陳洋林　張長全　蔣少華

摘 要演商業(yè)養(yǎng)老保險低參與是制約經(jīng)濟社會發(fā)展的重要問題，文章運用2013年中國綜合社會調(diào)查（Chinese General Social Survey，CGSS）的微觀數(shù)據(jù)，實證考察了我國居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與率低的原因。研究發(fā)現(xiàn)，供給不足掣肘了居民購買商業(yè)養(yǎng)老保險，尤其對農(nóng)村與中西部居民影響深刻。此外，財富積累較少、收入水平較低、金融知識缺乏等也影響著居民商業(yè)養(yǎng)老保險購買。為了配合國家重大經(jīng)濟戰(zhàn)略順利實施，維護社會穩(wěn)定，亟待構(gòu)建完善的社會保障體系，開展保險業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革。保險公司一要通過開發(fā)多層次的養(yǎng)老保險產(chǎn)品，滿足居民多元化的養(yǎng)老需求；二要加大在中西部與農(nóng)村市場的業(yè)務(wù)拓展，補足中西部地區(qū)金融短板。政府需要從完善收入分配體制、普及金融知識等角度入手，提高居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與積極性。

？眼關(guān)鍵詞？演商業(yè)養(yǎng)老保險；參與率；中國綜合社會調(diào)查（CGSS）

[中圖分類號] F842.0 [文獻標識碼] A [文章編號]1673-0461（2017）12-0083-09

一、引 言

商業(yè)養(yǎng)老保險對于推動經(jīng)濟發(fā)展，維護社會穩(wěn)定越來越重要。宏觀方面，商業(yè)養(yǎng)老保險不僅能緩解社會養(yǎng)老基金短缺、減輕財政負擔、維護社會穩(wěn)定，還能拓寬融資渠道、支持國家重點戰(zhàn)略。微觀方面，商業(yè)養(yǎng)老保險不僅能彌補基本養(yǎng)老保險保障力度不足，還能更好地適應(yīng)和滿足人民群眾多層次、多元化投資需求，進而促進居民儲蓄、平滑消費。當前，更好地推動商業(yè)養(yǎng)老保險發(fā)展，有利于促進“去產(chǎn)能、降杠桿”等措施順利推進。同時，養(yǎng)老保險改革也是供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重要內(nèi)容。2017年中央經(jīng)濟工作會議明確指出，加快出臺養(yǎng)老保險改革方案。此外，國務(wù)院“十三五”國家養(yǎng)老體系建設(shè)規(guī)劃指出，要完善社會統(tǒng)籌與個人賬戶相結(jié)合的基本養(yǎng)老保險制度，構(gòu)建包括商業(yè)保險在內(nèi)的多層次養(yǎng)老保險體系。

目前，人口老齡化成為我國人口結(jié)構(gòu)的重要特征之一。據(jù)國家統(tǒng)計局資料顯示，2015年中國65歲以上人口占總?cè)丝诒壤_10.50%。根據(jù)聯(lián)合國預(yù)測，未來中國65歲及以上人口最多將達4.2億，占總?cè)丝诒壤罡邔⑦_33.79%。隨著人口老齡化的出現(xiàn)，社會撫養(yǎng)比率上升，子女不堪重負，政府養(yǎng)老金數(shù)量捉襟見肘，養(yǎng)老負擔加重成為重要的社會問題。購買商業(yè)保險成為解決養(yǎng)老問題的重要手段。自1990年推行商業(yè)養(yǎng)老保險制度以來，我國商業(yè)養(yǎng)老保險事業(yè)取得了較大進步。但據(jù)2013年中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，調(diào)查對象中僅有689人已經(jīng)參與商業(yè)養(yǎng)老保險，10 197人未參加商業(yè)養(yǎng)老保險，商業(yè)養(yǎng)老保險參與率僅為6.33%。這種較低的商業(yè)養(yǎng)老保險參與率顯然難以緩解人口老齡化帶來的家庭與社會壓力，對于正推行的供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革也極為不利。

那么，為何我國居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與率如此之低？現(xiàn)有研究多認為居民收入水平低下、金融知識缺乏等是其主要原因。然而，在多數(shù)居民收入提高之后，我國居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與率為何仍然如此之低？因此，深入探討制約居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與的原因，不僅能從微觀上提出促進居民參與商業(yè)養(yǎng)老保險的措施，還能從宏觀上為解決社會養(yǎng)老問題提供參考意見。

基于此，本文從2013年CGSS（中國綜合社會調(diào)查）微觀數(shù)據(jù)出發(fā)，深入考察了居民養(yǎng)老保險參與行為。研究發(fā)現(xiàn)，居民養(yǎng)老保險參與率較低不僅有需求側(cè)原因，也有供給側(cè)原因。一方面，保險供給不足掣肘居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與，尤其對農(nóng)村與中西部居民影響深遠。另一方面，財富積累較少、收入水平較低、金融知識匱乏等從需求方面影響居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與。本文理論價值在于：第一，運用家庭微觀數(shù)據(jù)實證考察影響居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與的因素，克服了以時間序列或者省際面板數(shù)據(jù)進行分析過程中多注重宏觀因素，而忽略微觀因素的缺陷；第二，在考察居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與過程中，納入了供給因素，從而彌補了僅從需求角度分析的不足；第三，具體分析居民商業(yè)養(yǎng)老保險需求的影響因素，是對保險需求分析的精細化。本文應(yīng)用價值在于：第一，為構(gòu)建完善的社會保障體系，保險公司需要推動保險產(chǎn)品供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，開發(fā)多層次保險產(chǎn)品以滿足居民多元化的養(yǎng)老需求；第二，為了減少“去產(chǎn)能、去杠桿”推行過程中的阻力，促進中西部地區(qū)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革順利實施，保險公司需要在業(yè)務(wù)開拓過程中突出區(qū)域重點，加大基層機構(gòu)在中西部與農(nóng)村市場業(yè)務(wù)拓展與營銷，補足中西部金融短板；第三，政府則需要從完善收入分配體制、普及金融知識等角度入手，鼓勵居民參與商業(yè)養(yǎng)老保險。

