人情支出對商業保險參與的影響
——來自中國家庭追蹤調查的數據

■李文杰，侯在坤，任鈺田

一、引言與文獻綜述

我國具有傳統的人情關系形成根基，農耕文明中人口及土地等要素的流動性較弱，有利于形成熟人社會，這為人情往來提供了良好的基礎（劉津，2020）；另外，儒家強調禮義思想，進一步鞏固了人情往來的合理性，講禮節、通人情也在穩定社會秩序中發揮了重要作用（唐凱麟，2015）。人情往來不僅是一種情感表達，而且依靠人情維系的社會關系網絡也是一筆寶貴財富，通過社會關系網絡可以解決很多難題，所以人情往來在現代社會中依然倍受重視，人情支出一直都是家庭開支的重要組成部分。

由于商業保險在我國具有廣闊的發展空間，所以研究影響商業保險發展的因素，考察如何提升商業保險消費水平并完善各級保險保障機制尤為重要。現實中，由于“禮尚往來”已經成為了人際交往過程中約定俗成的互動法則（周廣肅和馬光榮，2015），所以通過互送禮品、資金等形式來表現的人情往來機制也可以發揮一定的風險分攤作用，這導致人情往來作為一種非正式風險分攤機制在一定程度上會對商業保險的發展產生影響。基于此，本文將主要探究人情支出對商業保險參與的影響，引導居民合理安排人情支出，助力商業保險發展并形成合理的風險保障模式。

人情支出對居民生活有著較為深刻的影響，不同數額的人情支出會給人們帶來不同程度的幸福感，該影響效果的表現形式大致呈倒U型，即當人情支出占家庭總支出的比例未達到拐點時，人情支出有利于提升人們的幸福感，一旦超過拐點則會產生負效應，而且低收入者和年長者因人情支出產生不幸福感的比例較大（曾起艷等，2017）。通過對比城市與農村的人情支出發現：由于農村居民的人情支出占總支出的比例較大，所以人情支出更易成為農村家庭的經濟負擔（鄒宇春和茅倬彥，2018）。人情支出作為家庭開支的一部分，對其他消費支出產生影響。人情支出會促進正常消費水平的提升，但當人情支出占收入比例過大時，人情支出會對正常消費支出存在擠出效應（周廣肅和馬光榮，2015）。人情支出會對享受型消費支出產生擠出效應，對大多數家庭而言，人情支出不利于消費結構的升級（劉玉飛等，2020）。

人情往來等非正式風險分攤機制與正式風險分攤機制都為居民規避風險提供了有力的工具，學者們對兩者間的關系也進行了研究。一類研究成果傾向于認為非正式風險分攤機制與正式風險分攤機制存在負向關系：保險的引入會對非正式風險分攤機制產生擠出效應（林莞娟等，2014）；相應地當非正式風險分攤機制的功能越強時，居民對保險的需求越弱（蔣遠勝等，2003）。另一類研究成果傾向于認為非正式風險分攤機制與正式風險分攤機制存在正向關系：李濤和朱銘來（2017）認為社會網絡有利于提升農村家庭商業保險的購買度。還有研究發現人情支出與農業保險購買意愿在某些地區存在正向關系，但在其他地區卻存在負向關系（臧敦剛等，2020）。值得一提的是，雖然人情往來等非正式風險分攤機制有利于規避風險和平滑消費（Charness&Genicot，2009），但現實中該機制作用有限，所以發展正式的保險機制十分重要（王曉全等，2016）。

通過分析現有文獻可知，目前關于人情支出所產生影響的研究比較寬泛，鮮有文獻對人情支出與商業保險之間的關系進行細致地探討。另外，對人情往來等非正式風險分攤機制的研究多集中在農村地區，缺乏對不同地區、不同群體間的對比分析。鑒于不同學者利用不同時期的數據研究所得結論有所差異，所以本文在進行橫向對比分析的同時，又對不同年度的數據進行了縱向對比分析。

