丁 夢, 馮宗憲

(西安交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院, 陜西 西安 710105)

健康作為一種重要的人力資本,對居民收入及消費(fèi)具有重要影響。這種影響的機(jī)制表現(xiàn)在兩個方面:一方面,健康狀況變差,導(dǎo)致勞動能力下降,工作機(jī)會減少,進(jìn)而降低收入[1],引致消費(fèi)水平下降;另一方面,健康狀況變差,直接提高家庭醫(yī)療開支,同時也可能會降低文化娛樂等其他消費(fèi),即健康狀況會影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)水平。而國內(nèi)有關(guān)健康與家庭消費(fèi)關(guān)系的研究相對較少。因此,深入研究健康風(fēng)險與家庭消費(fèi)的關(guān)系,一方面可以深化健康風(fēng)險對家庭消費(fèi)影響的認(rèn)識;另一方面,對如何擴(kuò)大國內(nèi)有效消費(fèi)需求,進(jìn)而推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長,培育經(jīng)濟(jì)增長新動能也具有重要政策啟示。本研究擬基于中國城鎮(zhèn)居民微觀數(shù)據(jù)對此問題進(jìn)行檢驗(yàn)。

一、 文獻(xiàn)綜述

前人從多個角度解釋了中國居民的消費(fèi)不足問題。這些角度包括:一是收入分配及收入穩(wěn)定性[2];二是中國人口年齡結(jié)構(gòu)[3];三是養(yǎng)老制度[4];四是流動性約束及預(yù)防性儲蓄[5]。此外,也有學(xué)者從背景風(fēng)險的視角進(jìn)行分析[6],中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌進(jìn)程中的教育、就業(yè)、住房等改革帶來的不確定性均屬于背景風(fēng)險。

健康風(fēng)險屬于背景風(fēng)險中的一個重要類別,它不能通過儲蓄來進(jìn)行跨期優(yōu)化,也不能通過組合配置來分散。消費(fèi)資產(chǎn)定價模型框架揭示了健康影響資產(chǎn)配置決策的渠道,學(xué)界開始重視從背景風(fēng)險的角度解釋消費(fèi)不足問題[7]。有學(xué)者認(rèn)為健康風(fēng)險之所以是一種重要的背景風(fēng)險,是因?yàn)樗幌駛鹘y(tǒng)金融等資產(chǎn)那樣可以跨期配置,在技術(shù)上和制度上很難交易,也無法通過組合配置來分散[8]。同時,健康還具有典型的生命周期特征,老年人的健康狀況明顯要比青壯年差。

健康風(fēng)險對家庭收入和支出都具有影響。健康風(fēng)險最直接的影響是增加了家庭醫(yī)療支出,如果是家庭主要勞動力出現(xiàn)健康風(fēng)險時,會大幅降低家庭財(cái)富水平和福利[9]。胡振等(2015)研究發(fā)現(xiàn)健康狀況的惡化會降低金融資產(chǎn)特別是風(fēng)險資產(chǎn)的持有,健康狀況好的家庭持有風(fēng)險資產(chǎn)的概率比健康狀況差的家庭高2～3個百分點(diǎn)[10]。此外健康風(fēng)險還可能影響到壽命預(yù)期,進(jìn)而影響消費(fèi)。高夢滔和姚洋(2005)的研究發(fā)現(xiàn),大病對農(nóng)戶收入的負(fù)向沖擊具有長期性,對中低收入農(nóng)戶的沖擊更大[11]。而蔡偉賢和朱峰(2015)發(fā)現(xiàn)“新農(nóng)合”能有效提高農(nóng)村家庭的耐用品消費(fèi)水平[12]。因此,在本研究的模型中控制了非儲蓄性保險的影響。

通過對相關(guān)文獻(xiàn)的分析發(fā)現(xiàn),國內(nèi)從家庭成員自評健康視角來衡量健康風(fēng)險的研究很少。而且,健康狀況主觀感受和客觀診斷、不同年齡階段的健康感受、家庭不同成員的健康狀況蘊(yùn)含的健康風(fēng)險信息可能存在差別,這種差別的影響值得重視。同時,當(dāng)前的研究沒有給予家庭消費(fèi)水平的分布以足夠的重視,在消費(fèi)水平的不同分布上,健康風(fēng)險對消費(fèi)的影響可能已經(jīng)發(fā)生改變,對家庭消費(fèi)異質(zhì)性的深入探索可以進(jìn)一步完善已有研究。

與既有研究相比,本研究具有以下特點(diǎn):一是在數(shù)據(jù)方面,運(yùn)用全國性大樣本微觀家庭調(diào)研數(shù)據(jù),目前這一主題方面的代表性微觀數(shù)據(jù)還不多,相關(guān)研究還很少。二是在研究過程上,將家庭成員的健康狀況和退休者的健康狀況區(qū)分開,這與既有研究不同。本研究發(fā)現(xiàn)兩者對家庭消費(fèi)的影響存在差異。三是在研究方法上,采用分位數(shù)回歸方法,實(shí)現(xiàn)健康風(fēng)險對家庭消費(fèi)影響異質(zhì)性的精準(zhǔn)刻畫。