二、文獻綜述

商業(yè)養(yǎng)老保險作為一類重要的金融產(chǎn)品，兼具社會保障和投資產(chǎn)品性質(zhì)。經(jīng)濟學(xué)界主要集中于研究影響商業(yè)養(yǎng)老保險的因素以及如何推行商業(yè)養(yǎng)老保險。關(guān)于商業(yè)養(yǎng)老保險影響因素的分析，形成了以下觀點：

第一，收入（財富）水平影響居民保險市場參與。首先，多數(shù)研究支持收入水平與養(yǎng)老保險正向相關(guān)。如Beck and Webb （2003）運用1961～1980年68個國家的面板數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)實際收入正向影響壽險業(yè)務(wù)購買[1]。Grace（2007）運用消費者金融調(diào)查數(shù)據(jù)，構(gòu)建了消費者金融脆弱性指數(shù)，發(fā)現(xiàn)財務(wù)脆弱性對居民保險購買具有顯著的影響[2]。Enz（2010）發(fā)現(xiàn)居民是否購買保險由該國平均收入水平?jīng)Q定[3]。孫祁祥、王向楠（2013）利用微觀數(shù)據(jù)研究，發(fā)現(xiàn)家庭是否持有壽險受到家庭財務(wù)相對脆弱性影響，資產(chǎn)越多的家庭越會購買壽險，但所持壽險占家庭總資產(chǎn)比重越低[4]。Simona et al.（2014）利用歐洲和亞洲17個新興經(jīng)濟體10年的面板數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)收入對亞洲國家非壽險業(yè)務(wù)影響不顯著[5]。其次，另一部分學(xué)者分析更為深入，重點關(guān)注收入差距對養(yǎng)老保險需求的影響B(tài)eenstock et al.（1986）運用10個OECD國家1970～1981年的面板數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)基尼系數(shù)和生命保險負相關(guān)[6]。作者對此給出的解釋是富人不需要養(yǎng)老保險，而在預(yù)算約束下窮人保險需求受到限制。魏華林等（2015）利用29個OECD國家（地區(qū)）1990～2012年的數(shù)據(jù)，通過面板平滑轉(zhuǎn)換回歸方法，實證檢驗了收入差距與保險需求的非線性關(guān)系，表明收入差距輕微增加對保險需求影響不確定。但是當收入差距擴大到一定程度時，財險需求的收入效應(yīng)便會削弱[7]。endprint

第二，金融知識等影響居民養(yǎng)老保險參與。首先，部分學(xué)者認為教育對居民養(yǎng)老保險參與具有正向影響。Browne and Kim （1993） 運用45個國家的跨部門數(shù)據(jù)進行實證研究，發(fā)現(xiàn)教育對壽險業(yè)務(wù)具有顯著正向影響[8]，Chung（2010）也得出了類似結(jié)論[9]。秦芳等（2016）通過2013年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)研究，發(fā)現(xiàn)金融知識影響了居民商業(yè)保險購買行為，但這種影響在城市和農(nóng)村沒有顯著差別[10]。其次，另一部分學(xué)者卻得出了教育對居民養(yǎng)老保險參與存在負向影響或者影響不顯著的結(jié)論。Duker（1969）、Outreville（1996）[11]卻發(fā)現(xiàn)教育對養(yǎng)老保險具有負向影響。Feyen et al.（2011）發(fā)現(xiàn)學(xué)校教育并不一定是養(yǎng)老保險發(fā)展的重要驅(qū)動力[12]。Hau（2000）持有類似觀點，作者利用美國消費者金融調(diào)查數(shù)據(jù)研究，證明了教育對養(yǎng)老保險的影響不確定[13]。孫祁祥、王向楠（2013）利用微觀數(shù)據(jù)研究，發(fā)現(xiàn)教育對壽險占家庭總資產(chǎn)比重的影響并不顯著[4]。再次，另一部分學(xué)者針對金融知識對居民養(yǎng)老保險影響差異的原因做出了解釋。Moshirian et al.（2007）針對上述不確定性影響做出的解釋是，勞動力結(jié)構(gòu)在變化[14]。Treerattanapun（2011）對此的解釋是，學(xué)校教育對理解保險產(chǎn)品復(fù)雜性并沒有起到實質(zhì)性作用[15]。Ofoghi and Farsangi（2013）認為與沒有保險知識的居民相比，有保險知識的居民風(fēng)險規(guī)避水平更高[16]。

第三，家庭人口結(jié)構(gòu)等因素影響居民養(yǎng)老保險參與。人口年齡結(jié)構(gòu)方面：一是養(yǎng)老保險需求存在年齡的非線性特征，Grace（2005）發(fā)現(xiàn)年齡增長，保險資產(chǎn)在消費者資產(chǎn)組合中的比例越來越小[2]。Chung（2010）發(fā)現(xiàn)，年齡對養(yǎng)老保險需求呈現(xiàn)非線性特征，即年齡具有正向影響，而年齡的平方具有負向影響，這種影響在1%水平上顯著[9]。孫祁祥、王向楠（2013）利用微觀數(shù)據(jù)研究，發(fā)現(xiàn)戶主及其配偶的平均年齡對壽險占家庭總資產(chǎn)比重的影響并不顯著[4]。二是養(yǎng)老保險需求存在年齡極差效應(yīng)。Grace（2005）發(fā)現(xiàn)與年輕人相比，老年人保險需求較低[2]。張沖（2013）運用我國31個?。ㄊ?、自治區(qū)）2004～2011年的面板數(shù)據(jù)，運用動態(tài)面板廣義矩估計，考察了人口結(jié)構(gòu)對人身保險發(fā)展的影響。研究發(fā)現(xiàn)，少兒撫養(yǎng)系數(shù)對人身保險市場發(fā)展存在顯著正向影響，老年撫養(yǎng)系數(shù)對其影響不顯著[17]。樊綱治、王宏揚（2015）運用2013年中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，運用Probit和Tobit模型探討家庭人口結(jié)構(gòu)對家庭人身保險需求的影響。結(jié)果顯示，老年人口占比與家庭人身保險需求負相關(guān)，少兒人口占比與家庭人身保險需求正相關(guān)[18]。

