǎn)的信任度，增加家庭商業(yè)保險(xiǎn)的參與程度。田瑤等[10]認(rèn)為，風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度正向影響商業(yè)保險(xiǎn)參與。越是風(fēng)險(xiǎn)偏好的個(gè)體，越容易購(gòu)買商業(yè)保險(xiǎn)。桑林[11]與曹直等[12]研究表明，家庭的主觀幸福感越高，其購(gòu)買商業(yè)保險(xiǎn)的可能性越大。同時(shí)，居民幸福感會(huì)與主觀態(tài)度形成交互作用，共同影響家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與。此外，一些學(xué)者也從互聯(lián)網(wǎng)使用[13-14]、遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)[15]、保險(xiǎn)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度[16]和保險(xiǎn)價(jià)格[17]等因素對(duì)家庭保險(xiǎn)需求影響的角度進(jìn)行了研究。

2020年12月，中國(guó)已成為全球移動(dòng)支付第一大市場(chǎng)。與美國(guó)成熟的信用卡支付體系不同，中國(guó)的支付體系正朝著非現(xiàn)金結(jié)算的方向發(fā)展，支付方式逐漸改變居民消費(fèi)的模式[18]。隨著移動(dòng)支付的興起、互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的發(fā)展和通信技術(shù)的成熟，在大數(shù)據(jù)和人工智能的背景下，新技術(shù)與傳統(tǒng)保險(xiǎn)業(yè)日益結(jié)合，傳統(tǒng)保險(xiǎn)公司逐漸改變?cè)械倪\(yùn)營(yíng)模式，利用移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)拓寬保險(xiǎn)銷售渠道，使得互聯(lián)網(wǎng)保險(xiǎn)的供給與需求逐年增加，更進(jìn)一步地發(fā)展了互聯(lián)網(wǎng)保險(xiǎn)市場(chǎng)。 因此，研究移動(dòng)支付對(duì)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與的影響對(duì)居民幸福感的提升和經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展具有十分重要的意義。

本文主要有三個(gè)方面的邊際貢獻(xiàn)：首先，從微觀層面實(shí)證探討移動(dòng)支付對(duì)中國(guó)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與的影響，是對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的重要補(bǔ)充。其次，利用工具變量緩解內(nèi)生性問題，提高估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性，豐富了該領(lǐng)域研究成果。最后，以金融知識(shí)、社會(huì)互動(dòng)和商業(yè)保險(xiǎn)可得性作為切入點(diǎn)，進(jìn)一步分析移動(dòng)支付對(duì)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與的影響機(jī)制，以期為促進(jìn)中國(guó)移動(dòng)支付與商業(yè)保險(xiǎn)的結(jié)合提供理論依據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

移動(dòng)支付作為一種支付工具，其易用性和便捷性會(huì)對(duì)家庭購(gòu)買金融產(chǎn)品產(chǎn)生影響。Chatterjee和Rose[19]研究發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品的感知會(huì)受到支付方式的影響，用信用卡支付的消費(fèi)者更多地關(guān)注商品效用所帶來(lái)的積極體驗(yàn)，而用現(xiàn)金支付的消費(fèi)者更多地關(guān)注支付所帶來(lái)的消極體驗(yàn)。此外，使用移動(dòng)支付方式的消費(fèi)者的線下消費(fèi)金額和消費(fèi)頻率均有顯著提升。隨著移動(dòng)支付的持續(xù)使用，其促進(jìn)消費(fèi)的作用逐漸增強(qiáng)[20]。移動(dòng)支付方式不僅可以促進(jìn)消費(fèi)，還能減少金融交易成本，增加金融服務(wù)范圍。Ahmed和Cowan[21]研究表明，移動(dòng)支付可以幫助家庭獲得更多的借款，減少家庭的信貸約束。柴時(shí)軍[22]研究發(fā)現(xiàn)，移動(dòng)支付通過緩解家庭流動(dòng)性約束放大家庭財(cái)務(wù)杠桿，增加債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。尹志超等[23]實(shí)證研究表明，移動(dòng)支付通過提高金融服務(wù)的可得性，降低交易成本，從而促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)。目前相關(guān)研究大多關(guān)注移動(dòng)支付使用意愿影響因素、商業(yè)模式應(yīng)用場(chǎng)景等方面[24]，而基于微觀層面如消費(fèi)支出、信貸約束和交易成本等的研究則相對(duì)較少。商業(yè)保險(xiǎn)作為特殊的消費(fèi)品，其能否依托支付模式促進(jìn)家庭更多地參與保險(xiǎn)市場(chǎng)成為當(dāng)下熱點(diǎn)話題[25]?；诖?，筆者提出如下假設(shè):