二、 數(shù)據(jù)來源、模型設(shè)計(jì)與相關(guān)變量

1. 數(shù)據(jù)來源

本研究的數(shù)據(jù)來自“中國城市居民消費(fèi)金融研究”課題組2018年調(diào)查數(shù)據(jù),該調(diào)研數(shù)據(jù)由清華大學(xué)五道口金融學(xué)院發(fā)布,數(shù)據(jù)包含家庭成員健康、資產(chǎn)和消費(fèi)等方面。“中國城市居民消費(fèi)金融研究”課題組在抽樣設(shè)計(jì)時充分考慮了中國城市規(guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、儲蓄水平、消費(fèi)水平、消費(fèi)條件等指標(biāo)。首先根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平,將全國地級以上城市分成三個類別。樣本城市覆蓋中國東部、中部和西部地區(qū),共計(jì)24個城市。通過隨機(jī)抽樣的方式,共收集有效樣本5 640份,其中東部地區(qū)2 132份、中部地區(qū)1 792份、西部地區(qū)1 716份。數(shù)據(jù)處理軟件采用Stata 15.0。

2. 模型設(shè)計(jì)

基于經(jīng)典的消費(fèi)理論,本研究的基準(zhǔn)模型設(shè)定為:

ln(c)=f(health,ln_inc,ln_asset,z)

(1)

其中c為消費(fèi);health是健康狀況;inc為收入;asset為資產(chǎn);z為家庭人口社會學(xué)特征變量。出于資產(chǎn)類別對消費(fèi)可能存在的影響異質(zhì)性,本研究把資產(chǎn)分成不同的類別,建立以下方程:

ln(c)=f(health,ln_inc,ln_fin,ln_net,z)

(2)

其中fin代表金融資產(chǎn);net代表除金融資產(chǎn)外的凈資產(chǎn)。

既有研究分析家庭消費(fèi)的影響因素時,主要采用多元回歸分析法,這可能忽視了一個問題,即在被解釋變量的不同值域上,解釋變量的影響可能存在結(jié)構(gòu)上的變動,也就是在不同的消費(fèi)水平上,收入對消費(fèi)的影響存在結(jié)構(gòu)性變化,而多元回歸此時會覆蓋掉這一變化,使得刻畫的準(zhǔn)確性降低。為解決這一問題,本研究借鑒Autor(2017)等人的做法,采用分位數(shù)回歸方法進(jìn)行解決[13]。分位數(shù)回歸的假設(shè)比OLS更為“放松”,而且數(shù)據(jù)出現(xiàn)尖峰或厚尾的分布、存在異方差等情況時,OLS估計(jì)的穩(wěn)健性會降低,而分位數(shù)回歸可以表現(xiàn)出穩(wěn)健性上的優(yōu)勢。

分位數(shù)回歸模型如下:

Qy(τ|x)=a0+a1healthi+a2Xi+Qu(τ)

(3)

可采取線性規(guī)劃法估計(jì)其最小加權(quán)絕對偏差,從而得到解釋變量的參數(shù)估計(jì),即:

minEρτ(y-a0-a1healthi-a2Xi)

(4)

求解得:

(5)

其中,ρτ(t)=t(τ-I(t<0)),τ∈(0,1),healthi表示健康風(fēng)險變量;Xi表示其他的影響消費(fèi)的變量,比如收入、資產(chǎn)狀況、人口社會學(xué)特征等;εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

3. 相關(guān)變量

(1) 健康風(fēng)險變量

健康風(fēng)險是本研究的核心解釋變量。本研究從兩個維度來衡量。一是根據(jù)問卷中對“您家庭成員健康狀況”問題的回答,健康感受:良好、一般、較差、很差,相應(yīng)分別賦值為1、2、3、4;二是家庭成員中退休人口比重old_r,用這個指標(biāo)是因?yàn)?老年人和青年人不同,老年人本身可能是家庭健康風(fēng)險的重要來源。

(2) 家庭消費(fèi)變量

本研究的被解釋變量是家庭消費(fèi),既包括總消費(fèi)也包括食品、衣服等各類消費(fèi)。家庭人均總消費(fèi)(te),具體包括人均食品支出(fe)、人均衣著支出(cloe)、家庭人均設(shè)備用品及服務(wù)(日雜、裝飾、床上用品、電器電子設(shè)備、家政服務(wù)等)(eque)、家庭人均通訊費(fèi)(come)、家庭人均交通費(fèi)(trae)、自付醫(yī)療保健費(fèi)用(mede)、家庭人均文化娛樂及應(yīng)酬費(fèi)用(不含贈與他人的禮金) (ente)、家庭人均居住(房租、水電燃?xì)狻⑽飿I(yè)費(fèi)用、住房維修等,不含房貸月供)支出(live)、家庭人均贍養(yǎng)支出(supe)、子女教育(edue)、非儲蓄性保險產(chǎn)品(inse)、交往用禮金(inte),還包括公益捐贈、買彩票、罰款、政府向居民收取的服務(wù)費(fèi),如遷移證、身份證等辦理費(fèi)用(done)等。此外參考Islam & Maitra(2012)[14]的研究,考慮到食品與非食品消費(fèi)在消費(fèi)性質(zhì)上的差異,本研究將對家庭食品消費(fèi)(fe)與非食品消費(fèi)(nfe)分別進(jìn)行考察。

