共同富裕目标背景下的商业保险、数字经济与人民幸福感：来自住户调查数据的经验证据

张凌霜

广东外语外贸大学 金融学院，广东 广州 510006

易行健

广东金融学院 金融与投资学院，广东 广州 510521

广东外语外贸大学 金融学院，广东 广州 510006

杨碧云

广东外语外贸大学 金融学院，广东 广州 510006

一、引言

2017年10月18日，习近平总书记在中共十九大报告会议上指出，“带领人民创造美好生活，是我们党始终不渝的奋斗目标。必须始终把人民利益摆在至高无上的地位，让改革发展成果更多更公平惠及全体人民，朝着实现全体人民共同富裕不断迈进”，并提出到2050年，“全体人民共同富裕基本实现，我国人民将享有更加幸福安康的生活”。2021年6月10日，国务院颁布的《中共中央国务院关于支持浙江高质量发展建设共同富裕示范区的意见》中再次强调“共同富裕是社会主义的本质要求”，要“坚持以满足人民日益增长的美好生活需要为根本目的……着力激发人民群众积极性、主动性、创造性，促进社会公平，增进民生福祉，不断增强人民群众的获得感、幸福感、安全感和认同感”。由此可见，在中国的语境下，实现共同富裕和满足人民群众幸福美好生活的需要有着协同紧密的联系(檀学文，2020[1]；郑沃林等，2021[2])，政策努力的最终目的就在于增进民生福祉和人民群众的幸福感(李江一等，2015[3])。幸福感，是一个人基于自己当前状况所进行的主观评价，是人们通过对比自己现有生活和理想生活所得到的对当前状态的肯定性感受，具有主观性、积极性和综合性三大特点(Ross et al.，1986[4]；Diener et al.，2003[5])。幸福感可以对人们的生活产生积极影响，不仅有利于提高居民健康水平、增加居民收入、劳动投入量和劳动力生产效率，也有利于政治稳定、降低犯罪率，更有利于增进人们之间的信任与社会和谐(种聪和岳希明，2020[6])。在共同富裕目标背景下，深入探讨幸福感的影响因素以及如何切实提高人民群众幸福感具有极为重要的政策意义。

在探讨幸福感的影响因素上，长久以来收入都被认为是最关键的要素，然而Easterlin(1974)[7]却发现长期中经济增长对居民幸福感并无明显影响，这一现象被称为“幸福悖论”(Paradox of Happiness)。此后，大量学者分别从多个视角对幸福感的影响因素进行了探讨，如性别、教育、子女数量等个体和家庭微观层面(Blanchflower and Oswald，2004[8]；Clark，2018[9])；环境、失业、通货膨胀、收入不平等与机会不平等宏观层面(Knight et al.，2009[10]；储德银等，2017[11]；万广华和张彤进，2021[12])；官员腐败和社会信任等政治层面(Helliwell et al.，2018[13])。此外，另有部分文献探讨了社会保障对人民幸福感的影响，认为社会保障水平的提高能够促进人民幸福感上升(Bairoliya et al.,2018[14])。未来可能发生的不确定性会降低人们的幸福感(Barr，2020[15])，而社会保障体系作为“安全网”和“减震器”(刘瑜，2015[16]；阳义南和章上峰，2016[17])，能够通过保障基本生活和医疗条件，起到风险防范的作用，降低居民家庭的不安全感(Tran et al.，2017[18])，缓解预防性储蓄动机(Palumbo，2000[19])，刺激消费增长，进而提高居民家庭的效用水平。

中共十九大报告明确指出，要“加强社会保障体系建设……全面建成覆盖全民、城乡统筹、权责清晰、保障适度、可持续的多层次社会保障体系”。随着经济社会快速发展，为了满足中国居民家庭对更高层次风险规避和收入保障的需求，客观上需要商业保险的发展和壮大。在2014年国务院在发布的《国务院关于加快发展现代保险服务业的若干意见》中，明确指出“把商业保险建成社会保障体系的重要支柱”，体现出商业保险在构建多层次社会保障体系中的重要地位和作用。此后，2021年3月国务院发布的《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》再次强调，要“深化保险公司改革，提高商业保险保障能力”。有鉴于此，充分探讨商业保险对人民幸福感的影响效应，能够为有序推进共同富裕，提升中国人民幸福感，提供新的视角和政策依据。

