許莉 尚瀟逸

[摘? ? 要] 隨著商業(yè)保險在居民家庭資產(chǎn)配置中的比例不斷提升，國家對發(fā)展商業(yè)保險、增強相關(guān)領(lǐng)域風險保障水平日益重視，從社會資本視角研究居民商業(yè)保險行為成為熱點。將社會信任和社會互動引入資產(chǎn)組合模型，有助于研究社會資本對居民商業(yè)保險參與行為的影響，并能利用2018年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)進行實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn)，社會資本對我國居民商業(yè)保險參與行為有顯著的促進作用；社會互動對低學歷、外部信息依賴較高居民以及城鎮(zhèn)居民的商業(yè)保險參與行為的正向影響更為明顯；社會信任對高資產(chǎn)、低學歷、所處區(qū)域商業(yè)保險發(fā)展水平較高居民及農(nóng)村居民的商業(yè)保險參與行為的正向影響更為明顯。同時，以捐款行為作為社會互動程度的衡量指標時，社會信任和社會互動在影響居民商業(yè)保險參與行為上存在替代效應(yīng)。據(jù)此，政府和保險公司可以從社會信任和社會互動兩方面提升社會資本水平，政府應(yīng)加強對保險公司、社交媒體有關(guān)信息披露和產(chǎn)品宣傳的監(jiān)管，暢通保險投訴渠道，提升居民對保險行業(yè)的信任，保險公司一方面應(yīng)通過宣傳擴寬潛在投保人的信息獲取渠道，另一方面應(yīng)加強從業(yè)人員管理，規(guī)范銷售行為，提升服務(wù)水平，以此促進我國商業(yè)保險市場健康有序地發(fā)展。

[關(guān)鍵詞] 社會資本；商業(yè)保險參與；社會互動；社會信任；社會交往；家庭資產(chǎn)

[中圖分類號] F840.32? [文獻標識碼] A? [文章編號] 1002-8129（2023）02-0016-16

一、引言及文獻綜述

隨著經(jīng)濟的發(fā)展以及社會主體對風險管理要求的不斷提高，商業(yè)保險在家庭資產(chǎn)配置中的地位日漸得到重視。徐敬惠等通過推算補齊家庭金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)商業(yè)保險占家庭資產(chǎn)比重已從2004年的7.82%上升到2018年的13%[1]。但總體來看，商業(yè)保險產(chǎn)品配置仍難以滿足家庭和個人的風險防范需求。2020年1月，中國銀行保險監(jiān)督管理委員會聯(lián)合十三部委發(fā)布《關(guān)于促進社會服務(wù)領(lǐng)域商業(yè)保險發(fā)展的意見》，明確促進社會服務(wù)領(lǐng)域商業(yè)保險發(fā)展，提高相關(guān)領(lǐng)域風險保障水平。

由于個人或家庭的經(jīng)濟決策，很難不受所處社會環(huán)境的影響，從社會資本的視角研究家庭金融決策行為成為學術(shù)界關(guān)注的熱點，以此解釋生活在不同地區(qū)的財富或收入水平相當?shù)娜嗽诮鹑谑袌鰠⑴c上的差異性。

Guiso，Sapienza & Zingales基于意大利的數(shù)據(jù)，用選舉參與和獻血衡量社會資本，發(fā)現(xiàn)在社會資本水平較高的地區(qū)，家庭財富投資股市的比例更高[2]。在控制了財富、種族、教育和風險容忍之后，社會互動對股票市場參與具有顯著的促進作用[3]。社會信任也影響居民對股票的投資，生活在低信任水平國家或不信任他人的潛在投資者認為遭受欺騙的概率更高，從而不購買股票或購買較少的股票[4]。社會交往可以部分平衡低信任對股票持有的負向影響。在低信任和股市有限參與國家，提升信任對促進股市參與的效應(yīng)更大[5]。Changwony et al.考察了不同類型的社會互動對股票市場參與的影響，發(fā)現(xiàn)弱關(guān)聯(lián)對股市參與有積極影響，而強關(guān)聯(lián)則沒有影響[6]。

國內(nèi)研究方面，李濤認為，社會互動和社會信任都對居民股市參與有推動作用，社會互動對低學歷居民的正面影響更為明顯[7]。鞏宿裕和王聰認為，以傳統(tǒng)宗族為代表的結(jié)合型社會資本顯著地阻礙了城鎮(zhèn)家庭參與金融市場，以相互溝通、傳播信息為特點的橋接型社會資本對城鎮(zhèn)家庭參與金融市場有顯著正向作用[8]。臧日宏和王宇認為，“政府信任”和“普遍信任”對城鎮(zhèn)家庭風險金融資產(chǎn)投資有促進作用，而“親鄰信任”則會有抑制投資的效果[9]。社會網(wǎng)絡(luò)資源越廣的家庭，配置風險資產(chǎn)尤其是股票資產(chǎn)的比例會增加[10]。賀建風等將社會資本分為網(wǎng)絡(luò)型和感知型兩大類，認為在網(wǎng)絡(luò)型社會資本中，弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的作用較強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)更為突出，在感知型社會資本中，親緣關(guān)系感知促進了家庭參與金融市場，鄰里關(guān)系感知對金融市場參與的影響并不顯著[11]。在作用機制方面，研究認為社會資本主要通過緩解家庭的流動性約束、提高風險承擔能力和拓寬信息獲取渠道來促進金融市場參與[11]。社會資本還通過攀比效應(yīng)、信息渠道和緩解當前信貸約束作用于家庭風險投資偏好[12]，進而影響家庭的風險金融資產(chǎn)投資參與。