人口城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)方面：Simona et al.（2014）利用亞歐17個新興經(jīng)濟體10年的面板數(shù)據(jù)進行研究，也發(fā)現(xiàn)城市化對亞洲國家養(yǎng)老保險需求具有顯著正向效應(yīng)[5]。持有類似觀點的還包括Kalra et al.（2011）、Hwang and Gao（2003）、張沖（2013）[17]。然而，Nesterova（2008）利用中東歐的跨國數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)城市化對于生命保險沒有顯著影響[19]。

當然，還有其他學(xué)者從消費者身體健康、職業(yè)特征等角度來研究居民養(yǎng)老保險參與。如Rosen et al.（2001）研究發(fā)現(xiàn)身體健康狀況較好的居民傾向于投資于風(fēng)險資產(chǎn)，而身體健康狀況較差的居民則傾向于投資相對安全的資產(chǎn)[20]。Chung et al.（2010）運用韓國消費者調(diào)查數(shù)據(jù)研究了保險需求的消費者家庭結(jié)構(gòu)特征，發(fā)現(xiàn)小城市居民保險購買欲望較強，自由職業(yè)者保險購買欲望強于工薪階層[9]。Carson and Dumm （2012） 認為盡管教育對養(yǎng)老保險的影響不確定，但職業(yè)對養(yǎng)老保險持有具有顯著影響[21]。

綜上所述，一是現(xiàn)有文獻無論是從居民收入角度，還是從財富、金融知識、社交網(wǎng)絡(luò)等角度，都是從需求角度入手探討居民養(yǎng)老保險參與。僅有少數(shù)文獻（魏華林、楊霞，2007；魏華林、黃余莉，2012；劉坤坤、萬金、黃毅，2012）[22]從供給角度研究居民保險市場參與，但是沒有對其進行實證檢驗。二是現(xiàn)有研究多使用區(qū)域面板數(shù)據(jù)來考察保險需求，極少使用微觀數(shù)據(jù)來探討保險供給對居民保險參與的影響。三是現(xiàn)有研究絕大多數(shù)都是將保險作為一個行業(yè)來分析，對居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與進行細致分析的文獻鮮見，尤其是對保險供給如何影響商業(yè)養(yǎng)老保險參與的機制沒有深刻洞悉。事實上，考慮到保險供給的宏觀因素、居民需求的微觀因素，深刻洞察保險供給影響商業(yè)養(yǎng)老保險需求機制的邏輯，會使保險供給影響居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與的分析更為完善、細致與邏輯嚴密。正是基于這一點，本文以CGSS的微觀數(shù)據(jù)實證考察保險供給對居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與行為的影響。

保險供給影響居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與，有以下理論與經(jīng)驗事實佐證。理論上，傳統(tǒng)經(jīng)濟學(xué)理論認為需求會刺激供給，供給在一定程度上會引致、甚至決定需求。事實上，魏華林與楊霞（2007）、魏華林與黃余莉（2012）通過國內(nèi)保險業(yè)大量數(shù)據(jù)分析，明確指出保險供給是影響保險需求的最主要因素[22]。廣東保監(jiān)局汕頭分局（2012）通過粵東四市調(diào)查也提出了上述觀點。實證研究上，尹志超（2015）認為金融可獲得性會影響需求。那么，商業(yè)養(yǎng)老保險作為一種重要的金融產(chǎn)品，其需求與保險供給密不可分也就不難理解[23]。具體來說，保險供給擴大會帶來“鯰魚效應(yīng)”，最終通過以下途徑來影響保險需求。一是競爭加劇將改變中國保險公司“一張保單賣全國”的舊況，導(dǎo)致保險公司加快產(chǎn)品創(chuàng)新以滿足不同收入層次、不同風(fēng)險偏好、不同收益要求的居民需求，進而提高居民保險市場參與率。二是保險公司通過分支機構(gòu)設(shè)置、營銷網(wǎng)絡(luò)拓展、營銷技術(shù)改變，來推廣與普及居民保險知識。通過保險知識宣傳，促進居民認識商業(yè)養(yǎng)老保險的投資與保障功能，進而激發(fā)居民商業(yè)養(yǎng)老保險購買積極性。三是通過服務(wù)質(zhì)量改善來提高居民對保險的信任度。如魏華林（2007，2012）等指出保險供給擴大能夠提高保險服務(wù)質(zhì)量，進而改變?nèi)藗儗ΡｋU的回避態(tài)度，刺激保險需求[22]。endprint

三、變量選擇、數(shù)據(jù)來源與統(tǒng)計特征

（一）變量選擇

1.被解釋變量

為了分析保險供給對于居民商業(yè)養(yǎng)老保險需求的影響，本文以調(diào)查對象是否購買商業(yè)養(yǎng)老保險作為被解釋變量。如果調(diào)查對象回答“是”，本文認為該調(diào)查對象參與了商業(yè)養(yǎng)老保險，取值為1；否則，本文認為該居民沒有參加商業(yè)養(yǎng)老保險，取值為0。

2.核心解釋變量

本文選擇調(diào)查對象所在地保險機構(gòu)數(shù)量以及保險從業(yè)人員人數(shù)來衡量保險供給。之所以選擇這兩個變量，是因為：首先，居民所在地保險機構(gòu)越多，保險銷售競爭越激烈，保險服務(wù)質(zhì)量越高，居民養(yǎng)老保險參與意愿越強；其次，居民所在地保險機構(gòu)越多，保險公司保險產(chǎn)品創(chuàng)新力度越大，產(chǎn)品多元化程度越強，可供居民選擇的保險產(chǎn)品越多；再次，保險機構(gòu)越多，從業(yè)人員越多，保險營銷相對越充分，居民接觸保險人員與了解保險產(chǎn)品的機會越多，參與保險的可能性越大。

另外，該處需要說明的是，為了考察保險供給影響居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與的穩(wěn)健性，本文分別選擇受訪對象所在區(qū)域保險密度和保險深度衡量保險供給。