综上来看，在共同富裕目标背景下，详细分析居民家庭幸福感的影响因素以及如何提高人民幸福感具有很强的现实意义。本文尝试从商业保险这一视角来研究其对居民家庭幸福感的影响效应以及数字经济在其间的调节作用以弥补相关文献的不足，以期为中国扎实推进共同富裕，逐步实现人民群众对美好生活的向往提供较为新颖和详实的经验证据并提出具有针对性的政策建议。与本文研究较为相关的一篇文献是周海珍和郑佳豪(2021)[20]，该文基于2018年中国家庭追踪调查数据(CFPS)和倾向得分匹配法探讨了商业养老保险对居民幸福感的影响。但较为遗憾的是，该研究采用截面数据进行分析，无法较好地排除由不可观测的个体效应可能带来的偏误；另外，该研究未对商业保险影响家庭幸福感的机制进行探讨。相比于以往文献，本文的贡献主要在于：第一，已有文献极少探讨商业保险与幸福感的相关关系，本文从商业保险与家庭幸福感视角展开研究，弥补相关文献的不足；第二，已有相关文献较多采用截面数据进行分析，为了更好地消除不随时间变化且不可观测的个体效应的影响，本文采用CHFS 2013-2017年平衡面板数据进行双向固定效应估计；第三，现有文献鲜有讨论商业保险对家庭幸福感的影响机制，本文尝试从收入不确定性角度对影响渠道进行分析；第四，与以往文献多采用省级层面指标不同，本文利用微观家庭调查问卷中部分信息构建家庭层面数字经济指标，尝试考察数字经济在商业保险与家庭幸福感之间所起到的调节作用；第五，本文从城乡、人力资本和社会资本以及拥有社会保险差异着手，细致分析商业保险参与对居民家庭幸福感的影响效应在不同类别家庭中的异质性作用，以期为相应政策制定和实施提供经验支持。

二、文献综述与研究假说

作为幸福经济学的核心变量，幸福感在量化分析中一般有三种表述，分别是主观幸福感(Subjective Well-being，SWB)、生活满意度(Life Satisfaction)和生活阶梯(Ladder-of-life)，且均可以作为幸福感的代理变量(亓寿伟，2010[21])。其中，在经济学研究中，主观幸福感的使用更为广泛，这一衡量指标可以反映人们对生活整体的主观评价(冯诗杰等，2014[22])。整体来看，研究家庭幸福感影响因素的文献已有很多，但从保险视角开展的研究相对较少，而重点讨论商业保险与家庭主观幸福感之间关系的文献则更为匮乏。保险作为社会保障体系的重要组成部分，有着天然的风险抵御功能，可以通过降低不确定性提高其主观幸福感；在缺乏保险覆盖的情况下，居民往往采用预防性储蓄来规避风险，而预防性储蓄会挤占居民的当期消费，从而抑制主观幸福感(张子豪和谭燕芝，2018[23])。现有相关研究主要从基本医疗保险和社会养老保险视角开展讨论，且多认为扩大保险覆盖可以提升人民幸福感。

在医疗保险方面，Kotakorpi and Laamanen(2010)[24]采用芬兰数据讨论了国家医疗保险政策和医疗方面公共支出对居民生活满意度的影响，结论显示提高国家医疗保险覆盖范围和增加政府医疗支出均能显著提升居民满意度。Connor(2017)[25]则分析了2005-2012年间104个国家数据，发现即使国家福利类型不同，其社会保障规模与居民幸福感之间都存在较为显著的正向关系。黄秀女和郭圣莉(2018)[26]基于中国综合社会调查(CGSS)2005、2010和2015数据运用LSA估值法测算了隐性福利的货币价值，结果显示基本医疗保险的隐性福利价值约为居民家庭年收入的24.58%，且农村地区隐性福利提高幅度高于城镇地区。此后，黄秀女(2019)[27]进一步发现，在控制了医疗服务价格后，总体上医疗保险扩张及补贴力度显著促进了居民主观幸福感的提升，但在农村最低收入阶层则产生了显著的挤出效应；其原因可能源于医疗服务价格上涨导致农村低收入阶层就医门槛或家庭负担提高。此后，陈璐和熊毛毛(2020)[28]对2011年和2014年中国老年健康影响因素跟踪调查数据的研究显示，参保城镇居民基本医疗保险可通过提高家庭收入水平的方式降低老年人的消极情感，且提升作用在低龄段、低收入、健康状况较好的老年群体中体现得更加明显。在养老保险方面，蒲晓红和赵海堂(2020)[29]基于中国综合社会调查2015年的数据分析认为，基本养老保险显著提升中低收入居民的幸福感，但对高收入居民的影响微弱，社会信任在基本养老保险参与和居民幸福感之间发挥部分中介作用。此后，易定红和赵一凡(2021)[30]基于2016年中国家庭追踪调查(CFPS)数据使用断点回归设计方法对新型农村社会养老保险的政策效果进行了评估，结果显示领取养老金提升了其对未来生活的信心，且东部地区和中高收入地位的老年人生活幸福感提升较为显著。虽然基于商业保险角度讨论家庭幸福感影响效应的文献极少，但作为正规风险分担机制，商业保险对居民幸福感的影响同样不容忽视，结合上文对已有文献的总结，本文提出假说1。

