數字普惠金融對商業健康保險需求的影響分析

摘"要：運用2011—2022年中國31個省級面板數據，采用固定效應模型、面板門檻回歸模型等考察數字普惠金融如何影響商業健康保險的需求，結果如下：一是數字普惠金融促進商業健康保險需求，并存在邊際遞增效應。二是當數字普惠金融達到一定水平后，其作用在東西部地區均存在邊際遞增效應，但西部地區的促進作用更顯著。三是東部地區老年人口撫養比和經濟發展水平與商業健康保險需求正相關，而傳統金融發展對其有負面影響；在西部地區，僅老年人口撫養比與商業健康保險需求正相關。結合研究結論與我國實際經濟狀況，提出積極推動兩者融合、創新產品與拓展渠道、加強政策支持等建議。

關鍵詞：數字普惠金融；商業健康保險；面板門檻回歸模型；胡煥庸線中圖分類號：F842.6；F832；F49"文獻標志碼：A"文章編號：1673-291X（2025）07-0127-05

20"世紀"80"年代，我國保險業復蘇之后，商業健康保險在發展過程中逐漸顯現出對社會健康保險的補充作用，滿足了特殊群體的需求，豐富了商業健康保險的多元化和高水平發展。如今我國數字普惠經濟的發展為商業健康保險提供了廣闊的空間，人們對其購買需求正在轉化為實際購買行為。盡管我國社會醫療保險已經完成了廣覆蓋和基本保障的使命，但高水平健康服務和差異化保障的需求依然存在巨大的市場空間。因此，積極促進商業健康保險的發展，是我國健康戰略的必然要求。

在數字普惠金融與健康保障方面，汪亞楠等人通過實證分析，認為數字普惠金融對我國的社會保障有著明顯的促進作用，且居民的收入和就業是數字普惠金融影響社會保障發展的重要介質[1]。劉冬姣和莊朋濤基于調查數據發現，數字普惠金融對家庭購買商業保險的欲望產生了顯著影響，且對教育水平高的家庭其影響更大[2]。在影響商業健康保險諸多因素方面，李建國等人的研究表明，人口老齡化對商業健康保險需求具有顯著影響，呈現U"型關系[3]，其中人均GDP、居民醫療保健支出以及社會醫療保險等因素對商業健康保險需求具有正向驅動作用。李雅詩等人分析OECD"經濟合作與發展組織國家的數據，得出基本醫療保險對商業健康保險存在擠出效應大于促進效應的倒"U"型關系[4]。我國商業健康保險的發展呈現出不平衡的現象。李麗紅和陳佳歆研究指出我國商業健康保險政策具有明顯的階段性特征，但政策整體效力不高，主題分散，政策間的合作力度有待加強[5]。李文靜等人及林婷婷、李建國的研究表明商業健康保險具有地區發展不平衡的特點[6-7]。

本文旨在以商業健康保險當前的發展態勢為基礎，結合我國數字普惠金融快速發展的經驗，提出具有建設性的發展策略，以便商業健康保險在醫藥改革中充分發揮其“生力軍”的作用。

一、變量選取與模型構建

本研究基于既有文獻，選取以下變量并構建相應模型進行實證檢驗。

（一）變量選取

本文基于"2011—2022"年我國"31"個地區的面板數據進行研究，研究主要關注以下"7"個變量，具體數據如表1"所示。

其中控制變量的選擇包括：老年人口撫養比：控制人口老齡化對需求的驅動效應；參保比例，控制基本醫保對商業保險的“擠出效應”；地區發展水平，控制經濟水平對購買力的影響；醫療發展水平，控制醫療資源可及性的激勵作用；傳統金融發展，對比傳統與數字金融的差異影響。

（二）模型構建

本文構建面板線性回歸模型與面板門檻模型，如式（1）與式（2）所示：

healthi，t=茁0+茁1ifii，t"（ifi臆酌+茁2ifii，t）ifi"酌+茁3control+ui+"（2）

其中，control"為控制變量，""為地點固定效應；""為時間虛擬變量；i"表示地區，""表示年份；""為誤差擾動項；""表示截距項，""表示變量斜率。

策效果，我們采用了雙向固定效應模型進行深入分析。

2016"年"9"月《G20"數字普惠金融高級原則》的發布，極大地促進了我國數字普惠金融的發展。本研究將2016"年數字普惠金融理論提出前的政策效果設為"0，而2017"年及以后的政策效果設為1。為了準確評估政

二、實證分析

本文通過豪斯曼檢驗得出了固定效應模型更具效率的結論。采用"Bootstrap"方法進行門檻效應檢驗，結果如表2"所示。分析結果顯示，在""的統計水平上，存在雙重門檻效應（""值為"0.000"0）。在""的顯著性水平下，不存在三重門檻效應（""值為"0.700"0），因此，數字普惠金融與商業健康保險之間存在雙重門檻效應，門檻值分別為5.264"2"和5.373"5，其影響分為三個差異階段。

