◎周愛萍

一、引言

伴隨著高速發(fā)展階段飛速增長(zhǎng)的國(guó)民生產(chǎn)總值，中國(guó)家庭的財(cái)富水平大幅上升，家庭作為社會(huì)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)在中國(guó)金融市場(chǎng)發(fā)展中發(fā)揮著越來(lái)越重要的作用。但是，根據(jù)wind 提供數(shù)據(jù)顯示，2019 年中國(guó)總儲(chǔ)蓄占GDP 比率高達(dá)44.6%，而同期美國(guó)該數(shù)據(jù)僅為18.7%，中國(guó)家庭儲(chǔ)蓄率明顯高于美國(guó)家庭。根據(jù)《2019 高端財(cái)物白皮書》，中國(guó)家庭在金融資產(chǎn)上的配置只有11.3%。而美國(guó)家庭則占42.8%，幾乎過半。中國(guó)家庭高儲(chǔ)蓄率，低風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置率的問題，一方面，不利于居民財(cái)富增值，從而導(dǎo)致財(cái)富差異進(jìn)一步擴(kuò)大；另一方面，不能將部分儲(chǔ)蓄有效轉(zhuǎn)化風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資，不利于我國(guó)資本市場(chǎng)的發(fā)展。本文猜想造成這一現(xiàn)象的重要原因之一，可能是我國(guó)社會(huì)保障體系還不完善，居民通過減少風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資和增加預(yù)防性儲(chǔ)蓄，來(lái)應(yīng)對(duì)未來(lái)可能發(fā)生的風(fēng)險(xiǎn)。

本文將對(duì)比有無(wú)醫(yī)療保險(xiǎn)家庭，家庭風(fēng)險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置邊際效用的不同，研究醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置影響機(jī)制。通過探究當(dāng)前醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)不同風(fēng)險(xiǎn)下家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置影響情況，衡量當(dāng)前醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)的保障程度。該研究有助于建立醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)家庭保障程度的衡量標(biāo)準(zhǔn)，將醫(yī)療保障制度改革與促進(jìn)居民財(cái)富增值和資本市場(chǎng)發(fā)展相聯(lián)系。

二、文獻(xiàn)回顧與機(jī)理分析

（一）文獻(xiàn)回顧

國(guó)內(nèi)外學(xué)者認(rèn)為由于各種因素的影響，家庭健康狀況對(duì)其持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)影響結(jié)果是不同的。Rosen 和Wu（2004）通過對(duì)HRS 數(shù)據(jù)進(jìn)行分析得出：相對(duì)于健康狀況較差的投資者，健康狀況好的投資者持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的可能性更高。但是，也有學(xué)者證實(shí)了健康與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)之間沒有直接關(guān)系或者只有較弱的關(guān)系（Cardak，Wilkins，2009）。在醫(yī)療保險(xiǎn)與家庭資產(chǎn)配置方面，Qiu（2006）利用美國(guó)健康與養(yǎng)老調(diào)查（HRS）數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)擁有醫(yī)療保險(xiǎn)的居民家庭比沒有醫(yī)療保險(xiǎn)的家庭更有可能持有股票資產(chǎn)，而且傾向于配置更多的股票資產(chǎn)。Atella（2012）通過跨國(guó)家數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)全覆蓋的保護(hù)性醫(yī)療制度的存在會(huì)降低家庭現(xiàn)在或未來(lái)的醫(yī)療支出的風(fēng)險(xiǎn)，從而增加家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有的可能性。并且這種效應(yīng)對(duì)中年家庭和高教育程度的家庭顯著。

國(guó)內(nèi)學(xué)者同樣也對(duì)此問題展開了許多研究，周欽等（2015）利用2002 年中國(guó)居民家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)城市和農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置都具有顯著的正向影響，即擁有醫(yī)療保險(xiǎn)的家庭更傾向于配置高風(fēng)險(xiǎn)的資產(chǎn)。李海榮等（2016）基于長(zhǎng)三角微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)健康狀況對(duì)居民風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的影響并不顯著，但是擁有醫(yī)療保險(xiǎn)可以提高家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的可能性。醫(yī)療保險(xiǎn)可以降低居民未來(lái)醫(yī)療支出的經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)，對(duì)居民風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置具有積極作用。丁一磊（2017）發(fā)現(xiàn)，在我國(guó)的農(nóng)村地區(qū)，農(nóng)村居民大病保險(xiǎn)實(shí)際補(bǔ)償額對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置也有著重要影響。盧亞娟（2020）認(rèn)為不同家庭結(jié)構(gòu)會(huì)對(duì)家庭參加醫(yī)療保險(xiǎn)以及家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置產(chǎn)生不同的影響。老年人贍養(yǎng)壓力大的家庭其在風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)上的配置也相對(duì)較低。何興強(qiáng)等（2014）認(rèn)為享有醫(yī)療保險(xiǎn)的居民投資概率更高。而里一部分學(xué)者的結(jié)論恰恰相反，吳衛(wèi)星等（2011）發(fā)現(xiàn)健康狀況不佳會(huì)降低家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)在總財(cái)富中的比重，并且這種影響在控制了參保情況后仍然顯著，即是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)不會(huì)影響家庭的風(fēng)險(xiǎn)投資比重。徐華等（2014）也得出同樣結(jié)論，健康風(fēng)險(xiǎn)因素對(duì)于購(gòu)買風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的抑制作用不會(huì)因?yàn)榭紤]了保險(xiǎn)的保障功能而消失。