假说1：商业保险参与能够显著提高居民家庭幸福感。

假说2：商业保险参与能够通过缓解居民家庭未来可能面临的收入不确定性所引致的预防性储蓄动机，从而提高家庭幸福感。

共同富裕作为一种经济社会状态，必须依存于所处的经济阶段；从时间上看，中国进入共同富裕正好与数字经济快速发展的时期相吻合，有序推进共同富裕需要嵌入和依托于数字经济发展；从学理来看，数字经济与共同富裕具有很强的契合性，数字经济的高分享性特征有助于坚持以共享性增长方式推进共同富裕(夏杰长和刘诚，2021[42])。《国家统计局关于数字经济及其核心产业统计(2021)》所示，数字经济是指以数据资源作为关键生产要素、以现代信息网络作为重要载体、以信息通信技术的有效使用作为效率提升和经济结构优化的重要推动力的一系列经济活动。Goldfarb and Tucker(2019)[43]指出，数字经济能够在降低搜索成本、复制成本、运输成本、跟踪成本和验证成本五个方面对经济活动产生重要影响。数字经济的发展能够改善信息不对称问题，提高金融可得性并缓解流动性约束(郭峰和王瑶佩，2020[44])，有助于抑制不确定性给家庭带来的负面影响，降低预防性储蓄动机，进而平滑消费。Jack and Suri(2014)[45]对肯尼亚家庭数据进行分析，研究发现使用移动货币账户(M-PESA)和数字银行账户(M-Shwari)均可以降低不确定性对居民家庭的负向冲击，减少缩减日常支出的可能性，避免消费出现大幅波动；相比之下，未使用移动货币账户的家庭在面临不确定性冲击时消费支出平均下降了7%。国内的研究也得出了类似结论，比如何宗樾和宋旭光(2020)[46]利用中国家庭追踪调查数据(CFPS)分析发现数字普惠金融的发展显著降低了家庭面临的不确定性进而缓解了预防性储蓄动机。基于以上讨论，本文提出假说3。

假说3：数字经济通过缓解家庭可能面临的收入不确定性所引致的预防性储蓄动机，强化了商业保险参与对家庭幸福感的促进作用。

三、实证研究设计

(一)模型设定和估计方法

1. 本文在基准回归中采用双向固定效应估计方法，具体模型设定如下：

yijt=β0+β1insuranceijt+β2Xijt+β3Djt+λi+ηt+κj+μijt

(1)

其中，被解释变量yijt表示第t年j省份i家庭的主观幸福感，式(1)右边第二项insuranceijt为本文关注的核心解释变量，即家庭是否购买商业保险。Xijt为家庭层面和户主个人层面特征控制变量；Djt表示城市层面控制变量，用以控制区域经济特征；λi、ηt和κj分别为家庭、年份和省份固定效应；μijt为扰动项。

Ferrer-i-Carbonell and Frijters(2004)[47]发现，线性模型OLS的估计结果与基于极大似然估计法的序数回归模型的估计结果是一致的，两者之间没有显著差异。考虑到OLS估计在分析结果上更加清晰直观，且已有很多研究主观幸福感的文献均采用了OLS估计方法进行实证分析(Knight et al.，2009；万广华和张彤进，2021)，本文也采用OLS方法对模型进行估计。此外，本文还将对模型可能存在的内生性问题进行讨论，参考Esarey and Schwindt-Bayer(2019)[48]的工具变量构建思路，选取城市商业保险机构数量与金融素养的交互项作为内生性处理的工具变量。城市层面商业保险机构数量外生于个体微观家庭层面的主观幸福感，而金融素养能够对个体家庭参与商业保险产生影响(秦芳等，2016[49])，这意味着城市层面商业保险机构数量能够以金融素养为中介对家庭商业保险参与产生作用。有鉴于此，本文认为这一工具变量能够满足外生性和有效性条件。此外，为了考察回归结果的稳健性，本文还将在稳健性检验部分采用固定效应序数logit模型对基准方程重新估计。

2. 机制分析。本文在模型(1)的基础上进一步加入收入不确定性与商业保险参与的交互项，以考察商业保险能否通过缓解收入不确定性来提高家庭主观幸福感。

实证模型设计如下：

(2)