固定效應回歸結果如下頁表"3"的（1）列所示，數字普惠金融對商業健康保險的影響在""的統計水平上顯著正相關。即數字普惠金融每增長""，商業健康保險需求增長""。其原因是數字普惠金融通過線上線下相結合的方式，通過提高居民對商業健康保險的認知程度，降低了居民購買商業健康保險的門檻，數字普惠金融服務提供更優質服務，促使商業健康保險產品推向更廣泛的消費者群體，使居民能夠更加便捷地了解和接觸到這類產品。

門檻效應回歸結果如表"3"的（2）列所示，數字普惠金融與商業健康保險回歸結果顯著正相關，且存在邊際遞增效應。一階段為數字普惠金融低于"5.264"2"時，其每增長""，商業健康保險需求增長""；第二階段為數字化程度高于5.264"2"并低于"5.373"5"時，其每增長"，商業健康保險需求增長""；第三階段為數字化程度高于5.373"5，其每增長""，商業健康保險需求增長"。數字普惠金融的提升顯著拓寬了居民接觸商業健康保險的渠道，從而對需求增長產生正向促進作用。

從控制變量上看，老年人口撫養比與商業健康保險需求之間存在顯著的正相關關系。這主要歸因于隨著年齡的增長，人們對健康的需求和關注度日益提高，進而促使他們在商業健康保險的購買上的投入增加。然而，參保水平與商業健康保險之間的關系并不明顯，表明基本醫療保險的參與并未對居民購買商業健康保險的愿望產生顯著影響。在我國，基本醫療保險在一定程度上能夠滿足居民的實際醫療需求，因此商業健康保險的必要性相對較低。此外，經濟發展水平和醫療發展水平與商業健康保險需求呈現顯著的正相關性。經濟發達及醫療水平較高的地區的居民對健康的重視程度更高，有經濟能力去購買商業健康保險。然而，傳統金融發展水平對商業健康保險需求并無顯著影響。這可能是由于傳統金融銷售方式在推廣商業健康保險上存在一定的局限性。

三、異質性分析

胡煥庸線是中國重要的人口地理分界線，東西部發展差異顯著：東部沿海地區經濟發達、市場化程度高，西部發展相對滯后。本文據此將全國劃分為東部和西部進行區域對比分析[8]。

同理，豪斯曼檢驗得出固定效應模型更有效率。采用Bootstrap"方法，結果如表"4"所示。分析結果顯示，在"的統計水平上，東部地區存在雙重門檻效應（""值為0.006"7），在""的顯著性水平下，不存在三重門檻效應（""值為"0.656"7），即門檻值分別為"5.338"5"和"5.504"7，東部地區數字普惠金融對商業健康保險消費的影響存在三個差異階段；同理，在""的統計水平上，西部地區存在單一門檻效應（""值為"0.000"0），在""的顯著性水平下，不存在雙重門檻效應（""值為"0.136"7），即門檻值為5.227"8，西部地區數字普惠金融對商業健康保險消費的影響則存在兩個差異階段。

從核心變量上看，東部地區的回歸結果如表"5"的（1）列和（2）列所示，西部地區的回歸結果如表"5"的（3）列和（4）列所示，無論是東部地區還是西部地區，固定效應模型回歸結果和門檻效應模型回歸結果均顯著，東部地區具有顯著地三重門檻效應，即第一階段為東部數字普惠金融低于"5.338"5"時，其每增長""，商業健康保險需求增長""；第二階段為東部數字化程度高于"5.338"5"并低于"5.5047"時，其每增長""，商業健康保險需求增長""；第三階段為東部數字化程度高于"5.504"7，其每增長""，商業健康保險需求增長"。西部地區具有顯著地雙重門檻效應：一階段為西部數字普惠金融低于"5.227"8"時，其每增長""，商業健康保險需求增長""；第二階段為西部數字化程度高于5.2278"時，其每增長""，商業健康保險需求增長""。結果表明，雖然我國西部地區的數字普惠金融發展相較于東部地區略有滯后，但其對商業健康保險需求的推動作用使得西部地區在該領域的需求高于東部地區。這一結果揭示了數字普惠金融在西部地區的普惠效應顯著。它不僅給西部地區帶來了新的發展契機，也促進了西部地區對商業健康保險的需求。