3.控制變量

參考現(xiàn)有文獻，本文將居民教育狀況、居住區(qū)域、性別、財產(chǎn)、年齡以及年齡的平方、社會保障等作為控制變量。

教育數(shù)據(jù)的處理：CGSS將居民受教育狀況分為沒有受過任何教育、私塾與小學(xué)、初中、高中（普通高中與職業(yè)高中）、技校、中專、專科（正規(guī)高等教育與成人高等教育）、本科（正規(guī)高等教育與成人高等教育）、研究生及以上等類別。本文以沒有受過任何教育作為參照組，將私塾、小學(xué)、初中作為初等教育組；將普通高中、職業(yè)高中、中專與技校作為中等教育組；將專科（正規(guī)高等教育與成人高等教育）、本科（正規(guī)高等教育與成人高等教育）與研究生及以上作為高等教育組，設(shè)置虛擬變量來區(qū)別居民教育狀況。

居住數(shù)據(jù)的處理：CGSS將受訪者所在地劃分為村委會與居委會，本文將村委會設(shè)置為0，認為受訪者居住在農(nóng)村；否則為1，表示受訪者居住在城市。另外，本文將受訪對象所屬省份劃分為中、東、西部省區(qū)。以中部為基準，設(shè)置0～1虛擬變量來表示①。

收入和財富數(shù)據(jù)的處理：本文將居民的房產(chǎn)與汽車（擁有汽車為1，否則為0）列為居民財產(chǎn)。在家庭人均收入處理方面，本文與以往文獻做法有所差異。以往文獻多以社會學(xué)上的家庭為單位計算人均收入，即家庭總收入除以家庭人口表示家庭的人均收入。本文按照CGSS問卷，首先計算出“和調(diào)查對象有經(jīng)濟聯(lián)系”的家庭成員個數(shù)，然后以家庭總收入除以有經(jīng)濟聯(lián)系的家庭成員個數(shù)作為家庭人均收入。這種做法對平均收入的計算相對客觀。數(shù)據(jù)處理過程中，家庭人均收入以萬元為單位。

社會保障數(shù)據(jù)的處理：按照CGSS問卷，社會保障情況包括基本醫(yī)療（城市基本醫(yī)療保險/新型農(nóng)村合作醫(yī)療/公費醫(yī)療）和基本養(yǎng)老（城市/農(nóng)村基本養(yǎng)老保險）。當居民參加了基本養(yǎng)老（醫(yī)療）保險時，賦值為1；否則，賦值為0。

居民身體健康數(shù)據(jù)的處理：CGSS將居民健康狀況分成很健康、比較健康、一般、比較不健康、很不健康等5類。本文將前兩者定義為“身體健康”，賦值為1，后三者定義為“身體不健康”，賦值為0。

此外，調(diào)查對象年齡的平方采取了對數(shù)化處理，保險密度單位為千元/人，保險深度單位為%。性別分類中，女性為0，男性為1。

（二）數(shù)據(jù)來源與統(tǒng)計特征

第一，本文居民家庭數(shù)據(jù)來自于中國人民大學(xué)調(diào)查與數(shù)據(jù)中心負責的2013年中國綜合社會調(diào)查（Chinese General Social Survey，CGSS）項目。該調(diào)查自2003年開始，每年一次，對中國大陸各省、市、自治區(qū)1萬多戶家庭進行連續(xù)性橫截面調(diào)查，是我國最早的全國性、綜合性、連續(xù)性學(xué)術(shù)調(diào)查。樣本涵蓋了社會、社區(qū)、家庭、個人多個層次，數(shù)據(jù)涉及經(jīng)濟、社會、政治、文化等多個側(cè)面，能夠較為全面反映家庭狀況。

第二，文中保險密度、深度以及各省保險機構(gòu)數(shù)量、保險從業(yè)人員人數(shù)來源于《中國保險年鑒》（2014）與中國人民銀行《區(qū)域金融運行報告》（2013）。各省年末人口數(shù)量、社會撫養(yǎng)比率來自于《中國統(tǒng)計年鑒》（2014）。

第三，考慮到商業(yè)保險購買具有一定的財富門檻，本文在數(shù)據(jù)處理過程中剔除了年收入2 000元/人以下的樣本。此外，本文還剔除了其他控制變量缺失值的樣本。

各變量的描述性統(tǒng)計見表1。

首先，從表1可以看出 8 328個受訪對象中，居民參與商業(yè)養(yǎng)老保險均值為0.072，即585戶居民參與了商業(yè)養(yǎng)老保險，參保率僅為7.02%。居民身體健康處于一般水平。

其次，部分變量的某些統(tǒng)計特征沒有列示，此處重點說明。一是人均收入方面，剔除人均年收入在2 000元以下的家庭之后，受訪家庭人均收入為2.496萬元/人。人均年收入最低為0.2087萬元，最高者為100萬元，變差較大。二是年齡結(jié)構(gòu)方面，剔除了受到保險條款限制（保險公司一般規(guī)定商業(yè)養(yǎng)老保險參與者年齡不得超過59周歲，我國在1990年開始實施商業(yè)養(yǎng)老保險）之后，受訪對象的平均年齡為47.48周歲。年齡最低者17周歲，最高者81歲②。

再次，以下幾個典型事實尤為值得重點關(guān)注。一是保險密度方面，平均為1 620元/人。最低為519.9元/人，最高為5 825元/人，分別為貴州與上海。二是保險深度方面，平均為2.75%。最低者為1.6%，最高者為5.1%，分別為內(nèi)蒙古與北京。三是各省份保險機構(gòu)平均數(shù)量為61.97家。最少者僅為12家，最多者為131家，分別為青海與上海。如果以保險機構(gòu)家數(shù)、保險密度與保險深度測度保險供給，則東部地區(qū)的保險供給明顯強于中西部地區(qū)，這是否對居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與產(chǎn)生影響將是后文分析的重點。

（三）居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與情況統(tǒng)計分析

為了方便后文進一步分析商業(yè)養(yǎng)老保險的地區(qū)、性別、城鄉(xiāng)差異，表2特別列示出受訪對象身體健康、居住區(qū)域、教育狀況與參加商業(yè)養(yǎng)老保險的情況。endprint