二、理論分析

李偉民（1996）通過對中國人社會交往進行分析后認為人情交往中存在互利互惠法則。人情往來中存在的互惠原則使得每當某一家庭發生重大事件時，該家庭可以通過之前付出的人情費換取親朋好友的經濟支持，從而使得人情往來具有了風險分攤功能以及互助性質，其中該家庭事前付出的人情費則是風險共擔的啟動機制。依托人情往來所形成的風險分攤機制是人們在進行社會交往過程中自發形成的，它是一種約定俗成且不受法律約束的機制，所以可將人情往來視為一種非正式的風險分攤機制。一般來說，人情支出越多意味著所擁有的社會資本越多，那么在面臨經濟困境時所得到的經濟幫助就越多，風險保障程度也就越高（王春超和袁偉，2016）。

人情往來和商業保險都是家庭風險管理的重要手段，那么人情支出會對家庭商業保險參與產生何種影響呢？雖然部分學者認為依托人情往來所建立的社會關系網絡有利于商業保險宣傳與銷售（Hong et al.，2004），但是人情支出對商業保險參與的正向影響多為間接性的，從而導致該效果可能并不明顯。而人情支出對商業保險參與的負向影響主要受家庭內部決策的作用，該影響效果更加直接。人情支出對商業保險參與的負向影響主要體現在以下三個方面：

首先，現階段居民對商業保險仍然缺乏充分的認識，對相關保險產品的保障功能了解程度較低，加之以前保險業存在的不良現象造成保險聲譽較差，尤其是在經濟欠發達地區，居民對商業保險的了解度和認同感更低，而以親緣、地緣為紐帶的人情往來機制同樣具有分攤風險的功能，該機制歷史悠久且為大多數人所認可。當人們更多地關注人情往來機制在風險分攤中的相對優勢而忽略商業保險在風險管理中的作用時，人情支出將會阻礙商業保險的參與。

其次，人情支出是大多數家庭存在的一筆必要開支，而且吳本健等（2014）通過模型分析表明相對于拒絕向外惠贈（人情支出），作出向外惠贈來實現風險分擔的決定會獲得更大的效用，那么在人情關系社會，人情往來機制將長期穩定存在。既然通過人情往來進行風險分攤的機制已經存在，那么家庭通過參與商業保險進行風險分攤的動機將大大降低。

最后，由于每個家庭的收入都是有限的，所以居民要合理確定各項家庭開支的數額。人情支出在大多數家庭中已經占據了一定的份額，甚至成為了部分家庭的經濟負擔，為平衡家庭收支情況，防止家庭經濟壓力進一步增大，居民一般會減少其他正常消費，其中就包括降低家庭在商業保險參與中的支出，使家庭減少了對商業保險的參與度。

綜上所述，本文提出假設：人情支出對商業保險參與具有負向影響，即家庭人情支出越多，商業保險參與度越低。

三、數據與變量描述

（一）數據來源與說明

中國家庭追蹤調查（CFPS）覆蓋面廣、樣本量大，可以較好地反映中國家庭經濟、人口等方面的變遷，并且包含本文擬采用的數據信息，所以本文所使用的全部數據來源于中國家庭追蹤調查（CFPS）數據庫，并采用了CFPS2014年與2018年的個人數據和家庭經濟數據進行分析。因為戶主一般能對家庭經濟活動起到主導作用，所以個人層次方面的信息擬采用戶主數據，而由于CFPS2014年與2018年均未指出“戶主”這一概念，所以采用“財務作答人”這一概念作為戶主的替代變量。另外，本文除了對2018年數據進行橫向對比，還將對2018年與2014年數據進行縱向對比，為了保證進行縱向對比時的可比性，根據CFPS2014年與2018年中提供的2014年家庭樣本編號篩選出這兩年均涉及的2644個家庭樣本，從而保證了2014年與2018年家庭樣本的一致性。

（二）變量選取與描述性統計

1.變量選取

被解釋變量：采用家庭是否參與商業保險作為被解釋變量。當家庭過去12個月的商業保險支出大于0時，視為參與商業保險，賦值1；當家庭過去12個月的商業保險支出等于0時，視為未參與商業保險，賦值0。

核心解釋變量：采用家庭人情支出占家庭總支出的比重作為核心解釋變量。采用家庭人情支出占家庭總支出的比重作為核心解釋變量不僅可以降低內生性影響，還可以避免不同家庭之間人情支出數額差異過大的問題。家庭貧富差距會導致家庭人情支出存在差距，收入高、支出多的家庭，其人情支出自然也多（王陽和漆雁斌，2016）。

