摘 要：為進一步探究信貸約束與農(nóng)戶家庭商業(yè)保險購買的關(guān)系，本文對2017年中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)庫進行指標選取，將農(nóng)戶受到的信貸約束劃分為正規(guī)信貸約束和雙重信貸約束兩類，將農(nóng)戶家庭商業(yè)保險購買劃分為商業(yè)人壽保險及商業(yè)健康保險購買，通過構(gòu)建Probit回歸模型進行實證分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，正規(guī)信貸約束、雙重信貸約束與農(nóng)戶家庭是否購買商業(yè)保險、商業(yè)人壽保險顯著正相關(guān)，與是否購買商業(yè)健康保險不相關(guān)。

關(guān)鍵詞：商業(yè)保險購買;商業(yè)人壽保險;商業(yè)健康保險;正規(guī)信貸約束;雙重信貸約束

本文索引：林彩.<變量 2>[J].中國商論，2022（13）：-102.

中圖分類號：F832.4 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2022）07（a）--03

隨著我國金融市場的發(fā)展及國民生活水平的提升，商業(yè)保險具有的分散風險、補償損失、投資理財?shù)裙δ軐用窦彝サ南M決策產(chǎn)生重大影響。但是，中國銀保監(jiān)會公布的數(shù)據(jù)顯示，2017年我國只有8.51%的居民家庭購買了商業(yè)保險，并且絕大部分是非農(nóng)家庭，農(nóng)戶家庭對商業(yè)保險的消費一直處于低迷狀態(tài)。信貸約束是我國農(nóng)戶家庭普遍存在的一種現(xiàn)象，當農(nóng)戶家庭有借貸需求向金融或非金融機構(gòu)提出貸款申請卻不能滿足，即受到信貸約束。Bacchetta和Gerlach （1997）通過研究得出，信貸約束與家庭消費相關(guān)。Mariger （1987）在前人研究的基礎(chǔ)上加入內(nèi)生性后發(fā)現(xiàn)，總樣本中19.41%的家庭存在信貸約束，這些家庭的消費占消費總量的16.73%。Ludvigson （1999）通過研究發(fā)現(xiàn)，可預測信貸對家庭消費有影響。臧旭恒和李燕橋 （2012）通過研究發(fā)現(xiàn)，居民通過消費信貸可以降低生活中對收入的不確定性，從而增加家庭耐用品的消費，非耐用品暫未受到影響。董志勇和黃邁 （2010）經(jīng)過實證得出，正規(guī)信貸約束與非正規(guī)信貸約束對農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)影響不一致。黃倩和尹志超 （2015）通過實證分析得出，信貸約束對家庭消費有負向影響。唐俊蕾 （2016）通過實證分析得出，汽車信貸約束對家庭消費產(chǎn)生負向影響，而作為家庭消費一部分的商業(yè)保險購買，少有學者會單獨研究信貸約束與家庭商業(yè)保險購買的關(guān)系。鑒于以上分析，本文以農(nóng)戶家庭這個微觀單元為研究對象，以2017年中國家庭金融調(diào)查 （CHFS）的相關(guān)數(shù)據(jù)為研究樣本，通過構(gòu)建模型實證分析信貸約束與農(nóng)戶家庭商業(yè)保險購買之間的關(guān)系。

1 我國商業(yè)保險購買現(xiàn)狀

1.1 宏觀方面

保費收入在一定程度上反映了居民對商業(yè)保險購買的水平，從保費收入來看，我國保險業(yè)在過去20年取得了快速發(fā)展。如圖1所示，保費收入由2001年的2 116億元，增長到2019年的42 645億元，年均增長率19.31%?？傮w而言，增長速度較快。

1.2 微觀方面

從我國家庭商業(yè)保險購買來看，如表1所示，2017年居民家庭商業(yè)保險持有比例僅為8.51%，未參與商業(yè)保險市場的家庭達到全樣本量的91.49%，在為數(shù)不多的購買商業(yè)保險的家庭中，有4.30%的家庭購買了商業(yè)人壽保險，有2.60%的家庭購買了商業(yè)健康保險，有1.61%的家庭購買了商業(yè)養(yǎng)老保險和商業(yè)財產(chǎn)保險。總體而言，居民對商業(yè)保險購買普遍少，并且類別不同。

2 數(shù)據(jù)來源與變量說明

本文實證部分的數(shù)據(jù)來自中國家庭金融調(diào)查研究中心2017年的調(diào)查結(jié)果，通過對缺失數(shù)據(jù)的合理處理，最終得到17 752個農(nóng)村家庭樣本。

本文對信貸約束的劃分參照多春梅 （2021）的觀點，對農(nóng)戶家庭受到的信貸約束按照強度劃分為正規(guī)信貸約束和雙重信貸約束。如果農(nóng)戶家庭有從事農(nóng)業(yè)、工商業(yè)、購買房產(chǎn)、汽車等八大類目中的任意一種情況，而受到兩種信貸約束中的一種時，則虛擬變量取值為1，否則取值為0。