假設(shè)1:移動(dòng)支付能夠促進(jìn)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與。

秦芳等[26]與孫武軍和高雅[1]研究發(fā)現(xiàn)，金融知識(shí)可以促進(jìn)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與。一方面，商業(yè)保險(xiǎn)具有特殊性。隨著中國(guó)保險(xiǎn)市場(chǎng)逐步完善，商業(yè)保險(xiǎn)除了具有最基本的保障功能外，也逐漸出現(xiàn)具有分紅特征的投資型保險(xiǎn)。這類保險(xiǎn)條款專業(yè)性較強(qiáng)，需要消費(fèi)者具備一定的金融知識(shí)。掌握金融知識(shí)更多的家庭能夠在溝通中促進(jìn)金融知識(shí)的互補(bǔ)與完善，更多地了解保險(xiǎn)，從而更愿意參與保險(xiǎn)。另一方面，金融知識(shí)會(huì)促進(jìn)家庭財(cái)富的積累。隨著家庭經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增強(qiáng)，商業(yè)保險(xiǎn)作為一種消費(fèi)品也受到青睞。移動(dòng)支付的使用讓居民接觸更多的金融產(chǎn)品，如微信中零錢通和支付寶中余額寶等都會(huì)促使居民增加金融知識(shí)，從而了解相關(guān)金融產(chǎn)品，并參與保險(xiǎn)?；诖?，筆者提出如下假設(shè):

假設(shè) 2:移動(dòng)支付通過增加金融知識(shí)促進(jìn)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與。

社會(huì)互動(dòng)可以分為內(nèi)生互動(dòng)和情景互動(dòng)兩種形式[27]。其中，內(nèi)生互動(dòng)主要包括口頭信息交流和交談的愉悅感。一方面，社會(huì)互動(dòng)具有知識(shí)傳播效應(yīng)，居民通過口頭信息交流進(jìn)行觀察性學(xué)習(xí)，了解相關(guān)保險(xiǎn)知識(shí)，如保險(xiǎn)合同的條款、理賠過程等，進(jìn)而降低家庭的信息搜尋成本；另一方面，居民共同話題的交流能夠給決策者帶來(lái)愉悅感[28]，提高居民效用水平[29]，進(jìn)而促使家庭購(gòu)買商業(yè)保險(xiǎn)。情景互動(dòng)主要強(qiáng)調(diào)參保示范機(jī)制[13]，即個(gè)人決策會(huì)受到社會(huì)其他群體的影響，參保示范機(jī)制可以有效增加家庭參保行為?；诖?，筆者提出如下假設(shè):

假設(shè) 3:移動(dòng)支付通過促進(jìn)社會(huì)互動(dòng)增加家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與。

由于移動(dòng)支付的介入，中國(guó)傳統(tǒng)實(shí)體金融機(jī)構(gòu)和移動(dòng)支付平臺(tái)都將成為影響金融可得性的重要因素。尹志超等[30]發(fā)現(xiàn)，金融可得性對(duì)于家庭參與金融資產(chǎn)投資具有顯著的促進(jìn)作用。中國(guó)保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)在地域之間的分布差異較大，為數(shù)不多的保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)使得家庭參與商業(yè)保險(xiǎn)的機(jī)會(huì)有限。保險(xiǎn)產(chǎn)品的可得性也是影響家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與的重要因素。魏華林和楊霞[31]指出，中國(guó)保險(xiǎn)產(chǎn)品重復(fù)供給的問題十分嚴(yán)重，居民買不到需要的保險(xiǎn)，保險(xiǎn)的有效需求不足，這反映出中國(guó)傳統(tǒng)保險(xiǎn)行業(yè)缺乏創(chuàng)新，很難滿足消費(fèi)者的需求。移動(dòng)支付方式的普及降低了家庭對(duì)傳統(tǒng)實(shí)體金融機(jī)構(gòu)的依賴程度，緩解了家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與途徑有限的約束。同時(shí)，家庭能夠通過使用移動(dòng)支付方式，在保險(xiǎn)平臺(tái)上對(duì)各種保險(xiǎn)產(chǎn)品進(jìn)行比較和選擇，從而極大地減少信息搜尋成本[32]。基于此，筆者提出如下假設(shè):