其他控制變量：從個人、家庭、地區三個層面選取了控制變量，個人層面的控制變量包括戶主年齡、戶主性別、教育年限、婚姻狀況、健康狀況、風險認知；家庭層面的控制變量包括家庭規模、家庭社會保障、家庭收入；地區層面的控制變量包括所處地區、區縣人均純收入。需要說明的是：個人層面的數據均采用戶主信息，并設定性別、婚姻狀況、健康狀況、風險認知虛擬變量（女性賦值1，男性賦值0；有配偶賦值1，否則賦值0；健康狀況好賦值1，否則賦值0；風險偏好賦值2，風險中性賦值1，風險厭惡賦值0）；家庭層面設定社會保障虛擬變量（家庭成員中至少有一位參與社會醫療保險或社會養老保險賦值1，否則賦值0），以家庭人口數衡量家庭規模，以家庭收入的對數值衡量家庭經濟水平；地區層面設定所處地區虛擬變量（東部地區賦值1，中部地區賦值2，西部地區賦值3），以區縣人均純收入的對數值衡量當地經濟發展水平。

工具變量：采用同一社區其他家庭人情支出均值占家庭總支出均值的比重作為本文的工具變量。

2.描述性統計

表1為2014年與2018年主要變量的描述性統計結果。從中可以發現：2014年平均商業保險參與率為25.6%，2018年平均商業保險參與率為35.7%，商業保險參與率在4年間增加了10.1%；另外，不僅商業保險參與率有了較大幅度地提升，平均商業保險保費支出也大幅增加，由2014年的1143.88元增加到2018年的2125.85元。在社會保障方面，2014年及2018年家庭平均社會保障覆蓋率均達95%以上，說明社會醫療保險及社會養老保險等社會保險已經被大多數家庭所擁有。在人情支出方面，家庭平均人情支出由2014年的4038.58元增加到2018年的4614.91元，但人情支出占家庭總支出的比重有小幅下降。在收入方面，家庭年收入及區縣人均純收入均有所增加，說明居民收入呈增長態勢。由于2014年與2018年的家庭樣本相同，所以風險認知等數據無明顯變化。

表1 變量描述性統計

四、實證分析

（一）模型設定

由于家庭是否參與商業保險是一個二值選擇問題，所以采用二值選擇的經典模型—probit模型來探究人情支出對商業保險參與的影響。由于使用probit模型時可能會存在解釋變量為內生變量的情況，所以采用ivprobit（instrumental variableprobit）模型進行內生性檢驗。

設F（x，β）是標準正態的累積分布函數，則有：

其中，μ~N（0，σ2）。模型中insurance代表家庭是否參與商業保險，0表示否，1表示是；gift_expense代表本文關注的核心解釋變量家庭人情支出/家庭總支出；control代表除核心解釋變量以外的其他所有解釋變量。

通常情況下，由于使用probit模型可能得不到一致估計，所以進一步考慮以下模型：

其中，ui的方差被標準化為1，而ρ為（wi，vi）的相關系數。

（二）基準回歸

本文采用了分步回歸法以確保檢驗結果的可靠性。表2為利用Stata16所得出的人情支出對商業保險參與影響的probit模型回歸結果。

表2 人情支出對商業保險參與的影響結果

2014年與2018年相比，各個解釋變量對應的系數符號大體一致，只是系數大小有所不同。在控制了個人、家庭、地區三方面的因素后，回歸結果顯示人情支出系數在1%的統計水平下顯著為負，即人情支出對家庭商業保險參與具有顯著的負向影響，假設得以證實。但是通過對比第（1—1）與（2—1）列、第（1—2）與（2—2）列、第（1—3）與（2—3）列，可以發現2018年人情支出系數的絕對值總是大于2014年人情支出系數的絕對值，所以相比2014年而言，2018年人情支出對家庭商業保險參與的負向影響進一步增強，這可能是在人情支出逐年攀升的背景之下，由于受“禮尚往來”法則的影響，使得家庭遭遇重大事件時可以通過親朋好友得到更多的經濟支持，從而在一定程度上弱化了商業保險的作用。