本文對商業(yè)保險的劃分按照中國家庭金融調(diào)查2017年的問卷分為商業(yè)人壽保險、商業(yè)健康保險及其他商業(yè)保險。若農(nóng)戶家庭任一成員擁有商業(yè)人壽保險、商業(yè)健康保險或其他商業(yè)保險中的一種，則商業(yè)保險購買虛擬變量取值為1，否則取值為0;由于其他商業(yè)保險購買很少，本文不予考慮，僅考察商業(yè)健康保險、商業(yè)人壽保險是否購買，若購買虛擬變量取值為1，否則取值為0。

本文對控制變量的選擇主要分為以下兩個角度：（1）農(nóng)戶家庭特征：具體包括農(nóng)戶家庭年收入、家庭總資產(chǎn)及家庭社會保險參與。對農(nóng)戶家庭總收入和家庭總資產(chǎn)分別進行對數(shù)處理，而對家庭社會保險參與，以家庭成員購買任意社會保險賦值為1，否則賦值為0 。（2）戶主個人特征：具體包括戶主年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況及健康狀況。 “年齡”變量主要考察家庭戶主的年齡情況，在這個變量的處理方面，考慮現(xiàn)實情況，剔除了戶主年齡小于20歲大于80歲的樣本?！靶詣e”變量主要考察家庭戶主的性別，男賦值為1，女賦值為0?！笆芙逃潭取弊兞恐攸c考察了戶主的受教育狀況，未上過學取值為0、小學取值為6、初中取值為9 、高中/中專/職高取值為12、大專/高職取值為15、大學本科取值為16、碩士研究生和博士研究生取值分別為19和22?！敖】怠弊兞堪凑占彝糁魃眢w狀況來賦值，非常健康賦值為1，其他狀況賦值為0。“婚姻狀況”的控制主要通過家庭戶主是否有配偶這一虛擬變量，若有配偶賦值為1，其他則賦值為0。

3 模型介紹

由于本文研究的被解釋變量屬于離散型變量，所以選擇二值Probit模型。

其中：表示家庭目前是否參與商業(yè)保險、商業(yè)人壽保險和商業(yè)健康保險，取1表示參與，0表示不參與;表示信貸約束變量;表示戶主特征變量;表示家庭特征變量。

4 實證分析

本文使用Stata15.1對中國家庭金融調(diào)查 （CHFS）2017年的相關(guān)數(shù)據(jù)進行模型參數(shù)估計，表2為信貸約束對農(nóng)戶家庭商業(yè)保險購買的方程參數(shù)估計結(jié)果。

第一，對信貸約束進行分析。在表2第 （1）列中，正規(guī)信貸約束在5%置信水平上顯著;在第 （4）列中，雙重信貸約束在5%置信水平上顯著，表明正規(guī)信貸約束、雙重信貸約束都會增加農(nóng)戶家庭購買商業(yè)保險的概率。在第 （2）列中，正規(guī)信貸約束在1%置信水平上顯著;在第 （5）列中，雙重信貸約束在1%置信水平上顯著，表明正規(guī)信貸約束、雙重信貸約束都會增加農(nóng)戶家庭購買商業(yè)人壽保險的概率。在第 （3）列中，正規(guī)信貸約束邊際效應為0.0003，但并無統(tǒng)計意義上的顯著結(jié)果;第 （6）列結(jié)果相似，表明正規(guī)信貸約束、雙重信貸約束對農(nóng)戶家庭是否購買商業(yè)健康保險并無顯著影響。

第二，對其他控制變量進行分析，以第 （1）列的估計結(jié)果為主。戶主年齡對家庭購買商業(yè)保險有1%置信水平上的負向影響，表明農(nóng)戶年齡越大越不傾向購買商業(yè)保險;戶主性別的邊際效應為負，表明相較女性，戶主為男性的家庭，購買商業(yè)保險的可能性更小;戶主受教育程度對家庭購買商業(yè)保險有1%置信水平上的正向影響，表明戶主的受教育水平越高，越有可能加大對商業(yè)保險的購買;戶主健康狀況和婚姻狀況并無統(tǒng)計上的顯著影響，說明家庭是否購買商業(yè)與其保險無關(guān);家庭收入、家庭凈資產(chǎn)對商業(yè)保險購買均有1%置信水平上的正向影響，表明農(nóng)戶家庭總收入越高、總資產(chǎn)越多，越傾向于商業(yè)保險的購買;家庭成員購買任意社會保險并無統(tǒng)計上的顯著影響，表明農(nóng)戶社會保險參與對家庭購買商業(yè)保險無顯著影響。

5 結(jié)語

通過閱讀國內(nèi)外最新文獻，本文以“信貸約束”和“農(nóng)戶家庭商業(yè)保險購買”作為主要關(guān)注變量，在控制人口統(tǒng)計學和家庭特征變量后，進行Probit基準回歸證明了兩者間的關(guān)系。得出以下結(jié)論：正規(guī)信貸約束、雙重信貸約束與農(nóng)戶家庭是否購買商業(yè)保險、商業(yè)人壽保險顯著正相關(guān)，與是否購買商業(yè)健康保險不相關(guān)。

參考文獻

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