假設(shè) 4:移動(dòng)支付通過增強(qiáng)商業(yè)保險(xiǎn)可得性促進(jìn)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本選擇

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 2017 年開展的中國(guó)家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey，CHFS)項(xiàng)目。該調(diào)查獲得的樣本量為40 011個(gè)，樣本的選取來(lái)自全國(guó)29個(gè)省(直轄市、自治區(qū))、353個(gè)縣(區(qū))、1 417個(gè)社區(qū)(村)。之所以選擇2017年數(shù)據(jù)，舍棄2019年數(shù)據(jù)，是因?yàn)?019年的CHFS沒有移動(dòng)支付這一變量的數(shù)據(jù)。為了數(shù)據(jù)匹配的一致性，保險(xiǎn)相關(guān)數(shù)據(jù)源于2018年《中國(guó)保險(xiǎn)統(tǒng)計(jì)年鑒》。為避免極端值產(chǎn)生的影響，對(duì)連續(xù)變量(保費(fèi)支出、人均保費(fèi)支出、保費(fèi)支出占家庭收入的比重及家庭收入)進(jìn)行上下1%的縮尾處理。此外，本文還剔除家庭收入小于等于0的異常樣本和控制變量存在缺失的樣本，最終得到38 775個(gè)有效樣本。

(二)變量定義

1.被解釋變量

被解釋變量為家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與可能性和家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與程度。如果家庭成員中至少有一人購(gòu)買至少一項(xiàng)商業(yè)保險(xiǎn)，則該家庭參與商業(yè)保險(xiǎn)，賦值為1，否則為0。同時(shí)，選取家庭商業(yè)保險(xiǎn)的參與廣度、參與密度和參與深度三個(gè)指標(biāo)對(duì)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與程度進(jìn)行測(cè)度。

2.解釋變量

解釋變量為移動(dòng)支付。Schierz等[33]指出，移動(dòng)支付是使用移動(dòng)設(shè)備和無(wú)線通信技術(shù)對(duì)商品、服務(wù)和票據(jù)(發(fā)票)付款的一種方式。中國(guó)家庭金融調(diào)查問卷中關(guān)于支付方式的問題為：您和您家人在購(gòu)物(包括網(wǎng)購(gòu))時(shí)，一般會(huì)使用下列哪些支付方式?(1)現(xiàn)金；(2)刷卡(包括銀行卡、信用卡等)；(3)通過電腦支付(包括網(wǎng)銀、支付寶等)；(4)通過手機(jī)、iPad 等移動(dòng)終端支付(包括支付寶 APP、微信支付、手機(jī)銀行和Apple Pay 等)；(5)其他。根據(jù)尹志超等[23]的定義，本文將答案中包含了選項(xiàng) (4)的定義為使用移動(dòng)支付工具，賦值為 1，不包含的賦值為0 。

3.工具變量

家庭是否使用移動(dòng)支付工具是一種主觀選擇的行為，可能會(huì)受到自身習(xí)慣、家庭文化和學(xué)習(xí)新事物能力等因素的影響，進(jìn)而使得解釋變量移動(dòng)支付與被解釋變量家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與可能性之間存在反向因果問題。因此，模型估計(jì)的結(jié)果可能會(huì)由于遺漏變量和反向因果而有偏。借鑒尹志超等[23]的做法，本文選取“家庭是否有網(wǎng)絡(luò)購(gòu)物經(jīng)歷”作為工具變量。家庭在淘寶、美團(tuán)和京東等平臺(tái)進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)購(gòu)物時(shí)往往需要使用移動(dòng)支付工具，因此，家庭是否有網(wǎng)絡(luò)購(gòu)物經(jīng)歷與使用移動(dòng)支付工具密切相關(guān)。雖然家庭進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)購(gòu)物的同時(shí)，可能會(huì)涉及運(yùn)費(fèi)險(xiǎn)，但這與本文定義的家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與并無(wú)直接聯(lián)系，家庭是否有網(wǎng)絡(luò)購(gòu)物經(jīng)歷不會(huì)對(duì)家庭購(gòu)買此類商業(yè)保險(xiǎn)產(chǎn)生直接影響。因此，選擇“家庭是否有網(wǎng)絡(luò)購(gòu)物經(jīng)歷”作為工具變量是可行的。