其他的控制變量對家庭商業保險參與也會產生影響。首先，戶主作為一家之主，戶主的個人特征對家庭經濟活動起著關鍵性作用。戶主年齡對家庭商業保險參與具有顯著的負向影響，這是由于高齡人群對商業保險缺乏充分的了解，加之他們對新鮮事物接受過程緩慢，甚至對保險存在錯誤的認知，導致他們對商業保險的認同度較低，而年輕人群對商業保險具有較多的了解，他們對新鮮事物接受程度也較高，所以他們更愿意購買商業保險。戶主受教育年限對家庭商業保險參與具有顯著的正向影響，受教育程度越高，對金融保險等知識的了解程度越高，尤其是專門學習過金融保險知識和從事相關行業的人群，他們深知商業保險在風險管理中的作用，所以他們更樂于利用商業保險去規避風險。同時，受教育程度越高可能意味著家庭經濟水平越高，從而越有能力去參與商業保險。婚姻狀況對家庭商業保險參與具有正向影響，戶主已婚意味著其家庭責任越大，從而希望通過商業保險進行風險保障或財富傳承，而且隨著社會的發展，家庭責任問題愈加凸顯，所以相較于2014年而言，2018年婚姻狀況對家庭商業保險參與的正向影響更加顯著。其次，家庭特征也會影響該家庭的商業保險參與。雖然社會保障與商業保險功能類似，但筆者卻發現家庭社會保障對家庭商業保險參與具有顯著的正向影響。這可能是由于參與社會醫療保險等社會保障項目的家庭認識到了保險機制在家庭面臨風險時所起到的重要作用，但社會保障所起的作用有限，而商業保險險種豐富，保障全面且保障額度較大，所以這部分家庭會參與商業保險以完善家庭風險保障體系，而且一般情況下社會保障體系完備家庭的經濟條件也較好，從而可以繼續參與商業保險。家庭收入情況和地區經濟情況對家庭商業保險參與具有顯著的正向影響，經濟條件好的地區商業保險體系健全，且居民生活條件優越，擁有較強的支付能力，從而有能力參與商業保險。

（三）內生性檢驗

使用工具變量可以有效地進行內生性檢驗，合適的工具變量需要滿足相關性和外生性兩個原則，鑒于這兩項原則，選取同一社區其他家庭人情支出情況作為工具變量，用同一社區其他家庭人情支出均值占家庭總支出均值的比重來表示。同一社區家庭之間一般會存在人情往來，而且同一社區家庭的文化傳統、經濟條件等因素具有相似性，同一社區其他家庭人情支出情況與本家庭人情支出情況存在相關性，而同一社區其他家庭的人情支出情況對本家庭商業保險參與的影響一般僅僅通過本家庭人情支出情況起作用，所以同一社區其他家庭人情支出情況與擾動項不相關。表3是對2018年數據使用工具變量法得出的回歸結果，檢驗結果顯示人情支出占總支出比重的系數估計值依然顯著為負，即家庭人情支出情況對商業保險參與的負向影響顯著。

表3 內生性檢驗結果

（四）異質性檢驗

由于不同類型的家庭在人情支出與商業保險參與方面存在一定的差距，所以進一步探究了人情支出對商業保險參與的負向影響是否在不同類型的家庭中普遍存在。

首先，根據家庭所在省份所處地區將2018年全部家庭樣本分為東部家庭、中部家庭和西部家庭三個子樣本，對三組數據分別進行probit模型回歸后發現，西部家庭人情支出系數在1%的統計水平下顯著為負，西部地區家庭人情支出對商業保險參與的負向影響更大。其次，根據基于國家統計局資料的城鄉分類標準將2018年全部家庭樣本分為鄉村家庭和城鎮家庭兩個子樣本，對兩組數據分別進行probit模型回歸后發現，人情支出對商業保險參與的負向影響在鄉村家庭和城鎮家庭中均存在，但農村家庭人情支出對商業保險參與的負向影響更大。由于相對而言，西部地區、農村地區屬于欠發達地區，故認為欠發達地區家庭人情支出對商業保險參與的負向影響更加明顯。造成此現象的原因可能是，欠發達地區正規金融體系不健全，居民保險意識淡薄，欠發達地區受現代化因素的影響較弱造成人情往來等傳統文化色彩較為濃厚，從而使得人情往來在風險分攤中起了更為重要的作用，因而欠發達地區家庭人情支出對商業保險參與產生了更大的負向影響。