因此，是否擁有醫(yī)療保險(xiǎn)可能對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置可能有顯著的影響，且這種影響可能通過對(duì)沖家庭風(fēng)險(xiǎn)來(lái)實(shí)現(xiàn)。

（二）影響機(jī)理分析

本文主要研究醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的影響機(jī)制，醫(yī)療保險(xiǎn)通過兩種途徑影響家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置。首先，醫(yī)療保險(xiǎn)通過對(duì)居民患病或受到傷害后就醫(yī)的補(bǔ)償性支付，使得居民的治療成本降低，減輕家庭由于醫(yī)療帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，從而降低了背景風(fēng)險(xiǎn)中的健康風(fēng)險(xiǎn)。其次，由于家庭擁有醫(yī)療保險(xiǎn)，使得原來(lái)不可負(fù)擔(dān)的醫(yī)療費(fèi)用變得可以承擔(dān)，有利于及早就診，并及時(shí)恢復(fù)健康，降低了喪失工作能力的風(fēng)險(xiǎn)，在一定程度上也降低了背景風(fēng)險(xiǎn)中的勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)。健康風(fēng)險(xiǎn)一定程度上放大了勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)，勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)又可以反過來(lái)放大健康風(fēng)險(xiǎn)中的醫(yī)療支出風(fēng)險(xiǎn)。因此構(gòu)成背景風(fēng)險(xiǎn)的勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)和健康風(fēng)險(xiǎn)密不可分，而醫(yī)療保險(xiǎn)可以一定程度上對(duì)沖這種風(fēng)險(xiǎn)。本文基于此機(jī)制研究醫(yī)療保險(xiǎn)是否通過對(duì)沖家庭風(fēng)險(xiǎn)（主要是健康風(fēng)險(xiǎn)和勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)）來(lái)影響家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置。本文的概念模型如下圖所示：

圖1 影響機(jī)制關(guān)系圖

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本數(shù)據(jù)

本文采用中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)（CGSS，2015），對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理。剔除了空值、回答模糊不清等問卷樣本，剩余質(zhì)量較好的9628 份問卷。

1.被解釋變量。被解釋變量是家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)指：股票、基金、期貨、權(quán)證。根據(jù)CGSS2015 的調(diào)查問卷，上述風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)全部持有則賦值為“1”，否則為“0”。

2.解釋變量。

?

（二）模型設(shè)定

鑒于被解釋變量為二分類變量，因此本文選擇二元logit 模型進(jìn)行回歸分析。對(duì)于其他連續(xù)型被解釋變量，本文運(yùn)用普通最小二乘法（OLS）進(jìn)行回歸分析。二元logit 模型主要用于評(píng)定在多重因素指標(biāo)影響下，事件發(fā)生的概率情況（事件發(fā)生賦值1，不發(fā)生賦值0）。函數(shù)基本形式為：

四、實(shí)證檢驗(yàn)與分析

（一）健康狀況對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的持有的影響分析

1.根據(jù)假設(shè)1，可以得到如下Logit 模型：

?