4.控制變量

參考秦芳等[26]與尹志超等[23，30]的研究，選取控制變量包括：(1)年齡。用(2017-戶主出生年)表示。(2)性別。男性為0，女性為1。(3)受教育程度。2017年中國(guó)家庭金融調(diào)查問卷中文化程度選項(xiàng)為：沒上過學(xué)、小學(xué)、初中、高中、中專/職高、大專/高職、大學(xué)本科、碩士研究生和博士研究生，分別折算為教育年限0、6、9、12、12、15、16、19和22。(4)婚姻狀況。未婚為0，已婚為1。(5)健康狀況。如果戶主健康狀況好，該虛擬變量為1，否則為0。(6)風(fēng)險(xiǎn)偏好。如果家庭愿意投資高風(fēng)險(xiǎn)、高回報(bào)項(xiàng)目和略高風(fēng)險(xiǎn)、略高回報(bào)項(xiàng)目定義為風(fēng)險(xiǎn)偏好；如果家庭愿意投資平均風(fēng)險(xiǎn)、平均回報(bào)項(xiàng)目定義為風(fēng)險(xiǎn)中性；如果家庭不愿意承擔(dān)任何風(fēng)險(xiǎn)或者投資略低風(fēng)險(xiǎn)、略低回報(bào)項(xiàng)目定義為風(fēng)險(xiǎn)厭惡。(7)家庭人口規(guī)模。用家庭人口數(shù)量表示。(8)家庭凈資產(chǎn)。用家庭一年凈資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)衡量。(9)家庭總收入。用家庭一年總收入的自然對(duì)數(shù)衡量。(10)老年人口比。用年齡大于等于65周歲人口數(shù)/家庭人口總數(shù)表示。(11)少兒人口比。用年齡小于等于14周歲人口數(shù)/家庭總?cè)丝跀?shù)表示。(12)勞動(dòng)力比例。用家庭勞動(dòng)人口數(shù)/家庭總?cè)丝跀?shù)計(jì)算。(13)家庭社會(huì)保障。如果家庭有社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)、社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)或者失業(yè)保險(xiǎn)定義為1，以上三種保險(xiǎn)均無(wú)定義為0。(14)戶籍。農(nóng)村為0，城鎮(zhèn)為1。(15)人口密度。用人口數(shù)/土地面積的自然對(duì)數(shù)表示。為控制地區(qū)固定效應(yīng)，引入省份虛擬變量；為控制經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，引入戶主所在省份人均GDP的自然對(duì)數(shù)變量。

(三)模型設(shè)定

本文采用Probit模型研究移動(dòng)支付對(duì)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與可能性的影響，模型如下：

Pr(insurance=1|mobile,X)=Φ(β0+β1mobile+β2X+ε)

(1)

其中，insurance為虛擬變量，家庭購(gòu)買商業(yè)保險(xiǎn)為1，否則為0；mobile表示移動(dòng)支付，家庭使用移動(dòng)支付工具為1，否則為0；X表示控制變量，上文已述；ε表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，ε～N(0,σ2)。

由于家庭購(gòu)買商業(yè)保險(xiǎn)的費(fèi)用只能觀測(cè)到正值，因此，本文采用Tobit模型估計(jì)移動(dòng)支付對(duì)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與程度的影響。設(shè)定的Tobit模型如下：

y*=β0+β1mobile+β2X+ε

(2)

Y=max(0,y*)

(3)

其中，Y為家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與程度，用家庭商業(yè)保險(xiǎn)的參與廣度、參與密度和參與深度三個(gè)指標(biāo)進(jìn)行衡量；y*表示家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與程度大于0的部分；其余變量與模型(1)相同。

(四)描述性統(tǒng)計(jì)分析

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。從表1可以看出，中國(guó)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與的平均值為16.59%，與國(guó)外的比較來(lái)看，這個(gè)比率相對(duì)偏低。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