(3) 控制變量

資產(chǎn)狀況和收入。經(jīng)典消費(fèi)理論均認(rèn)為收入是影響消費(fèi)的最重要的因素,本研究構(gòu)造了家庭收入變量(inc)。生命周期-持久收入理論表明,家庭當(dāng)期財(cái)富和未來的收入決定家庭持久收入,持久收入決定家庭消費(fèi),本研究構(gòu)造了家庭人均凈資產(chǎn)變量(net)?？紤]到人力資本對收入的影響,這里用受教育水平(edu)來表征人力資本。家庭人口社會學(xué)特征是影響家庭消費(fèi)的重要因素,本研究引入的相關(guān)變量有戶主年齡(age),考慮到年齡對消費(fèi)可能存在非線性影響,這里引入年齡的平方項(xiàng)age_sq?？紤]到家庭消費(fèi)可能存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)分?jǐn)偺攸c(diǎn),構(gòu)造了家庭人口規(guī)模特征變量(fam_size),在家庭人口規(guī)模特征方面還控制了學(xué)前人口的比重(child_r),用學(xué)前人口除以家庭人口規(guī)模來表示。同時,控制了戶主風(fēng)險態(tài)度(risk_att)以及預(yù)防性儲蓄(pcau_save)的影響。

根據(jù)生命周期理論,資產(chǎn)也可能影響到家庭消費(fèi),在實(shí)證模型中需要控制資產(chǎn)對居民家庭消費(fèi)的影響,資產(chǎn)包括人均金融資產(chǎn)(fin)、人均凈資產(chǎn)(net),其中人均金融資產(chǎn)主要包括股票、基金、存款、債券、現(xiàn)金、借給親友的款項(xiàng)、儲蓄性保險等。人均凈資產(chǎn)是總資產(chǎn)扣除負(fù)債后的資產(chǎn),其中總資產(chǎn)包含金融資產(chǎn)、房產(chǎn)、大件耐用消費(fèi)品、汽車、商業(yè)資產(chǎn)和保值品等,負(fù)債主要包括購房負(fù)債、汽車貸款、信用卡等短期消費(fèi)信貸。考慮到職業(yè)性質(zhì)差異導(dǎo)致的收入差異,本研究引入戶主職業(yè)類型虛擬變量(vocation),即把政府機(jī)關(guān)、黨群組織負(fù)責(zé)人或中高級官員、企事業(yè)單位管理人員、專業(yè)技術(shù)人員和其他專業(yè)人士設(shè)置為1,其他職業(yè)類型設(shè)置為0。此外,考慮到家庭消費(fèi)、收入、資產(chǎn)等經(jīng)濟(jì)類變量可能存在多重共線性、異方差等問題,研究中對這些變量進(jìn)行了對數(shù)化處理,相應(yīng)變量名稱是在原變量名稱前加一個ln_。

表1為相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果?？梢钥闯?樣本家庭年人均消費(fèi)總額為19 910.81元,其中人均食品消費(fèi)支出為5 112.42元,人均非食品支出為14 798.39元,食品消費(fèi)支出占總消費(fèi)的支出比重為25.68%,食品消費(fèi)是家庭的最大的支出;在非食品消費(fèi)支出中,最高的是交通費(fèi),為3 603.13元,占總消費(fèi)的18.20%,僅次于食品支出;其次是子女教育支出,人均為2 502.87元,占家庭人均總支出的12.57%,然后是交往用禮金,1 724.41元,占家庭個人均總支出的8.66%。

表1 樣本描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

① 預(yù)防性儲蓄(pcau_save)變量是虛擬變量,有預(yù)防性儲蓄時為1,否則為0。

家庭成員健康狀況的均值為1.33,介于“良好”和“一般”之間,且更靠近“良好”,方差較大,說明樣本家庭成員健康狀況差異較大;家庭中退休人口比重的均值為0.07,方差較小,說明不同家庭退休人口比重差異較小;戶主風(fēng)險態(tài)度均值為3.1;預(yù)防性儲蓄(pcau_save)指是否購買非儲蓄性保險,該指標(biāo)的均值為0.91,說明更多的家庭購買了非儲蓄性保險;戶主平均年齡為34.24歲,家庭人口規(guī)模均值為3.1,說明“三口之家”是主流的家庭人口結(jié)構(gòu)模式;家庭人均金融資產(chǎn)、人均凈資產(chǎn)、人均年收入分別為95 814.7元、517 695.6元、50 720.42元。樣本觀測值為5 640個。