對(duì)于被估計(jì)的方程，需要進(jìn)行部分指標(biāo)的評(píng)析。根據(jù)估計(jì)結(jié)果顯示，LR 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為912.89，其中自由度為6，對(duì)應(yīng)P 值為0.00.LR 統(tǒng)計(jì)量是回歸模型無(wú)效假設(shè)所對(duì)應(yīng)的似然比檢驗(yàn)量，P 值是對(duì)應(yīng)的顯著性水平。上述檢驗(yàn)結(jié)果說明該模型整體顯著性較高；同時(shí)，模型的正確預(yù)測(cè)率指標(biāo)也可大致說明模型的正確情況，結(jié)果顯示模型正確預(yù)測(cè)率為92.8%，準(zhǔn)確率較高，說明所建立的模型整體是可行的。對(duì)于自變量之間的共線性問題，本文也進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，所有變量的VIF 系數(shù)均小于10，說明不存在共線性問題。通過上述檢驗(yàn)，說明上述模型較為可信。

從估計(jì)結(jié)果可以看出，在10%的顯著性水平下，除居民年齡、性別指標(biāo)外，健康狀況、戶口類別、受教育程度、婚姻狀況均對(duì)居民是否持有金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)有顯著影響。對(duì)于健康狀況health 指標(biāo)，估計(jì)系數(shù)符號(hào)為正，說明健康狀況對(duì)是否持有金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)risk 存在顯著正向影響，即居民的健康狀況越好，越有可能持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)，支持假設(shè)1。

（二）收入在健康狀況與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有上中介效應(yīng)分析

1.根據(jù)假設(shè)2，可以得到以下方程組：

2.中介效應(yīng)分析。

?

按照按照前述流程，對(duì)于估計(jì)方程，進(jìn)行部分指標(biāo)評(píng)價(jià)。對(duì)于因變量為lnIncome 時(shí)，F(xiàn) 統(tǒng)計(jì)量為609.6，對(duì)應(yīng)顯著性水平P為0.00，同時(shí)R2 為0.28，且各變量VIF 系數(shù)均小于10，說明該模型具有較高的顯著性，擬合度較高，并且各解釋變量之間不存在多重共線性問題，因此，所建模型整體較好。對(duì)于因變量為risk，解釋變量同時(shí)納入health、lnIncome 變量時(shí)，結(jié)果顯示，LR 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為1255.17，其中自由度為7，對(duì)應(yīng)P 值為0.00，同時(shí)，模型的正確預(yù)測(cè)率指標(biāo)為92.9%，準(zhǔn)確率較高。且所有變量的VIF 系數(shù)均小于10，說明不存在共線性問題。通過上述檢驗(yàn)，說明上述模型較為可信。

從估計(jì)結(jié)果可以看出，在10%的顯著性水平下，居民健康狀況對(duì)于對(duì)居民是否持有金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)有顯著正向影響，且居民健康狀況對(duì)于居民收入水平也存在顯著性正向影響，而同時(shí)將居民收入變量納入居民健康狀況與居民是否持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)有顯著影響的方程時(shí)，居民健康狀況health 的估計(jì)系數(shù)由原來(lái)的0.09 下降至0.02，且不再顯著，說明收入分走了健康狀況對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的影響，即健康狀況是通過影響收入水平從而對(duì)風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)入資產(chǎn)產(chǎn)生影響。同時(shí)，收入變量lnincome 估計(jì)系數(shù)為0.94，且在5%的顯著性水平下顯著正向影響居民是否持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)risk 這一行為，這說明居民收入在健康狀況與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有行為方面具有顯著中介效應(yīng)，即假設(shè)2 成立。

（三）商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的調(diào)節(jié)作用分析

1.基于商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的調(diào)節(jié)作用，得到方程7：

2.基于收入的中介作用，得到方程8：

3. 商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)在健康狀況和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)調(diào)節(jié)分析以及收入中介分析。按照前述流程，對(duì)于被估計(jì)的方程，進(jìn)行部分指標(biāo)評(píng)價(jià)。對(duì)于方程7，結(jié)果顯示，LR 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為926.37，其中自由度為7，對(duì)應(yīng)P 值為0.00，同時(shí)，模型的正確預(yù)測(cè)率指標(biāo)為92.9%，模型的預(yù)測(cè)準(zhǔn)確率較高。且方程7 所有變量的VIF 系數(shù)均小于10，說明解釋變量之間不存在多重共線性問題。對(duì)于方程8，結(jié)果顯示，LR 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為1290.15，其中自由度為7，對(duì)應(yīng)P 值為0.00，同時(shí)，模型的正確預(yù)測(cè)率指標(biāo)為93.2%，準(zhǔn)確率較高。且所有變量的VIF 系數(shù)均小于10，說明各解釋變量之間不存在多重共線性問題。通過上述檢驗(yàn)，說明模型7，8 較為可信。

