社會互動對商業養老保險的影響
——基于多場景互動視角的機制檢驗

周 琳,梁 棟

〔1.蘭州財經大學 金融學院,甘肅 蘭州 730101;2.淮陰工學院 商學院,江蘇 淮安 223003〕

一、引言

“七普”人口調查發現,我國人口在2020年平均增長率已達到0.53%,而60歲以上的老年人口占比高達18.7%。隨著人口出生率降低、人均預期壽命提高,我國人口老齡化速度逐漸加快,居民養老負擔日益加重,養老難題亟待解決。商業養老保險作為我國養老保障的第三支柱,在完善我國養老保障體系、滿足人民日益多樣化的養老需求方面發揮著重要作用。國務院2017年發布的文件《關于加快發展商業養老保險的若干意見》中強調了商業養老保險是我國養老保障體系中的重要一部分,是我國基本養老保險的補充性保險。并明確提出要推進和完善可持續、多層次的養老保障體系。國務院2022年發布《關于推動個人養老金發展的意見》文件中持續釋放積極信號,指出要推動發展市場化運營的個人養老金,促進商業養老保險補充的功能,要高度重視其在三支柱養老金體系中的重要作用。然而,我國現階段的多支柱型養老體系存在結構失衡的現象:第一支柱的基本養老保險規模巨大,而第三支柱的商業養老保險還處于起步階段,這將使得我國在日益突出的老齡化現狀下,以基本養老保險為主的養老制度無法滿足人們多樣化和更高層次的養老需求。因此,有必要補齊短板,研究制約我國商業養老保險發展的影響因素,促進我國第三支柱的養老保險發展,滿足居民多層次的養老保險需求。

影響我國商業養老保險發展的因素眾多,既有內部因素,也有外部因素,其中,社會互動作為外部的社會性因素對個體保險決策行為的影響近年來開始得到廣泛關注。由于商業養老保險的投資和受益期間隔較長、保險條款復雜、居民對保險機構的信任不足等原因,使得我國商業養老保險需求嚴重不足。目前我國商業養老保險營銷主要靠基于社會關系的親緣和地緣營銷,那么在我國這樣一個格外重視禮尚往來的“人情”傳統社會,研究社會互動對居民商業養老保險決策行為的影響顯得很有必要。

本文可能的貢獻有三點。第一,已有部分文獻探討了社會互動對商業養老保險購買的影響,但大多對社會互動的界定不夠精確。本文利用主成分因子分析法,將居民不同場景、不同層面社會互動的多維變量合成為社會互動這一綜合指標,來檢驗該指標如何影響居民對商業養老保險的購買。第二,人口老齡化帶來的既有宏觀上關涉經濟社會可持續發展的問題,也有微觀上關乎老年人身心健康的問題,因此本文在關注社會互動對居民商業養老保險參與影響的同時,進一步探索了這一影響在主觀層面的作用路徑,實證檢驗了風險態度、幸福感知這兩個中介因素在社會互動影響養老保險參與中發揮的作用。第三,本文在做異質性檢驗時注重對居民主觀文化意識方面的異質性檢驗,發現居民在文化教育、年齡閱歷、南北地域文化方面有明顯的異質性,分析得出社會互動對商業養老保險決策的影響效果受居民的文化意識差異影響較大。

二、文獻綜述

1.商業養老保險影響因素研究

對于商業養老保險購買決策的影響因素已有大量文獻研究。分析角度包括家庭特征、人口特征、主觀態度、外部因素等。一是家庭特征方面,居民家庭經濟狀況越好、收入水平越高,購買商業保險的可能性越大[1]。子女數量、家庭規模[2]、代際關系[3]、夫妻婚姻關系[4]等都會影響商業養老保險的購買。二是對于人口特征方面,教育水平越高的人,從多方面自主獲取保險信息的能力越強,并能對這些信息根據自身情況進行處理,從而促進商業保險的購買[5]。包括居民個人年齡、健康狀況[6]、認知能力[7]等因素都會影響居民商業養老保險的參與。三是從主觀態度方面,有研究表明居民主觀幸福感的提升能提高其參與商業保險的可能性[8]。此外信息感知[9]、社會信任[10]、社會公平感知[11]等因素都可能影響居民參保的可能性。四是外部因素方面,如陳其芳[12]通過調查發現居民對商業養老保險的參保意愿與政府的宣傳程度有顯著的正相關,熊衛和于長永[13]通過調查發現,社會流動、商業養老保險市場的可及性對居民是否購買保險存在顯著的正相關關系。數字普惠金融的發展狀況[14]、經濟發展水平等對保險參與也有顯著影響。