四、實(shí)證分析

(一)基準(zhǔn)回歸分析

表2列(1)報(bào)告了模型(1)的估計(jì)結(jié)果。從表2列(1)可以看出，使用移動(dòng)支付工具使家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與可能性增加了6.56%，在1%水平下顯著。表2列(2)—列(4)報(bào)告了模型(2)和模型(3)的估計(jì)結(jié)果。從表2列(2)—列(4)可以看出，在控制戶主特征變量、家庭特征變量和地區(qū)特征變量后，移動(dòng)支付的估計(jì)系數(shù)分別為0.6855、0.5851和0.0092，均在1%水平下顯著?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果表明，移動(dòng)支付不僅可以促進(jìn)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與可能性，而且能加深家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與程度。從控制變量來(lái)看，Probit模型回歸結(jié)果中，年齡的系數(shù)顯著為正，年齡2/100的系數(shù)顯著為負(fù)，這表明，年齡與家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與可能性之間存在倒U型關(guān)系。換言之，中年戶主商業(yè)保險(xiǎn)參與可能性比少年和老年戶主更高。性別、受教育程度、風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與可能性也都具有顯著的正向影響。戶主為女性的家庭往往更重視家庭的安全性，因而會(huì)更重視家庭商業(yè)保險(xiǎn)的參與。風(fēng)險(xiǎn)偏好者大都偏向于參與風(fēng)險(xiǎn)較高的投資項(xiàng)目，由于面臨著眾多收益不確定性因素，因此，風(fēng)險(xiǎn)偏好者對(duì)商業(yè)保險(xiǎn)的需求更大。婚姻狀況和健康狀況對(duì)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與可能性的影響在5%水平下顯著為負(fù)。此外，家庭人口規(guī)模、家庭凈資產(chǎn)和家庭總收入都正向影響家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與可能性，老年人口比對(duì)商業(yè)保險(xiǎn)參與可能性的影響為負(fù)，少兒人口比、勞動(dòng)力比例和人口密度對(duì)商業(yè)保險(xiǎn)參與可能性的影響為正，而家庭社會(huì)保障和戶籍對(duì)商業(yè)保險(xiǎn)參與可能性無(wú)顯著影響。Tobit模型回歸結(jié)果中，年齡、受教育程度、風(fēng)險(xiǎn)偏好、家庭凈資產(chǎn)、老年人口比、少兒人口比、勞動(dòng)力比例和人口密度對(duì)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與程度均有顯著的正向影響。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(二)內(nèi)生性驗(yàn)檢

為緩解可能因?yàn)檫z漏變量和反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文選取“家庭是否有網(wǎng)絡(luò)購(gòu)物經(jīng)歷”作為移動(dòng)支付的工具變量，使用IVprobit模型估計(jì)移動(dòng)支付對(duì)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與可能性的影響，用IVtobit模型估計(jì)移動(dòng)支付對(duì)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與程度的影響，回歸結(jié)果如表3所示。第一，需要關(guān)注工具變量的有效性，列(1)—列(4)中，一階段F值為814.6500，由于工具變量的一階段 F 值大于10%偏誤水平下的臨界值 16.3800[34]，故拒絕了弱工具變量假設(shè)。第二，內(nèi)生性檢驗(yàn)方面，列(1)—列(4)Wald檢驗(yàn)結(jié)果在1%水平下拒絕了不存在內(nèi)生性的假設(shè)，因此，解釋變量移動(dòng)支付存在內(nèi)生性問題。列(1)IVprobit模型估計(jì)結(jié)果中，移動(dòng)支付的平均邊際影響為0.0440，這說(shuō)明，在控制其他變量不變時(shí)，使用移動(dòng)支付工具的家庭參與商業(yè)保險(xiǎn)可能性將會(huì)增加4.40%。這進(jìn)一步說(shuō)明，移動(dòng)支付是影響家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與可能性的重要因素之一。列(2)—列(4)IVtobit模型估計(jì)結(jié)果中，移動(dòng)支付的平均邊際影響分別為0.4582、0.3919和0.0062，這表明，移動(dòng)支付能夠顯著促進(jìn)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與程度。