社會資本與家庭保險參與決策的關(guān)系方面，Beiseitov et al.利用1998年美國健康和退休研究的數(shù)據(jù)，檢驗社會互動對老年人健康保險選擇的影響。發(fā)現(xiàn)高社會互動的老年人加入醫(yī)療保險管理計劃的可能性要下降4%[13]。巴曙松等的研究發(fā)現(xiàn)，擁有較多社會資本的家庭，會更多依賴所擁有的社會網(wǎng)絡(luò)資源來抵御外部沖擊帶來的風險，而更少地將自有財富用于預(yù)防性儲蓄和投保商業(yè)保險[14]。與上述研究發(fā)現(xiàn)相反的是，李丁等基于中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)的研究，發(fā)現(xiàn)社會互動顯著提高了家庭商業(yè)保險參與的可能性和參與程度[15]。彭魏倬加利用中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)社會互動可以促進居民參與商業(yè)養(yǎng)老保險[16]。也有研究認為，社會互動對居民商業(yè)保險購買決策沒有顯著影響[17-18]。

還有學者研究了信任對保險參與的影響。阮榮平等研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民參保概率與農(nóng)民對當?shù)卣捌湔叩男湃嗡斤@著正相關(guān)[19]。新聞媒體對保險行業(yè)的負面報道，會使一些有能力的村民也不愿購買商業(yè)保險[20]。許燕認為高社會信任會使投保人對養(yǎng)老保險產(chǎn)品有更高的心理預(yù)期，愿意相信投保所可能帶來的豐厚回報，投保積極性也相對較高[21]。作用路徑方面，劉金華和吳靜認為，社會互動為居民提供獲取商業(yè)醫(yī)療保險知識的渠道，有助于提高居民對商業(yè)醫(yī)療保險的主觀滿意度，并產(chǎn)生明顯的“跟進”效應(yīng)，從而對居民商業(yè)醫(yī)療保險參與產(chǎn)生顯著影響；社會信任有利于促進不同群體間的信息交流和合作，提高居民對商業(yè)醫(yī)療保險回報的期望值，對居民商業(yè)醫(yī)療保險參與產(chǎn)生顯著影響[22]。吳玉鋒等的研究認為，社會資本雖然對中青年農(nóng)民持續(xù)參保城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險的意愿沒有直接影響，但是會通過制度滿意度和特殊信任對持續(xù)參保意愿有正向影響[23]。

關(guān)于社會資本對居民商業(yè)保險參與影響的實證研究已經(jīng)取得一定成果，但是還沒有取得較為一致的結(jié)論。社會互動和信任雖然都屬于社會資本范疇并存在相互影響，學術(shù)界大多是分別研究社會互動或信任對商業(yè)保險參與的獨立影響，鮮有學者探究社會互動和信任在影響商業(yè)保險參與上的交互作用，相關(guān)的理論研究更是匱乏?；诖?，本文將社會資本引入資產(chǎn)組合模型，從社會信任和社會互動兩個維度分析社會資本對居民商業(yè)保險參與行為的影響，并利用2018年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)進行實證檢驗。與既有研究相比，本文的貢獻主要有：第一，構(gòu)建理論模型分析社會資本對商業(yè)保險參與的影響，為理解我國居民商業(yè)保險有限參與及參與行為差異性提供新的非經(jīng)濟因素視角，進一步豐富了有關(guān)商業(yè)保險需求影響因素的理論文獻；第二，檢驗了社會信任和社會互動在影響商業(yè)保險參與行為上的交互影響，從實證分析的角度更加全面地理解社會資本對商業(yè)保險參與的影響。

二、理論模型與研究假說

如何對社會資本進行定義，學術(shù)界還沒有達成共識。社會資本是相對于物質(zhì)資本和人力資本的概念，是一種具有多種表現(xiàn)形式的非經(jīng)濟資本。Uphoff將社會資本劃分為結(jié)構(gòu)社會資本和認知社會資本兩類具有內(nèi)在聯(lián)系的社會資本[24]。為了分析簡便，本文采用社會互動作為結(jié)構(gòu)社會資本指標，社會信任作為認知社會資本指標，分析社會資本對商業(yè)保險參與行為的影響。當家庭社交網(wǎng)絡(luò)既定時，社會互動更多是家庭在該社交網(wǎng)絡(luò)中的客觀表現(xiàn)；社會信任則表現(xiàn)的是家庭對整體社會以及社會中客觀存在的社會網(wǎng)絡(luò)的主觀態(tài)度，二者可以被看作是家庭社會資本在主客觀兩個維度的體現(xiàn)。由于財產(chǎn)保險和人身保險兩者存在較大差異性，難以通過一個簡單的模型概括社會資本對所有商業(yè)保險險種的可能影響。鑒于我國居民家庭資產(chǎn)配置中，純保障的商業(yè)保險產(chǎn)品占比較小，兼具儲蓄或投資功能的商業(yè)保險產(chǎn)品是主流，本文借鑒Hong et al.、Guiso et al.和Georgarakos & Pasini的思路，將社會信任和社會互動引入傳統(tǒng)資產(chǎn)組合模型，研究社會資本對居民商業(yè)保險參與的影響[3-5]。

