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    商業(yè)保險(xiǎn)資產(chǎn)配置的消費(fèi)效應(yīng)研究

    2020-07-04 03:34陳洋林李加明張長全
    當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理 2020年6期
    關(guān)鍵詞:資產(chǎn)配置商業(yè)保險(xiǎn)

    陳洋林 李加明 張長全

    [摘?要]消費(fèi)是經(jīng)濟(jì)增長的首要動力,完善消費(fèi)的體制機(jī)制對于促進(jìn)居民消費(fèi),推動經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展至關(guān)重要。為促進(jìn)居民消費(fèi)增長,需要消除居民對未來的不確定性預(yù)期,保險(xiǎn)資產(chǎn)有效發(fā)揮了這一功能。文章針對現(xiàn)階段的“消費(fèi)疲軟之謎”,利用中國家庭追蹤調(diào)查2016年的數(shù)據(jù)實(shí)證考察了居民保險(xiǎn)資產(chǎn)配置的消費(fèi)效應(yīng)。研究表明:第一,擁有商業(yè)保險(xiǎn)的家庭,消費(fèi)水平更高;第二,人均商業(yè)保險(xiǎn)繳費(fèi)越高,消費(fèi)激勵效應(yīng)越強(qiáng);第三,商業(yè)保險(xiǎn)激勵居民消費(fèi)具有結(jié)構(gòu)性特征。研究結(jié)論不僅為“消費(fèi)疲軟之謎”提供了較為合理的解釋,也為促進(jìn)居民消費(fèi)提供了參考:一是推動金融市場改革與創(chuàng)新,帶動保險(xiǎn)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型,開發(fā)穩(wěn)定居民預(yù)期的商業(yè)險(xiǎn)種;二是針對性提高居民風(fēng)險(xiǎn)防范意識,擴(kuò)大商業(yè)保險(xiǎn)覆蓋。

    [關(guān)鍵詞]商業(yè)保險(xiǎn);資產(chǎn)配置;消費(fèi)疲軟之謎

    [中圖分類號]F842.6[文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A[文章編號]1673-0461(2020)06-0089-09

    一、引?言

    自我國經(jīng)濟(jì)步入新常態(tài)以來,依靠高投資和高出口雙輪驅(qū)動的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式愈發(fā)難以為繼,提振消費(fèi)成為遏制經(jīng)濟(jì)增速進(jìn)一步下滑的有效舉措。近年來,政府也一直致力于建立促進(jìn)消費(fèi)的體制機(jī)制,實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變。然而,在我國居民可支配收入增長同時(shí),消費(fèi)需求仍不旺盛(見圖1)。

    收入分別為20 167元、21 966元、23 821元、25 974元和28 228元,實(shí)際增長率依次為8.0%、7.4%、6.3%、7.3%和6.5%。同期,居民人均消費(fèi)支出分別為14 491元、15 712元、17 111元、18 322元和19 853元,實(shí)際增長率分別為7.5%、6.9%、6.8%、5.4%和6.2%。由此可見,居民消費(fèi)支出增長率持續(xù)低于可支配收入增長率,這種現(xiàn)象被稱為“消費(fèi)疲軟之謎”(陳彥斌等,2018)[1]。不僅如此,城鄉(xiāng)居民可支配收入增長和消費(fèi)增長趨勢截然相反(見圖2)。

    由圖2知,城鄉(xiāng)居民收入增長和消費(fèi)增長并不一致。第一,在農(nóng)村居民可支配收入增長的同時(shí),消費(fèi)持續(xù)增長。2014—2018年,農(nóng)村居民可支配收入依次增長9.2%、7.5%、6.2%、7.3%和6.6%,同期消費(fèi)依次增長10.0%、8.6%、7.8%、6.8%和8.4%。除個別年份外,農(nóng)村居民消費(fèi)增長均高于收入增長。第二,城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長持續(xù)低于可支配收入增長。2014—2018年,城鎮(zhèn)居民可支配收入增長率依次為6.8%、6.6%、5.6%、6.5%和5.6%,但同期消費(fèi)增長率依次僅為5.8%、5.5%、5.7%、4.1%和4.6%。①可見,消費(fèi)疲軟除了存在總量問題之外,還存在城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)差異。若沒有找到消費(fèi)疲軟的根源并有效醫(yī)治,不僅“消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)性作用”難于發(fā)揮,也難于解決“人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾”。