模型(2)中Mijt表示收入不确定性，其他控制变量与上文一致。根据假说2，本文预期此处商业保险参与和收入不确定性交互项系数α2为正且在统计上显著。

3. 调节效应分析：数字经济的调节作用。在模型(2)的交互项系数估计结果符合预期的情况下，本文进一步分析数字经济对商业保险与人民幸福感关系的调节作用。具体模型设定如下：

yijt=α0+α1insuranceijt+α2insuranceijt*DATAijt+α3DATAijt+α4Xijt+α5Djt+λi

+ηt+κj+μijt

(3)

Mijt=γ0+γ1Dataijt+γ2Xijt+γ3Djt+λi+ηt+κn+μijt

(4)

模型(3)中，核心解释变量insuranceijt*DATAijt为本文构建的家庭层面数字经济指标与商业保险参与的交互项。模型(4)中，被解释变量Mijt分别为以失业概率和暂时性收入平方代表的收入不确定性机制变量，其他控制变量与上文一致。根据假说3，若数字经济能够对商业保险参与与家庭幸福感的关系起调节作用，那么本文预期模型(3)中交互项的系数α2为正，同时，模型(4)中数字经济的系数γ1为负且在统计上显著。

(二)数据来源与处理

本文使用的数据来自西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心在全国范围内开展的2013年、2015年和2017年三轮中国家庭金融调查(China Household Finance Survey，简称CHFS)，并构建平衡面板数据。CHFS是中国家庭金融调查与研究中心在全国范围内开展的抽样调查项目，旨在收集有关家庭金融微观层次的相关信息，主要内容包括住房资产与金融财富、负债与信贷约束、收入与消费、社会保障与保险、代际转移支付、人口特征与就业以及支付习惯等相关信息。样本分布于全国有代表性的29个省(自治区、直辖市)、367个县(区、县级市)、1481个社区。在数据处理方面，本文剔除了家庭总收入、净资产和负债水平小于0的样本，并剔除了户主年龄在18岁以下和户主年龄在65岁以上以及关键变量存在缺失值的样本。经过以上数据处理，本文最终得到31020个样本家庭。本文所用城市层面数据均来源于相应年度各地级市的统计年鉴、保险统计年鉴和年度统计公报。

(三)变量选取及说明

1. 被解释变量：主观幸福感。根据CHFS问卷调查“总的来说，您现在觉得幸福吗？”，受访者在非常幸福、幸福、一般、不幸福和非常不幸福五个选项中做出单项选择。考虑到实证结果的直观性，本文将对以上五个选项分别赋值为5、4、3、2、1。

2. 核心解释变量：家庭是否购买商业保险。本文的核心解释变量为家庭是否购买商业保险，若家庭拥有商业保险，则取值为1，否则取值为0。在后续稳健性检验中，本文还将使用家庭去年商业保险保费支出总额作为替代变量，对基准回归的结果进行稳健性分析。

3. 机制变量：收入不确定性。参考周京奎(2011)[50]、罗楚亮(2004)[51]以及钱文荣和李宝值(2013)[52]，本文分别以失业不确定性(1)参考周京奎(2011)，本文以家庭成员的个人特征、家庭特征、社会保险购买、自评健康状况等作为解释变量，以失业二值变量(无工作=1)作为被解释变量，用Probit方法估计家庭的失业概率函数，并得到预测值，作为失业风险的衡量指标。和暂时性收入平方(2)参考罗楚亮(2004)与钱文荣和李宝值(2013)，本文以家庭成员的个人特征、家庭人口特征和经济特征等作为解释变量，以家庭收入作为被解释变量，用OLS方法进行估计并将所得残差作为暂时性收入的代理变量，并将暂时性收入小于0的值取负数，最后求出暂时性收入的平方作为收入不确定性的代理变量。作为衡量家庭收入不确定性的代理变量。