(4) 關(guān)于內(nèi)生性

家庭成員的健康狀況可能會影響消費(fèi),消費(fèi)也可能影響健康,解釋變量與被解釋變量之間可能存在雙向因果關(guān)系,即內(nèi)生性問題。若不進(jìn)行技術(shù)處理,回歸分析易出現(xiàn)偽回歸,回歸的結(jié)果將是有偏的、無效的,回歸系數(shù)也是不可信的。基于健康的CCAPM模型在理論上闡述了健康在預(yù)算約束及效用函數(shù)中的外生性,分析了健康影響家庭消費(fèi)和資產(chǎn)配置決策的邏輯。經(jīng)典消費(fèi)理論及大量的實(shí)證研究均證實(shí),收入是影響消費(fèi)最重要的因素,收入的影響是決定性的,另外家庭資產(chǎn)對消費(fèi)也具有重要影響,而本研究識別的是健康風(fēng)險對家庭消費(fèi)的影響。盡管家庭成員健康狀況可能影響到家庭資產(chǎn)配置行為,健康和資產(chǎn)之間可能存在雙向因果關(guān)系,但本研究實(shí)證模型中已經(jīng)控制了家庭資產(chǎn)及收入變量,旨在考察健康狀況對家庭消費(fèi)的影響,不存在從家庭消費(fèi)到家庭成員健康狀況之間的邏輯。家庭收入水平可能會影響家庭消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu),高收入水平家庭消費(fèi)的產(chǎn)品質(zhì)量更高,健康狀況可能更好,這可能會導(dǎo)致高估健康對家庭消費(fèi)的影響。職業(yè)性質(zhì)的差異可能導(dǎo)致健康對消費(fèi)影響的估計(jì)產(chǎn)生偏差,但本研究在模型中引入職業(yè)虛擬變量來進(jìn)行控制。整體上看,本研究運(yùn)用大樣本高質(zhì)量的微觀抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)來消除一些不可觀測因素的影響。同時通過施加更多的控制變量,最大限度克服內(nèi)生性問題,以期能更準(zhǔn)確地估計(jì)健康風(fēng)險對家庭消費(fèi)的影響。

三、 健康風(fēng)險對家庭消費(fèi)影響的異質(zhì)性:實(shí)證分析

1. 健康風(fēng)險對消費(fèi)影響的回歸分析:總消費(fèi)

首先考察健康風(fēng)險對家庭總消費(fèi)的影響,具體回歸策略:先分析總體的影響,然后采用分位數(shù)回歸進(jìn)一步考察健康風(fēng)險對家庭總消費(fèi)影響的異質(zhì)性。具體結(jié)果見表2。

表2 健康風(fēng)險對家庭人均消費(fèi)影響的回歸分析

注: ***、**、*分別表示在0.001、0.01、0.05水平上顯著,下同

表2中,模型1到模型5的區(qū)別在于健康變量(health)及預(yù)防性儲蓄變量(pcau_save)的組合不同。模型1是不考慮預(yù)防性儲蓄,且健康變量僅選擇health時的回歸結(jié)果,模型2則是考慮了預(yù)防性儲蓄的回歸結(jié)果,模型1和模型2在于考察,預(yù)防性儲蓄是否會影響健康對人均消費(fèi)的作用。模型3是健康變量選擇old_r,且不考慮預(yù)防性儲蓄的回歸結(jié)果,模型4是增加了預(yù)防性儲蓄變量,模型3和模型4可考察出在健康變量選擇old_r時,預(yù)防性儲蓄對家庭人均消費(fèi)是否有顯著的影響。模型5則是將模型中所有變量均加入的回歸結(jié)果。表2最后三列還給出了在25分位、50分位和75分位上,health對家庭人均總消費(fèi)的分位數(shù)回歸結(jié)果。具體分析如下。

家庭成員健康狀況對家庭人均總消費(fèi)具有顯著的負(fù)向影響,家庭中的老年人口比例也顯著降低了家庭人均總消費(fèi)。表2中模型1和模型2的回歸結(jié)果可以看出,不管是否考慮預(yù)防性儲蓄的影響,health對家庭人均總消費(fèi)的影響是一樣的,且均為負(fù)向影響。從模型3和模型4的回歸結(jié)果可以看出,不管是否考慮預(yù)防性儲蓄,old_r對家庭人均總消費(fèi)的影響均顯著為負(fù)。從表2最后三列給出的分位數(shù)回歸結(jié)果可以看出,health在25、50和75分位的回歸結(jié)果也是顯著的, old_r在75分位的回歸系數(shù)顯著為負(fù),這說明在人均總消費(fèi)水平較高的家庭中,old_r對家庭人均總消費(fèi)具有顯著負(fù)向影響,old_r的對家庭消費(fèi)的影響程度較health要大。這與Levy等(2018)的研究結(jié)論是一致的[15],健康風(fēng)險可以通過醫(yī)療保險或政府的醫(yī)療補(bǔ)助進(jìn)行緩沖,可以降低家庭醫(yī)療開支以及家庭消費(fèi)規(guī)模的波動性。

家庭成員健康風(fēng)險對家庭人均總消費(fèi)的影響的彈性有正有負(fù)。圖1給出了在不同分位點(diǎn)上,health對家庭人均總消費(fèi)影響的分位數(shù)回歸結(jié)果。出于方便顯示的需要,health對應(yīng)著右側(cè)縱軸,其他變量對應(yīng)的是左側(cè)縱軸,以示區(qū)別?？梢钥闯?隨著分位數(shù)的增加,health的回歸系數(shù)整體上呈現(xiàn)先降后升的趨勢,大致呈V型變化,即健康風(fēng)險對消費(fèi)水平處于兩端的家庭影響更大,而對處于中間水平家庭的影響要小。對低消費(fèi)水平家庭而言,食品等基礎(chǔ)消費(fèi)占比更高,往往恩格爾系數(shù)較高,與之相比醫(yī)療支出相對昂貴,較差的健康會導(dǎo)致醫(yī)療支出增加,從而大大提高了家庭總支出,因此,與總消費(fèi)水平居于中間的家庭相比,健康風(fēng)險對總消費(fèi)較低家庭的總消費(fèi)的影響更大。與之相對應(yīng)的高消費(fèi)水平的家庭,其往往收入也相對較高,這類群體具有更高的健康需求和標(biāo)準(zhǔn),健康風(fēng)險增加會導(dǎo)致醫(yī)療投入的規(guī)模較大,因此,與總消費(fèi)水平處于中等水平的家庭相比,健康風(fēng)險對總消費(fèi)水平較高的家庭總消費(fèi)影響更大。