從估計(jì)結(jié)果可以看出，說明在方程7 下，在假設(shè)1 條件下，健康狀況對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有在10%的水平上顯著，而當(dāng)將健康與商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的交乘項(xiàng)納入方程時(shí)，健康狀況對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有不在顯著，但是二者的交乘項(xiàng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的持有在10%的水平下顯著。在沒有納入商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)之前，健康狀況越好，持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的概率越大，健康狀況越差，持有風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)入資產(chǎn)的概率越??；將商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)納入方程之后，二者的交乘項(xiàng)系數(shù)顯著，且顯著為正，即說明購(gòu)買商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)，可以平滑健康風(fēng)險(xiǎn)，增強(qiáng)了居民的健康狀況，從而調(diào)高了對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的持有；并且在納入保險(xiǎn)這一調(diào)節(jié)變量之后，健康的系數(shù)從0.09下降到了0.04，即沒加入商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)之前，健康狀況每下降一個(gè)單位，家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的概率下降0.09 個(gè)單位，而納入保險(xiǎn)變量之后，家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)相對(duì)于不持有的概率下降0.05 個(gè)單位，即證明了商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。即假設(shè)3a 成立。

在方程8 下，在10%的條件下，收入與商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的交乘項(xiàng)系數(shù)顯著為正，說明商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)收入與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的持有是具有顯著的調(diào)節(jié)作用，而根據(jù)假設(shè)2，收入在健康與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有之間具有顯著的中介效應(yīng)，同時(shí)根據(jù)假設(shè)3a 得出的結(jié)論，商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)在健康狀況和風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有上具有顯著的影響，即可以得出商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)健康風(fēng)險(xiǎn)的平滑減弱作用，是通過收入的中介效應(yīng)對(duì)家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)產(chǎn)生的影響的。即假設(shè)3b 成立。

?

五、結(jié)論與建議

家庭面臨的風(fēng)險(xiǎn)狀況是影響家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的重要因素，健康風(fēng)險(xiǎn)以及勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)是家庭面臨的主要風(fēng)險(xiǎn)，醫(yī)療保險(xiǎn)通過對(duì)沖家庭風(fēng)險(xiǎn)，增大家庭持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的可能性和比重，提高家庭資產(chǎn)配置收益，從而增加家庭財(cái)富。本文基于2015中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建二元Logit 回歸模型和多元線性回歸模型分析了健康風(fēng)險(xiǎn)狀況、商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)和家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)之間的關(guān)系。主要研究結(jié)論總結(jié)如下：相對(duì)于健康狀況差的居民，健康狀況好的居民持有家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的概率更大。商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)在健康狀況與風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)持有之間發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，該調(diào)節(jié)作用通過家庭收入的中介實(shí)現(xiàn)。如果家庭成員沒有購(gòu)買商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)，健康風(fēng)險(xiǎn)將通過收入水平的中介減少對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有；如果家庭成員購(gòu)買了商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)，健康風(fēng)險(xiǎn)將通過收入水平的中介增加對(duì)風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的持有。

基于以上結(jié)論，我們提出以下幾點(diǎn)政策建議。

第一，提高醫(yī)療保險(xiǎn)籌資水平，做好投資引導(dǎo)工作。總體上看，目前我國(guó)醫(yī)療保障水平還有待提高，僅能覆蓋低和中等風(fēng)險(xiǎn)水平的家庭。政府可以通過提高醫(yī)療保險(xiǎn)籌資水平來(lái)提高醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷比例，從而提高對(duì)家庭的保障程度，使醫(yī)療保險(xiǎn)能夠覆蓋到更高風(fēng)險(xiǎn)的家庭。

第二，政府還可以加大商業(yè)健康保險(xiǎn)支持力度，鼓勵(lì)家庭購(gòu)買商業(yè)健康保險(xiǎn)提高家庭抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力。應(yīng)當(dāng)注意的是，覆蓋不同人群的醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的影響不同，城居保僅對(duì)低和中等風(fēng)險(xiǎn)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置具有顯著的正向作用，政府應(yīng)該進(jìn)一步提高城居?；I資水平，加大城居保醫(yī)療報(bào)銷比例，才能使風(fēng)險(xiǎn)較高的城居保參保家庭增加風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置，優(yōu)化金融資產(chǎn)組合，促進(jìn)家庭財(cái)富增值。

第三，政府有必要繼續(xù)深化醫(yī)療保險(xiǎn)的改革，爭(zhēng)取盡快實(shí)現(xiàn)社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的全方位覆蓋。讓每個(gè)中國(guó)居民都可以享受到醫(yī)保的福利，同時(shí)要加強(qiáng)銀保監(jiān)會(huì)對(duì)保險(xiǎn)公司推出更加優(yōu)惠利民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)改革的監(jiān)督，使得廣大居民可以享受到社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)沒有納入的大病病種的治療，從整體上提高各階層的身體健康水平。