    居民消費(fèi)低迷的動因何在?傳統(tǒng)消費(fèi)理論認(rèn)為,收入是決定消費(fèi)的關(guān)鍵變量。此后的持久收入理論和生命周期理論則更為深入,這些理論不僅強(qiáng)調(diào)當(dāng)期收入對消費(fèi)的影響,而且關(guān)注資產(chǎn)積累及其預(yù)期收入對消費(fèi)的激勵。隨著金融市場發(fā)展與金融創(chuàng)新推進(jìn),居民資產(chǎn)漸增,配置日趨多元化。從CFPS2016年數(shù)據(jù)看,我國居民資產(chǎn)主要配置于實(shí)物資產(chǎn)(如房產(chǎn))和金融資產(chǎn)(如股票等風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)、保險(xiǎn)資產(chǎn))。現(xiàn)有研究指出,房地產(chǎn)的資產(chǎn)屬性微弱,股市財(cái)富效應(yīng)未能有效顯現(xiàn),故其驅(qū)動消費(fèi)能力有限(李濤和陳斌開,2014)[2]。商業(yè)保險(xiǎn)資產(chǎn)不僅具有穩(wěn)定收益,且具有較低風(fēng)險(xiǎn),理應(yīng)推動消費(fèi)增長。那么,現(xiàn)階段我國消費(fèi)疲軟是否同保險(xiǎn)資產(chǎn)配置不足相關(guān)?如果是,那么完善保險(xiǎn)與社會保障體制將是促進(jìn)我國居民消費(fèi)增長的有力舉措。鑒于此,本文運(yùn)用CFPS2016年的微觀數(shù)據(jù),試圖對“消費(fèi)疲軟之謎”提供部分解釋。

    與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比,本文的貢獻(xiàn)在于:一是從資產(chǎn)配置的視角破解居民“消費(fèi)疲軟之謎”,為當(dāng)下居民消費(fèi)疲軟現(xiàn)象提供解釋;二是從保險(xiǎn)資產(chǎn)配置的角度,提出促進(jìn)消費(fèi)的體制機(jī)制,更加有效地發(fā)揮消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的基礎(chǔ)性作用。

    二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

    傳統(tǒng)消費(fèi)理論指出,收入是決定消費(fèi)的關(guān)鍵變量。凱恩斯(1936)在宏觀層面開創(chuàng)了消費(fèi)增長的理論先河;莫迪利安尼(1957)等從微觀層面指出居民儲蓄上升將帶動資產(chǎn)配置增加,進(jìn)而通過“財(cái)富效應(yīng)”促進(jìn)消費(fèi)增長[3-4]。然而,如引言所示,我國居民收入雖持續(xù)增長,卻出現(xiàn)了“消費(fèi)疲軟之謎”。既然消費(fèi)低迷非收入增長所限,那么是否是促進(jìn)消費(fèi)的體制與機(jī)制出了問題?保險(xiǎn)是穩(wěn)定居民收入與預(yù)期的重要機(jī)制,從理論和實(shí)證闡釋保險(xiǎn)和消費(fèi)的關(guān)系成為破解“消費(fèi)疲軟之謎”的突破口之一。

    隨著各國保險(xiǎn)體系建立,保險(xiǎn)與消費(fèi)之間關(guān)系成為國內(nèi)外學(xué)者密切關(guān)注的話題。一部分研究以基本醫(yī)療保險(xiǎn)為考察對象,多認(rèn)為其消費(fèi)激勵效應(yīng)為正(甘犁等,2010;臧文斌等,2012;白重恩等,2012)[5-7],少量研究認(rèn)為其消費(fèi)激勵效應(yīng)不確定(熊波等,2017)[8]。另一部分學(xué)者以城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)或者新農(nóng)保為考察對象,相繼得出其消費(fèi)激勵效應(yīng)為正(Alessie,Angelini,Santen,2013;張芳芳等,2017;汪潤泉等,2018;楊汝岱等,2019)或負(fù)(李曉嘉等,2015;王旭光,2017)抑或不確定性(張川川等,2015;田子和解堊,2018)[9-16]的結(jié)論。事實(shí)上,商業(yè)保險(xiǎn)因收益較高、風(fēng)險(xiǎn)較低,且能提供穩(wěn)定的財(cái)產(chǎn)收入日益成為股票等風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)以及銀行存款等低收益資產(chǎn)的替代品,對于股市操作能力較低的居民尤具吸引力。按照弗里德曼的持久收入理論,這將促進(jìn)居民消費(fèi)。據(jù)此,提出假設(shè)1。

    假設(shè)1:擁有商業(yè)保險(xiǎn)的家庭,其消費(fèi)水平較高。

    從保險(xiǎn)的功能來看,基本養(yǎng)老保險(xiǎn)與基本醫(yī)療保險(xiǎn)在于“?;尽保浔kU(xiǎn)范圍窄、起保金額和保險(xiǎn)額度低,社會保障性質(zhì)明顯,已有研究(黃宏偉等,2018)指出基本養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)的主要作用在于促進(jìn)生存型消費(fèi)[17]。與基本養(yǎng)老保險(xiǎn)和基本醫(yī)療保險(xiǎn)相比,商業(yè)保險(xiǎn)在保險(xiǎn)范圍、起保金額和保險(xiǎn)額度方面均具較強(qiáng)的靈活性,其不僅能促進(jìn)居民生存型消費(fèi),而且更有利于居民的發(fā)展型消費(fèi)。據(jù)此,提出假設(shè)2。