首先，表2顯示：第一，按照城鄉(xiāng)分，受訪對象中城市居民與農(nóng)村居民分別為5 280人與3 048人。這些居民中分別有490人與95人參與了商業(yè)養(yǎng)老保險，參保率分別為9.28%與3.12%。第二，按照區(qū)域分，受訪對象中東、中、西部省區(qū)居民分別為3 501人、2 927人與1 900人。這些居民中分別有402人、101人與82人參與了商業(yè)養(yǎng)老保險，參保率分別為11.48%、3.45%與4.32%。第三，按照身體健康分，受訪對象中身體健康者與身體不健康者分別為5 624人與2 704人。這些居民中分別有453人與132人參加了商業(yè)養(yǎng)老保險，參保率分別為8.05%與4.88%。第四，按照性別分，受訪對象中男性居民與女性居民分別為4 213人與4 115人。這些居民中分別有322人與265人參與了商業(yè)養(yǎng)老保險，參保率分別為7.64%與6.44%。第五，按照受教育程度分，受訪對象中未受教育居民、初等教育居民、中等教育居民與高等教育居民分別為830人、

4 370人、1 688人與1 440人。這些居民中分別有22人、174人、163人與226人參與了商業(yè)養(yǎng)老保險，參保率分別為0.03%、2.65%、3.98%與9.66%。

其次，上述數(shù)據(jù)顯示兩個典型事實，即居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與在人口結(jié)構(gòu)上存在巨大差別：第一，城市居民參保率高于農(nóng)村居民參保率6.16個百分點，東部省區(qū)居民參保率分別高于中西部地區(qū)8.13與7.16個百分點。第二，身體健康者參保率高于身體不健康者參保率3.17個百分點，男性受訪者參保率略高于女性參保率1.2個百分點，受教育程度越高，商業(yè)養(yǎng)老保險參與率越高。

最后，表2反映的典型事實與表1反映保險供給的事實（以保險機構(gòu)數(shù)量、保險行業(yè)業(yè)人員數(shù)量表示的東部省區(qū)保險供給明顯強于中西部地區(qū)）具有高度一致性是否說明了保險供給影響了商業(yè)養(yǎng)老保險參與？這是下文深入考察的首要問題。另外，受訪者的性別結(jié)構(gòu)、年齡結(jié)構(gòu)、教育結(jié)構(gòu)是否和養(yǎng)老保險參與具有必然聯(lián)系？這也將是后文關(guān)注的另一問題。

四、模型設(shè)定與回歸結(jié)果

（一）模型設(shè)定

本文使用Probit模型分析保險供給對居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與的影響，模型設(shè)定為：

Pr（Y=1）=？椎（α+βIns supply+γX+μ）（1）

式（1）中，μ～N（0，δ2）。Y是虛擬變量，當其為1時，表示受訪對象參與了商業(yè)養(yǎng)老保險，其保險參與積極性較高；0則表示受訪對象沒有參與商業(yè)養(yǎng)老保險，參與商業(yè)養(yǎng)老保險積極性較低。Ins supply是本文的關(guān)鍵解釋變量——商業(yè)養(yǎng)老保險供給，后文將以受訪對象所在地保險機構(gòu)數(shù)量和保險從業(yè)人員人數(shù)表示，X是影響居民養(yǎng)老保險參與的其他變量。

（二）回歸結(jié)果

表3給出了保險供給對居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與影響的回歸結(jié)果。第1列為控制變量對居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與的回歸結(jié)果。第2～4列依次是以受訪對象所在區(qū)域保險機構(gòu)數(shù)量、萬人保險機構(gòu)數(shù)量以及保險從業(yè)人員數(shù)量作為保險供給代理變量的回歸結(jié)果。

首先，保險供給增加可以提高居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與。從表3第2～4列可以看出，作為保險供給的3個變量——受訪者所在區(qū)域保險機構(gòu)數(shù)量、萬人保險機構(gòu)數(shù)量以及保險從業(yè)人員數(shù)量的回歸系數(shù)分別為0.0064、3.3068與0.0023，各系數(shù)分別在1%、5%與1%水平下顯著。3變量平均邊際效應(yīng)分別為0.0075、0.3905與0.0003。雖然用不同變量表示保險供給，其回歸系數(shù)存在差異，但是其系數(shù)均顯著，其邊際效應(yīng)均為正③。上述結(jié)論實證檢驗了魏華林、黃余莉（2012）提出的觀點，也與廣東保監(jiān)局汕頭分局的調(diào)研結(jié)論判斷一致。之所以如此，是因為：第一，隨著保險機構(gòu)數(shù)量增加，保險從業(yè)人員數(shù)量上升，有可能開發(fā)出多層次的養(yǎng)老保險產(chǎn)品，滿足居民多元化需求。第二，保險機構(gòu)增加之后，各機構(gòu)會加快保險營銷，擴大保險知識宣傳，使居民更加深入地了解商業(yè)養(yǎng)老保險，樹立正確的風(fēng)險意識，提高其參與積極性。