圖1健康風(fēng)險對家庭人均消費(fèi)的影響:分位數(shù)估計(jì)

2. 健康風(fēng)險對家庭人均消費(fèi)影響的回歸分析:分類消費(fèi)

在上文考察總消費(fèi)的基礎(chǔ)上,接下來進(jìn)一步分析健康風(fēng)險對家庭各分類消費(fèi)的影響,結(jié)果如表3所示。

表3 健康風(fēng)險對家庭人均各類消費(fèi):基礎(chǔ)回歸

表3反映了健康風(fēng)險對家庭人均各類消費(fèi)影響的回歸結(jié)果。第2列反映的是家庭人均衣著支出,第3列是家庭人均設(shè)備用品及服務(wù)(日雜、裝飾、床上用品、電器電子設(shè)備、家政服務(wù)等),第4列是家庭人均通訊費(fèi),第5列是家庭人均交通費(fèi),第6列是家庭人均自付醫(yī)療保健費(fèi)用,第7列是家庭人均文化娛樂及應(yīng)酬費(fèi)用(不含贈與他人的禮金),第8列是家庭人均居住支出(房租、水電燃?xì)?、物業(yè)費(fèi)用、住房維修等,不含房貸月供),第9列是子女教育支出,第10列是家庭人均交往用禮金支出。具體結(jié)果分析如下。

健康風(fēng)險在家庭人均各類消費(fèi)支出的影響存在差異。健康風(fēng)險對家庭人均交通支出、醫(yī)療支出和居住支出均具有顯著影響。健康風(fēng)險對家庭醫(yī)療支出的回歸系數(shù)是0.061,即家庭成員健康狀況越差,醫(yī)療開支會越高,這與我們的直觀感受是一致的,同時,于大川等(2019)的研究也證實(shí)這一結(jié)論[16]。此外,健康狀況對家庭衣著支出、通訊支出和教育支出具有負(fù)向影響,即家庭成員健康狀況越差,這幾項(xiàng)支出越小。健康對人均家庭設(shè)備支出、文化娛樂支出均具有正向的影響,即家庭成員健康狀況越差,這幾項(xiàng)支出越大,但這種影響不顯著。這一點(diǎn)與已有學(xué)者的研究結(jié)論具有一致性[11],但他還強(qiáng)調(diào)醫(yī)療救助制度有助于降低家庭消費(fèi)資源在醫(yī)療支出與非醫(yī)療支出之間的替代性,有利于增強(qiáng)低收入人群中女性的醫(yī)療服務(wù)利用能力。在具體影響機(jī)制上,一方面,健康狀況變差比如生病,會直接增加家庭醫(yī)療開支;另一方面,健康狀況較差會增加家庭的保險購買需求,購買保險之后會降低家庭醫(yī)療開支壓力,進(jìn)而也會促進(jìn)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的調(diào)整,比如“新農(nóng)?！睂r(nóng)村生存型消費(fèi)具有顯著促進(jìn)作用,尤其是食品、日用品和水電氣三類消費(fèi)[17]。

收入及資產(chǎn)狀況對家庭消費(fèi)具有顯著正向影響。因?yàn)槭杖胧怯绊懠彝ハM(fèi)的根本性因素。此外還可以看出收入對家庭教育支出的影響是表3中9類支出中最大的,其次是交通和醫(yī)療支出。

本研究進(jìn)一步分析健康風(fēng)險對家庭各分類消費(fèi)影響的分位數(shù)估計(jì)結(jié)果。研究發(fā)現(xiàn),衣著消費(fèi)方面,隨著衣著消費(fèi)支出的增加,健康風(fēng)險對衣著消費(fèi)的影響總體上逐步提升,而對家庭設(shè)備消費(fèi)支出的影響趨勢和衣著支出類似。健康風(fēng)險對通訊開支的影響會隨著該項(xiàng)開支規(guī)模的增加而降低。交通支出方面,健康風(fēng)險會降低交通支出,隨著交通支出的逐步提高,健康風(fēng)險的影響呈U型。在醫(yī)療消費(fèi)方面,總體上看,健康狀況會提高家庭醫(yī)療消費(fèi)支出,健康風(fēng)險對醫(yī)療消費(fèi)水平較高和較低群體的影響較小,而對醫(yī)療消費(fèi)規(guī)模處于中間水平的家庭影響較大。健康風(fēng)險對文化娛樂支出的影響對該項(xiàng)開支處于兩端的家庭影響更大。健康風(fēng)險對居住支出水平不同家庭的影響差別不大,但均提高了家庭的居住開支規(guī)模。

3. 健康風(fēng)險對家庭人均消費(fèi)影響的回歸分析:食品和非食品消費(fèi)

在上文的基礎(chǔ)上,進(jìn)一步考察健康風(fēng)險對家庭食品和非食品消費(fèi)影響的差異性,同時也考察了地區(qū)異質(zhì)性,結(jié)果見表4。基本分析結(jié)論如下。