2.社會互動與商業養老保險參與相關研究

國外有研究表明,Duflo &Saez[15]通過隨機抽樣試驗發現居民在自己的社交網絡圈交流促進了個體養老金的購買。Cai et al[16]通過隨機試驗發現社會互動通過保險知識的擴散,促進了個體商業保險的購買。國內關于社會互動對商業養老保險參與影響方面的文獻,宋濤和吳玉峰[17]以及許燕通過區域問卷調查發現,社會互動拓寬了商業養老保險信息獲取渠道,并正向影響居民對商業養老保險的風險感知、價值感知和信任感等,且發現社會互動對農村居民商業養老保險的購買意愿沒有顯著影響。王海萍和唐園園[18]用中國金融家庭調查數據進行實證研究發現社會互動對不同學歷、年齡、收入水平的家庭商業保險參與均有顯著影響。吳玉鋒等[19]根據2017年中國綜合社會調查數據,將居民的正式和非正式互動綜合為社會互動,發現居民的社會互動對農村、低收入水平、中等學歷人群沒有影響。

綜上,關于商業養老保險參與的影響因素眾多,但根據以往文獻關于社會互動對居民商業養老保險決策影響的研究,對社會互動這一復雜的社會現象所采用的指標不一,或采用的數據存在區域調查結果,導致結論有所差異。此外,有文獻表明線上型社會互動能幫助農戶獲取金融信息,影響農戶對待風險的態度[20];而居民的風險厭惡態度會顯著影響其商業養老保險的參與[21]。也有研究發現社會互動能顯著提升非貧困農民幸福感[22];而幸福感對家庭商業保險參與有顯著影響[23]。但鮮有文獻將居民的風險態度、幸福感作為社會互動和商業養老保險購買的中介變量考慮,探討其相關性和作用機制。

三、理論分析和研究假設

1.社會互動與商業養老保險

社會互動是指行為人之間的相互影響[24],在社會互動中個體的偏好、期望和約束會受到其他人的特征和選擇的直接影響,從而形成團體之間的相互影響、彼此依賴[25]。

社會互動包括內生互動和情景互動這兩種互動形式,Hong et al[26]又把內生互動包括為信息的口頭交流和在交流中獲得愉悅感這兩種機制。內生互動的信息傳遞機制指居民間通過交流傳遞信息,促使其在觀察與互動中學習[27]。社會互動在影響商業養老保險決策時表現為,居民間通過交流信息從而了解和學習保險知識,以此降低保險參與的搜索成本。同時居民在日常交流共同話題過程中會獲得愉悅感、幸福感等感知,內生互動進而通過影響保險決策的主觀效應[28]來促進居民對商業養老保險的參?？赡苄?。根據Blume et al的研究討論,情景互動主要通過結果示范效應對個體金融決策產生影響,這種影響的結果是單向傳遞或不確定的。因為居民在有關于商業養老保險信息的情景互動中會單向獲得相關的“正面結果”或“負面結果”示范。若獲得正面結果示范,則會對潛在保險客戶的購買決策產生影響,反之,則可能會阻礙居民對商業養老保險的購買。因此,社會互動對商業養老保險購買決策的影響如何,要綜合分析兩種互動形式下不同層面的社會互動疊加效果[29]。

綜上,社會互動一般通過內生互動和情景互動來影響商業養老保險的購買,本文主要通過兩者的綜合結果,統稱為社會互動來進行研究,基于此,提出研究假設1。

H1:社會互動會提升居民對商業養老保險的參?？赡苄?。

2.中介機制分析

根據上文對社會互動的影響作用分析,選用居民的風險態度和幸福感作為中介機制假設,探究其是否發揮中介作用。

(1)社會互動、風險態度與商業養老保險。一方面,李濤和郭杰[30]的研究發現,居民對待風險的態度受社會互動程度高低的影響,低社會互動的居民對風險有較敏感的主觀感知,表現出明顯的風險規避態度,而高社會互動居民會降低對風險的主觀感知程度;此外,根據WiJayaratna &Dixit[31]的結論,居民對待風險的態度受其信息量多少的影響,而作為信息傳遞渠道的社會互動便潛移默化影響著居民的風險態度。另一方面,根據段軍山和崔蒙雪的研究,居民越厭惡風險,其越有可能購買商業保險;而與傳統理論相反,秦芳等[32]的實證研究發現,居民的風險偏好對商業養老保險的購買存在顯著正相關關系。因此,提出本文研究假設。