從控制變量的角度來看，老年人口撫養比與商業健康保險需求之間存在顯著的正相關性，其中正相關性在西部地區表現更為突出，反映出商業健康保險在西部地區相對受歡迎。然而，參保水平對商業健康保險需求的影響并不顯著。這可能是因為在我國，參保水平受多種因素制約，例如政策規定、個人收入水平等，這些因素并不直接影響商業健康保險的需求。此外，東部地區的經濟發展與醫療發展水平與商業健康保險需求呈正相關。這是因為經濟發展和醫療發展水平較高的地區，人們對健康保障的需求更為迫切。而在西部地區，這種正相關性并不明顯，可能源于西部地區經濟發展和醫療條件的相對滯后。最后，東部地區的傳統金融發展水平與商業健康保險需求呈顯著的負相關。這可能是由于東部地區線上交易服務的迅速發展，對線下金融服務與產品交易的傳統金融業務造成影響，進而影響商業健康保險的銷售。以上穩健性檢驗均表明數字普惠金融對商業健康保險需求具有顯著的促進作用，并存在邊際遞增效應。

四、穩健性檢驗

本文進行三項穩健性檢驗，其結果均證實本研究的實證分析結論具有較高可靠性。

第一，對核心解釋變量進行度量方式的更迭，回歸結果見下頁表"6"的（1）列。在執行穩健性檢驗過程中，將數字普惠金融指數以100"為基準進行換算。

第二，采用滯后項以降低內生性問題，回歸結果見表6"的（2）列。由于當期商業健康保險消費水平可能受到前期各種變量的影響，本文將數字普惠金融指數、老年人口撫養比、參保比例、地區發展水平、醫療發展水平、傳統金融發展做滯后一項處理。

第三，動態面板模型替換的穩健性檢驗，回歸結果見表6"的（3）列。由于居民對商業健康保險消費往往具有較強的路徑依賴特征，即當期商業健康保險消費水平可能受到前期商業健康保險消費水平的影響，因而存在內生性問題。

五、研究結論與建議

根據實證研究，得出如下結論并提出建議。

（一）結論

根據數字普惠金融對商業健康保險需求的實證研究，本文得出以下結論：

一是數字普惠金融對商業健康保險需求具有顯著的促進作用，并存在邊際遞增效應。

二是數字普惠金融達到一定門檻時，東部地區與西部地區的數字普惠金融發展對商業健康保險需求的促進作用均存在邊際遞增效應，而西部地區的促進作用更大。

三是在東部地區，隨著老年人口撫養比的增加和經濟發展水平的提高，商業健康保險需求也會相應增加。然而，傳統金融發展的加強，卻對商業健康保險需求產生了抑制作用。在西部地區，老年人口撫養比的提高直接影響了商業健康保險需求的增長。

（二）建議

商業健康保險的發展需緊跟數字普惠金融發展的步伐，結合我國實際經濟狀況，本文提出以下幾點建議。

首先，在促進商業健康保險與數字普惠金融深度整合的過程中，一方面需加強數字化基礎設施的建設，加大人工智能、區塊鏈等技術創新與應用研究力度，降低保險運營成本；另一方面，利用大數據、云計算等技術精準分析用戶需求，拓展商業健康保險覆蓋范圍，增強普惠性。

其次，開發新型保險產品，拓寬銷售渠道。一方面，開發差異化保險產品，例如針對老年人群體的專項健康險，滿足其特定需求。另一方面，整合傳統渠道與數字平臺，如社交平臺、移動應用，實現精準營銷。

最后，加強數字普惠金融政策支持，提供有利的制度環境。第一，加強數字普惠金融立法與監管，優化稅收優惠和資金扶持政策。第二，因地制宜，推進區域發展：東部重點提升數字金融與醫療資源協同，西部強化老齡化群體保險供給。第三，完善醫療基礎設施與人才建設，提升基礎醫療保障水平。

參考文獻：

[1]"汪亞楠，譚卓鴻，鄭樂凱.數字普惠金融對社會保障的影響研究[J].數量經濟技術經濟研究，2020，37（7）：92-112

[2]"劉冬姣，莊朋濤.數字普惠金融與家庭商業保險購買[J].消費經濟，2021，37（2）：67-78.

[3]"李建國，林婷婷，何曉娜.我國人口老齡化對商業健康保險需求影響的U型關系研究[J].中國醫療保險，2022（11）：102-108.

[4]"李雅詩，原彰，周尚成.商業健康保險與基本醫保如何協同發展：來自OECD國家的啟示[J].中國醫療保險，2023（3）：120-128.

[5]"李麗紅，陳佳歆.我國商業健康保險政策的演進、效力及優化：基于2002—2021年的政策文本分析[J].中國醫療保險，2022（11）：109-116.

[6]"李文靜，藍韶清，張淼麗，等.基于錫爾系數的廣東省2008—2017年健康險區域差異分析[J].衛生軟科學，2020，34（3）：78-82.

[7]"林婷婷，李建國.人口老齡化背景下我國商業健康保險需求的地區差異研究[J].中國衛生事業管理，2020，37（8）：581-585.

[8]"于江波，白凱，王曉芳.數字金融能否引領全要素生產率和經濟產出跨越胡煥庸線[J].山西財經大學學報，2022，44（02）：31-46.

[責任編輯"陸藝文]