信貸約束對農戶家庭商業保險購買的影響研究

摘 要：為進一步探究信貸約束與農戶家庭商業保險購買的關系，本文對2017年中國家庭金融調查（CHFS）數據庫進行指標選取，將農戶受到的信貸約束劃分為正規信貸約束和雙重信貸約束兩類，將農戶家庭商業保險購買劃分為商業人壽保險及商業健康保險購買，通過構建Probit回歸模型進行實證分析。結果發現，正規信貸約束、雙重信貸約束與農戶家庭是否購買商業保險、商業人壽保險顯著正相關，與是否購買商業健康保險不相關。

關鍵詞：商業保險購買;商業人壽保險;商業健康保險;正規信貸約束;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展及國民生活水平的提升，商業保險具有的分散風險、補償損失、投資理財等功能將對居民家庭的消費決策產生重大影響。但是，中國銀保監會公布的數據顯示，2017年我國只有8.51%的居民家庭購買了商業保險，并且絕大部分是非農家庭，農戶家庭對商業保險的消費一直處于低迷狀態。信貸約束是我國農戶家庭普遍存在的一種現象，當農戶家庭有借貸需求向金融或非金融機構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。Mariger （1987）在前人研究的基礎上加入內生性后發現，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）通過研究發現，可預測信貸對家庭消費有影響。臧旭恒和李燕橋 （2012）通過研究發現，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）經過實證得出，正規信貸約束與非正規信貸約束對農戶消費結構影響不一致。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生負向影響，而作為家庭消費一部分的商業保險購買，少有學者會單獨研究信貸約束與家庭商業保險購買的關系。鑒于以上分析，本文以農戶家庭這個微觀單元為研究對象，以2017年中國家庭金融調查 （CHFS）的相關數據為研究樣本，通過構建模型實證分析信貸約束與農戶家庭商業保險購買之間的關系。

1 我國商業保險購買現狀

1.1 宏觀方面

保費收入在一定程度上反映了居民對商業保險購買的水平，從保費收入來看，我國保險業在過去20年取得了快速發展。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%。總體而言，增長速度較快。

1.2 微觀方面

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

2 數據來源與變量說明

本文實證部分的數據來自中國家庭金融調查研究中心2017年的調查結果，通過對缺失數據的合理處理，最終得到17 752個農村家庭樣本。

本文對信貸約束的劃分參照多春梅 （2021）的觀點，對農戶家庭受到的信貸約束按照強度劃分為正規信貸約束和雙重信貸約束。如果農戶家庭有從事農業、工商業、購買房產、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。

本文對商業保險的劃分按照中國家庭金融調查2017年的問卷分為商業人壽保險、商業健康保險及其他商業保險。若農戶家庭任一成員擁有商業人壽保險、商業健康保險或其他商業保險中的一種，則商業保險購買虛擬變量取值為1，否則取值為0;由于其他商業保險購買很少，本文不予考慮，僅考察商業健康保險、商業人壽保險是否購買，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）農戶家庭特征：具體包括農戶家庭年收入、家庭總資產及家庭社會保險參與。對農戶家庭總收入和家庭總資產分別進行對數處理，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，考慮現實情況，剔除了戶主年齡小于20歲大于80歲的樣本。“性別”變量主要考察家庭戶主的性別，男賦值為1，女賦值為0。“受教育程度”變量重點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。“健康”變量按照家庭戶主身體狀況來賦值，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保險、商業人壽保險和商業健康保險，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對中國家庭金融調查 （CHFS）2017年的相關數據進行模型參數估計，表2為信貸約束對農戶家庭商業保險購買的方程參數估計結果。

第一，對信貸約束進行分析。在表2第 （1）列中，正規信貸約束在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，表明正規信貸約束、雙重信貸約束都會增加農戶家庭購買商業保險的概率。在第 （2）列中，正規信貸約束在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，表明正規信貸約束、雙重信貸約束都會增加農戶家庭購買商業人壽保險的概率。在第 （3）列中，正規信貸約束邊際效應為0.0003，但并無統計意義上的顯著結果;第 （6）列結果相似，表明正規信貸約束、雙重信貸約束對農戶家庭是否購買商業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）列的估計結果為主。戶主年齡對家庭購買商業保險有1%置信水平上的負向影響，表明農戶年齡越大越不傾向購買商業保險;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，購買商業保險的可能性更小;戶主受教育程度對家庭購買商業保險有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保險的購買;戶主健康狀況和婚姻狀況并無統計上的顯著影響，說明家庭是否購買商業與其保險無關;家庭收入、家庭凈資產對商業保險購買均有1%置信水平上的正向影響，表明農戶家庭總收入越高、總資產越多，越傾向于商業保險的購買;家庭成員購買任意社會保險并無統計上的顯著影響，表明農戶社會保險參與對家庭購買商業保險無顯著影響。

5 結語

通過閱讀國內外最新文獻，本文以“信貸約束”和“農戶家庭商業保險購買”作為主要關注變量，在控制人口統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系。得出以下結論：正規信貸約束、雙重信貸約束與農戶家庭是否購買商業保險、商業人壽保險顯著正相關，與是否購買商業健康保險不相關。

參考文獻

BACCHETTA P， GERLACH S. Consumption and credit constraints： International evidence[J]. Cepr Discussion Papers， 1997，40（40）：207-238.

LUDVIGSON S. Consumption and Credit： A Model of Time-Varying Liquidity Constraints[J]. Review of Economics & Statistics， 1999，81（3）：434-447.

MARIGER R P. A Life-Cycle Consumption Model with Liquidity Constraints： Theory and Empirical Results[J]. Econometrica， 1987，55（3）：533-557.

董志勇，黃邁.信貸約束與農戶消費結構[J].經濟科學，2010（5）： 72-79.

多春梅.信貸約束對農村家庭金融資產配置的影響研究[D].銀川：北方民族大學，2021.

黃倩，尹志超.信貸約束對家庭消費的影響：基于中國家庭金融調查數據的實證分析[J].云南財經大學學報，2015（2）：126-134.

唐俊蕾.信貸約束對家庭汽車消費的影響：基于CHFS數據的實證研究[D].成都：西南財經大學，2016.

臧旭恒，李燕橋.消費信貸、流動性約束與中國城鎮居民消費行為：基于2004—2009年省際面板數據的經驗分析[J].經濟學動態，2012（2）：61-66.