第一步，構(gòu)建基本模型。假設(shè)對于投資者i，有兩種資產(chǎn)可供選擇——投資資產(chǎn)回報率為[rf]的無風險資產(chǎn)或投保預(yù)期風險回報率為[r]的商業(yè)保險產(chǎn)品。購買商業(yè)保險獲得的保險保障包括保險期限內(nèi)觀念上的精神焦慮減少和保險事故發(fā)生后實質(zhì)性的損失補償兩個方面。投保人購買商業(yè)保險后是否獲得損失賠償以及賠償金額多少，取決于保險事故是否發(fā)生以及所導致的損失大小。合同的射幸性使得購買商業(yè)保險給投保人帶來的回報率[r]是不確定的。本文將投保人復雜的效用回報用預(yù)期風險回報來表示。理性的經(jīng)濟人只有在期望獲得的損失補償金額較投資無風險資產(chǎn)的收益更高時，才會選擇投保商業(yè)保險來轉(zhuǎn)嫁風險，而非選擇將部分資產(chǎn)以進行儲蓄的形式來滿足家庭抵御風險的需要。因此，我們假定投保商業(yè)保險的期望收益高于無風險資產(chǎn)的投資收益，即[E（r）=r>rf]。

假定投資者的初始財富值為[Wi]，投資者通過將其財富分配于不同資產(chǎn)組合來獲得最大的期望效用值，其中分配于投保的部分為[αi]（非負且不大于1）。

[maxαiEUαirWi+（1-αi）rfWi]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（1）

[EuαirWi+（1-αi）rfWi?UrfWi]? ? ? ? ? ? ? ? ?（2）

顯然，當且僅當（2）成立時，即個體將部分財富投資商業(yè)保險的期望收益大于將所有財富投資于無風險資產(chǎn)所獲得的固定收益時，個體才會考慮投保商業(yè)保險，因此我們稱（2）為參與條件式。

第二步，引入社會信任因素。在資產(chǎn)組合模型中[r-rf]，測度了風險溢價水平，但未考慮資產(chǎn)組合本身風險之外的其他因素。本文接著引入信任變量，假定投保人購買商業(yè)保險“被欺騙”的概率為p，即發(fā)生保險事故后，投保人有p的概率得不到預(yù)期應(yīng)有的賠償或給付，從而投保人獲得的實際回報低于預(yù)期。本文為簡化考慮，假定出現(xiàn)不信任情境時，投保人所獲得的實際回報將為零（即保險人拒絕賠付）。此外，假定信任變量p外生于投保商業(yè)保險預(yù)期回報本身，且被視作生活于特定社區(qū)內(nèi)的所有個體共有的特征，社區(qū)內(nèi)每個個體都是信任變量的被動接受者，沒有個體能改變在當前環(huán)境中既定的整體信任水平。

引入信任變量p之后，個體選擇是否參與商業(yè)保險的條件為：

[（1-p）EUαirWi+（1-αi）rfWi+pU（1-αi）rfWi?UrfWi] ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（3）

第三步，引入社會互動因素。假定商業(yè)保險參與的固定成本為[fi]，它不僅包括投保人投保時需繳納的保費等直接成本，還包括了解保險知識、獲取保險信息、對比不同保險產(chǎn)品所需花費的間接成本。如果個體選擇參與商業(yè)保險，需對扣除這部分固定成本之后剩余的財富[Wi-fi]進行分配。此時，參與條件式由（3）變?yōu)椋?/p>

[（1-p）EUαir（Wi-fi）+（1-αi）rf（Wi-fi）+pU（1-αi）rf（Wi-fi）?UrfWi]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （4）

顯然，在給定不信任值p的情況下，固定成本[fi]的引入會使得個體可支配資產(chǎn)總量減少，從而降低該投資者參與投保的可能。

Hong et al.（2004）和Georgarakos & Pasini（2011）假定，社交互動可以通過人際交流的方式，允許信息和相關(guān)知識以低價、直接的方式在個體之間傳播，從而降低行為人選擇投資風險資產(chǎn)所需承擔的固定成本，增加個體的參與可能[3][5]。本文參考該假設(shè)，將固定成本[fi]設(shè)定為關(guān)于個體所有熟人中投保了商業(yè)保險的人數(shù)[（πi）]的函數(shù)，即[fi=f（πi）]。固定成本[f（πi）]隨著[πi]的增加而單調(diào)遞減，意味著某投保人的社交網(wǎng)絡(luò)中，參與投保商業(yè)保險的人數(shù)越多，該投保人在投保商業(yè)保險時所需承擔的固定成本越低。個體社交圈里參與投保的熟人會直接或間接傳遞商業(yè)保險的相關(guān)信息給網(wǎng)絡(luò)中的非投保者。即使社交圈里某一投保者與該個體的日常交流是非保險信息的家長里短，但因社交圈的形成而便捷了信息的傳遞，該個體也可間接獲得有關(guān)商業(yè)保險參與的有效信息，從而降低固定成本。相較于社交圈窄、親友中參與投保人數(shù)較少的個體，該個體會有更高的概率投保商業(yè)保險。

引入固定成本后的參與條件變?yōu)椋?/p>

[（1-p）EUαirWi-f（πi）+（1-αi）rfWi-f（πi）+pU（1-αi）rfWi-f（πi）?UrfWi]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（5）