    假設(shè)2:商業(yè)保險(xiǎn)有利于促進(jìn)居民消費(fèi)升級。

    現(xiàn)有研究多將保險(xiǎn)資產(chǎn)納入金融資產(chǎn)范疇,并研究其消費(fèi)效應(yīng),但尚未達(dá)成共識。部分研究(Starr-McCluer,2002;Jansen & Nahuis,2004;胡永剛等,2012;張屹山等,2015;胡躍峰等,2018)指出資產(chǎn)配置會通過“財(cái)富效應(yīng)”和“資產(chǎn)效應(yīng)”有效刺激消費(fèi)。另一部分研究(韓立巖等,2013;賀洋,2016;臧旭恒,2018)卻持相悖觀點(diǎn)[18-25]。后者認(rèn)為居民資產(chǎn)配置之所以未能有效促進(jìn)消費(fèi)增長,是因?yàn)橘Y產(chǎn)配置所產(chǎn)生的流動性約束以及預(yù)期的不確定性。還有一部分學(xué)者認(rèn)為居民資產(chǎn)配置的消費(fèi)效應(yīng)尚不明確(Ludvigson,2004)[26]。為何差異如此之大?李波(2015)認(rèn)為原因在于金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)和財(cái)富效應(yīng)。當(dāng)財(cái)富效應(yīng)較高時(shí),將促進(jìn)消費(fèi)[27]。在近幾年金融市場波動強(qiáng)烈的情況下,保險(xiǎn)資產(chǎn)的理財(cái)特性與低風(fēng)險(xiǎn)特性凸顯。因而,商業(yè)保險(xiǎn)繳費(fèi)越高,家庭預(yù)期收入越穩(wěn)定,資產(chǎn)收益率也越高,其消費(fèi)激勵效應(yīng)更加顯著。鑒于此,提出假設(shè)3。

    假設(shè)3:商業(yè)保險(xiǎn)資產(chǎn)繳費(fèi)越高的家庭,其消費(fèi)水平與消費(fèi)層級相對越高。

    由引言知,城鄉(xiāng)居民收入增長和消費(fèi)增長存在統(tǒng)計(jì)上的差異。此外,我國金融發(fā)展呈現(xiàn)二元性,城鄉(xiāng)居民商業(yè)保險(xiǎn)覆蓋有別。同時(shí),城市居民消費(fèi)層級相對較高。如果商業(yè)保險(xiǎn)具有消費(fèi)激勵功能,那么城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平將因保險(xiǎn)持有而擴(kuò)大,消費(fèi)層級差異亦將顯現(xiàn)。鑒于此,提出假設(shè)4。

    假設(shè)4:城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平和消費(fèi)層級會因商業(yè)保險(xiǎn)持有而擴(kuò)大。

    三、數(shù)據(jù)來源、樣本選擇、變量設(shè)定及其統(tǒng)計(jì)特征

    (一)數(shù)據(jù)來源與樣本說明

    本文數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查研究中心執(zhí)行的中國社會追蹤調(diào)查項(xiàng)目(Chinese Family Panel Survey,簡稱CFPS),該調(diào)查涵蓋了全國25個?。ㄊ?、自治區(qū))的10 000多戶家庭,搜集了反映中國社會、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康變遷的個體、家庭、社區(qū)三個層面的數(shù)據(jù),其樣本代表性強(qiáng),可以為本文提供可靠的數(shù)據(jù)來源。

    為保證實(shí)證分析的客觀性,本文在研究過程中刪除了數(shù)據(jù)缺失樣本,并按照5%的比例剔除了收入最高與最低的樣本,最后得到有效樣本共計(jì)9 626個。

    (二)變量設(shè)定

    本文的被解釋變量為家庭人均消費(fèi)。消費(fèi)的范疇涵蓋家庭伙食費(fèi)、郵電通訊費(fèi)、水電煤氣費(fèi)、交通費(fèi)、房租與物業(yè)費(fèi)、衣著消費(fèi)、旅游支出、教育支出、醫(yī)療保健支出等。為考察保險(xiǎn)的消費(fèi)層級效應(yīng),本文參照潘敏、劉知琪(2018)的觀點(diǎn),將消費(fèi)劃分為生存型消費(fèi)和發(fā)展型消費(fèi),前者包括衣食住行等方面,后者則包括旅游、醫(yī)療保健、教育等方面,兩變量均以人均月消費(fèi)的自然對數(shù)表示[28]。

    本文的核心解釋變量是商業(yè)保險(xiǎn)持有。為考察商業(yè)保險(xiǎn)的消費(fèi)效應(yīng),先后使用兩種方法。一是視商業(yè)保險(xiǎn)持有為0或1的二元虛擬變量,考察商業(yè)保險(xiǎn)的消費(fèi)激勵效應(yīng)是否顯著。當(dāng)家庭有商業(yè)保費(fèi)支出時(shí),則商業(yè)保險(xiǎn)變量賦值為1,否則為0。二是視家庭人均商業(yè)保險(xiǎn)費(fèi)繳納額為核心解釋變量,考察商業(yè)保險(xiǎn)影響消費(fèi)的層級效應(yīng)。