表4 健康風(fēng)險對家庭人均食品和非食品消費(fèi)的影響

(1) 健康風(fēng)險對家庭食品消費(fèi)影響不顯著,但對非食品消費(fèi)具有顯著影響,在影響程度上,對非食品消費(fèi)的影響更大。這可能是因?yàn)?隨著居民收入水平的提高,消費(fèi)結(jié)果逐步發(fā)生變化,食品消費(fèi)的比重在不斷降低,比重上小于非食品消費(fèi),即恩格爾系數(shù)不斷變小。健康狀況的惡化,將會明顯增加家庭醫(yī)療開支規(guī)模,即非食品消費(fèi)的比重會逐步提高。家庭成員健康狀況的變差會降低家庭人均食品消費(fèi)和非食品消費(fèi),且對非食品消費(fèi)的影響效應(yīng)更大。有研究發(fā)現(xiàn)家庭面臨的風(fēng)險越低,其耐用消費(fèi)品的消費(fèi)傾向就越高[17],本研究的結(jié)論與此具有一致性。具體來看,表4左側(cè)中health對家庭食品消費(fèi)的回歸系數(shù)均不顯著,old_r的回歸系數(shù)不管是全國樣本還是東部、中部或者西部區(qū)域樣本,也均不顯著。而表4右側(cè)被解釋變量為非食品消費(fèi),health的回歸結(jié)果均顯著,且old_r對非食品消費(fèi)的影響不管是全樣本還是分東部、中部地區(qū)子樣本也均顯著。說明家庭在面對健康風(fēng)險時,會通過調(diào)整食品和非食品消費(fèi)結(jié)構(gòu)來優(yōu)化消費(fèi)組合。health對食品消費(fèi)的影響上,東部大于中部,中部大于西部。而health對非食品消費(fèi)的影響上,中部大于西部,東部最小。old_r對食品消費(fèi)的影響,東部最大,中部最小,而對非食品消費(fèi)的影響,中部最大,西部最小,這與直觀感受是一致的,東部地區(qū)家庭,老人撫養(yǎng)比越高,家庭非食品支出占比會更大,其中醫(yī)療支出占據(jù)較高的比重。

(2) 收入對家庭食品和非食品消費(fèi)均具有顯著影響。金融資產(chǎn)比重對食品消費(fèi)的影響為負(fù),而對非食品消費(fèi)的影響為正,可能的原因是,正常情況下高收入家庭的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)中金融資產(chǎn)占比相對較高,而高收入家庭的消費(fèi)結(jié)構(gòu)中食品支出的比重較中低收入家庭要低,所以出現(xiàn)金融資產(chǎn)比重對家庭食品消費(fèi)的影響是負(fù)向的,而對非食品消費(fèi)的影響是正向的,這與我們的直觀感受是一致的。另外,從提高居民健康水平的目標(biāo)上看,提高居民的健康意識尤為重要。研究發(fā)現(xiàn),老年人對留守兒童的隔代溺愛,會大幅提高兒童的非健康食物消費(fèi),這會對留守兒童的健康產(chǎn)生不利影響[18]。對老年人而言,培養(yǎng)健康意識,增加健康食品消費(fèi)尤為重要。簡言之,改善居民健康意識有助于降低健康風(fēng)險,進(jìn)而優(yōu)化居民食品和非食品消費(fèi)結(jié)構(gòu)。

表4雖然給出健康風(fēng)險對家庭食品和非食品支出的影響以及區(qū)域差異性,但并不能看出健康風(fēng)險對食品和非食品不同消費(fèi)水平影響的差異性。因此,本研究進(jìn)一步基于分位數(shù)回歸的方法測算了健康風(fēng)險對家庭食品和非食品消費(fèi)的影響①。在食品消費(fèi)方面,可以得出,在區(qū)域上,對東部地區(qū)的影響總體上遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于中部和西部地區(qū),而中部地區(qū)總體上略高于西部地區(qū)。此外,健康水平對東部家庭食品消費(fèi)的影響大致呈倒U型,即對食品消費(fèi)水平較高和較低家庭的影響小于食品消費(fèi)支出水平一般的家庭。在非食品消費(fèi)方面,區(qū)域差異不太明顯,同時,在東部地區(qū),隨著非食品消費(fèi)規(guī)模的上升,健康風(fēng)險對其影響呈上升趨勢,而在中西部地區(qū)健康風(fēng)險的影響并沒有明顯的趨勢特征。

4. 健康風(fēng)險對家庭人均消費(fèi)影響的回歸分析:收入分組

借鑒Albuquerque & Krustev(2018)的研究思路[19],將樣本家庭按照人均收入進(jìn)行三等分,即低收入、中等收入、高收入三類,考察健康風(fēng)險對這三類家庭消費(fèi)的影響。表5是回歸結(jié)果。模型1和模型2是對低收入家庭的分析結(jié)果,區(qū)別在于模型1考慮了家庭預(yù)防性儲蓄虛擬變量,而模型2沒有考慮,這樣做的目的是在考慮預(yù)防性儲蓄的前提下,考察健康風(fēng)險對家庭消費(fèi)的影響。模型3和模型4考察的是中等收入家庭的情況,兩個模型處理上參考了對低收入家庭的處理方式。模型5和模型6考察的是高收入家庭,區(qū)別同模型1和模型2?；窘Y(jié)論分析如下。