傳統(tǒng)資產(chǎn)組合模型中，市場風險被視作模型的內(nèi)生部分，本文模型中的[r]沿用相同的設(shè)定，從而保證社會互動和社會信任的引入不會影響個體效用函數(shù)的具體形式以及投保商業(yè)保險的回報率[r]的分布。因此選擇用的確定性等價[r]來替代[r]，得到新的參與條件式：

[（1-p）UαirWi-f（πi）+（1-αi）rfWi-f（πi）+pU（1-αi）rfWi-f（πi）?UrfWi]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （6）

如果存在使投資者效用最大化的最優(yōu)解[α?]，那么一定存在一組解[（W=Wi，p=p，π=πi）]使得（7）等式成立，即：

[（1-p）UαirWi-f（πi）+（1-αi）rfWi-f（πi）+pU（1-αi）rfWi-f（πi）=UrfWi]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （7）

此時，投保人在承擔固定成本投保還是規(guī)避成本放棄投保兩個選擇之間無差異。

根據(jù)以上理論模型推導，本文提出以下假說：

假說1：社會信任[（1-p）]對個體參保需求存在正向影響，給定投資者財富值[W]且[αi>0]時，社會信任水平越高，個體參保需求越高，反之亦然。

假說2：社會互動[πi]對個體參保需求存在正向影響，給定投資者財富值[W]且[αi>0]時，社會互動水平越高，個體參保需求越高，反之亦然。

假說3：給定[αi>0，W=Wi]時，社會互動[πi]與社會信任[（1-p）]在引致行為人參保方面存在交互效應(yīng)，即高社會互動可以在一定程度上緩解低社會信任對商業(yè)保險需求的負向影響，反之亦然。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文的實證分析使用北京大學中國社會科學調(diào)查中心開展的中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）2018年數(shù)據(jù)。該調(diào)查跟蹤收集個體、家庭、社區(qū)三個層次的數(shù)據(jù)，調(diào)查內(nèi)容包含中國居民的經(jīng)濟與非經(jīng)濟等各方面。CFPS（2018）共完成約15000個家庭的訪問，樣本覆蓋25個省/市/自治區(qū)。本研究從CFPS（2018）數(shù)據(jù)的所有樣本中，剔除存在異常值和變量缺失值的樣本，最后共有12012份家庭樣本。由于CFPS數(shù)據(jù)庫沒有標注某一家庭成員是否為戶主，本文選擇接受采訪的財務(wù)回答人為戶主，且主要以戶主的個人情況來替代家庭的某些特征做實證分析。

（二）變量選取

1. 被解釋變量。本文的被解釋變量是家庭商業(yè)保險參與情況。根據(jù)CFPS（2018）問卷中的問題：“過去12個月，您是否購買商業(yè)保險”衡量居民參與商業(yè)保險的可能性，對是否投保商業(yè)保險做虛擬變量處理，即購買商業(yè)保險取1，未購買取0。此外，本文用“家庭過去12個月商業(yè)保險費支出占家庭總收入之比”衡量居民參與商業(yè)保險的程度，進行穩(wěn)健性檢驗。

2. 解釋變量。本文的解釋變量是社會信任與社會互動。關(guān)于社會信任變量，本文借鑒Georgarakos & Pasini的做法，使用 CFPS（2018）問卷中有關(guān)個體“對陌生人的信任度”的問題進行衡量，回答選項設(shè)定為0-10的連續(xù)變量，賦值越大信任程度越高[5]。關(guān)于社會互動變量，既有文獻大多采用春節(jié)期間拜年次數(shù)、拜訪鄰居的次數(shù)和人際交往開支等方法測量?，F(xiàn)實觀察表明，見面拜訪的社交方式已經(jīng)越來越少，簡單地采用拜訪活動衡量個體的社會互動可能產(chǎn)生偏誤，進而影響結(jié)果的準確性；而用人情支出金額衡量社會互動也可能因未考慮到個人財富差距的影響而存在偏差，不同收入群體所負擔的人情支出金額差距，不能準確反映社會互動程度差異。本文借鑒Liang的做法，用家庭人情支出占總收入的比例來度量其社會互動程度的高低[25]。具體做法是：以所有家庭過去12個月人情禮支出占總收入比例的中位數(shù)進行劃分，當某一家庭的人情支出比例大于或等于中位數(shù)時，則認為其是高社會互動家庭，取值1；若比例低于中位數(shù)，則認為其是低社會互動家庭，取值0。

3. 控制變量。本文從受訪者個人和家庭兩個層面設(shè)置了14個控制變量。個人層面控制變量分別為：年齡、性別、學歷、健康狀況、風險偏好、樂觀程度、空閑程度、抑郁程度和謹慎程度。家庭層面控制變量分別為：收入、婚姻狀況、家庭人口數(shù)、戶籍和是否參加社會保險。模型中各變量的具體說明見表1。

（三）實證模型

本文構(gòu)建Logit模型考察社會信任與社會互動對商業(yè)保險參與可能性的影響：

[Insurance=α+β1Trust+β2Interaction+β3Trust?Interaction+γIndividual+δHousehold+?]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（8）

模型（8）中，被解釋變量[Insurance]為虛擬變量，表示個體在過去12個月是否投保過商業(yè)保險。解釋變量[Interaction]表示個體的社會互動程度，[Trust]則表示個體的社會信任程度，[Interaction?Trust]是社會互動與社會信任的交乘項。從個人和家庭兩個層面控制其他因素對商業(yè)保險參保決策的影響。

由于CFPS數(shù)據(jù)庫中的大部分受訪家庭在過去12個月沒有商業(yè)保險費支出，本文構(gòu)建Tobit模型這種截尾回歸模型，研究社會資本對商業(yè)保險參與程度的影響。

[Insurance?=α+β1Trust+β2Interaction+β3Trust?Interaction+γIndividual+δHousehold+?]