表3 基于工具變量法的回歸結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文從樣本和估計(jì)方法兩個(gè)方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。(1)穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果未在正文中列出，留存?zhèn)渌?。第一，剔?8周歲以下未成年人和70周歲以上老年人樣本?，F(xiàn)實(shí)生活中，18周歲以下未成年人商業(yè)保險(xiǎn)參與率普遍較低，70周歲以上老年人對(duì)移動(dòng)支付方式的接受能力較低。因此，本文剔除18周歲以下未成年人和70周歲以上老年人的樣本后重新回歸，檢驗(yàn)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。第二，剔除經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度高、保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)密集的一線城市及直轄市樣本。參考曹直等[12]的做法，剔除經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度高、保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)密集的一線城市及直轄市樣本(合計(jì)剔除8 479個(gè)樣本)，檢驗(yàn)結(jié)果依然與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。第三，變換被解釋變量的衡量方法。本文使用家庭人壽商業(yè)保險(xiǎn)購(gòu)買總額、家庭人壽商業(yè)保險(xiǎn)消費(fèi)支出總額分別替換家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與可能性和家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與廣度的指標(biāo)，再次進(jìn)行驗(yàn)證，回歸結(jié)果依然穩(wěn)健。第四，更換估計(jì)方法。本文運(yùn)用傾向得分匹配法(PSM)解決樣本的選擇偏差問題，對(duì)使用移動(dòng)支付工具的家庭和不使用移動(dòng)支付工具的家庭進(jìn)行匹配。回歸結(jié)果表明，匹配后的平均處理效應(yīng)(ATT)在1% 水平下顯著為正，這說(shuō)明，有移動(dòng)支付經(jīng)歷的家庭參與商業(yè)保險(xiǎn)的可能性更大。因此，上述回歸結(jié)果仍然是穩(wěn)健的。

(四)機(jī)制分析

1.金融知識(shí)的影響

本文參考尹志超等[35]的做法，對(duì)金融知識(shí)進(jìn)行測(cè)度。2017年中國(guó)家庭金融調(diào)查問卷設(shè)置了利率計(jì)算、通貨膨脹的理解和投資風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知三個(gè)問題。根據(jù)受訪者對(duì)三個(gè)問題的回答，利用因子分析法構(gòu)建金融知識(shí)指標(biāo)。(2)綜合得到的金融知識(shí)得分，本文將其進(jìn)行Min-max標(biāo)準(zhǔn)化處理，即新數(shù)據(jù) =(原數(shù)據(jù)-最小值)/(最大值-最小值)，最終得分取值范圍為0—100 分。當(dāng)金融知識(shí)小于樣本中位數(shù)時(shí)，虛擬變量“金融知識(shí)缺乏”取值為1，否則為0。表4為移動(dòng)支付是否對(duì)金融知識(shí)缺乏的家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與的促進(jìn)作用更為顯著的回歸結(jié)果，從表4可以看出，金融知識(shí)缺乏顯著地抑制家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與。引入移動(dòng)支付與金融知識(shí)缺乏的交互項(xiàng)后，移動(dòng)支付對(duì)金融知識(shí)缺乏的家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與更為顯著。這說(shuō)明，移動(dòng)支付提高了金融知識(shí)缺乏家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與可能性和商業(yè)保險(xiǎn)參與程度。

表4 金融知識(shí)的回歸結(jié)果

2.社會(huì)互動(dòng)的影響

本文參考郭士祺和梁平漢[36]的做法，運(yùn)用“家庭禮金支出占家庭總收入的比重”來(lái)衡量家庭社會(huì)互動(dòng)水平。當(dāng)家庭禮金支出占家庭總收入的比重小于樣本中位數(shù)時(shí)，虛擬變量“禮金支出少”取值為1，否則為0。表5為禮金支出對(duì)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與影響的回歸結(jié)果，從表5可以看出，禮金支出少顯著地抑制家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與。引入移動(dòng)支付與禮金支出少的交互項(xiàng)后，家庭禮金支出少越小，移動(dòng)支付對(duì)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與的促進(jìn)作用越大。這說(shuō)明，移動(dòng)支付通過緩解家庭之間社會(huì)互動(dòng)的不足，進(jìn)而促進(jìn)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與。

表5 社會(huì)互動(dòng)的回歸結(jié)果

3.商業(yè)保險(xiǎn)可得性的影響

本文借鑒Mookerjee 和 Kalipioni[3]的研究方法，運(yùn)用2018年《中國(guó)保險(xiǎn)統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)，計(jì)算出樣本家庭所在省份每萬(wàn)人擁有保險(xiǎn)公司數(shù)量，用其衡量商業(yè)保險(xiǎn)可得性。當(dāng)各省份每萬(wàn)人擁有保險(xiǎn)公司數(shù)量大于樣本中位數(shù)時(shí)，將其歸為保險(xiǎn)可得性高組，否則歸為保險(xiǎn)可得性低組。分組回歸結(jié)果如表6所示，從表6可以看出，移動(dòng)支付顯著地提高家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與可能性和參與程度。通過比較發(fā)現(xiàn)，移動(dòng)支付對(duì)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與的促進(jìn)效果在保險(xiǎn)可得性低的家庭中更好，這說(shuō)明，保險(xiǎn)可得性低的家庭會(huì)更多地通過移動(dòng)支付方式來(lái)滿足自己的保險(xiǎn)需求。進(jìn)一步證明，移動(dòng)支付通過緩解家庭所在省份有限的保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)和保險(xiǎn)產(chǎn)品的約束，使家庭有機(jī)會(huì)選擇合適的保險(xiǎn)產(chǎn)品，從而促進(jìn)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與。