表5 健康風(fēng)險對不同收入家庭人均消費(fèi)影響因素的回歸分析

① 因?yàn)槠?感興趣的讀者可以向作者索取食品和非食品消費(fèi)影響的分位數(shù)估計(jì)結(jié)果的折線圖,含分區(qū)結(jié)果。

健康風(fēng)險對不同收入水平的家庭消費(fèi)影響是不同的。從回歸系數(shù)的絕對值上看,對高收入家庭的影響大于對中等收入家庭的影響,對低收入家庭的影響最低。從顯著性上看,健康風(fēng)險對中高收入家庭的影響顯著,對低收入家庭的影響不顯著。簡言之,健康風(fēng)險加大會明顯抑制中等收入家庭的消費(fèi),但對高收入家庭總消費(fèi)具有顯著刺激作用,這與已有學(xué)者基于農(nóng)村樣本數(shù)據(jù)的研究結(jié)論一致[12]。預(yù)防性儲蓄對不同收入水平家庭的消費(fèi)均具有顯著的影響,但預(yù)防性儲蓄不會改變健康風(fēng)險對家庭人均總消費(fèi)的影響。對低收入家庭而言,老人撫養(yǎng)比的上升會提高家庭人均消費(fèi)水平,但對中高收入家庭人均消費(fèi)的影響卻顯著為負(fù),且對高收入家庭消費(fèi)的影響比中等收入家庭更大。

風(fēng)險態(tài)度對中高收入家庭消費(fèi)有顯著負(fù)向影響,但對低收入家庭的影響雖然也是負(fù)的,但不顯著。在考慮預(yù)防性儲蓄動機(jī)的影響下,風(fēng)險態(tài)度對高收入家庭的影響更大,這可能是因?yàn)榈褪杖爰彝ヒ驗(yàn)槭杖氲?沒有足夠的收入進(jìn)行預(yù)防性儲蓄,而中高收入家庭不存在這一問題。人力資本對中低收入家庭消費(fèi)具有顯著的促進(jìn)作用。

收入對低收入家庭人均消費(fèi)的影響較中高收入家庭大,低收入家庭消費(fèi)的金融資產(chǎn)彈性及凈資產(chǎn)彈性比中高收入家庭大。中低收入家庭人均消費(fèi)的金融資產(chǎn)比重(fin_r)彈性為負(fù),而高收入家庭為正,這可能因?yàn)橹械褪杖爰彝サ馁Y產(chǎn)結(jié)構(gòu)中,金融資產(chǎn)比重(fin_r)的提高可能會提高家庭流動性約束,抑制了消費(fèi),而高收入家庭的消費(fèi)中不存在消費(fèi)的流動性約束,高收入家庭的消費(fèi)資產(chǎn)彈性低,金融資產(chǎn)比重的提高對家庭消費(fèi)具有促進(jìn)作用。在職業(yè)上,戶主具有正式工作的中等收入家庭人均消費(fèi)顯著更高,而低收入家庭和高收入家庭人均消費(fèi)沒有職業(yè)性質(zhì)的差異。

本研究進(jìn)一步分析了不同收入分組下,健康風(fēng)險對家庭總消費(fèi)影響所呈現(xiàn)出的收入異質(zhì)性(1)因?yàn)槠?感興趣的讀者可以向作者索取收入異質(zhì)性的分位數(shù)估計(jì)結(jié)果。,發(fā)現(xiàn)在不同分位點(diǎn)的影響程度上,整體上對中等收入組的影響程度最高,且基本為正向。在各組別內(nèi),首先在低收入組上,健康風(fēng)險對消費(fèi)規(guī)模較低和較高的家庭影響更大,而對消費(fèi)規(guī)模居中的家庭影響相對更小。而在高收入組上,消費(fèi)水平最高的前10%家庭,健康風(fēng)險的影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于其他分位,而且影響為正。說明對消費(fèi)水平最高的家庭而言,這類家庭一般也是收入相對較高的家庭,當(dāng)期健康風(fēng)險較大時,其醫(yī)療開銷往往更大,同時與此相關(guān)的比如保健、療養(yǎng)等的消費(fèi)也會大幅提高。

5. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證研究結(jié)論的穩(wěn)健性,本研究采用如下做法進(jìn)行驗(yàn)證。①將家庭成員健康狀況“良好”和“一般”賦值為1,將健康狀況“較差”和“很差”賦值為0,用虛擬變量替換當(dāng)前使用的health。②將全樣本中家庭人均消費(fèi)水平最高和最低的5%的樣本刪除,把回歸結(jié)果和當(dāng)前全樣本回歸結(jié)果進(jìn)行對比,看結(jié)果是否發(fā)生顯著的變化。③將全樣本及高中低收入家庭子樣本中最高和最低的5%的樣本刪除,然后把回歸結(jié)果和表5進(jìn)行對比,發(fā)現(xiàn)結(jié)論并未發(fā)生顯著變化(2)因篇幅所限,感興趣的讀者想要了解回歸結(jié)果,可以直接與作者聯(lián)系。。說明上述研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

四、 研究結(jié)論與政策啟示

本研究利用2018年清華大學(xué)中國金融研究中心“中國城市居民家庭/消費(fèi)者金融研究”課題組的微觀調(diào)研數(shù)據(jù),基于24個城市5 640個城鎮(zhèn)家庭的微觀數(shù)據(jù),采用分位數(shù)回歸等計(jì)量方法,量化分析了健康風(fēng)險對城市居民家庭消費(fèi)的異質(zhì)性影響,著重分析了健康風(fēng)險對城市家庭總消費(fèi)、分類消費(fèi)及不同收入水平家庭消費(fèi)的影響,分析健康風(fēng)險對家庭消費(fèi)影響的異質(zhì)性可以提高政策的科學(xué)性及有效性。本研究從兩個維度來度量健康風(fēng)險:一是家庭成員健康狀況,用自評健康來表示,二是家庭中退休人口比重。得到主要結(jié)論分析如下。