[Insurance?=max（0，Insurance?）]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（9）

模型（9）中的被解釋變量為商業(yè)保險參與程度，使用家庭商業(yè)保險支出占收入的比重來進行衡量。式中的解釋變量和控制變量與模型（8）中的設(shè)定相同。

（四）描述性統(tǒng)計

表2是描述性統(tǒng)計結(jié)果?？梢钥闯?，樣本中商業(yè)保險的平均參與為0.32，反映我國整體商業(yè)保險參與度較低；平均信任程度為2.21，僅有約700個受訪者給出對陌生人較為信任（5分以上）的主觀評價，社會信任水平整體偏低；由于本文的社會互動變量是由人情支出占總收入之比的中位數(shù)分組得到的啞變量，其描述性統(tǒng)計無太多實際意義，人情支出占比均值為0.11，意味許多家庭愿意以超過一成的家庭收入來支撐社會關(guān)系的維系，可見社會互動對中國家庭的重要性。

從控制變量來看，樂觀程度均值為4.09，反映我國居民對未來生活有著積極的預(yù)期；風險偏好程度的均值為1.24，說明我國居民表現(xiàn)出較強的風險厭惡性。一般來說，樂觀程度與風險偏好在引致商業(yè)保險投保行為方面作用機制相反，較高的樂觀程度意味著家庭或個人認為未來可能面臨的風險較小，生活也較為穩(wěn)定，可能降低家庭商業(yè)保險參與，而較高的風險厭惡水平則會促進家庭或個人在面臨可能的風險時選擇購買商業(yè)保險來轉(zhuǎn)嫁風險；性別的均值為0.53，說明CFPS中家庭戶主性別比較均等，實證分析不會因戶主性別差異明顯而受到影響。

四、實證分析

（一）基準回歸

表3報告了社會信任、社會互動對商業(yè)保險參與可能性影響的回歸結(jié)果。列（1）顯示，社會信任的回歸系數(shù)為0.024，在5%的置信水平下通過了檢驗，表明社會信任對商業(yè)保險參與具有顯著的正向影響。假說1得到驗證。社會信任在一定程度上體現(xiàn)出受訪者對外界社會，包括保險公司和保險產(chǎn)品的主觀態(tài)度。保險公司及其代理人對一般個體來說都可以歸為“陌生人”群體，社會信任較高的個體，往往對商業(yè)保險的疑惑和對保險從業(yè)人員的戒備更少，對保險產(chǎn)品可能帶來的經(jīng)濟回報或心理慰藉有更高的預(yù)期，從而會積極投保商業(yè)保險。本文的描述性統(tǒng)計顯示，我國居民社會信任水平較低，低信任可以在一定程度上解釋我國居民商業(yè)保險有限參與的現(xiàn)象。

列（2）顯示，社會互動的回歸系數(shù)為0.239，在1%的置信水平下通過了檢驗，表明社會互動對商業(yè)保險參與具有正向促進作用。假說2得到驗證。社會互動影響商業(yè)保險參與的渠道可能是多方面的。一方面高社會互動給潛在的投保人提供了更廣泛或更直接的保險信息獲取途徑，減少信息與知識的獲取成本，提高投保需求；另一方面，社交圈中他人的投保狀況與出險后成功獲得保險補償?shù)捏w驗，會給予個體以示范效應(yīng)，促使個體投保商業(yè)保險。隨著我國保險監(jiān)管日益完善，保險經(jīng)營逐漸規(guī)范，保險消費者利益保護不斷加強，保險公司“欺騙”投保人的案例越來越少，更多展示出積極的“投保+獲賠”結(jié)果，促進了家庭商業(yè)保險參與的積極性。此外，社會互動會在家庭與社區(qū)、街道之間搭建強相關(guān)性橋梁，家庭所處的社區(qū)如果表現(xiàn)出較強的保險參與一致性，即社區(qū)平均參保程度較高，那么家庭往往會出于合群或者為遵照“社區(qū)保險參與標準”而選擇投保，社區(qū)內(nèi)選擇投保商業(yè)保險的家庭會被動地對身處該社區(qū)的其他家庭的商業(yè)保險參與行為產(chǎn)生影響[25]。