    本文的控制變量包含家庭與戶主兩個層面。家庭層面的控制變量包括人均收入、人口規(guī)模、是否發(fā)生婚喪喜嫁等重大事件以及家庭資產(chǎn)、負(fù)債。設(shè)置這些變量,一是因?yàn)樵诰用袷杖朐鲩L與金融創(chuàng)新帶動下,家庭資產(chǎn)配置范疇迅速擴(kuò)展,收入結(jié)構(gòu)與穩(wěn)定狀況會隨之發(fā)生改變;二是因?yàn)榧彝ハM(fèi)信貸活躍降低了消費(fèi)的流動性約束;三是因?yàn)榛閱氏布薜戎卮笫录l(fā)生會導(dǎo)致家庭當(dāng)期消費(fèi)波動。為客觀評價(jià)商業(yè)保險(xiǎn)的消費(fèi)效應(yīng),本文將家庭人均資產(chǎn)和負(fù)債,以及重大事件發(fā)生與否(發(fā)生時(shí)記為1;否則為0)作為控制變量,這也是本文區(qū)別于以往研究的特征之一。在戶主層面,消費(fèi)會受戶主決策左右,而戶主決策又同其性別、年齡、教育、婚姻緊密相關(guān)。然而,CFPS并未設(shè)定戶主這一主體,但其遴選熟悉家庭財(cái)務(wù)狀況、并對家庭財(cái)務(wù)狀況具有重要影響的成員來回答經(jīng)濟(jì)問題,現(xiàn)有文獻(xiàn)(如劉曉欣和周弘,2012;陳洋林等,2017)[29-30]將該主體作為戶主。因而,本文沿襲這種做法,當(dāng)其為男性時(shí),賦值為1,否則為0。當(dāng)戶主已婚時(shí)賦值為1,否則為0。按照CFPS的建議,教育狀況按照受教育年限來測度,小學(xué)、初中、高中、大專、大學(xué)本科、碩士、博士依次賦值為6、9、12、15、16、19、22。CFPS將調(diào)查對象的身體健康分為非常健康、很健康、比較健康、一般和不健康五個層次,本文將前兩者定義為身體健康狀況良好,賦值為1。后三者定義為身體健康欠佳,賦值為0。

    (三)居民商業(yè)保險(xiǎn)資產(chǎn)配置與消費(fèi)的統(tǒng)計(jì)分析

    從樣本數(shù)據(jù)看,家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與率并不高。在9 626個有效樣本中,僅有2 362戶家庭持有商業(yè)保險(xiǎn),占比為24.54%。樣本家庭人均繳費(fèi)額度為1 300.99元,持有商業(yè)保險(xiǎn)家庭的繳費(fèi)額度為人均5 309元。同時(shí),70%左右的樣本家庭在同期持有一定數(shù)量的銀行存款、股票、債券、外匯等金融產(chǎn)品,人均持有額為15 811.52元,顯著高于樣本家庭人均年保費(fèi)繳納額。在人均金融產(chǎn)品數(shù)額為1 000元以上的家庭中,25%左右的家庭每人保險(xiǎn)年均繳費(fèi)額度超過200元。②樣本家庭人均月消費(fèi)支出情況見表1和表2。

    由表1知:第一,無論是總量消費(fèi)還是分項(xiàng)消費(fèi),無商業(yè)保險(xiǎn)家庭消費(fèi)支出均低于有商業(yè)保險(xiǎn)家庭,且無商業(yè)保險(xiǎn)的家庭其消費(fèi)支出波動較大。第二,從消費(fèi)的結(jié)構(gòu)看,無商業(yè)保險(xiǎn)家庭的發(fā)展型消費(fèi)占總消費(fèi)的比例為61.34%,有商業(yè)保險(xiǎn)的家庭發(fā)展型消費(fèi)占總消費(fèi)的比例為66.44%,有商業(yè)保險(xiǎn)的家庭發(fā)展型消費(fèi)占比較高。從統(tǒng)計(jì)看,有商業(yè)保險(xiǎn)的家庭消費(fèi)支出的規(guī)模和層級較高。然而,消費(fèi)支出增加是否因商業(yè)保險(xiǎn)持有所致則有待下文檢驗(yàn)。

    由表2知:第一,2016年農(nóng)村和城市家庭的人均消費(fèi)總額、人均發(fā)展型消費(fèi)、人均生存型消費(fèi)的均值分別為7.484 9、7.083 5、5.909 6和8.023 8、7.531 1、6.596 5。無論在總量消費(fèi)還是分項(xiàng)消費(fèi)方面,城市家庭均高于農(nóng)村家庭。第二,若以標(biāo)準(zhǔn)差衡量家庭之間的消費(fèi)變異,則與農(nóng)村家庭相比,城市家庭之間的生存型和消費(fèi)型差距較大,但總消費(fèi)差距不明顯。

    (四)其他變量的描述性統(tǒng)計(jì)

