人口老齡化與家庭商業保險參與
——基于CHFS數據的實證分析

張正平，趙丙楠，程 燦

（1.北京工商大學 經濟學院，北京 100048；2.北京工商大學 數字金融研究中心，北京 100048）

一、引言

人口老齡化是我國當前和今后很長一段時期所面臨的基本國情和重要挑戰。自20 世紀90 年代以來，隨著人類壽命的延長和社會經濟的快速發展，我國65 歲及以上的老年人口數量不斷增加，而同時出生率持續下降，導致了老年人口比例的快速上升，人口老齡化的速度不斷加快。據統計，2021 年我國65歲及以上老年人口已經超過1.9 億人，占總人口的13.5%，預計到2035年將達到25%左右，那時我國將進入超級老齡化社會。①國家統計局.中國統計年鑒2021[EB/OL].[2021-05-11].http://www.stats.gov.cn/sj/zxfb/202302/t202302031901083.html.現階段我國的人口老齡化進程速度已超過經濟發展速度，存在“未富先老、未備先老”等一系列難題，引起廣泛關注[1]。

保險業是我國經濟社會發展建設的“助推器”和“穩定器”，是我國現代金融體系的重要支柱之一。盡管我國已經向居民提供基本醫療保險和基本養老保險，但實際情況是仍有家庭未能參保。“十四五”規劃提出要加快健全覆蓋全民、統籌城鄉、公平統一、可持續的多層次社會保障體系。商業保險不僅可在短期內為社會保險的部分空白提供有效補充，其盈利性特征也能更多地提升效率，有利于進一步擴大我國保險覆蓋范圍，在滿足社會成員基本保障需求的基礎上，契合不同層次消費群體的多樣化需求，提升社會保障服務質量[2]。雖然我國保險業取得了長足發展，總保費收入整體上升，但保險密度和保險深度還有較大的提升空間[3]。在這種背景下，作為社會保險有力的補充和支撐，商業保險應抓住機遇，積極參與養老市場，緩解社會保障壓力。那么，在我國人口老齡化不斷加劇的背景下，家庭人口結構的老齡化（簡稱“人口老齡化”）是否影響家庭商業保險參與？其影響機制是什么？是否存在異質性？這正是本文要研究的問題。

近年來，有關人口老齡化的研究逐漸增多，與本文相關的研究主要集中在三個方面。

第一，人口老齡化的影響。大量的文獻關注了人口老齡化的影響。例如，在宏觀層面，有研究關注人口老齡化與政府債務，認為人口老齡化的加深會增加政府債務風險[4]；有研究更多關注人口老齡化與國家經濟活力，發現人口老齡化對產業結構優化或升級存在阻礙作用[5]、對經濟發展有抑制作用[6]或導致收入不平等的擴大[7]。在微觀層面，有研究指出，隨著人口老齡化不斷深化，家庭在醫療健康方面的消費顯著增加，且抑制了其他類型的消費[8]。

第二，商業保險參與的影響因素。國外學者對商業保險的研究較早，形成了較為豐富的成果。例如，有研究指出，收入高的家庭參與商業保險的概率更高[9]；進一步地，職業、家庭教育程度、家庭參與工作的人數、年齡和家庭規模的不同被證實對家庭商業保險的需求有顯著的影響[10]；相比未婚家庭，已婚家庭參與商業保險的可能性更高[11]；未來收入的不確定性也會影響人壽保險的購買需求[12]；金融素養高的家庭購買商業保險的可能性更大[13]。近年來，國內一些研究發現，家庭人均收入高、兒童占比高、金融素養高和風險厭惡的家庭更傾向購買商業保險[14-16]。

第三，人口老齡化與商業保險參與。梳理文獻可知，直接探討人口老齡化與家庭商業保險參與關系的文獻并不多，且大多文獻是宏觀層面的探討。例如，一些宏觀層面的研究發現，人口老齡化程度的加深刺激了居民對壽險的需求[17]；有研究表明，人口老齡化對我國人身保險市場的正向推動作用更強[3]；在人口老齡化背景下，商業保險有助于增強居民消費信心[18]；老年人的生活保障需求成為商業保險市場發展的動力[19]；商業保險通過市場化運作方式并針對老年人的需求設計個性化的保險產品，緩解老齡化帶來的社會保障壓力并促進保險市場發展[2]。微觀層面的研究相對較少，多以家庭為研究對象。例如，有研究認為，家庭中老年人占比的提高降低了家庭購買商業保險的概率，但少兒占比的提高促進家庭購買商業保險[15]；家庭中老年人和青年人數量的增多會抑制家庭對商業保險的參與[20]；家庭中老年人口數量增加降低了家庭參與商業保險的意愿[21]；人口老齡化對家庭商業保險參與的廣度和深度都有顯著負向影響[18]。