其次，關(guān)注其他變量對居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與的影響。？譹？訛身體健康狀況越好，居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與越積極。4個方程回歸系數(shù)雖不相同，但符號一致，方程4顯著性水平略低，但仍然表明居民身體健康越好，參與商業(yè)養(yǎng)老保險積極性越高，與表2統(tǒng)計分析結(jié)論一致。這與Harvey et al.（2003）研究結(jié)論具有不一致性，也與常識有別。一般認為，養(yǎng)老保險主要作用在于為居民提供退休后的保障，身體健康狀況較差的居民參與積極性應(yīng)當較高。其實不然，居民在投保過程中，保險公司需要投保居民出示身體健康證明以減少信息不對稱，降低逆向選擇和道德風(fēng)險。于是，身體健康狀況較差的居民自然被排斥在外，身體健康居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與自然相對較高。？譺？訛收入水平越高，財富積累越多，居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與越積極。表3的收入系數(shù)在0.03左右波動，且均在1%水平下顯著，表明隨著居民收入增長，社會保障與投資需求上升，參與養(yǎng)老保險積極性提高，這與Beck and Webb （2003）研究結(jié)論契合。運用住房與擁有汽車作為物質(zhì)財富的測度，商業(yè)養(yǎng)老保險參與對住房的回歸系數(shù)在0.1331～0.1418之間波動，均在1%水平下顯著；商業(yè)養(yǎng)老保險與汽車擁有狀況的回歸系數(shù)在0.3234～0.3418之間波動，均在1%水平下顯著，這與常識一致。因為：第一，按照馬斯諾的消費層次理論，當居民收入提高后，其需求層級開始上升。因而，居民需求從最基本的生存開始向安全保障等方面轉(zhuǎn)移。第二，養(yǎng)老保險產(chǎn)品具有投資品性質(zhì)。在收入與財富量增長情況下，居民會選擇養(yǎng)老保險作為投資，其對養(yǎng)老保險需求增加。？譻？訛城市居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與積極性高于農(nóng)村居民。在表3的4個方程中，表示居住區(qū)域的變量——城鄉(xiāng)系數(shù)在0.1254與0.1514之間波動，均在5%水平下顯著。這與表2統(tǒng)計分析一致，也與Sen and Madheswaran（2007）、Kalra et al.（2013）、Simona et al.（2016）等的研究結(jié)論具有相似性。筆者對此的解釋為：一是城市居民收入水平較高；二是保險公司出于成本考慮，在城市的營銷比農(nóng)村更充分。城市居民離保險機構(gòu)距離越近、接觸保險從業(yè)人員的機會越多，在保險機構(gòu)與保險營銷人員的潛移默化下，投保積極性增強。？譼？訛東部與西部省區(qū)居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與率都比中部高，與表2的統(tǒng)計分析具有一致性。與中部省區(qū)相比，東部與西部省區(qū)居民商業(yè)保險參與率的回歸系數(shù)高出中部省區(qū)幅度在0.1271～0.3379與0.0983～0.1568之間波動。但是在顯著水平方面，東部省區(qū)多數(shù)在1%水平下顯著，西部省區(qū)的顯著性水平并不都很理想。原因在于東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)達，人口集中，保險機構(gòu)密集，保險從業(yè)人員較多，保險營銷、產(chǎn)品供給等方面明顯高于中西部地區(qū)。？譽？訛?zāi)信用裨谏虡I(yè)養(yǎng)老保險參與上并沒有表現(xiàn)出顯著差異性，這與表2不一致。之所以如此，是因為商業(yè)養(yǎng)老保險的保障與儲蓄性質(zhì)較為明顯，投資性質(zhì)較弱，因而居民在參與上不應(yīng)有較大差別。？譾？訛商業(yè)養(yǎng)老保險需求的年齡效應(yīng)具有非線性特征。第一，4個方程年齡的系數(shù)在0.0496～0.0507之間波動，顯著性一致。第二，年齡平方項系數(shù)為負，這與Chung（2010）研究結(jié)論具有一定相似性。該結(jié)論說明了養(yǎng)老保險需求年齡的非線性效應(yīng)，即當年齡上升至一定階段，一方面由于投保年齡限制，另一方面由于居民在生活有了基本保障后，開始投資于風(fēng)險資產(chǎn)，對商業(yè)養(yǎng)老保險參與積極性開始降低。？譿？訛教育水平越高，居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與積極性越高。與沒有受過任何教育的居民相比，受到其他層次教育的居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與的回歸系數(shù)在0.0221～0.4389之間波動，尤其是中等教育和高等教育系數(shù)較大，顯著性水平很高。這與表2的統(tǒng)計分析完全一致，也與Browne and Kim （1993）、周弘（2015）、秦芳等（2016）觀點一致。原因在于：一是居民受教育年限較長，自身風(fēng)險意識增強，參保積極性提高。二是保險產(chǎn)品設(shè)計較為復(fù)雜，對保險合同的理解需要一定的經(jīng)濟、金融與法律知識。居民受教育程度越高，了解保險產(chǎn)品的能力越強，參?？赡苄栽礁摺Ｈ墙逃娜肆Y本效應(yīng)。教育一般與收入呈正相關(guān)關(guān)系，居民收入隨著教育水平提高而提高，進而促進了居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與。？讀？訛基本養(yǎng)老保險與商業(yè)養(yǎng)老保險參與呈現(xiàn)互補性，但顯著性水平不高。原因可能在于居民在了解了基本社會養(yǎng)老保險之后，保障意識提高，明確了基本養(yǎng)老保險保障水平較低的現(xiàn)狀，進而加大了商業(yè)養(yǎng)老保險購買。商業(yè)養(yǎng)老保險參與基本醫(yī)療保險參與呈現(xiàn)反相關(guān)的關(guān)系，各系數(shù)均在5%水平下顯著，其原因可能在于支出的擠出效應(yīng)。endprint

五、穩(wěn)健性檢驗與內(nèi)生性問題解決

（一）穩(wěn)健性檢驗

前文得出了保險供給增加會提高居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與的結(jié)論，為了檢驗其穩(wěn)健性，本文采用居民所屬地區(qū)保險密度和保險深度替代原解釋變量。保險機構(gòu)競爭加強有利于強化保險營銷，開發(fā)多元化的產(chǎn)品，提高服務(wù)質(zhì)量，從而引導(dǎo)居民更多參與商業(yè)養(yǎng)老保險，進而提高保險密度和保險深度。這與使用保險機構(gòu)數(shù)量以及保險從業(yè)人員數(shù)量作為衡量保險供給是否充裕，是一個問題的兩個方面。其回歸結(jié)果見表4第2～3列，保險密度與保險深度影響居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與的系數(shù)分別為0.0765與0.0745，均在1%水平下顯著。同時，其他變量系數(shù)與顯著性方面沒有明顯變化。這再次說明了本文結(jié)論的可靠性，即保險供給擴大對居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與具有積極影響。