    表3是除消費(fèi)之外的其他變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

    由表3知,其他變量呈現(xiàn)以下特征:首先,42%的家庭坐落于東部,49%為城鎮(zhèn)家庭,家庭地理分布較為均勻。其次,從家庭人口與社會特征可以看出,接近一半家庭的戶主為男性,32%的戶主身體健康非常好,86%的戶主已婚。戶主平均受教育年限為7.19年,與CFPS統(tǒng)計(jì)報(bào)告幾乎接近,再次表明樣本代表性較好。再次,從家庭經(jīng)濟(jì)特征看,家庭人均資產(chǎn)與人均負(fù)債的對數(shù)分別為10.80和3.12,接近15%的家庭在2016年有婚喪嫁娶等重大事件發(fā)生,這些將對家庭消費(fèi)產(chǎn)生一定影響,這種影響將在下文的實(shí)證分析部分考察。

    四、實(shí)證分析

    (一)模型的選取

    其中,Ci為家庭i的消費(fèi),Insi為家庭i的商業(yè)保險(xiǎn)資產(chǎn)配置,Xi為控制變量。實(shí)證分析分為兩個階段:首先,以二元虛擬變量0或1分別表示家庭持有或不持有商業(yè)保險(xiǎn)來檢驗(yàn)商業(yè)保險(xiǎn)對家庭消費(fèi)的影響;其次,以家庭年人均商業(yè)保險(xiǎn)繳費(fèi)額來檢驗(yàn)商業(yè)保險(xiǎn)影響家庭消費(fèi)效果的穩(wěn)健性。

    (二)商業(yè)保險(xiǎn)資產(chǎn)配置影響消費(fèi)的實(shí)證結(jié)果

    保險(xiǎn)資產(chǎn)配置影響家庭消費(fèi)總額(方程2和方程3)、生存型消費(fèi)(方程4和方程5)和發(fā)展型消費(fèi)(方程6和方程7)的實(shí)證結(jié)果見表4。

    首先,表4的方程1檢驗(yàn)了控制變量對家庭消費(fèi)的影響。③方程2—方程7分別為商業(yè)保險(xiǎn)資產(chǎn)持有對家庭消費(fèi)總額和生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)的激勵效果。由回歸結(jié)果得知:第一,從方程2、4、6可以看出,商業(yè)保險(xiǎn)激勵消費(fèi)的系數(shù)分別為0.171 2、0.140 7和0.235 2,各系數(shù)的顯著性良好??梢?,有商業(yè)保險(xiǎn)家庭無論是消費(fèi)總額,還是生存型消費(fèi)和發(fā)展型消費(fèi)均比沒有商業(yè)保險(xiǎn)的家庭高,這表明商業(yè)保險(xiǎn)對家庭消費(fèi)具有顯著的激勵效應(yīng),同居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)的消費(fèi)效應(yīng)(白重恩,李宏彬和吳斌珍,2012;臧文斌等,2012)相同,從而較好驗(yàn)證了前文的假設(shè)1。然而,上文數(shù)據(jù)顯示我國家庭商業(yè)保險(xiǎn)覆蓋率僅為25%左右。因大量家庭被排斥在商業(yè)保險(xiǎn)之外,消費(fèi)潛力未能有效釋放,進(jìn)而導(dǎo)致了消費(fèi)不旺,這就為“消費(fèi)疲軟之謎”提供了較為合理的解釋。第二,按照馬斯洛的消費(fèi)層級理論,將衣食住行等歸于生存型消費(fèi),將醫(yī)療保健、教育等歸入發(fā)展型消費(fèi)?;貧w結(jié)果顯示:商業(yè)保險(xiǎn)對生存型消費(fèi)的影響系數(shù)比起影響發(fā)展型消費(fèi)的系數(shù)低0.094 5,因而商業(yè)保險(xiǎn)激勵家庭發(fā)展型消費(fèi)的效果更強(qiáng),該結(jié)論同黃宏偉和胡浩鈺(2018)對生存型消費(fèi)的研究結(jié)論類似,從而驗(yàn)證了假設(shè)2。不同的是,商業(yè)保險(xiǎn)層次比社會保障層次高,推動居民消費(fèi)升級的效應(yīng)更強(qiáng)。第三,對比方程3、方程5和方程7可知,擁有商業(yè)保險(xiǎn)的城市家庭消費(fèi)顯著較高。從交互項(xiàng)系數(shù)可知,擁有商業(yè)保險(xiǎn)的城市家庭在消費(fèi)總額、消費(fèi)層級方面出現(xiàn)了結(jié)構(gòu)性差異,其生存型消費(fèi)相對較低,發(fā)展型消費(fèi)相對較高。因而,商業(yè)保險(xiǎn)有利于促進(jìn)家庭消費(fèi)升級,這就驗(yàn)證了假設(shè)3,也為引言部分城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的差異找到了合理解釋。第四,其他變量的系數(shù)亦符合經(jīng)濟(jì)規(guī)律。一是戶主年齡大,家庭消費(fèi)越低,因?yàn)檩^大年齡的居民消費(fèi)易受傳統(tǒng)習(xí)慣約束。二是戶主健康對消費(fèi)的影響并不明顯,這似乎與常理相悖,因?yàn)榻】登芳训募彝U(kuò)大醫(yī)療開支。筆者對此的解釋是,本文的消費(fèi)并未包含醫(yī)療開支。三是家庭婚后消費(fèi)水平相對較高,尤其是對發(fā)展型消費(fèi)影響更強(qiáng)。其重要原因在于,婚后家庭在旅游、教育、醫(yī)療保健等方面的支出相對較高。四是戶主教育水平無論對家庭消費(fèi)總額,還是對消費(fèi)層級均有顯著影響,該結(jié)論與臧文斌(2012,2014)的研究相同,驗(yàn)證了人力資本的消費(fèi)激勵效應(yīng)。在家庭特征方面,一是家庭規(guī)模越大,人均消費(fèi)越低。從我國人口規(guī)律可以看出,3代以上的家庭人口相對較多,工作人口比例相對較低,因而家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)相對較重,消費(fèi)稍低。二是資產(chǎn)和收入是家庭消費(fèi)的物質(zhì)基礎(chǔ)和源泉,家庭資產(chǎn)越多、收入越高,消費(fèi)相對較高,此結(jié)論與康書隆等(2017)、臧旭恒和張欣(2018)的研究相契合。同時(shí),信貸也可以通過平滑收入波動而刺激家庭當(dāng)期消費(fèi)。三是婚喪娶嫁是家庭消費(fèi)的重要方面,具有這些支出的家庭,消費(fèi)越高。在這三者中,收入對消費(fèi)的影響最大,表明收入是決定消費(fèi)的關(guān)鍵因素。