表3列（3）將社會信任、社會互動及二者的交乘項共同納入考量進行回歸，其中社會互動與社會信任的回歸系數(shù)仍然顯著為正，社會信任與社會互動交乘項的回歸系數(shù)雖為負值，但統(tǒng)計意義并不顯著。表明假設(shè)3即社會信任與社會互動在引致商業(yè)保險參與方面的替代效應(yīng)未能得到驗證?，F(xiàn)實中，家庭的社會互動程度與社會信任水平可能存在不一致的情形。與社會環(huán)境和社交網(wǎng)絡(luò)存在更多交流互動的家庭，可能因接觸負面信息而產(chǎn)生所見事實與美好預(yù)期完全相悖的情形，從而對社會環(huán)境抱有較高的警戒心理，選擇不信任包括陌生人和陌生機構(gòu)在內(nèi)的社會環(huán)境。相對地，社會互動程度較低的家庭卻可能有較高的社會信任水平。社會互動和社會信任由于存在相互影響，對個體商業(yè)保險參與可能產(chǎn)生不確定的交互效應(yīng)，這或許是假設(shè)3未能通過顯著性檢驗的原因。一方面，由于家庭受自有資本和潛在風險程度的限制，通常僅需要選擇一種方式來轉(zhuǎn)嫁風險，較高的社會互動給予家庭廣闊的社會資本，依賴親緣關(guān)系和社交網(wǎng)絡(luò)建立非正式保護機制給家庭風險保護，從而減少家庭預(yù)防性儲蓄和對正式保險的需求。因此，高社會互動程度不能緩解低社會信任對商業(yè)保險參與的負向影響；另一方面，低社會互動的個體，因其擁有的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系較為有限，較高的社會信任會促使家庭選擇商業(yè)保險這種正式的風險保護機制來分散風險，減少訴諸親友等親近關(guān)系的損失保護求助。因此，高社會信任可以緩解低社會互動對商業(yè)保險參與的負向影響。

就控制變量而言，年齡對商業(yè)保險參與的回歸系數(shù)顯著為負，表明年輕人的保險意識比老年人更強；性別對商業(yè)保險參與的回歸系數(shù)顯著為負，表明女性相對男性更愿意購買商業(yè)保險；學歷、家庭收入和謹慎程度對商業(yè)保險參與的回歸系數(shù)都顯著為正，表明學歷越高、收入水平越高、行為越謹慎的居民購買商業(yè)保險的概率越高。婚姻狀況對商業(yè)保險參與的回歸系數(shù)顯著為正，表明已婚人士對家庭有著更強的責任感，購買商業(yè)保險的可能性更高。家庭規(guī)模的回歸系數(shù)為正，在1%的置信水平下通過檢驗，表明家庭規(guī)模越大，家庭投保商業(yè)保險的可能性越高。一般認為，家庭規(guī)模與保險需求負相關(guān)，家庭規(guī)模較大時，個人傾向通過家庭內(nèi)部進行損失分散，從而降低了其參?？赡堋１?的結(jié)果表明，較大的家庭規(guī)模會顯著提高參與商業(yè)保險積極性，本文認為可能的原因在于相較于傳統(tǒng)的大家族模式，如今的家庭規(guī)模更多地以三口之家為主，表2描述性統(tǒng)計中，3.56的均值也可以證明這一點。一方面，去傳統(tǒng)家族化的現(xiàn)代家庭模式下，家庭內(nèi)部為緊密的利益共同體，表現(xiàn)為同風險共損失的集合形式，家庭內(nèi)部以分散損失的形式來抵御風險的情況既不能很好化解風險損失，也不滿足家庭共同抵御風險的意愿；另一方面，家庭規(guī)模的擴大往往表現(xiàn)出這樣一種模式——以三口之家為基礎(chǔ)，增加雙方父母和更多的孩子，而父母老人與孩童皆為高風險群體，因此當家庭規(guī)模擴大，家庭內(nèi)老人與孩童數(shù)量增多，也會增加家庭參保商業(yè)保險的可能。社會保險參與的回歸系數(shù)為正，統(tǒng)計意義顯著，說明擁有社會保險的居民更愿意購買商業(yè)保險，社會保險對商業(yè)保險不存在擠出效應(yīng)。戶籍對商業(yè)保險參與的回歸系數(shù)為正，統(tǒng)計意義顯著，表明城鎮(zhèn)居民相對農(nóng)村居民購買商業(yè)保險的概率更高；其他的控制變量對居民商業(yè)保險參與沒有顯著影響。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1. 更換社會互動衡量指標。本文借鑒Georgarakos & Pasini的做法，更換社會互動變量的衡量指標，對社會資本影響商業(yè)保險參與進行穩(wěn)健性檢驗[5]。根據(jù)CFPS（2018）問卷中 “過去12個月家庭是否有過捐款行為”問題的回答構(gòu)建新的衡量指標，有過捐款賦值為1，否則賦值為0。捐款行為作為我們?nèi)粘Ｉ钪幸环N較為常見的家庭與社會直接聯(lián)系的互動方式，可以很好地作為社會互動的替代指標來衡量家庭社會互動程度。替換變量后的回歸結(jié)果見表4。

由表4可以看出，替換社會互動變量后的回歸分析結(jié)果與基準回歸基本一致，社會互動與社會信任的回歸系數(shù)都為正，統(tǒng)計意義顯著。社會信任和社會互動的交乘項的回歸系數(shù)為-0.05，在5%的置信水平上通過檢驗。社會信任和社會互動之間存在替代效應(yīng)再次得到驗證。

2. 更換被解釋變量。本文根據(jù)家庭過去12個月商業(yè)保險費支出與總收入之比，來衡量商業(yè)保險參與程度。利用Tobit模型分析社會資本對居民商業(yè)保險參與程度的影響，回歸結(jié)果見表5。社會信任對商業(yè)保險參與的回歸系數(shù)為正，在10%的置信水平下顯著；社會互動對商業(yè)保險參與的回歸系數(shù)為正，在1%的置信水平下顯著。社會信任與社會互動的交互效應(yīng)回歸系數(shù)較小，且統(tǒng)計意義不顯著。模型存在較強的穩(wěn)健性。