由上述文獻梳理可知：首先，已有文獻多從宏觀層面關注人口老齡化對經濟發展、產業結構、居民收入和消費等方面的影響，得到了一些有價值的研究發現；其次，有關家庭商業保險參與影響因素的研究多聚焦在家庭文化程度、家庭勞動力數量、家庭規模等家庭特征上，為深入理解家庭商業保險參與的規律提供了重要的依據；再次，部分文獻關注到家庭人口結構特征尤其是人口老齡化對家庭商業保險參與的影響，但這些文獻多采用全國或省級層面的宏觀數據進行分析，并非真正意義上的微觀實證研究，僅有少量文獻采用家庭層面的微觀數據進行討論，但多存在樣本量較小、對作用機制分析不充分等問題[15,18,20-21]。據此，本文從微觀家庭層面出發，基于2019年中國家庭金融調查數據（CHFS），實證研究人口老齡化對家庭商業保險參與的影響，討論異質性以及影響機制。本文的主要創新為：（1）本文以家庭為研究對象，考察了人口老齡化對家庭商業保險參與的影響，拓寬了人口老齡化影響的研究范圍；（2）實證檢驗并比較了人口老齡化對家庭商業保險參與的異質性影響，豐富了對人口老齡化影響的認知；（3）揭示了人口老齡化通過影響家庭可用資金和家庭健康水平進而影響家庭商業保險參與的機制，解釋了二者關系。

后文安排如下：第二部分是理論分析與假設提出，第三部分為研究設計，第四部分為實證檢驗及其結果分析，第五部分為異質性分析，第六部分為機制檢驗，第七部分為研究結論及政策啟示。

二、理論分析與假設提出

（一）人口老齡化對家庭商業保險參與的影響

從家庭層面看，人口老齡化給家庭商業保險參與帶來了嚴峻的挑戰。

首先，老齡化家庭對商業保險的需求較弱，且參保壽險較多。一方面，家庭購買商業保險與其人口年齡結構有關。老齡化家庭參與到商業保險的概率相對會更低，其原因可能在于：多數中老年人參加的醫療保險屬于基本醫療保險，并且在進行養老規劃的老年人中，超過半數的老年人選擇現金儲蓄的方式，僅有17.06%的老年人選擇購買商業保險與投資理財[22]。基于美國消費者金融調查數據的一項研究發現，青年人更有可能購買商業保險作為家庭應對不確定性沖擊的手段，而年老的消費者更可能選擇債券作為替代[10]。另一方面，老齡化家庭對保險機構信任程度偏低也會造成家庭參與商業保險的意愿較弱。近年來，一些保險機構為了謀取不正當利益，經常對老年人進行欺詐，老年人上當受騙的新聞也屢見不鮮。當家里的老年人受到金融欺詐時，整個家庭都會受到財務損失的打擊，家里的其他成員可能會因此產生怨恨、不安全感等消極情緒，從而對金融機構形成負面情緒或者不信任[23]。此外，老年人可能因為年齡原因，在與保險機構的交流中存在一些溝通障礙，容易存在信息不對稱或出現誤解；并且老年人的社交網絡相對較小，缺乏社交資源，也會導致他們在投保和保險索賠過程中缺乏對應的支持和幫助[24]。因此，老齡化嚴重的家庭很難建立起對保險機構的信任。

其次，老齡化家庭參保受到的限制更多。一方面，人口老齡化給家庭帶來了較為沉重的負擔，促使家庭壓縮商業保險方面的消費支出，家庭面臨更大的參保可用資金限制。例如，有研究認為，家庭老年人口比例的顯著上升，使得家庭在養老方面的負擔加重，進而成為限制消費的重要原因[25]。并且，隨著家庭老齡化程度提升，家庭人均收入也面臨著養老壓力增加和勞動力減少等問題帶來的沖擊，這進一步削減了家庭可用于參與商業保險的資金[22]。另一方面，許多商業保險產品都設定了年齡限制和健康狀況限制。對于老齡化家庭來說，即使在老年人身體健康的狀況下，其購買商業保險的費率也會更高，甚至無法購買合意的商業保險，這會讓老年人和其他家庭成員感到壓力和不舒適，因此降低購買保險的意愿[15,23]。