    其次,需要說明的是,實(shí)證模型的變量多為家庭經(jīng)濟(jì)變量,如果彼此存在多重共線性,那么本文的結(jié)果將失去可信性。為此,在表4列示了方差膨脹因子。數(shù)據(jù)顯示,最大的單個方差膨脹因子(VIFmax)為2.80,平均方差膨脹因子(VIFmean)最大為1.43,遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于10的經(jīng)驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)。因而,本文的回歸結(jié)果并未受到變量之間多重共線性的干擾,具有較強(qiáng)的可信性。

    (三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)與內(nèi)生性解決

    上述結(jié)論較好證實(shí)了商業(yè)保險(xiǎn)對家庭消費(fèi)總量和消費(fèi)層級的影響,此處以家庭人均年商業(yè)保險(xiǎn)繳費(fèi)額作為解釋變量來檢驗(yàn)上述結(jié)論的穩(wěn)健性,保險(xiǎn)資產(chǎn)配置對消費(fèi)總額(方程9和方程10)、生存型消費(fèi)(方程11和方程12)和發(fā)展型消費(fèi)(方程13和方程14)的激勵效應(yīng)見表5。

    首先,將表5的方程9、11、13與表4的方程2、4、6相比可知:第一,核心解釋變量——商業(yè)保險(xiǎn)資產(chǎn)的系數(shù)依然顯著為正,即商業(yè)保險(xiǎn)資產(chǎn)在激勵消費(fèi)、促進(jìn)消費(fèi)升級的效果并未發(fā)生改變。第二,商業(yè)保險(xiǎn)持有對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響存在結(jié)構(gòu)性差異,持有商業(yè)保險(xiǎn)的城市居民消費(fèi)層級更高,這與前文的結(jié)論完全吻合。第三,絕大多數(shù)的其他變量依然顯著,符號也未發(fā)生變化,這進(jìn)一步印證了前文研究的穩(wěn)健性。

    其次,本文關(guān)注的變量——保險(xiǎn)資產(chǎn)配置與家庭消費(fèi)之間可能存在內(nèi)生性,該內(nèi)生性可能源自以下兩方面:一是保險(xiǎn)資產(chǎn)配置與消費(fèi)可能同時(shí)受到其他因素的影響,比如居民的消費(fèi)習(xí)慣、社會文化背景,但是這些變量均難于觀測與度量;二是遺漏變量的影響。因而,內(nèi)生性是本文不可忽視的一個關(guān)鍵問題。借鑒尹志超等(2015)的研究,本文將家庭所在地的城鎮(zhèn)化作為家庭商業(yè)保險(xiǎn)資產(chǎn)配置的工具變量進(jìn)行估計(jì)[29]。之所以如此,是因?yàn)槲覈鹑诖嬖诙F(xiàn)象,城鎮(zhèn)化程度越高的地區(qū)經(jīng)濟(jì)與金融越發(fā)達(dá),居民保險(xiǎn)需求越強(qiáng),保險(xiǎn)資產(chǎn)供給越充分,家庭配置保險(xiǎn)資產(chǎn)的可能性越大。但是,單個家庭消費(fèi)和城鎮(zhèn)化沒有直接關(guān)系。故而,本文認(rèn)為城鎮(zhèn)化作為家庭保險(xiǎn)資產(chǎn)配置的工具變量合適,保險(xiǎn)資產(chǎn)配置對消費(fèi)總額(方程15和方程16)、生存型消費(fèi)(方程17和方程18)和發(fā)展型消費(fèi)(方程19和方程20)的激勵效應(yīng)見表6。④