（三）異質(zhì)性分析

1. 不同信息獲取依賴程度的影響效應(yīng)分析。表6報告了按信息獲取渠道對居民的重要程度進行異質(zhì)性分析的結(jié)果，其中列（1）和列（2）是不使用互聯(lián)網(wǎng)的居民，列（3）和列（4）是使用互聯(lián)網(wǎng)的居民。結(jié)果顯示，對社交信息依賴性較低的居民，社會信任和社會互動對商業(yè)保險參與的回歸系數(shù)都不顯著，表明社會資本對這類群體商業(yè)保險參與的影響不大；對社交信息依賴性較高的居民，無論是依賴他人信息轉(zhuǎn)告還是依賴互聯(lián)網(wǎng)渠道，社會互動對商業(yè)保險參與的回歸系數(shù)都為正，統(tǒng)計意義顯著，且社會互動對依賴他人轉(zhuǎn)告信息的居民的正向影響大于依賴互聯(lián)網(wǎng)信息渠道的居民；社會信任對依賴互聯(lián)網(wǎng)信息渠道的居民商業(yè)保險參與有顯著的促進作用，對不依賴互聯(lián)網(wǎng)信息渠道的居民的回歸系數(shù)雖然為正，但統(tǒng)計意義不顯著；社會信任與社會互動對不同居民的交互效應(yīng)不穩(wěn)定，統(tǒng)計意義也不顯著。

2. 不同區(qū)縣商業(yè)保險參與水平的影響效應(yīng)分析。本文按區(qū)縣平均商業(yè)保險參與水平高低進行排序，取商業(yè)保險參與水平高于中位數(shù)0.3的區(qū)縣為高商業(yè)保險參與區(qū)縣，低于中位數(shù)的為低商業(yè)保險參與區(qū)縣，分組考察在商業(yè)保險參與水平不同的區(qū)縣，社會資本對家庭商業(yè)保險參與影響的異質(zhì)性。表7回歸結(jié)果顯示，在低商業(yè)保險參與區(qū)縣，社會信任對商業(yè)保險參與的回歸系數(shù)為正，統(tǒng)計意義不顯著，社會互動對商業(yè)保險參與的回歸系數(shù)為正，在5%的統(tǒng)計水平通過檢驗。在高保險參與區(qū)縣，社會信任對商業(yè)保險參與存在顯著正向影響，說明社會信任能否促進居民商業(yè)保險參與受到當?shù)厣虡I(yè)保險發(fā)展水平的影響；社會互動對商業(yè)保險參與的回歸系數(shù)為正，在1%的統(tǒng)計水平通過檢驗，相對商業(yè)保險參與水平較低的區(qū)縣，社會互動對高商業(yè)保險參與區(qū)縣的居民商業(yè)保險參與的正向影響更大，統(tǒng)計意義也更顯著。當某區(qū)縣的整體參保水平較高時，一方面身處其中的居民會有更多機會獲得商業(yè)保險相關(guān)信息，降低了他們獲取信息的難度與成本；另一方面，整體的高參與水平使得該地域形成一種“地域規(guī)范”，較高的社會互動會促使該地域的家庭加強與其他家庭的聯(lián)系，從而更嚴格遵守這種地域規(guī)范，形成“遵守規(guī)范”的跟進效應(yīng)，社會互動對商業(yè)保險參與的影響可能產(chǎn)生乘數(shù)效應(yīng)。表7還顯示，在低商業(yè)保險參與區(qū)縣，社會信任與社會互動的交互效應(yīng)不僅較小，且統(tǒng)計意義不顯著；在高商業(yè)保險參與區(qū)縣，社會信任與社會互動交乘項的回歸系數(shù)在5%的統(tǒng)計水平上顯著為負（-0.057）。說明在商業(yè)保險比較發(fā)達的地區(qū)，社會信任與社會互動存在替代效應(yīng)。假說3得到驗證。

3. 不同家庭資產(chǎn)水平的影響效應(yīng)分析。表8報告了以家庭凈資產(chǎn)中位數(shù)為界，將家庭區(qū)分為高資產(chǎn)家庭與低資產(chǎn)家庭進行異質(zhì)性分析的回歸結(jié)果。由表8可以看出，對低資產(chǎn)家庭，社會信任對商業(yè)保險參與可能性的回歸系數(shù)雖然為正，但是統(tǒng)計意義不顯著；對高資產(chǎn)家庭，社會信任的回歸系數(shù)為正（0.042），在1%的統(tǒng)計水平上顯著，說明社會信任僅對高資產(chǎn)家庭商業(yè)保險參與具有顯著的促進作用，隨著個人財富值的增加，社會信任對家庭參保的引致效應(yīng)明顯上升。社會互動對不同資產(chǎn)家庭商業(yè)保險參與的影響差別不大，回歸系數(shù)分別為0.086和0.092，且統(tǒng)計意義都顯著，表現(xiàn)出顯著的促進效應(yīng)。

4. 不同學歷水平的影響效應(yīng)分析。表9報告了以初中教育程度為分界，社會信任和社會互動對不同學歷的居民商業(yè)保險參與影響的回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，對高學歷居民，社會信任和社會互動對商業(yè)保險參與都有正向影響，統(tǒng)計意義顯著；對低學歷居民，社會信任和社會互動對商業(yè)保險參與存在正向影響，影響效果高于高學歷居民，統(tǒng)計意義也更顯著。這表明，高學歷居民更傾向獨立做出金融決策，而低學歷居民會更加依賴社會網(wǎng)絡(luò)或?qū)ι鐣闹饔^評價進行決策，因此，社會資本對低學歷居民商業(yè)保險參與的促進作用也更加明顯。