表6 商業(yè)保險(xiǎn)可得性的回歸結(jié)果

(五)異質(zhì)性分析

1.戶主受教育程度異質(zhì)性

根據(jù)戶主的文化程度是否為高中及以上，本文將樣本劃分為低學(xué)歷組和高學(xué)歷組，回歸結(jié)果如表7列(1)和列(2)所示。從列(1)和列(2)的回歸結(jié)果可以看出，在高學(xué)歷家庭樣本中，移動(dòng)支付在1%水平下顯著提高了家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與可能性，平均邊際影響為0.0678 ，高于低學(xué)歷家庭樣本的 0.0635。基于似無(wú)相關(guān)檢驗(yàn)(SUEST)的結(jié)果表明，兩組系數(shù)之間的差異在5%水平下顯著。這可能是因?yàn)楦邔W(xué)歷家庭學(xué)習(xí)新事物的能力更強(qiáng)，更善于使用移動(dòng)支付工具挖掘深層信息，對(duì)保險(xiǎn)市場(chǎng)了解更多，進(jìn)而使得移動(dòng)支付的平均邊際效應(yīng)更大。而對(duì)于低學(xué)歷家庭而言，學(xué)習(xí)新事物的能力、信息搜尋的能力都受到較大限制，這阻礙他們充分利用移動(dòng)支付所帶來(lái)的便捷性。

2.城鄉(xiāng)異質(zhì)性

本文將樣本劃分為農(nóng)村和城鎮(zhèn)兩組，回歸結(jié)果如表7列(3)和列(4)所示。從列(3)和列(4)的回歸結(jié)果可以看出，移動(dòng)支付對(duì)城鎮(zhèn)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與的促進(jìn)作用更大。這主要是因?yàn)槌擎?zhèn)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，移動(dòng)通信技術(shù)更加發(fā)達(dá)，居民對(duì)移動(dòng)支付的認(rèn)可程度更高。而農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為落后，網(wǎng)絡(luò)通信建設(shè)不完善，移動(dòng)支付滲透率低[13]，這使得農(nóng)村家庭購(gòu)買商業(yè)保險(xiǎn)的交易成本較高，更容易受到保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)和保險(xiǎn)產(chǎn)品的約束。

3.收入水平異質(zhì)性

本文按照家庭收入中位數(shù)將樣本分為低收入和高收入兩組，回歸結(jié)果如表7列(5)和列(6)所示。從列(5)和列(6)的回歸結(jié)果可以看出，移動(dòng)支付對(duì)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與的影響主要存在于高收入家庭?；谒茻o(wú)相關(guān)檢驗(yàn)(SUEST)的結(jié)果表明，兩組系數(shù)之間的差異在10%水平下顯著，這進(jìn)一步說(shuō)明，移動(dòng)支付對(duì)高收入家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與可能性的促進(jìn)作用更大。可能的原因是，高收入家庭具有較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)保障，在保險(xiǎn)產(chǎn)品購(gòu)買方面能夠獲得更好的服務(wù)，并能夠充分利用移動(dòng)支付工具所提供的相關(guān)信息，而低收入家庭往往會(huì)受到收入約束，獲取保險(xiǎn)產(chǎn)品信息及服務(wù)有限，進(jìn)而限制了家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與可能性。

表7 異質(zhì)性回歸結(jié)果(3)表7中異質(zhì)性回歸結(jié)果只列出移動(dòng)支付對(duì)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與可能性的影響，家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與程度的回歸結(jié)果與家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與可能性的回歸結(jié)果基本一致，未在正文中列出，留存?zhèn)渌鳌?/p>

4.區(qū)域異質(zhì)性

區(qū)域異質(zhì)性的回歸結(jié)果如表8所示，移動(dòng)支付在中西部顯著提高了家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與可能性，平均邊際影響為0.0733，大于東部的0.0575?；谒茻o(wú)相關(guān)檢驗(yàn)(SUEST)的結(jié)果表明，兩組系數(shù)之間的差異在5%水平下顯著。這進(jìn)一步說(shuō)明，移動(dòng)支付對(duì)中西部家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與的促進(jìn)作用更大。