綜上，從家庭層面看，人口老齡化降低了家庭對商業保險的信任程度以及需求，并且給生活帶來了負擔，因此抑制了商業保險消費。據此，提出假設H1。

假設H1：人口老齡化抑制家庭商業保險參與。

（二）人口老齡化影響家庭商業保險參與的機制

老齡化嚴重的家庭可能由于較低的健康水平導致家庭更少地參與商業保險。

首先，人口老齡化降低了整個家庭的健康水平。一方面，隨著年齡增長，老年人的身體機能往往下降，因此存在較多健康問題，易造成意外事件，給家庭增添了一定隱患，使家庭承受著較大的經濟負擔[8]。另一方面，老年人大多有家庭照護的需求，長期照護工作會影響照護者身心健康，可能會削弱家庭成員的身體素質和免疫力。因此，老齡化不僅對老年人的健康構成了威脅，對整個家庭的健康狀況也有著負面影響[26]。

其次，更低的家庭健康水平加強了家庭參保的客觀約束限制。一方面，健康水平低的家庭受到可用參保資金的限制更強。具體而言，身體狀況不佳者可能經常需要就醫，從而增加家庭的支出和財務壓力，而老齡化家庭的財務壓力相對更大[27]。同時，健康水平低可能意味著這些家庭成員更容易罹患疾病或受傷，為應對可能的醫療費用支出沖擊，家庭會盡可能縮減各期支出，對這類家庭來說，商業保險參與的預期收益產生的激勵不足，參保資金會被進一步削減[28]。另一方面，健康水平低的家庭受到參保準入的限制也更強。保險公司可能會對這些家庭進行更嚴格的篩選，提高保費費率或者拒絕提供保險，這是因為商業保險公司希望最大限度地減少風險，從而確保保險費用的可持續性[23]。這意味著，對于健康狀況不佳的家庭來說，他們在購買商業保險時面臨更多的障礙和挑戰，降低其購買商業保險的可能性。

綜上，老齡化嚴重的家庭可能由于健康水平較低導致家庭更少地參與商業保險。據此提出假設H2。

假設H2：人口老齡化通過降低家庭健康水平抑制家庭商業保險參與。

人口老齡化可能會擠占家庭可用資金，家庭可用資金的減少將抑制家庭商業保險參與。

首先，人口老齡化擠占了家庭可用資金。隨著全球人口老齡化的加劇，越來越多的家庭開始面臨可支配資金的擠占問題。老齡化的加深對家庭經濟長期穩定有不利影響，民眾需要額外的資金用于養老、醫療費用及其他與老齡化有關的支出，這可能會擠占原本可以用于其他方面消費的資金[25,29]。例如，有證據表明，在過去10 年中，老年人醫療支出在家庭總支出中所占比例越來越高，且今后還將進一步加大[30]。此外，家庭還需要付出更多的時間和精力來照顧老年人，這可能會影響職業發展和薪資收入，降低家庭可用資金[25]。

其次，可用資金的擠占降低了商業保險方面的支出。家庭可用資金的下降，是影響其參加商業保險的主要原因。當家庭面臨經濟困難時，他們更有可能優先滿足日常生活需要，而減少商業保險的支出[30]。這一結果與相關研究得出的結論相似：當家庭可用資金不足時，家庭在消費上會選擇關鍵性商品與服務，而將商業保險視為次要開銷[7]；同時，當家庭人均收入下降時，他們也更容易放棄商業保險的購買。簡言之，當家庭可用資金減少時，他們購買商業保險的意愿和能力會受到抑制。

綜上，人口老齡化嚴重擠占了家庭可用資金，家庭可用資金的減少將抑制家庭商業保險參與。據此提出假設H3。

假設H3：人口老齡化通過擠占家庭可用資金抑制家庭商業保險參與。

三、研究設計

（一）數據來源

本文所使用的數據來自2019 年中國家庭金融調查數據庫，該調查覆蓋了全國29 個省份（不包括新疆、西藏及港、澳、臺地區）、343 個區縣、1360 個村（居）委會共計34643戶家庭和107008個家庭成員的信息。①由于數據可得性問題，本文僅采用2019 年CHFS 截面數據進行研究（其他年份的數據有多個關鍵變量信息是缺失的），并在穩健性檢驗中用CFPS面板數據重新進行回歸，以彌補截面數據的不足。經過去除嚴重缺失值后，最終得到了16622戶家庭樣本。其中，11688 戶為農村家庭，4934 戶為城鎮家庭。