5. 城鄉(xiāng)家庭的影響效應(yīng)分析。表10報告了根據(jù)城鄉(xiāng)戶籍進行分組的回歸結(jié)果。對比列（3）和列（6）可以發(fā)現(xiàn)，社會信任對城鄉(xiāng)居民商業(yè)保險參與的回歸系數(shù)都顯著為正，相對城鎮(zhèn)居民而言，社會信任對農(nóng)村居民參與商業(yè)保險的促進作用更大。社會互動對城鄉(xiāng)居民商業(yè)保險參與的回歸系數(shù)顯著為正，相對城鎮(zhèn)居民，社會互動對農(nóng)村居民參與商業(yè)保險的促進作用更小。

五、結(jié)論與討論

（一）結(jié)論

本文將社會信任和社會互動引入資產(chǎn)組合模型，研究社會資本對居民商業(yè)保險參與的影響，并利用2018年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)進行實證檢驗。

本文的主要結(jié)論為：（1）社會資本對居民商業(yè)保險參與行為具有顯著的正向影響，擁有較高社會資本的居民，無論是客觀上與所處社會網(wǎng)絡(luò)有更緊密的聯(lián)系和互動，還是主觀上更加相信所處的社會環(huán)境，該個體購買商業(yè)保險的可能性會更高或者會購買更多的商業(yè)保險；在以捐款行為衡量社會互動程度時，社會信任和社會互動在影響商業(yè)保險參與上存在替代效應(yīng)，低社會互動程度的居民可能因高社會信任而選擇投保，高社會互動也有利于緩解低社會信任對居民商業(yè)保險參與的負向影響；（2）異質(zhì)性分析表明，與對社交信息依賴性較低的居民相比，對外部信息依賴較高的居民在商業(yè)保險參與方面受社會資本的影響更為顯著；社會信任對低商業(yè)保險參與區(qū)縣居民商業(yè)保險參與的影響不顯著，對高商業(yè)保險參與區(qū)縣居民的商業(yè)保險參與行為具有顯著促進作用。社會互動對居民商業(yè)保險參與行為的正向影響不因居民所處區(qū)縣商業(yè)保險參與水平所導致，都是顯著的。在高商業(yè)保險參與區(qū)縣，社會信任和社會互動在影響商業(yè)保險參與上存在顯著的替代效應(yīng)；相對低資產(chǎn)家庭，社會信任對高資產(chǎn)家庭商業(yè)保險參與的正向影響更為顯著，社會互動對居民商業(yè)保險參與的影響較少受到家庭資產(chǎn)高低的影響；社會資本對不同學歷水平的居民商業(yè)保險參與都有顯著正向影響，但對低學歷居民的影響更大也更顯著；相對城鎮(zhèn)居民，社會信任對農(nóng)村居民參與商業(yè)保險的促進作用更大，社會互動對農(nóng)村居民參與商業(yè)保險的促進作用更小；（3）有關(guān)控制變量的檢驗表明，年齡和性別對商業(yè)保險參與有顯著負向影響；學歷、家庭收入和謹慎程度對商業(yè)保險參與有顯著正向影響；已婚居民更愿意購買商業(yè)保險；家庭規(guī)模越大，投保商業(yè)保險的可能性越高；城鎮(zhèn)居民相對農(nóng)村居民購買商業(yè)保險的概率更高；擁有社會保險的居民更愿意購買商業(yè)保險，社會保險對商業(yè)保險不存在擠出效應(yīng)。

（二）討論

我國商業(yè)保險業(yè)務(wù)自20世紀80年代恢復以來，發(fā)展非常迅速，但是保險資產(chǎn)在居民家庭金融資產(chǎn)配置中所占比例仍然較低，不能很好地發(fā)揮保險對家庭的保障作用。商業(yè)保險有限參與的影響因素是多方面的，不僅有物質(zhì)資本、人力資本方面的因素，社會資本方面的因素同樣應(yīng)該引起重視。因此，政府和保險公司可以從社會互動和社會信任兩方面提升社會資本水平，以此促進我國商業(yè)保險市場的健康有序發(fā)展。政府層面，應(yīng)該加強對保險公司和社交媒體有關(guān)信息披露和產(chǎn)品宣傳的監(jiān)管，確保保險公司的經(jīng)營活動合規(guī)合法，暢通保險投訴渠道，保護保險消費者利益不受損害，提升居民對保險行業(yè)的信任水平；保險公司層面，一方面，應(yīng)充分發(fā)揮線上線下渠道的信息分享和知識傳遞作用，營造“無處不在”的社交互動環(huán)境，加強保險公司與保險產(chǎn)品的宣傳，拓展?jié)撛谕侗Ｈ说男畔@取渠道，降低家庭獲取信息的門檻和成本，提升居民對保險知識的認知；另一方面，加強對保險從業(yè)人員的培訓和職業(yè)規(guī)范要求，避免銷售誤導行為，提升保險服務(wù)水平，樹立保險企業(yè)的正面形象，提高保險信任水平，進而促進居民參保商業(yè)保險的可能性。

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[責任編輯：甘小梅 胡? ?梁]