表8 區(qū)域異質(zhì)性回歸結(jié)果

五、結(jié)論與政策建議

(一)結(jié)論

本文使用2017年中國(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)，采用Probit和Tobit模型分別估計(jì)移動(dòng)支付對(duì)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與可能性和參與程度的影響。研究發(fā)現(xiàn)，移動(dòng)支付不僅顯著促進(jìn)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與可能性，也顯著增加家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與程度(參與廣度、參與密度和參與深度)。同時(shí)，移動(dòng)支付通過金融知識(shí)、社會(huì)互動(dòng)和商業(yè)保險(xiǎn)可得性等途徑促進(jìn)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與。其中，移動(dòng)支付拓寬居民了解金融知識(shí)的渠道，使得家庭的金融知識(shí)逐漸積累，進(jìn)而促進(jìn)家庭參保。移動(dòng)支付會(huì)增強(qiáng)家庭之間的社會(huì)互動(dòng)，提高家庭參與商業(yè)保險(xiǎn)的可能性。此外，移動(dòng)支付緩解了“低保險(xiǎn)可得性”地區(qū)家庭有限的保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)和保險(xiǎn)產(chǎn)品的約束，促使家庭參保。異質(zhì)性分析表明，移動(dòng)支付對(duì)中西部地區(qū)、高學(xué)歷家庭和高收入家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與的促進(jìn)作用更大。研究還發(fā)現(xiàn)，家庭凈資產(chǎn)、風(fēng)險(xiǎn)偏好、少兒人口比和勞動(dòng)力比例等因素均會(huì)促進(jìn)家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與。家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與可能性隨著年齡的增加先增大后降低。在剔除18周歲以下和70周歲以上樣本、剔除一線城市及直轄市樣本、更換被解釋變量、運(yùn)用PSM處理樣本選擇偏差問題后，上述回歸結(jié)果依然穩(wěn)健。

(二)政策建議

移動(dòng)支付顯著促進(jìn)了家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與，說(shuō)明家庭在購(gòu)買商業(yè)保險(xiǎn)時(shí)往往會(huì)借助移動(dòng)支付工具來(lái)充分了解保險(xiǎn)信息，減少信息不對(duì)稱。對(duì)政府而言，可以通過合理引導(dǎo)保險(xiǎn)行業(yè)發(fā)展，進(jìn)一步保障民生；對(duì)保險(xiǎn)市場(chǎng)而言，這意味著未來(lái)有更廣闊的發(fā)展空間。基于此，筆者提出以下政策建議：第一，政府要引導(dǎo)商業(yè)保險(xiǎn)與移動(dòng)支付的結(jié)合，打造數(shù)字金融時(shí)代的商業(yè)保險(xiǎn)，促進(jìn)商業(yè)保險(xiǎn)朝著信息化、智能化方向發(fā)展。監(jiān)管部門應(yīng)注重移動(dòng)支付的合規(guī)發(fā)展，完善相關(guān)法律法規(guī)，確保家庭能夠獲得真實(shí)可靠的保險(xiǎn)信息，提升家庭對(duì)商業(yè)保險(xiǎn)的信任度。相關(guān)部門可以利用移動(dòng)支付平臺(tái)進(jìn)行保險(xiǎn)信息推送，充分發(fā)揮移動(dòng)支付的傳播優(yōu)勢(shì)，積極引導(dǎo)家庭接觸正規(guī)的保險(xiǎn)服務(wù)，同時(shí)嚴(yán)厲打擊網(wǎng)絡(luò)保險(xiǎn)詐騙行為。第二，保險(xiǎn)行業(yè)要抓住金融科技時(shí)代發(fā)展的機(jī)遇，借助金融知識(shí)和社會(huì)互動(dòng)渠道，借力大數(shù)據(jù)、云計(jì)算和人工智能等科技力量，更加高效地向家庭普及正確的商業(yè)保險(xiǎn)知識(shí)，促進(jìn)家庭有效參與商業(yè)保險(xiǎn)市場(chǎng)。第三，保險(xiǎn)公司要關(guān)注家庭的異質(zhì)性，充分利用移動(dòng)支付、第三方支付平臺(tái)，提升家庭金融知識(shí)水平，為不同需求的消費(fèi)者提供具有針對(duì)性的保險(xiǎn)產(chǎn)品，打造數(shù)字保險(xiǎn)生活圈。