（二）變量選取

1.被解釋變量：家庭商業保險參與

參考相關文獻，根據調查問卷中該項“是否購買商業保險”的回答情況，回答“購買”賦值為1，相反則為0[15]。

2.解釋變量：人口老齡化

參考相關文獻，將人口老齡化定義為家庭中65歲以上老年人口占家庭總人數的比例[15]。

3.控制變量

參考現有文獻，從三個層面選取控制變量。

第一，家庭層面的控制變量，包括家庭人均收入、自有住房和家庭人口規模[31]。

第二，戶主特征因素。如受教育水平較高等，有研究表明，這類家庭的風險和保險意識更強，更可能購買商業保險[31]，據此引入戶主年齡、教育年限、性別、健康水平、就業和婚姻狀況等控制變量。

第三，引入風險偏好作為居民主觀態度層面的控制變量，風險偏好會對家庭參保商業保險造成影響[14]。

4.機制變量

首先，家庭健康水平。參考相關文獻，將家庭健康水平定義為家庭所有成員健康水平之和與家庭總成員數之比[32]。其次，家庭可用資金。參考相關文獻，將家庭可用資金定義為家庭持有的現金、活期存款、第三方支付賬戶余額和股票賬戶現金余額之和加1后取對數[33]。②由于家庭持有的現金、活期存款、第三方支付賬戶余額和股票賬戶現金余額之和存在零值，無法取對數，因此參考相關文獻的做法，將家庭可用資金加1后取對數，避免將零值取對數后影響回歸結果的準確性。具體的變量定義如表1所示。

表1 變量定義表

（三）模型選擇

為了研究人口老齡化對家庭參保商業保險的影響，在相關文獻的基礎上，構建Probit 模型考察人口老齡化對家庭參保商業保險可能性的影響[15]。

其中，insur 表示家庭是否購買商業保險的虛擬變量，家庭購買商業保險則取值為1，相反取值為0；old 是本文關注的核心解釋變量人口老齡化；X 為控制變量，包括了家庭層面、戶主層面以及主觀態度的相關變量；μ為隨機誤差項。

為了識別人口老齡化影響家庭商業保險參與的機制，參考相關文獻，建立如下模型[34]：

其中，M 為機制變量，包括家庭健康水平和家庭可用資金；old 代表人口老齡化；X 為控制變量。式（3）用于檢驗核心解釋變量與機制變量之間的關系，如γ1顯著、符號符合預期，且已有理論或文獻可證實M 影響家庭商業保險參與，則說明人口老齡化能夠通過M影響家庭商業保險參與。

四、實證檢驗及其結果分析

（一）描述性統計分析

樣本中主要變量的描述性統計結果如表2 所示。其中，被解釋變量家庭商業保險參與的均值為0.09，標準差為0.287，表明家庭商業保險參與總體水平較低。解釋變量人口老齡化的均值為0.349，標準差為0.418，說明樣本中老年人在家庭中平均占比達到34.9%，人口老齡化趨于嚴重。從控制變量來看，家庭層面、戶主特征因素和主觀態度等控制變量標準差較大，說明家庭在這些方面有較大差異。

表2 描述性統計結果

（二）基準回歸結果

表3 列（1）顯示了人口老齡化影響家庭商業保險參與的回歸結果。①首先，檢驗結果表明各變量的方差膨脹因子數值均遠小于10，模型不存在多重共線性問題。其次，模型Wald 值的P 值低于0.01，表明整體模型是顯著的。再次，為了規避模型中可能存在的異方差問題，在回歸分析中采用穩健標準誤，使得實證結果更為可靠。結果顯示，人口老齡化對家庭購買商業保險的回歸系數顯著為負值，表明人口老齡化顯著抑制了家庭商業保險的參與，與現有研究的結論一致[15]，假設1 得到了驗證。從經濟意義來看，人口老齡化的邊際效應為-0.045，即當其他因素不變時，如果家庭人口老齡化水平上升一單位，家庭商業保險參與的概率會降低4.5%。表3中列（2）—列（4）分別顯示了人口老齡化對家庭參與不同種類商業保險影響的估計結果。結果表明，人口老齡化顯著抑制了家庭購買商業人壽保險和商業健康保險，而對其他商業保險參與的影響系數為負但不顯著。其可能的原因是：從我國商業保險市場的產品結構來看，市場中主要險種為健康保險和人壽保險，其他商業保險的市場份額較小[18]。因此人口老齡化對家庭參與人身保險的影響是顯著的，對家庭參與其他類保險的影響則不顯著。