H2:社會互動會調節居民的風險態度,進而影響商業養老保險的購買。

(2)社會互動、幸福感與商業養老保險。一方面,研究發現老年人在參與社會互動的過程中能在自己熟悉的社交場合和有共同感興趣領域的人互動,心中的煩惱和壓力更容易排解出去,這樣可以緩解他們自身的心理負擔,提升幸福感[33]。另一方面,劉喜華等[34]的研究發現,幸福感能提高商業養老保險的參與意愿,同時,國外學者Guven &Hoxha[35]發現,幸福感的體驗會讓人們渴望延長生命,這種渴望會促使人們對未來加強人力和物質資本的投入,以此提升商業養老保險的參與可能。因此,提出本文研究假設。

H3:社會互動會提升居民的幸福感,進而推動對商業養老保險的購買。

圖1 社會互動中介因素與商業養老保險參與之間的關系

四、數據、變量及研究設計

1.數據介紹

本文數據來自“中國綜合社會調查”(CGSS)2018年的截面數據。它是我國第一個全國性、綜合性、持續性的大型社會調查,調查范圍覆蓋中國大陸28個省級行政區(不包括香港、澳門、臺灣、西藏、新疆、海南),總樣本量約為12789個。本文結合研究需要,剔除缺失值和異常數據后,篩選對商業養老保險的影響因素選取有效樣本共計10671個,并對其進行基準回歸。

2.變量選擇

(1)被解釋變量:商業養老保險購買。被解釋變量考察的是我國居民商業養老保險的參保情況,它為二值變量,定義為是否參加商業養老保險。根據CGSS問卷中對商業養老保險購買變量來自于問卷問題:居民在調查之時“是否參加了商業養老保險”。若受采訪的居民參加了商業養老保險,則將該變量賦值為1,沒有參加則賦值為0。

(2)核心解釋變量:社會互動。根據社會互動的影響機制,內生互動是通過居民間相互影響,觀察性學習中對其決策產生影響并獲得主觀效用,具有群體之間的相互影響機制。而情景互動是一種單向的結果示范機制,互聯網對居民的影響與日俱增,人們從新聞媒介上觀察到某種行為對人們的決策影響與情景互動相似。若居民在互聯網情景中看到了關于商業養老保險的積極影響,則會對其學習或模仿;然而,若居民從互聯網上觀察到參加商業養老保險所帶來的負面影響,他們則可能會停止模仿和學習。因此,本文根據內生互動的影響機制,將CGSS數據庫中的問題:“請問您與鄰居進行社交娛樂活動(如互相串門,一起看電視、吃飯、打牌等)的頻繁程度是”和“請問您與其他朋友進行社交娛樂活動(如互相串門,一起看電視、吃飯、打牌等)的頻繁程度是”來反映居民的內生互動情況;同理,依據情景互動的影響機制,將問卷中的問題“您對以下媒體的使用情況是:1.報紙;2.雜志;3.廣播;4.電視;5.互聯網(包括手機上網);6.手機定制消息”按照居民對這些媒體的使用頻率來反映情景互動情況。對表1中的這8個問題的答案進行李克特量五點或七點賦值,并對這8個測量指標通過主成分因子分析法構造社會互動這一綜合變量。表1為采用主成分法進行因子分析后的分析結果,因子分析提取了三個公因子,根據負載在公因子上指標的含義分別命名為內生互動和情景互動。最后,將內生互動和情景互動的因子得分乘以各自貢獻的方差比例并相加,從而構造成社會互動綜合變量,當綜合因子得分大于中位值時取值為1,否為0,分別對應高水平社會互動和低水平社會互動,并據此構造虛擬變量“社會互動”。