    由表6知,運(yùn)用工具變量回歸后,商業(yè)保險(xiǎn)的顯著性未發(fā)生顯著性變化,再次表明保險(xiǎn)資產(chǎn)的配置有效促進(jìn)了居民消費(fèi),表明前文假設(shè)具有合理性。

    五、研究結(jié)論與政策建議

    本文運(yùn)用中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2016年的數(shù)據(jù),研究了家庭商業(yè)保險(xiǎn)資產(chǎn)配置對家庭消費(fèi)的影響。研究發(fā)現(xiàn)商業(yè)保險(xiǎn)資產(chǎn)配置對居民消費(fèi)具有激勵效應(yīng)。一方面,家庭持有商業(yè)保險(xiǎn)資產(chǎn)不僅促進(jìn)了家庭消費(fèi)總額的增長,還促進(jìn)了消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級。另一方面,家庭商業(yè)保險(xiǎn)繳費(fèi)率的提高更具類似效果。除此之外,研究還發(fā)現(xiàn):第一,商業(yè)保險(xiǎn)資產(chǎn)激勵消費(fèi)的效應(yīng)存在區(qū)域差異,其在東部地區(qū)和城市的激勵效應(yīng)更強(qiáng)。第二,結(jié)論證實(shí)了傳統(tǒng)消費(fèi)理論,即家庭收入、資產(chǎn)和負(fù)債均能有效刺激居民當(dāng)期消費(fèi)。第三,戶主的教育水平越高,身體健康狀況越好,居民消費(fèi)水平與消費(fèi)層級越高。

    本文的研究結(jié)論不僅有利于揭開“消費(fèi)疲軟之謎”,還為完善促進(jìn)消費(fèi)的體制機(jī)制提供建議。首先,無論是從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),還是計(jì)量檢驗(yàn),都表明商業(yè)保險(xiǎn)不僅有利于促進(jìn)居民消費(fèi)增長,還能有效帶動消費(fèi)升級。在預(yù)期不明情況下,商業(yè)保險(xiǎn)缺失使部分家庭消費(fèi)增長雪上加霜。其次,可以通過促進(jìn)居民商業(yè)保險(xiǎn)資產(chǎn)配置來完善消費(fèi)的體制機(jī)制。第一,鼓勵家庭在投資過程中合理認(rèn)識收益與風(fēng)險(xiǎn),通過商業(yè)保險(xiǎn)配置來穩(wěn)定居民預(yù)期,實(shí)現(xiàn)財(cái)產(chǎn)性收入增長,降低其擴(kuò)大消費(fèi)隱憂。第二,不僅要采取措施鼓勵保險(xiǎn)公司開發(fā)新產(chǎn)品與擴(kuò)大營銷力度,還要加強(qiáng)保險(xiǎn)監(jiān)管,消除家庭購買商業(yè)保險(xiǎn)的顧慮。第三,保險(xiǎn)公司和監(jiān)管部門在政策制定過程中,需要對西部省區(qū)和農(nóng)村地區(qū)采取差異性的對策,帶動中西部地區(qū)與農(nóng)村消費(fèi)增長。

    [注?釋]

    ①數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局《中國人民共和國國民經(jīng)濟(jì)與社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》(2014—2018)。

    ②家庭投保只有保險(xiǎn)額度與保費(fèi),一般而言保費(fèi)越高,保險(xiǎn)額度越大。因而,本文以人均年保費(fèi)的繳納額度測度家庭保險(xiǎn)資產(chǎn)配置。同時(shí),CFPS在金融資產(chǎn)統(tǒng)計(jì)過程中僅涉及文中列示的金融產(chǎn)品。

    ③類似也可檢驗(yàn)控制變量對家庭消費(fèi)層級的影響,限于篇幅,此處不列示結(jié)果。若有需要,可向作者索取。

    ④在兩階段工具變量的估計(jì)結(jié)果中,發(fā)現(xiàn)其一階段的F值為126.11,工具變量的T值為-4.34。由于F值大于10%的偏誤水平下的臨界值16.38,故拒絕了弱工具變量的假設(shè)。

    [參考文獻(xiàn)]

    [1]陳彥斌,劉哲希.消費(fèi)疲軟之謎與擴(kuò)大消費(fèi)之策[J].財(cái)經(jīng)問題研究,2018(11):5-14.

    [2]李濤,陳斌開.家庭固定資產(chǎn)、財(cái)富效應(yīng)與居民消費(fèi):來自中國城鎮(zhèn)家庭的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)研究,2014(3):64-77.

    [3]凱恩斯著.就業(yè)利息和貨幣通論[M].北京:商務(wù)印書館,2009:93-117.