最后，根據戶主的風險測試選擇將2018年全部家庭樣本分為風險厭惡家庭、風險中性家庭、風險偏好家庭三個子樣本，對三組數據分別進行probit模型回歸后發現，風險中性家庭的回歸結果不顯著，但是在風險厭惡家庭中，人情支出系數在1%的統計水平下顯著為負，在風險偏好家庭中，人情支出系數在5%的統計水平下顯著為負，而且風險厭惡家庭人情支出系數的絕對值大于風險偏好家庭人情支出系數的絕對值，所以可以推斷人情支出對商業保險參與的負向影響在風險厭惡家庭中表現得更加明顯。造成此現象的原因可能是，風險厭惡家庭比風險偏好家庭更多地關注了商業保險在家庭風險保障中的缺點，導致風險厭惡家庭更偏好于利用人情往來進行風險分攤。商業保險的缺點在于它并不是百分之百保證賠付，繳納保險費不代表一定會收到保險金，所以相較于講究禮尚往來的人情支出而言，參與商業保險將面臨更大的不確定性風險，從而造成風險厭惡家庭的人情支出越多，其不愿意通過商業保險來分攤風險的傾向就越大。

表4 異質性檢驗結果

（五）穩健性檢驗①

①限于篇幅，結果留存備索。

由于前文將2014年與2018年數據進行回歸，結果均在1%統計水平下顯著，所以估計結果較為穩健。為了進一步驗證，通過使用替換解釋變量的方法進行穩健性檢驗。采用人情支出占家庭消費性支出的比重來替代人情支出占家庭總支出的比重。一方面該替代變量與原有解釋變量具有相似的含義；另一方面可以進一步避免因特殊性的大額支出對家庭總支出產生的影響，因此利用人情支出占家庭消費性支出的比重可以進行穩健性檢驗。另外，本文也利用logit模型進行了回歸分析。結果與前文保持一致，說明前文結論穩健可靠。

五、結論與啟示

本文對人情支出對商業保險參與的影響進行了研究，并采用中國家庭追蹤調查（CFPS）的相關數據進行實證檢驗，主要得出以下結論：第一，人情支出數額有上漲趨勢，但人情支出占家庭總支出的比重較為穩定；商業保險覆蓋率增加明顯，而且家庭保費支出也有了較大增長，保險保障程度進一步提升。第二，人情支出對家庭商業保險參與具有顯著的負向影響，表現為人情支出占家庭總支出的比重越大，家庭商業保險的參與度越低。第三，相較于2014年而言，2018年人情支出對商業保險參與的負向影響更大，可見人情支出進一步抑制了商業保險的發展。第四，不同類型家庭的人情支出對商業保險參與的負向影響程度不同，欠發達地區家庭人情支出對商業保險參與的負向影響更加明顯，風險厭惡家庭人情支出對商業保險參與的負向影響更加明顯。

上述結論意味著，首先，人情往來具有一定的風險保障功能，然而依托人情往來所形成的風險分攤機制具有明顯的劣勢，當發生重大事故時，人情往來的風險分攤能力非常有限，僅僅依靠親朋好友的幫助是不夠的，所以要合理引導人情支出并鼓勵居民積極參與商業保險，商業保險保障額度大，能夠很大程度上解決保險事故發生時的經濟困難問題。其次，農村地區、西部地區的金融保險體系尚未十分健全，造成很多家庭僅僅依靠自我儲蓄、親朋好友的幫助達到風險分攤的目的，所以要加強農村地區、西部地區金融保險體系的建設，加強農村地區保險服務網點設置，鼓勵保險專業人才服務西部發展，并加強保險教育培訓，積極宣傳金融保險知識。而且在保險覆蓋率較低的地區，保險公司應秉承低盈利的理念著力打開當地的保險市場，發展符合居民需要的保險產品，努力使大眾接受保險。最后，保險公司應當充分汲取人情往來機制的優勢，保險銷售人員可以從人情支出所維系的社會關系網絡入手，通過人脈資源進行保險宣傳與銷售，保險研發人員可以以處于某一社會關系網絡中的人員為基礎設計相關的團體保險。