（二）內(nèi)生性問題的解決

然而，上述分析可能存在內(nèi)生性問題。即居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與積極性提高會導(dǎo)致保險供給擴大，或者居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與積極性與保險供給可能同時受到第三者影響。為了解決這一問題，本文仿照尹志超（2014）的做法，采用受訪者所屬地區(qū)人口撫養(yǎng)比作為保險供給的工具變量，借助工具變量法來分析④。一方面，隨著所屬地區(qū)人口撫養(yǎng)比增加，保險公司進入該地域的積極性越高，該地保險競爭越激烈，保險公司營銷力度越大，多層次保險產(chǎn)品開發(fā)動力越足。因而，所屬地域人口撫養(yǎng)比影響著該地區(qū)保險供給。另一方面，居民個人是否參加養(yǎng)老保險與所屬地區(qū)人口撫養(yǎng)比沒有直接聯(lián)系。相關(guān)結(jié)果見表4第4列，人口撫養(yǎng)比系數(shù)為0.0094，在5%水平上顯著。其他變量符號與顯著性沒有明顯變化，再次說明了擴大保險供給可以提高居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與積極性。

六、研究結(jié)論與政策建議

首先，本文運用2013年中國綜合社會調(diào)查（CGSS）的數(shù)據(jù)，從微觀層面探索了我國居民商業(yè)養(yǎng)老保險低參與率的原因。研究發(fā)現(xiàn)：第一，保險供給對居民商業(yè)養(yǎng)老保險需求影響顯著。即保險機構(gòu)進入、保險從業(yè)人員數(shù)量提高，可以擴大保險產(chǎn)品供給，提高居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與。第二，保險供給對居民的養(yǎng)老保險需求的影響在東中西部省區(qū)與城鄉(xiāng)存在差異。一方面，與中部地區(qū)相比，東部地區(qū)省份保險機構(gòu)數(shù)量、保險從業(yè)人員較多，保險競爭激烈，保險營銷相對積極，因而東部省份居民參與商業(yè)養(yǎng)老保險積極性較高；另一方面，與農(nóng)村相比，保險供給對城市居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與影響較強。其原因在于：一是保險公司從成本考慮，在城市周邊的營銷積極，城市居民離保險機構(gòu)較近、接觸保險從業(yè)人員機會較多，參保意愿比農(nóng)村居民強；二是城市居民收入水平高于農(nóng)村，購買商業(yè)養(yǎng)老保險的能力較高。第三，家庭人均收入、財富、教育、身體健康狀況等與居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與正相關(guān)；年齡對居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與具有非線性效應(yīng)；基本養(yǎng)老保險與商業(yè)養(yǎng)老保險存在互補效應(yīng)；基本醫(yī)療保險對商業(yè)養(yǎng)老保險存在擠出效應(yīng)。上述結(jié)果無論在穩(wěn)健性方面，還是內(nèi)生性方面都能接受實證檢驗。

其次，上述結(jié)論對于推動供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革具有重要的政策意義。第一，為了推動“去產(chǎn)能、去庫存”等措施有序開展，降低供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的社會阻力，維護社會穩(wěn)定，需要積極關(guān)注居民養(yǎng)老問題，從擴大商業(yè)養(yǎng)老保險供給入手來提高廣大居民商業(yè)養(yǎng)老保險參與。第二，保險公司需要特別關(guān)注保險供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革。一是業(yè)務(wù)拓展中需要采取差異化策略，擴大中西部地區(qū)與農(nóng)村地區(qū)保險分支機構(gòu)設(shè)置、增加中西部與農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)營網(wǎng)點、加大中西部地區(qū)與農(nóng)村保險從業(yè)人員配置，擴大中西部資源型省份與農(nóng)村居民商業(yè)養(yǎng)老保險供給，補足落后地區(qū)金融短板。二是加大多層次保險產(chǎn)品開發(fā)力度，加快養(yǎng)老保險產(chǎn)品創(chuàng)新，改變“一張保單賣全國”的非正?，F(xiàn)象，滿足居民多層次的養(yǎng)老保險需求，解決我國保險行業(yè)產(chǎn)品供給結(jié)構(gòu)性問題。三是通過擴大供給帶來的“鯰魚效應(yīng)”來改善服務(wù)質(zhì)量，提高居民對保險行業(yè)的信任度，提高居民參與商業(yè)養(yǎng)老保險積極性。第三，政府可以通過收入分配政策、金融教育等手段，鼓勵居民參與商業(yè)養(yǎng)老保險，在提高居民收益與保障力度的同時，降低供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革過程中的政府負擔與改革阻力。

最后，本文亦存在一些尚待完善的地方。例如，若能得到受訪者所在縣（市）的詳細信息，便可以進一步統(tǒng)計受訪者所在縣（市）的人口撫養(yǎng)比例與保險機構(gòu)數(shù)量，進而更為精確的分析保險供給對商業(yè)養(yǎng)老保險參與的影響。然而，遺憾的是，受訪者所在縣（市）的信息難以得到⑤，懇請讀者諒解。

[注 釋]

① 東部省區(qū)包括北京、天津、上海、遼寧、河北、山東、江蘇、浙江、福建、廣東和海南等11個?。ㄊ校?；中部省區(qū)包括黑龍江、吉林、山西、河南、安徽、江西、湖北、湖南等8個省份；除了東部與中部省區(qū)以及港、澳、臺之外的其他省區(qū)為西部省區(qū)。

② 注意：此處是2013年年齡。

③ 邊際效應(yīng)與回歸系數(shù)的意義一致，可以直接運用Stata的margins命令實現(xiàn)。鑒于篇幅所限，本文對其他變量的邊際效應(yīng)不再單獨列示，僅列其回歸系數(shù)。有興趣的讀者可以運用margins操作或者向作者索取。

④ 尹志超等運用非第一產(chǎn)業(yè)人數(shù)占總?cè)丝诘谋壤鳛榫用窠鹑诳傻眯缘拇碜兞俊?/p>

⑤ 中國社會綜合調(diào)查網(wǎng)站（http：//www.chinagss.org/index.php？r=index/artabout&aid=17）給出的解釋是：“遵照科學(xué)研究的基本倫理，為保護調(diào)查對象的隱私、避免給調(diào)查對象造成任何可能的潛在傷害、防止產(chǎn)生法律及其他糾紛，項目組將不會公開CGSS調(diào)查抽中的縣（區(qū)）、鄉(xiāng)鎮(zhèn)街道及村/居委會的名稱、地理位置以及行政編碼?！?/p>

[1] BECK， T， I.WEBB. Economic， demographic， and institutional determinants of life insurance consumption across countries[J].World Bank Economic Review， 2003， 17（1）：1-52.endprint

[2] LIN， Y， M.Y.GRACE. Household life cycle protection： life insurance holdings， financial vulnerability and portfolio implications[J].Journal of Risk And Insurance， 2007， 74（1）：141-173.