從表3 列（1）中控制變量的結果來看，絕大多數控制變量均對家庭商業保險參與有顯著影響。對比表3 列（2）—列（4）可知，家庭人均收入的回歸系數為正但多數不顯著。可能的原因是：戶主沒有工作的家庭抵御風險的能力較弱，為降低風險他們也會參與商業保險來對沖不確定性[35]。表3 列（4）中其他商業保險中絕大多數變量不顯著。可能的原因是：從現實來看，我國各類商業保險發展不平衡，市場中多以健康保險和人壽保險這兩類人身保險為主，2018 年財產保險業務占比僅為28.33%，人身保險業務占比高達71.64%，財產保險和人身保險比例嚴重失衡[2]；而且，從統計結果來看，家庭其他商業保險參與的均值僅為0.015，表明家庭參與這類保險的概率只有1.5%。

（三）穩健性檢驗

1.更換變量

借鑒相關文獻的做法，將被解釋變量更換為家庭商業保險參與程度，并將商業保險參與程度分為參與廣度、參與深度、參與密度三個不同維度[36]。其中，參與廣度采用家庭保費支出加1 后取對數進行衡量，參與深度用家庭保費支出與家庭人均收入之比來度量，參與密度用家庭人均保費支出加1 后取對數來度量。①由于參與廣度和參與密度可能存在極端數值，較大的跨度可能導致回歸結果產生偏差。因此，將家庭保費支出和家庭人均保費支出分別加1再取對數是為了避免零值取對數產生錯誤，對回歸結果產生影響。由于家庭購買商業保險的費用只能觀測到正值，因此，采用Tobit 模型估計人口老齡化對家庭商業保險參與程度的影響，并引入與前文基準回歸相同的控制變量。表4 的回歸結果表明，人口老齡化顯著抑制了家庭商業保險的參與廣度、參與深度和參與密度，證實了人口老齡化會抑制家庭商業保險的參與意愿。

2.更換回歸方法

參考相關文獻的做法，采用OLS 和Logit 模型進行回歸[31]。表5 中列（1）和列（2）的結果表明，更換回歸模型后人口老齡化仍顯著地抑制了家庭商業保險參與。

3.更換數據來源

為克服數據不同以及截面數據對估計結果的影響，參考相關文獻的做法，利用2014年、2016年和2018年北京大學中國家庭追蹤調查（CFPS）數據共4835戶家庭重新進行回歸[31]。①由于CFPS 三期面板數據無法區分商業保險種類，且合并后機制變量與異質性變量缺失值較多，無法滿足論文研究需要，因此僅用于基準回歸部分的穩健性檢驗。引入的控制變量包括戶主年齡、工作狀況、婚姻狀況、戶主性別、教育年限、家庭規模、家庭資產、家庭負債和家庭人均收入。表6 的結果表明，數據更換為CFPS 三期面板數據后，人口老齡化仍顯著地抑制家庭商業保險參與的意愿。

表6 更換CFPS面板數據

4.考慮樣本選擇性偏差

前文基準回歸數據來源于2019 年CHFS 數據，可能存在樣本選擇偏差問題。例如，生活水平越高的家庭越傾向于進行問卷調查，越愿意分享家庭狀況，同時家庭生活水平高的家庭更有能力購買商業保險，所以可能導致回歸結果與實際情況產生偏差。為減輕由于樣本選擇偏差造成的估計偏誤，參照相關文獻，運用傾向得分匹配法（PSM）估算人口老齡化對家庭商業保險參與的“處理效應”[37]。其步驟為：首先，選擇適合匹配的協變量；其次，參考相關文獻，將人口老齡化程度高于中位數的家庭設定為高齡組（處理組），低于中位數的家庭設定為低齡組（對照組），通過Logit 模型估計得到傾向得分[38]；再次，基于篩選出的協變量對其進行配對，在配對樣本基礎上計算出樣本平均處理效果（ATT）。

（1）選擇匹配變量。回歸結果表明，LR 統計量為9981，其P 值為0.000，表明模型整體擬合效果較好；并且，婚姻狀態、教育年限、戶主健康水平、自有住房、風險偏好、工作狀況、家庭規模和戶主性別均對受訪者使用互聯網產生了顯著的影響。這表明，選擇的匹配變量是符合要求的。