表1 社會互動的因子分析結果

(3)控制變量。影響居民商業養老保險決策的因素有很多,根據已有文獻從居民的人口特征、家庭特征、地域特征方面構造控制變量,即參保行為、年齡、健康程度、學歷、家庭人口、家庭收入、房產數量。本文參保行為測量的是居民是否參與社會養老保險,為虛擬變量,如果參與則取值為1,否則為0。受訪者的學歷按從小到大的教育水平從1-13進行賦值;健康狀況按受訪者的健康程度依次分為5個等級賦值。年齡、家庭人口、家庭年總收入、家庭房產數量是數據型變量。各地經濟和保險市場的發展水平各異,因此還加入了省份控制變量。

3.描述統計

描述性統計結果顯示:樣本中居民平均年齡為52.22歲,有75%的居民表示已參加基本的養老保險,居民的家庭人口數量均值為3.13人。購買商業養老保險的居民的社會互動水平明顯高于未購買的居民,已購買的居民社會互動水平為73%,未購買的居民的社會互動水平為48%,兩類居民社會互動水平相差25%。從居民的個體特征來看,購買商業養老保險的居民平均年齡為46.15歲,明顯低于未購買居民的平均年齡(52.72歲)。參保者的參保行為、最高學歷、健康程度均高于未參保者。從居民的家庭特征來看,參保者的家庭人口數量(2.92人)明顯少于未參保者(3.15人),參保者家庭年總收入、房產數量均明顯高于未參保者。描述統計分析發現居民的個體特征、家庭特征和社會互動特征都會影響其商業養老保險購買,猜測社會互動水平高的個體更傾向于購買商業養老保險,并且后文將以更嚴謹的實證分析來檢驗。

4.模型設定

(1)Probit模型。被解釋變量商業養老保險的購買屬于二值變量(購買為1,未購買為0),因此構建Probit模型進行基準回歸,研究社會互動對商業養老保險購買的影響。設定了如下模型:

(1)

式(1)中Insurancei為被解釋變量商業養老保險的購買,表示第i個個體是否購買商業養老保險;Social_Interactioni表示解釋變量,表示第i個個體的社會互動情況;Xij表示控制變量,表示第i個個體的第j個控制變量,包括人口特征、家庭特征、地域特征;λk為省份虛擬變量;εi為誤差項。

(2)

式(2)中Y為被解釋變量商業養老保險的購買,表示第i個個體是否購買商業養老保險;Social_Interactioni為解釋變量,表示第i個個體的社會互動情況;Xij表示控制變量,表示第i個個體的第j個控制變量,包括人口特征、家庭特征、地域特征;λk為省份虛擬變量;εi為誤差項。

五、實證分析

1.基準回歸

(1)核心解釋變量的實證結果分析。本文將商業養老保險的參與作為被解釋變量,將社會互動作為解釋變量,分別使用OLS模型和Probit模型估計社會互動對商業養老保險的影響。雖然在模型的選用上使用OLS會與線性回歸的基本前提假設相違背,并且回歸結果的概率也會在正常范圍之外,但回歸結果能給出解釋變量社會互動的邊際效應,以便更加直觀地觀察回歸結果中特定變量的影響效應。

表2報告了基準回歸的估計結果,模型(2)和(4)的回歸結果基本一致,均表明社會互動頻率的增加會促進居民對商業養老保險的購買。模型(2)用OLS模型回歸得出,相對于社會互動頻率低的居民,高頻率社會互動的居民對商業養老保險的購買提升了2%左右。模型(4)用Probit模型回歸也得出了相同的結果,社會互動對居民商業養老保險的參加在1%的水平上具有顯著正相關。因此,假設H1得到證實:社會互動會提升居民對商業養老保險的參?？赡苄?。

(2)控制變量的實證結果分析。如表2,居民的年齡、性別、風險偏好、健康狀況、學歷教育、家庭收入和家庭房產都顯著影響其商業養老保險的購買。如以模型(2)的OLS結果為參考,居民的年齡與商業養老保險的購買呈現“倒U”型關系,即隨著年齡的增加,居民參保的可能性會增加,但過了一定年齡的“門檻”后,年齡的進一步增長會降低居民商業養老保險參與,這與Lin et al[36]的研究結果相同。學歷與商業養老保險購買有顯著正相關,說明居民的受教育程度越高,對新鮮事物的掌握和理解能力更快、更好,對金融和保險知識也會了解更多,因此也會有更大的概率參與商業養老保險。健康狀況與商業養老保險的購買有顯著正相關,說明若居民身體越健康,更傾向于預期自己未來會長壽,他們則需要更多的養老金作為自己以后老年生活的保障,因此便更有可能投資商業養老保險。家庭房產和收入對商業養老保險的購買具有顯著正相關,是因為家庭年總收入和房產數量反映了其財富水平,財產狀況越好的家庭消費水平越高,參與商業養老保險的概率會越大。