    [4]MODIGLIANI F.Business reasons for holding inventories and their macro-economic implications[J].NBER chapters,1957:495-511.

    [5]甘犁,劉國恩,馬雙.基本醫(yī)療保險(xiǎn)對促進(jìn)家庭消費(fèi)的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究,2010(12):30-38.

    [6]臧文斌,劉國恩,徐菲,等.中國城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭消費(fèi)的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究,2012(7):75-85.

    [7]白重恩,李宏彬,吳斌珍.醫(yī)療保險(xiǎn)與消費(fèi):來自新型農(nóng)村合作醫(yī)療的證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)研究,2012(2):41-53.

    [8]熊波,李佳桐.新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)與農(nóng)村居民消費(fèi)[J].財(cái)經(jīng)科學(xué),2017(7):70-82.

    [9]ALESSIE R,V ANGELINI,P V SANTEN.Pension wealth and household savings in Europe:evidence from SHARELIFE[J].European economic review,2013,(63):308-328.

    [10]張芳芳,陳習(xí)定,林學(xué)宏,等.“新農(nóng)?!睂r(nóng)村居民消費(fèi)的影響——基于浙江省的調(diào)查數(shù)據(jù)[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題,2017(8):17-24.

    [11]汪潤泉,趙彤.就業(yè)類型、職工養(yǎng)老保險(xiǎn)與農(nóng)民工城市消費(fèi)[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì),2018(2):77-88.

    [12]楊汝岱,袁碧姝.新農(nóng)保與農(nóng)村居民消費(fèi)[J].消費(fèi)經(jīng)濟(jì),2019(2):3-12.

    [13]李曉嘉,蔣承.生命周期視角下的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為——基于全國微觀數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].浙江社會科學(xué),2015(2):43-53.

    [14]王旭光.新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)政策提升農(nóng)民消費(fèi)水平了嗎——來自CFPS數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].南方經(jīng)濟(jì),2017(1):1-12.

    [15]張川川,陳斌開.“社會養(yǎng)老”能否替代“家庭養(yǎng)老”?——來自中國新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險(xiǎn)的證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)研究,2014(11):102-115.

    [16]田子,解堊.新農(nóng)保和城居保對城鄉(xiāng)老年人口的減貧效應(yīng):基于貧困脆弱性視角的分析[J].公共財(cái)政研究,2018(10):40-54.

    [17]黃宏偉,胡浩鈺.“新農(nóng)?!别B(yǎng)老金制度與農(nóng)村家庭生存型消費(fèi)效應(yīng)——來自中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題,2018(5):18-26.

    [18]STARR-MCCLUER M.Stock market wealth and consumer spending[J].Economic inquiry,2002,40(1):69-79.

    [19]JANSEN W J,NAHUIS N J.The stock market and consumer confidence:European evidence[J].Economics letters,2004,79(1):89-98.

    [20]胡永剛,郭長林.股票財(cái)富、信號傳遞與中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)[J].經(jīng)濟(jì)研究,2012(3):115-126.

    [21]張屹山,華淑蕊,趙文勝.中國居民家庭收入結(jié)構(gòu)、金融資產(chǎn)配置與消費(fèi)[J].華東經(jīng)濟(jì)管理,2015(3):6-10.

    [22]胡躍峰,劉建和,何美娟.基于居民家庭金融資產(chǎn)及房產(chǎn)的消費(fèi)支出影響研究[J].浙江金融,2018(4):25,62-68.

    [23]杜春越,韓立巖.家庭資產(chǎn)配置的國際比較研究[J].國際金融研究,2013(6):44-55.

    [24]賀洋,臧旭恒.家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)與消費(fèi)傾向:基于CFPS數(shù)據(jù)的研究[J].南方經(jīng)濟(jì),2016(10):75-94.

    [25]臧旭恒,張欣.中國家庭資產(chǎn)配置與異質(zhì)性消費(fèi)者行為分析[J].經(jīng)濟(jì)研究,2018(3):21-34.

    [26]LETTAU M,LUDVIGSON S C.Understanding trend and cycle in asset values:reevaluating the wealth effect on consumption[J].American economic review,2004,94(1):276-299.

    [27]李波.中國城鎮(zhèn)家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置對消費(fèi)支出的影響——基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)CHFS的實(shí)證分析[J].國際金融研究,2015(1):83-92.

    [28]潘敏,劉知琪.居民家庭“加杠桿”能促進(jìn)消費(fèi)嗎?——來自中國家庭微觀調(diào)查的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].金融研究,2018(4):71-87.

    [29]劉曉欣,周弘.家庭個體特征對居民借款行為的影響——來自中國家庭的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].金融研究,2012(1):158-170.

    [30]陳洋林,張長全,蔣少華.商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)低參與率與保險(xiǎn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革——來自中國綜合社會調(diào)查(CGSS)的證據(jù)[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理,2017(12):89-97.

    (責(zé)任編輯:蔡曉芹)

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