（2）Logit 模型回歸結果。針對16622 個樣本進行分組，最終選出16622 個樣本進行匹配。其中，處理組（高齡組）4255 個，控制組（低齡組）12367 個。匹配后，處理組中有4255 個樣本在共同取值范圍內，控制組中有5216 個樣本在共同取值范圍內，這說明匹配后仍具有大量樣本，不會導致結果出現重大偏誤。

（3）PSM 的處理效應。為了使匹配結果具有穩健性，分別對樣本進行K 近鄰匹配（一對一的匹配，一對四的匹配）、半徑匹配、局部線性回歸匹配與核匹配對結果進行估計，并計算不同匹配方法下的平均處理效應（ATT）。表7 顯示了基于PSM 得到的影響。結果表明，在5 種匹配方法中，人口老齡化對高齡組家庭商業保險參與的影響分別低于低齡組家庭4.9%、4.8%、4.0%、4.0%和3.2%，且各匹配方法的T值均在1%的水平上顯著，這說明老齡化程度高的家庭參與商業保險的可能性更低。值得注意的是，表7 中5 種匹配方法的平均處理效應值和顯著性水平都比較接近，說明估計結果具有穩定性。

運用PSM 模型需要滿足條件獨立假設，保證匹配前后高齡組與低齡組不存在明顯系統差異，需要進行匹配后的平衡性檢驗。表8 的結果顯示，匹配后所有變量的標準化偏差均大幅縮小，標準化偏差均小于5%；8 個變量的T 檢驗結果均無法拒絕處理組與控制組無差異的原假設。可見，經PSM 后基本消除了處理組與控制組間可觀測變量的顯性偏差，通過了平衡性檢驗，PSM結果可靠。

表8 傾向得分匹配平衡性檢驗

五、異質性分析

由于城鄉地區和不同家庭自身特征存在較大差異，可能會導致人口老齡化對家庭商業保險參與的抑制作用存在差異。因此，本文從家庭金融素養、城鄉、有無少兒撫養以及是否經歷重大負面事件等角度進一步分析人口老齡化對家庭商業保險參與影響的異質性。

（一）家庭金融素養的異質性

參考相關文獻的做法，根據對CHFS 問卷中金融素養問題的回答情況分組，將回答正確的數量在中位數以下的家庭定義為低金融素養家庭，位于中位數以上的定義為高金融素養家庭[39]。表9 列（1）和列（2）的結果顯示，高、低金融素養家庭的組間系數差異顯著，結果具有可比性；兩組家庭中，人口老齡化的系數均為顯著的負值，且低金融素養家庭系數絕對值較大，表明在低金融素養家庭中人口老齡化對家庭商業保險參與的抑制作用更大，與現有研究的發現一致[39]。這可能是因為：商業保險雖然被視為既能提供保險保障又能用于投資理財的金融產品，但其費率和合同條款相對復雜，低金融素養家庭可能難以準確理解商業保險的復雜條款，從而形成不信任和抗拒情緒；相反，擁有較高金融素養家庭更有能力對保險產品進行理性分析，認識到商業保險對家庭對沖未來風險、緩解養老負擔的重要作用，更有可能依據現實情況選購相應的商業保險[40]。因此，低金融素養家庭在參與商業保險時受人口老齡化的影響較強。

表9 人口老齡化影響家庭商業保險參與的異質性

（二）城鄉家庭的異質性

參考相關文獻的做法，根據家庭所在地區將所有樣本家庭分為城鎮家庭和農村家庭[36]。表9 列（3）和列（4）的結果顯示，城鄉家庭的組間系數差異顯著，結果具有可比性；農村地區家庭人口老齡化系數的絕對值較大，表明人口老齡化對農村地區家庭商業保險參與的抑制作用更大，也與現有研究的發現一致[36]。這可能是因為，一方面，保險企業會將銷售的重心放在購買力更強、需求更豐富的城市居民身上；另一方面，居民的養老觀念在城鄉中存在較大差異，農村居民相比城市居民可能更希望由子女養老，這種養老觀念弱化了農村家庭對商業保險的需求[41]。因此，農村家庭在參與商業保險時受人口老齡化的影響較強。