2.內生性問題

盡管基準回歸中對于個人和家庭層面的特征做了較好的控制。但測量時可能會出現遺漏居民的性格偏好、區域文化氛圍的影響等情況,而這些遺漏變量可能會使實證效果出現偏差。此外,解釋變量社會互動是一個較抽象、復雜、寬泛的概念,盡管本文綜合采用了多個指標進行測量,但也難以保證能對其完全準確概括;最后,社會互動和商業養老保險購買可能互為因果,居民購買了商業養老保險可能反過來促進社會互動。以上這些問題均可能出現內生性問題,導致測量結果不準確。

表2 社會互動影響商業養老保險購買的回歸分析

因此需要考慮借助工具變量將內生變量進行分離。參考吳玉峰等對社會互動和商業養老保險關系的內生性檢驗方法,對工具變量的選取根據數據庫中的問題:“10年前社會等級”和“14歲時家庭的社會等級”,運用與基準回歸相同的方法測量社會互動與商業養老保險購買的內生性。因為受訪者自己之前的社會等級和家庭的社會等級作為一個歷史因素,會對當前的社會互動水平產生影響,但對當前的保險決策并未產生影響,因此這兩個工具變量問題符合本文內生性檢驗要求。

在控制省份區域變量的基礎上,表3構建了IV-Regress和IV-Probit兩種回歸模型,檢驗了社會互動對商業養老保險購買的影響效果。表3兩個模型的內生性檢驗結果都明確顯示社會互動與工具變量在1%顯著性水平上正相關,且一階段F值都明顯大于10,表明社會互動存在內生性,使用工具變量是必要的,且不存在弱工具變量的問題,回歸結果證明穩健可靠,社會互動仍正向促進居民商業養老保險的購買。

3.穩健性檢驗

為了減少變量定義、估計方法選取方面對實證結果造成的影響,本文運用變更解釋變量定義方式、更換回歸方法對實證結果進行穩健性檢驗。

(1)變更自變量定義方法。上文選取了較為具體的指標對內生互動和情景互動這兩個維度進行測量,并采用主成分因子分析法綜合構造了社會互動這一虛擬變量。為了避免指標選取和變量構造方法偏差導致對實證結果的影響,本文選擇了能對社會互動概括較好的指標進行穩健性檢驗。對社會互動測量指標來自中國綜合社會調查數據庫問卷問題中“過去一年中,您是否經常在您的空閑時間社交”,這一問題能較好且綜合概括居民的線上、線下互動形式,也能在居民主觀層面上對自己社會互動水平的綜合評價。表4第(1)(2)列對重新定義的社會互動指標采用Probit進行穩健性檢驗,模型的回歸結果表明,社會互動依然促進居民的商業養老保險購買,說明這一結果是穩健可靠的。

(2)更換估計方法。本文在基準回歸中已用Probit做了實證檢驗,為了檢驗結果的穩健可靠性,因此再次采用Logit模型對變量進行驗證,根據表4第(3)(4)列回歸結果可知,社會互動依然對居民的商業養老保險購買行為有顯著影響。

表3 內生性識別與分析

表4 穩健性檢驗

六、進一步分析

1.機制分析

對于間接效應檢驗通常使用依次檢驗法、Sobel法、Bootstrap法,本文根據溫忠麟和葉寶娟[37]的做法,對中介機制的檢驗使用逐步檢驗法。若逐步檢驗都顯著,則中介傳導機制成立,若至少存在一個不顯著,則使用Bootstrap法進行最后檢驗。