[3] ENZ.The s-curve relation between per-capital income and insurance penetration[J].Geneva Papers on Risk and Insurance： Issues and Practice， 2010， 25（3）：396-406..

[4] 孫祁祥，王向楠.家庭財務(wù)脆弱性、資產(chǎn)組合與人壽保險需求：指標改進和兩部回歸分析[J].保險研究， 2013 （6）：23-34.

[5] SIMONA， LAURA， DRAGOS. Life and non-life insurance demand： the different effects of influence factors in emerging countries from Europe and Asia[J].Economic Research-Ekonomskaistraˇzivanja， 2014， 27（1）：169-180.

[6] BEENSTOCK， MICHAEL， GERRY DICKINSON， SAJAY KHAJURIA. The determination of life premiums： an international cross-section analysis，1970-1981[J].Insurance： Mathematics and Economics， 1986， 5（4）：261-270.

[7] 魏華林，宋平凡，郭靜艷.保險需求的非線性收入效應(yīng)與收入差距——基于PSTR模型的實證研究[J].經(jīng)濟評論，2015（2）：78-87.

[8] MARK J.BROWNE，KIHONG KIM. An international analysis of life insurance demand[J]. The Journal of Risk and Insurance， 1993， 60（4）：616-620.

[9] SOON-JAE LEE， SOON IL KWON， SEOK YOUNG CHUNG. Determinants of Household Demand for Insurance： The Case of Korea[R].The Geneva Papers on Risk and Insurance—Issues and Practice， 2010 （35）.

[10] 秦芳，王文春，何金財.金融知識對商業(yè)保險參與的影響——來自中國家庭金融調(diào)查（CFHS）數(shù)據(jù)的實證分析[J].金融研究， 2016 （10）：143-158.

[11] OUTREVILLE， J F. Life insurance markets in developing countries[J].Journal of Risk and Insurance， 1996， 63（2）：263-278.

[12] E FEYEN，RR LESTER，RDR ROCHA. What drives the development of the insurance sector？ an empirical analysis based on a panel of developed and developing countries[Z]. Policy Research Working Paper， 2011， 1（11）.

[13] ARTHUR HAU. Liquidity， estate liquidation， charitable motives， and life insurance demand by retires singles[J].The Journal of Risk and Insurance， 2000， 67（1）：123-141.

[14] D LI，F(xiàn) MOSHIRIAN，P NGUYEN，T WEE. The demand for life insurance in OECD countries[J].Journal of Risk and Insurance， 2007， 74（3）：637-652.

[15] ARANEE TREERATTANAPUN. The impact of culture on non-life insurance consumption[Z]. Wharton Research Scholars， 2011， 5（13）.

[16] OFOGHI，R HAJIPOUR FARSANGI. The effect of insurance kn-owledge on the insurance demand： the case study of auto insurance[J].Technical Journal of Engineering and Applied Sciences， 2013， 3（23）：3357-3364.

[17] 張沖.中國人口結(jié)構(gòu)對人身保險市場發(fā)展的影響研究[J].保險研究， 2013 （4）：63-70.

[18] 樊綱治，王宏揚.家庭人口結(jié)構(gòu)與家庭商業(yè)人身保險需求——基于中國家庭金融調(diào)查（CFHS）數(shù)據(jù)的實證研究[J].金融研究， 2015 （7）：170-189.endprint

[19] DARIA， NESTEROVA. Determinants of the demand for life insurance： evidence from selected CIS and CEE countries[D].National University "Kyiv-Mohyla Academy"， 2008.

[20] CRAIG W.PERRY， HARVEY S. ROSEN. The self-employed are less likely to have health insurance than wage earners. so what？[Z].CEPS Working Paper， 2001， 7（71） .

[21] AP LIEBENBERG，JM CARSON，RE DUMM. A dynamic analysis of the demand for life insurance[J].Journal of Risk and Insurance， 2012， 79（3）：619-644.

[22] 魏華林，楊霞.家庭金融資產(chǎn)與保險消費需求相關(guān)問題研究[J].金融研究， 2007 （10）：70-81.

[23] 尹志超，吳雨，甘犁.金融可得性、金融市場參與家庭金融資產(chǎn)選擇[J].經(jīng)濟研究， 2015 （3）：87-99.

Abstract： Low participation of commercial pension insurance is an important issue restricting economic and social development. Using the micro data of Chinese General Social Survey （CGSS） in 2013，this paper empirically investigates the causes for the low participation rate of China's commercial pension insurance. The study finds that insufficient supply has hampered the purchase of commercial pension insurance，especially for the residents in rural areas and in the central and western regions. In addition，less wealth accumulation，lower income level，lack of financial knowledge，also affect the residents' commercial pension insurance purchase. In order to cope with the smooth implementation of the national major economic strategy and maintain social stability，it is urgent to build a sound social security system and carry out the structural reform of the supply side of insurance industry. Insurance companies need to develop multi-level pension insurance products to meet the diversified pension needs of the residents，and to increase business expansion in the midwest and rural markets，and make up the financial shortage in the central and western regions. The government needs to improve the income distribution system and the popularization of financial knowledge to improve the residents' participation enthusiasm of commercial pension insurance.

Key words： commercial endowment insurance；participation rate；Chinese General Social Survey （CGSS）

（責任編輯：李 萌）endprint