(1) 從總消費(fèi)上來看,健康風(fēng)險加大會顯著抑制家庭人均消費(fèi)。從分類消費(fèi)來看,健康風(fēng)險會顯著增加家庭醫(yī)療和居住消費(fèi),但對交通支出具有顯著的負(fù)向影響。此外,對健康風(fēng)險增大對家庭衣著支出、教育支出、通訊支出也具有抑制作用。

(2) 從對食品和非食品兩大品類看,家庭成員健康風(fēng)險加大會顯著降低家庭的非食品消費(fèi)支出,這種負(fù)向作用在東部、中部、西部也均是存在的。對食品消費(fèi)的影響也是負(fù)向的,但不顯著。

(3) 從收入水平上來看,健康風(fēng)險加大會顯著降低中等收入家庭人均消費(fèi),但對高收入家庭卻具有顯著的刺激作用。對低收入家庭影響不顯著。

基于上述研究結(jié)論,本研究具有如下幾點(diǎn)政策啟示。

(1) 健康風(fēng)險除了來自戶主之外,其他家庭成員也是健康風(fēng)險的重要來源,尤其是家庭中的老年人,高齡成員構(gòu)成了家庭重要的健康風(fēng)險。居民醫(yī)療保險覆蓋范圍的擴(kuò)大和和保障水平的提高是幫助家庭有效抵御健康風(fēng)險沖擊的有效措施。考慮到健康風(fēng)險對家庭消費(fèi)具有重要影響,出臺防控家庭健康風(fēng)險的相關(guān)政策時,需要深入考慮到對消費(fèi)的影響,尤其是對消費(fèi)的異質(zhì)性影響。同時出臺提高居民消費(fèi)水平的政策時,也應(yīng)該考慮到健康風(fēng)險的作用,總體上要深刻認(rèn)識兩者的關(guān)系。健康風(fēng)險的提高會降低家庭總消費(fèi),但對不同消費(fèi)群體的影響存在差異性,對不同消費(fèi)水平群體的消費(fèi)影響不具有單一趨勢性,而是存在波動性;同時,對不同消費(fèi)品類的影響也不一樣,健康風(fēng)險提高對非食品類消費(fèi)的負(fù)向影響更大,因此在對家庭提供消費(fèi)補(bǔ)貼時應(yīng)該區(qū)分出不同的消費(fèi)品類,從而提高政策的精準(zhǔn)性。而忽視健康風(fēng)險影響的異質(zhì)性,會導(dǎo)致很難實(shí)現(xiàn)政策的預(yù)期效果,引致財(cái)政資源的浪費(fèi)。在能力允許的范圍內(nèi),適度擴(kuò)大居民的醫(yī)療保險覆蓋范圍,提高醫(yī)療保險的保障水平和保障質(zhì)量,可以有效降低健康風(fēng)險對家庭消費(fèi)的負(fù)向沖擊,這是提高居民家庭防御健康風(fēng)險沖擊的有效措施。

(2) 戶主健康風(fēng)險降低家庭消費(fèi)水平,目前的醫(yī)療保險覆蓋面雖然很高,但醫(yī)療保險的保障質(zhì)量有待進(jìn)一步提高,醫(yī)療保險的消費(fèi)促進(jìn)功能還較弱。應(yīng)該提高對健康風(fēng)險較大尤其是老年家庭的醫(yī)療保險深度,特別是老年撫養(yǎng)比較高的家庭?？梢钥紤]設(shè)置一定的門檻,通過財(cái)政資金補(bǔ)貼一部分保費(fèi),以此降低老年家庭的健康風(fēng)險,這樣就可以更好地發(fā)揮醫(yī)療保險促進(jìn)消費(fèi)的功能。政府部門已經(jīng)逐步認(rèn)識到這一做法的重要價值,開始穩(wěn)步落實(shí)和推進(jìn)“健康中國”戰(zhàn)略。

(3) 醫(yī)療保險在抵御健康風(fēng)險和促進(jìn)家庭消費(fèi)上具有重要作用已經(jīng)在很多研究中得到證實(shí),醫(yī)療保險可以緩解和降低居民健康風(fēng)險,進(jìn)而有利于促進(jìn)家庭消費(fèi)水平的提高。人力資本對消費(fèi)的促進(jìn)效應(yīng)上,對低收入家庭更為顯著。適度增強(qiáng)低收入群體的醫(yī)療保險覆蓋面和保障質(zhì)量,提高保費(fèi)補(bǔ)貼力度,多舉措提高居民的醫(yī)療保險參與率,尤其是健康風(fēng)險較大的群體,充分發(fā)揮醫(yī)療保險減輕健康風(fēng)險負(fù)向沖擊力度的功能;多渠道宣傳醫(yī)療保健、健康飲食等健康常識,提高居民的保健、體檢意識。適度向低收入家庭進(jìn)行教育政策傾斜,提高低收入家庭的教育質(zhì)量。