對于社會互動對商業養老保險影響的中介變量選擇,選取數據庫中的風險態度、幸福感作為中介變量進行作用機制檢驗,檢驗其是否發揮了中介效應。一是風險態度,風險態度指的是個人對投資風險持有的不同偏好。根據數據庫中衡量居民風險態度的兩個問題:“您是否同意‘充滿風險和機會的生活比平凡而穩定的生活更令人向往’”和“您是否同意‘即使是有風險,如果有多余的錢,我會投資在報酬高的東西上’”,將其從“非常不同意”到“非常同意”分為7個等級,并將這兩個問題的答案加總,匯總后的范圍為2-14,數字越小表示越厭惡風險,反之為偏好風險。并將范圍為2-5的風險態度重新賦值為1,代表風險厭惡者;對6-10的風險態度重新賦值為2,代表風險中立者;對11-14的風險態度重新賦值為3,代表風險偏好者。二是幸福感,使用中國綜合社會調查數據庫中對幸福感的主觀評價指標來測量中介變量幸福感,問卷詢問“總的來說,您覺得您的生活是否幸?！?對回答結果的主觀幸福程度進行賦值,為1-5。

表5為對中介機制進行檢驗。中介變量為風險態度、幸福感。模型(1)模型(3)是對中介變量為風險態度時的檢驗結果。由模型(1)可知,社會互動與風險態度存在顯著正相關,表明居民社會互動頻率越低其風險厭惡程度越高,隨著居民社會互動的增加,對風險的偏好程度也在增加;由模型(3)可知在控制了社會互動的影響后,風險偏好與商業養老保險的購買行為具有正向促進作用,說明隨著居民風險偏好程度增加,居民越傾向于選擇商業養老保險,假設H2:社會互動會調節居民的風險態度,進而影響商業養老保險的購買得以驗證。模型(2)模型(4)是對幸福感作為中介變量的檢驗結果。由模型(2)可知,社會互動與幸福感存在顯著正相關,表明社會互動的增加會提升居民的幸福感。而由模型(4)可知,在控制了社會互動的影響后,幸福感與養老保險參保行為也存在正相關關系。假設H3:社會互動會提升居民的幸福感,進而推動對商業養老保險的購買得到證據支持。

表5 機制分析:依次檢驗法

2.異質性分析

根據社會互動對居民保險購買決策的影響機制,初步判斷社會互動會以主觀意識形式影響居民的保險決策。因此本文對不同教育水平、人生閱歷、風俗文化的人群探討社會互動對商業養老保險決策影響的異質性,主要從居民學歷水平、年齡、南北地域三個維度的異質性進行考察。

(1)按教育水平劃分。根據受訪者的教育年限,將其分為0-9年、9-12年、12年以上三個等級,分別對應初等、中等、高等三個層次的教育水平。表6分別用OLS和Probit模型對三層次教育水平做了異質性檢驗,數據表明社會互動對初等教育水平的居民的商業養老保險影響具有顯著促進作用,對高等教育水平的居民有積極作用,對中等學歷的居民沒有影響。初等教育水平的居民,其對保險信息獲取渠道較窄,且獨立決策水平較低,通常在社會互動中以最小的成本模仿學習他人的行為。近年來隨著我國居民的養老問題日益嚴峻和社會上對保險知識的宣傳力度增加,使初等學歷或者獨立判斷能力不高的居民在面臨養老風險時整體受商業養老保險的正面影響較大,促使其在社會互動中加強對商業養老保險的購買。對于高學歷水平居民而言,其信息獲取渠道較寬,且具有高水平的獨立決策能力,在社會互動中能綜合權衡利弊,并在一定程度上削弱情景互動的負面影響,以此推動對商業養老保險的購買。對于中等學歷居民而言,其在社會互動中容易受到關于商業養老保險的正面和負面雙重影響,由于其辨別能力不如高學歷居民,使得社會互動的綜合影響力度不顯著。

表6 基于不同教育水平的異質性分析

(2)按年齡和南北地域劃分。在年齡異質性劃分方面,按照世界衛生組織的規定,居民年齡44歲以下歸為青少年一類,44歲及以上劃為中老年一類。在南北地域異質性劃分方面,劃分標準根據各省所在地域進行劃分:北方省份包括遼寧、吉林、黑龍江、內蒙古、北京、河北、天津、山東、山西、河南、陜西、青海、寧夏、甘肅,南方省份有江蘇、上海、浙江、安徽、福建、江西、湖北、湖南、廣東、廣西、重慶、貴州、四川、云南。