4. 调节变量：数字经济指标。目前国内研究数字经济的经济效应的相关文献中，多采用北大数字普惠金融指数作为数字经济的代理变量。本文借鉴赵涛等(2020)[53](3)赵涛(2020)利用城市互联网普及率、相关从业人员情况、相关产出情况、移动电话普及率和中国数字普惠金融指数五项指标和主成分分析法构建城市层面数字经济发展指标。这5个指标均来自2013-2017年CHFS问卷信息，具体包括：您家是否使用信用卡；去年是否有网购经历；去年网络购买消费总额；去年使用电话、手机等通信费、有线电视费、上网费用总额；是否在数字经济行业就业，行业信息参考《国家统计局关于数字经济及其核心产业统计(2021)》。的思路，采用2013—2017年CHFS调查问卷中涉及数字经济的5个指标，包括互联网购物经历、互联网购物支出等，将以上5个指标的数据标准化之后利用因子分析法构建家庭层面的数字经济综合指数，并对该指标进行标准化处理。因子分析的KMO检验整体值是0.725，Bartlett球形检验p值为0.000，小于0.05的临界值，意味着所选取的指标适合采用因子分析法构建数字经济指数变量。根据特征值大于1以及累积贡献大于60%的基本准则保留第一个有效公共因子(4)根据因子分析结果，仅第一个因子特征值大于1，该因子特征值为1.33445，方差贡献为1.25836，累计贡献率为0.9374；为了节省篇幅，本文仅报告该因子的相关信息。，并采用Bartlett因子得分法构建指数，最后将该指数标准化处理，使取值介于[0,1]之间。

5. 控制变量。为了缓解遗漏变量导致的内生性问题，本文在模型中加入尽可能多的控制变量。本文所采用的主要控制变量如下：(1)家庭层面：总收入、净资产、家庭人口规模、是否拥有社会医疗保险、是否拥有社会养老保险、是否拥有失业保险、少儿抚养比、是否拥有房产、是否拥有负债、是否从事工商业经营项目、是否为农业户籍；(2)户主个人层面：年龄、年龄的平方、性别、受教育年限、是否健康；(3)城市层面：城市地区人均GDP。另外，参照尹志超和张栋浩(2020)[54]的做法本文进一步控制了省份固定效应。

(四)主要变量描述性统计

表1报告了主要变量描述性统计结果。从表1可以看出，被解释变量家庭幸福感的均值为3.67，拥有商业保险的家庭占全样本家庭的28%，商业保险保费支出均值为1228.1。此外，样本中有13%的家庭拥有失业保险，有90%的家庭拥有社会医疗保险，有81%的家庭拥有社会养老保险。其他主要控制变量如户主性别、户主受教育年限、家庭规模、家庭经济特征以及户籍类型等均较为合理。

表1 全样本的描述性统计

续表1

四、基准实证结果与机制讨论

(一)基准分析：商业保险参与对家庭主观幸福感的影响

本文在基准回归中逐步加入户主个人特征变量和家庭特征变量，并使用双向固定效应模型进行估计。根据表2的回归结果可见，随着控制变量的不断引入，商业保险参与对居民家庭幸福感的影响始终为正，结果较为稳健，这与本文的假说1相吻合。仔细观察表2第(3)列回归结果，在户主个人特征层面上，能够发现户主已婚、户主较为健康的家庭幸福感较高，而相对于女性户主，户主为男性的家庭幸福感较低；户主年龄与家庭幸福感呈U型关系，即伴随着户主年龄上升，幸福感呈现先降后升的趋势。进一步观察家庭特征层面控制变量，可见家庭收入和净资产水平越高，则家庭幸福感越强，拥有负债则会显著降低家庭幸福感。开展自营工商业项目的家庭，幸福感较高。此外，参与了社会养老保险的家庭，其幸福感显著高于没有参与社会养老保险的家庭。

表2 基准分析：商业保险参与对家庭幸福感的影响

续表2

(二)商业保险参与对家庭幸福感的影响机制——收入不确定性

扎实推进共同富裕，需要不断增强人民群众的获得感、幸福感和安全感。公众的幸福不仅来自于既有的个体处境改善，同时还来自于发展与稳定基础上所带来的个体生存保障与积极预期；安全感是影响幸福感形成的重要因素，在获得感与幸福感的影响关系中扮演了“连接器”和“催化剂”的角色；居民所面临的收入、教育、医疗、住房等不确定性越大，越不利于安全感的提升(郑建君，2020)[55]。已有文献大多发现，收入、医疗、寿命、政策等不确定性会引致预防性储蓄增加，抑制居民消费(Balcilar et al.，2019；Ameriks et al.，2020)，从而不利于幸福感的提升。因此，在本部分本文将考察商业保险参与是否能够降低收入不确定性来提高家庭主观幸福感。首先，以收入不确定性指标作为被解释变量进行回归，观察表3的第(3)列和第(4)列可知，商业保险参与对收入不确定性呈显著负向效应，且对以暂时性收入平方衡量的不确定性的抑制作用更为显著。之后，本文在模型中引入商业保险参与和收入不确定性代理变量的交互项。前两列的回归结果显示，收入不确定性确实显著降低了家庭主观幸福感，而参与商业保险能够降低由收入不确定性导致的预防性储蓄动机，进而缓解其对家庭幸福感的抑制作用，且对面临不确定性越强的家庭，商业保险的缓解作用也越大。根据前文分析可知，不确定性的存在是导致居民预防性储蓄增加和消费减少的极为重要因素，而保险可以对未来可能产生的负向冲击起到缓解和对冲的作用。李涛和朱铭来(2017)在探讨正式制度(社会保险和商业保险)和非正式制度(家庭社会网络)对家庭消费的影响时便发现商业保险对消费的促进作用十分显著，居民消费能力的扩大将带来家庭主观幸福感的提高(Srivastava et al.，2001)，结合以上讨论，本文假说2得以验证。