（三）家庭成員結構的異質性

參考相關文獻的做法，將家庭中有14 歲及以下的成員定義為有少兒撫養家庭，否則定義為無少兒撫養家庭[15]。表9 列（5）和列（6）的結果顯示，不同成員結構的家庭組間系數差異顯著，結果具有可比性；有少兒撫養家庭的人口老齡化系數的絕對值較大，表明人口老齡化對有少兒撫養的家庭商業保險參與的抑制作用更大，也與現有研究的發現一致[25]。這可能是因為：一方面，隨著生活水平的提高，我國大部分家庭在少兒身上的支出不斷增加，而且隨著孩子的年齡增長，這些費用也會逐漸上漲，家庭的少兒撫養負擔不斷加重；另一方面，家庭養育負擔會影響到消費者的消費行為，父母們在撫養孩子期間，會減少其他方面消費[42]。相比來說，有少兒撫養的老齡化家庭有著更重的經濟負擔，此類家庭商業保險的參與意愿更低。因此，有少兒撫養的家庭在參與商業保險時受人口老齡化的影響較強。

（四）家庭經歷的異質性

參考相關文獻的做法，根據2019 年CHFS 問卷中問項“是否經歷對家庭影響重大的負面事件”，回答“經歷人為災害、重大疾病、家庭經濟狀況急劇惡化”則定義為經歷過重大負面事件家庭[19]。表9 列（7）和列（8）的結果顯示，不同經歷家庭組間系數差異顯著，結果具有可比性；未經歷過重大負面事件家庭的人口老齡化系數的絕對值較大，表明人口老齡化對未經歷過重大負面事件的家庭商業保險參與的抑制作用更大，也與現有研究的發現類似[43]。這可能是因為：家庭經歷過重大負面事件后會深刻認識到重大事件嚴重影響生活質量和財務穩定，其感受比沒有經歷過重大負面事件的家庭更清晰。為此，他們更愿意購買商業保險來對沖未來不確定性風險，從而弱化了老齡化對其參與商業保險的抑制作用[19]。因此，未經歷過重大負面事件的家庭在參與商業保險時受人口老齡化的影響較強。

六、機制檢驗

上述實證結果表明，人口老齡化顯著抑制了家庭商業保險參與。那么，究竟是什么原因導致了這種抑制作用呢？有必要進一步分析其作用機制。參考相關研究，實證檢驗X對M的影響，并通過理論分析論證M與Y的關系，從而識別M的機制作用[34]。

（一）降低家庭健康水平

表10 列（1）顯示，人口老齡化影響家庭商業保險參與的估計系數顯著為負，在列（2）中，人口老齡化對家庭健康水平的估計系數在1%水平上顯著為負，這表明人口老齡化不僅抑制了家庭商業保險參與，同時也顯著降低了家庭健康水平。其可能的原因在于：一方面，人口老齡化意味著家庭中老年人數比例增加，家庭中可能會有更多的慢性疾病、殘疾和認知障礙患者；另一方面，家庭中老年人需要更多的照顧和支持，這會增加家庭的負擔和壓力，可能會影響到其他家庭成員的生活和工作，導致其他家庭成員出現健康問題[26]。進一步地，參考相關文獻，用家庭保健服務支出衡量家庭健康水平，對上述機制進行穩健性檢驗[44]。通常，家庭健康水平越低，家庭保健服務支出越高，二者為負相關關系。由表10 列（3）的回歸結果可知，人口老齡化的估計系數仍顯著為正，這表明人口老齡化增加了家庭保健服務支出，降低了家庭健康水平。

表10 人口老齡化影響家庭商業保險參與的機制：家庭健康水平

進一步分析家庭健康水平與家庭商業保險參與的關系。當家庭成員出現健康問題時，需要更多的經濟支出用于醫療保健方面，這會導致家庭財務壓力增大，此時家庭可能減少商業保險方面的開支[23,27]。例如，有證據表明，健康程度低的居民在商業保險方面的支出更少[35]；此外，家庭成員的健康狀況也會影響到保險公司對該家庭的風險評估，如果家庭的成員有慢性疾病或其他健康問題，保險公司可能會認為該家庭的風險較高，從而提高保險費用或拒絕提供保險[27]。因此，家庭健康水平與家庭商業保險參與顯著負相關。

綜上，人口老齡化通過降低家庭健康水平抑制家庭商業保險參與，假設2得到了支持。

（二）降低家庭可用資金

表11 列（1）表明，人口老齡化影響家庭商業保險參與的估計系數顯著為負，在列（2）中，人口老齡化對家庭可用資金的影響系數顯著為負，這表明人口老齡化不僅抑制了家庭商業保險參與，同時也顯著降低了家庭可用資金。進一步地，參考相關文獻的做法，替換機制變量對作用機制進行穩健性檢驗[45]。由于股票賬戶流動性相比現金類資產較低，且家庭一般不會將所持有的未到目標價格的股票輕易變現，因此將家庭可用資金的范圍限定為高流動性的現金、活期存款與第三方支付賬戶余額和進行機制的穩健性檢驗。由表11 列（3）的結果可知，人口老齡化仍顯著降低了家庭可用資金。