表7分別用OLS和Probit模型對年齡和南北地域的異質性做了檢驗,年齡異質性方面的結果表明,社會互動對中老年居民的保險購買影響有顯著的正向促進作用,而對青年群體的保險購買沒有影響?？赡艿脑蚴窍噍^于青年群體,中老年群體隨著年齡的增加,養老危機意識增加,開始對養老風險逐步重視,且他們社交網絡逐步穩固,對自己熟悉的社交圈信任感較強,從而因社會互動頻率的增加而對商業養老保險的需求增加。

表7 基于不同地域的異質性分析

在南北地域異質性檢驗方面,回歸結果表明,南方居民對社會互動的影響具有顯著正相關,而北方居民的受社會互動的影響不顯著。這可能是歷史宗族文化差異導致的信任感不同的緣固,丁從明等[38]的研究發現,相較于北方,南方人口居住緊密,宗族網絡聯系緊密,鄰里親友更傾向于協作互濟,這促進了家族和同村之間建立起信任更強的互幫互助關系。因此商業養老保險的負面影響在信任感更強的關系網絡內部得到弱化,促使社會互動的綜合影響效果在南方居民中更顯著。也有可能是南北居民性格差異導致的原因,郭瑞娜和曲吉林等的研究分析發現,相較于北方人豪爽耿直、固執保守、不善變通的性格,南方人能言善辯、善于精打細算,當環境不確定時,他們通常在社會互動中以較低的成本學習聯結公司的財務信息[39]。因此南方居民在社會互動中精打細算,通常以最小的成本學習商業養老保險知識,以最大的保障規避養老風險,從而促進商業養老保險的購買。

七、結論與建議

本文使用2018年中國綜合社會調查數據(CGSS),主要從總體效應和機制檢驗方面研究社會互動對居民商業養老保險購買的影響。研究有以下發現:社會互動能顯著促進居民商業養老保險的購買;社會互動會調節居民的風險態度,從而促進居民對商業養老保險的購買;社會互動會促使居民在交流感受中獲得主觀幸福感,從而推動居民商業養老保險的參與;社會互動對于不同學歷水平、年齡階段、南北地域的人群有異質性,實證得出,社會互動的影響對初等教育水平、中老年、南方的居民有顯著正向作用,對高等學歷居民也有積極影響,對中等學歷、青年、北方居民沒有影響。

決策行為往往受各種心理因素所影響[40],保險保障功能的發揮建立在廣泛的保險覆蓋面中,而提高保險覆蓋的關鍵之一在于挖掘影響消費者決策行為的種種心理因素[41]。本文站在微觀視角上探討了社會互動對商業養老保險決策的影響作用,并檢驗了主觀心理因素在其中發揮的作用,得出的結論帶來了一定的啟示:第一,政府部門和社會各界應該積極倡導和創建平臺,促進居民的社會互動與參與,如社區微信交流群、公園交流亭、自愿公益互助平臺等,并對這些平臺加強監管。促進居民在社會互動中互幫互助、交流信息和感受等,進而增加相關保險知識、轉變風險態度,促進我國第三支柱養老保險的健康發展。第二,居民養老是手段,社會互動有溫情,居民在社會互動中應坦誠相待,加強信任和理解;社會互動排遣內心壓力和情緒,獲得愉悅感和幸福感等心理體驗,促進自身身心健康。此外從社會互動的影響效應來看,居民的決策行為很容易受到周圍群體的影響,因此,居民在社會互動中應不盲從,根據自身情況合理規劃保險資產配置。第三,保險公司在向居民推銷保險產品時,應事先調查不同居民的保險需求心理,以居民感興趣的話題切入,讓居民敞開心扉交談,在交流互動中逐步增加其對保險知識的了解,引導其對養老風險的重視。其次,保險公司還應多方面利用線上和線下相結合的方式,加強對商業養老保險的宣傳介紹,注重社會互動對居民的帶動影響作用。如積極拓展社區牛人和互聯網流量大V,發揮他們在商業養老保險知識宣傳普及中的帶動作用,用真實的案例改善居民對商業養老保險的普遍抵觸情緒,調節風險態度,從而促進商業養老保險的購買,積極應對老齡化社會的新挑戰。