表3 影响机制：收入不确定性

五、异质性分析和调节效应分析

(一)异质性分析

1. 按城乡分组。受资源、经济、社会文化等多种因素的交互作用，各地推进共同富裕的基础和条件存在很大差异(郑沃林等，2021)。种聪和岳希明(2020)指出，在户籍制度下，农村居民从出生开始就难以享受和城市居民同等的福利待遇，这包括基础教育、医疗以及劳动力市场回报等众多方面；且户籍身份导致的差异短期内难以通过城市化彻底消除，这使得在传统城乡二元结构之外又形成了城市中外来移民和本地居民之间的“新二元结构”。有鉴于此，本文对样本按户籍进行分组，考察商业保险参与对城镇家庭和农村家庭幸福感的影响是否存在显著差异。从表4所示，可以看出，商业保险参与对农村地区家庭的幸福感有显著促进作用，但对城镇地区家庭无显著影响，这与周海珍和郑佳豪(2021)所得结论类似。究其原因，可能是由于城镇居民拥有更高的收入水平、更完善的社会保障、更优质的教育和医疗条件，因而具有相对较高的风险抵御能力。此外，城镇居民就业大多具有正式的雇佣关系，受到相应法律法规的保护；与之相比，农村居民非正规就业的比例较高，面临更大的永久性收入风险和暂时性收入风险(Santaeulàlia-Llopis and Zheng，2018[56])。杨继生和邹建文(2020)[57]发现，城镇居民对收入冲击的保险能力明显强于农村居民，而农村居民对借贷限制和收入冲击的反应则明显高于城镇居民，这意味着农村居民有更强的风险厌恶水平和预防性储蓄动机。结合实证结果和以上讨论，本文认为，参与商业保险对收入不确定性的缓解作用以及对预防性储蓄动机的抑制作用对农村家庭更大，亦在更大程度上有助于农村家庭平滑消费提高幸福水平。

表4 异质性分析：按城乡分组

2. 按人力资本水平和社会资本水平分组。Helliwell(2003)[58]的研究发现更多的社会资本和更高的信任水平与更高的主观幸福感之间存在相关性。社会资本代表着个人通过社会关系获取稀缺资源的能力(Durlauf and Fafchamps，2004[59])，但社会资本不易测量，本文参考梁爽等(2014)[60]，以户主父母是否为单位(部门)负责人、(副)局级及以上、(副)组/股长、(副)科长、乡镇干部或村干部等以及家庭中其他成员是否为党的机关、国家机关、群团和社会组织或企事业单位负责人作为家庭社会资本水平的代理变量。此外，张维迎和柯荣住(2002)[61]认为，接受更高层次的教育可以提升社会地位从而获得人们更多的信任，有利于提高自身社会资本水平。鉴于人力资本水平与社会资本水平有较强的相关性，拥有更高人力资本水平的家庭可能同时具有更高社会资本水平，因此本部分进一步以户主是否为高中受教育水平为线对样本家庭进行划分(如表5)。由回归结果，可知商业保险参与对受教育年限较低以及社会资本水平较低的家庭影响显著为正，对受教育年限较高或社会资本水平较高的家庭虽然影响方向为正，但系数在统计上不显著。根据易行健等(2012)[62]的研究可知，社会网络作为一种非正式保险制度，能够对家庭起到风险分担作用，该保障功能可以显著降低家庭预防性储蓄水平，进而有利于家庭实现消费平滑。对于人力资本水平和社会资本水平较低的家庭而言，由于缺乏这一有效风险分担渠道，其抵御风险能力较弱，更多依赖于“自我储蓄”(预防性储蓄)来对冲未来可能发生的不利冲击，因而参与商业保险对于这部分家庭的消费平滑作用可能更强，对主观幸福感的提高效应也更为显著。