表11 人口老齡化影響家庭商業保險參與的機制：家庭可用資金

進一步分析家庭可用資金與家庭商業保險參與的關系。家庭可用資金體現了家庭可以靈活運用的流動性資產，顯然，穩定的物質基礎是家庭購買商業保險進行風險防控和資產配置的重要前提，這意味著家庭可用資金的增多使其有更充足的資金配置商業保險[35]。例如，當家庭可用資金減少時，更傾向于購買較低保額的商業保險或者不購買保險[29]。簡言之，家庭可用資金與家庭商業保險參與顯著正相關。

綜上，人口老齡化通過擠占家庭可用資金來抑制家庭商業保險參與，假設3得到了支持。

七、研究結論及政策啟示

（一）研究結論

本文采用2019 年中國家庭金融調查數據，實證研究了人口老齡化對居民家庭商業保險參與的影響，并深入探尋了其作用機制。主要結論如下：（1）基準回歸發現，人口老齡化顯著降低了家庭商業保險參與，并且，顯著抑制了家庭商業人壽保險和商業健康保險的參與，但對其他商業保險參與的影響則不顯著，該結論在替換被解釋變量、更換回歸方法和數據來源、考慮樣本選擇偏差等一系列穩健性檢驗后仍然成立；（2）機制檢驗表明，人口老齡化影響家庭商業保險參與的機制是多方面的，既可以通過降低家庭健康水平抑制家庭商業保險參與，也可以通過擠占家庭可用資金抑制家庭商業保險參與；（3）異質性檢驗表明，人口老齡化對于不同地區和不同特征的家庭會產生差異性影響，人口老齡化顯著抑制了低金融素養、農村地區、有少兒撫養和未經歷過重大負面事件家庭的商業保險參與。

（二）政策啟示

上述結論對于促進我國商業保險發展、緩解家庭養老壓力有一定的政策啟示。

首先，積極采取措施應對老齡化對家庭參保的不利影響。一方面，政府應進一步優化已經出臺的生育鼓勵和優惠政策，以更有效地提高出生率，延緩老齡化進程。例如，對于生育二孩、三孩的家庭，大幅提高生育津貼、延長育兒假、發放育兒補助等。另一方面，保險機構應從老年人養老、醫療、家庭護理、失能等方面，著眼老年人的需求特點，開發有針對性的保險產品。例如，保險機構可開發長期護理保險等養老保險產品，以提供更全面、更貼心的保障；積極優化保險業務流程，充分利用科技賦能產品創新，通過線上線下多渠道提升保險產品和服務的適老化水平，幫助老年人跨越“數字鴻溝”，改善購買商業保險的體驗。

其次，針對家庭特征創新保險服務。保險機構應針對不同家庭特征的客戶，進行精準畫像，匹配不同類型產品，根據不同家庭的需求創新其保險服務。例如，針對低金融素養家庭，保險機構應對相關保險產品進行詳細講解，尤其是保障型商業保險，如養老年金、重大疾病保險等，增進低金融素養家庭對金融產品的了解；農村家庭對于農業生產和醫療等方面的保障具有更大的需求，商業保險機構可以從這兩方面設計相應的保險產品；未經歷過重大負面事件的家庭對風險感知較弱，保險機構應為此類家庭普及相關金融和風險知識，并對家庭進行綜合風險評估，針對其存在的潛在重大風險提供特定的商業保險。

再次，大力提升家庭健康水平。家庭健康水平的下降顯著抑制了家庭參與商業保險的積極性。為此，政府相關部門應開展對居民的健康教育。例如，借助互聯網媒介傳授飲食健康知識、提供老年保健場所和養護服務、舉行健康教育咨詢與講座等，以此來提高居民的健康認知能力，培養居民科學的生活習慣和保健意識，促進居民健康水平的改善。

最后，提高家庭可用資金水平。家庭負擔與家庭可用資金顯著負相關，政府應積極減輕家庭負擔，增加家庭可用資金。例如，政府應該持續加大對養老事業的投入，完善基本養老服務體系，加大政府購買養老服務力度，完善社區（村）養老服務設施，進一步優化土地、財政、稅費等政策，鼓勵發展養老產業，引導各種社會力量參與養老產業發展，降低家庭養老負擔，提高家庭可用資金水平。