表5 异质性分析：按受教育年限和社会资本分组

3. 按社会保障水平分组。2021年8月17日，在中央财经委员会第十次会议上，习近平强调“优化社会保障制度，是扎实推进共同富裕发展的重要举措…是共同富裕的稳定器”。社会保障不仅关乎基本民生的保障，更是全体人民解决后顾之忧、共享国家发展成果的基本途径(邹萃，2021[63])。根据现有研究，参与社会保险可以帮助家庭抵御风险并降低“自我储蓄”水平，实现消费平滑(Gormley et al.，2010；Liu，2016[64])，有助于提升居民幸福感。因此，在本部分异质性分析中，将根据家庭是否拥有失业保险和社会养老保险进行分组回归，进一步考察商业保险参与对拥有不同社会保障水平家庭主观幸福感的影响是否存在显著差异。观察表6可知，商业保险参与对于缺乏失业保险家庭的幸福感具有显著正向效应，但对拥有失业保险的家庭而言该影响虽然为正却并不显著。另外，相比于拥有社会养老保险的家庭，参与商业保险对无社会养老保险家庭幸福感的提升作用更大。这可能源于缺少社会保险的家庭缺乏有效的风险分担机制，在面临未来可能的不利冲击时将更加依赖于家庭的自我储蓄，通过提高预防性储蓄水平来抵御风险。因此，商业保险参与更加有利于缓解这类家庭的预防性储蓄动机，帮助其平滑消费进而提高家庭主观幸福感。

表6 异质性分析：按社会保障水平分组

(二)调节效应：数字经济

中国进入共同富裕与数字经济的发展在时间上相吻合，随着中国逐步进入数字时代，未来共同富裕必然以数字经济为依托，换言之，数字经济为共同富裕提供了技术和路径(夏杰长和刘诚，2021)。结合对已有文献的分析和回顾，可知数字经济的发展有利于降低市场摩擦、增强居民家庭正规金融可得性、缓解流动性约束、提高社会互动水平(郭峰和王瑶佩，2020)，从而有助于降低居民家庭面临的不确定性和平滑消费。因此，基于模型(3)和(4)，本文引入数字经济变量以及商业保险和数字经济的交互项来考察数字经济的发展是否有助于增强商业保险参与对居民家庭幸福感的促进作用。表7报告了相关实证结果，从第(2)列和第(3)列可见，数字经济对以失业概率衡量的收入不确定性和以暂时性收入平方衡量的收入不确定性的影响系数均显著为负，再观察第(1)列，可以发现数字经济与商业保险参与的交互项系数显著为正。综合以上回归结果，这意味着数字经济的发展确实能够缓解家庭所面临的收入不确定性，并通过该渠道进一步强化了商业保险对居民家庭幸福感的正向效应。

表7 数字经济对商业保险参与和家庭幸福感关系的调节效应

六、内生性讨论与稳健性检验

(一)内生性讨论

本文基准回归部分虽然通过双向固定效应估计缓解了不随时间变化的个体效应的影响，但依然可能存在其他难以观测的遗漏变量同时影响商业保险参与和家庭幸福感。对此，基于实证研究设计部分的讨论，本文在此处以城市保险机构数量和家庭金融素养的交互项作为工具变量对模型重新进行估计。根据表8中第(1)列回归结果所示，第一阶段回归中，城市保险机构数量和金融素养的交互项与核心解释变量之间呈正相关关系，且F检验值为10.135，大于Stock-Yoo弱工具变量的临界值10，由此可以认为该工具变量通过了弱工具变量检验，符合有效性条件。在第二阶段回归中，参与商业保险的家庭比未参与商业保险的家庭幸福感高出0.68，且该系数在5%水平上显著，其影响方向与基准结果相一致。整体而言，工具变量估计系数要高于基准回归系数，这表明忽略模型的内生性问题有可能低估商业保险参与对家庭幸福感的影响。此外，工具变量估计结果与基准回归结果存在差异也可能源于局部平均处理效应(5)Angrist et al.(1996)[65]提出，工具变量法估计的是受政策作用群体的平均处理效应。(Local Average Treatment Effect)。假设商业保险参与对家庭幸福感的影响存在异质性，而本文的工具变量更多的是识别出处理组(参与商业保险样本家庭)的局部平均处理效应(6)Jiang(2017)[66]对2003-2014年发表于国际三大金融期刊(Journal of Finance/Journal of Financial Economics/Review of Financial Studies)的255篇文章进行统计分析发现，工具变量法估计将回归系数平均扩大了9倍，这很大程度上源自于局部平均处理效应(LATE)。，也会导致工具变量估计结果与基准结果存在差异。

表8 内生性：工具变量法

(二)稳健性检验

1. 更换核心解释变量:家庭商业保险保费支出对数。在稳健性检验中，本文将核心解释变量更换为家庭上一年商业保险保费总支出的对数，以此来替换原核心解释变量并观察结果是否稳健。根据表9回归结果可以发现，商业保险保费支出水平对家庭主观幸福感的影响显著为正，且在10%水平上显著，这与本文基准回归结果保持一致。

表9 稳健性检验：家庭商业保险保费支出对数

2. 更换估计方法：面板固定效应序数Logit估计。进一步地，考虑到本文被解释变量主观幸福感从1～5分别代表五个等级，适合采用序数Logit估计方法，同时为了缓解由不可观测的个体固定效应带来的影响，本部分将采用固定效应序数Logit(7)固定效应序数Logit估计方法由连玉君团队开发，在STATA中已拥有成熟的命令feologit。估计方法对模型进行估计。表10报告了运用该方法估计出的边际效应，前三行边际效应为负，意味着参加商业保险使家庭主观幸福感为1～3(非常不幸福、不幸福和一般)的可能性降低，后两行边际效应为正，意味着参加商业保险使家庭主观幸福感为4～5(幸福和非常幸福)的可能性提高。具体而言，以第5行为例，该边际效应系数表明参与商业保险使家庭非常幸福(幸福感为5)的可能性提高了1.3%。总体来说，通过固定效应序数Logit估计所得结论与前文一致，参与商业保险能够显著提高居民主观幸福感，基准回归所得结论较为稳健。

表10 稳健性检验：FE-Ologit方法

3. 更换样本:CFPS 2014—2018年样本。除本文主要实证过程所采用的CHFS调查数据外，国内常用的家庭微观调查数据库还有由北京大学中国社会科学调查中心(ISSS)实施的中国家庭追踪调查数据(China Family Panel Studies，简称CFPS)。该数据覆盖全国25个省/市/自治区，为全国性、综合性社会追踪调查项目，旨在通过追踪收集个体、家庭、社区三个层次的数据，反映中国社会、经济、人口、教育和健康的变迁，具有较好的代表性。出于稳健性检验的需要，本文在本部分采用CFPS 2014年、2016年和2018年的三轮调查数据构建平衡面板数据并进行双向固定效应估计(8)CFPS数据清理过程和方法均与CHFS数据清理过程保持一致。。结果如表11所示，相比于未参与商业保险的家庭而言，购买商业保险依然能够显著提高家庭主观幸福感，这与前文一致，实证结果较为稳健。

表11 稳健性检验：更换为CFPS 2014-2018数据

七、结论与政策建议

中国“十四五”规划指出：“坚持共同富裕方向，始终做到发展为了人民、发展依靠人民、发展成果由人民共享，维护人民根本利益，激发全体人民积极性、主动性、创造性，促进社会公平，增进民生福祉，不断实现人民对美好生活的向往。”，以人为本，充分提高人民群众的获得感、安全感和幸福感，实现人民群众对美好生活的向往，是中国扎实推动共同富裕的本质要求和目标。在共同富裕目标背景下，本文从商业保险视角出发，基于2013-2017年中国家庭金融调查数据(CHFS)详细分析了商业保险发展将如何推动居民家庭幸福感的提升，并进一步检验了数字经济在其间所起到的强化作用，具有重要的现实意义。本文主要结论有如下三点。第一，商业保险参与能够明显促进家庭幸福感的提升，且主要通过降低家庭未来可能面临的不确定性所带来的不利冲击来缓解预防性储蓄动机，促进消费进而提高家庭幸福感。第二，在异质性分析和调节效应分析部分，商业保险参与对幸福感的提升作用在农业户籍、低人力资本和社会资本以及社会保障水平较低的家庭中更为显著，而数字经济的发展可以强化商业保险对家庭幸福感的正向效应。第三，在内生性讨论和稳健性检验部分，本文通过采用工具变量估计方法来缓解可能存在的内生性问题，其所得结果与基准回归保持一致。进一步，本文通过更换核心解释变量、估计方法以及更换样本对基准回归结果进行了稳健性检验，结果依然支持商业保险参与能够显著提高家庭幸福感的结论。

为进一步有序扎实推进共同富裕，努力提升人民幸福感，本文建议应持续推动保险业供给侧结构性改革，引导商业保险行业积极参与多层次养老和医疗保障体系建设，提高商业保险覆盖广度和深度，使其能够更好地满足人民群众日益增长的多层次保险需求，以逐步满足人民群众对美好生活的需要；进一步加快数字化发展，加快数字社会建设步伐，逐步打造数字经济新优势，充分发挥数字经济在技术和路径上对共同富裕的依托作用；扩大社会保障覆盖范围，提高城乡统筹层次和保障水平，降低居民家庭面临的不确定性，进一步提高人民群众的安全感。