王 爽，劉喜華

（青島大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東青島，266100）

一、引言

2019年的《中國家庭財(cái)富調(diào)查報(bào)告》顯示，國內(nèi)約有88%的居民家庭資產(chǎn)集中體現(xiàn)在現(xiàn)金、活期存款與定期存款，由此可見，目前國內(nèi)家庭參與金融市場的積極性較低，家庭對金融產(chǎn)品的投資需求，尤其是風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資需求，與金融市場供給嚴(yán)重不匹配，金融市場無法充分調(diào)動家庭投資的積極性。從調(diào)查結(jié)果看，居民的預(yù)防性需求迫使居民提高儲蓄，約有48%的居民通過增加儲蓄應(yīng)對突發(fā)醫(yī)療支出，37%的居民用于養(yǎng)老。居民儲蓄率居高不下，家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場的積極性不高，究其原因，養(yǎng)老和醫(yī)療帶來的不確定性成為家庭增加儲蓄、減少風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的首要原因。

為應(yīng)對我國人口老齡化，黨的十九大指出，要積極推進(jìn)醫(yī)養(yǎng)結(jié)合舉措，實(shí)現(xiàn)養(yǎng)老資源與醫(yī)療資源的整合，但該項(xiàng)政策仍在試驗(yàn)初期，將養(yǎng)老院的附屬服務(wù)納入醫(yī)保不僅會增加醫(yī)?；鸬闹С鰤毫Γ€可能會引發(fā)套?，F(xiàn)象，浪費(fèi)社會資源。因此，現(xiàn)階段的醫(yī)養(yǎng)結(jié)合措施重點(diǎn)關(guān)注社會保險(xiǎn)層面，積極推進(jìn)醫(yī)療保險(xiǎn)與養(yǎng)老保險(xiǎn)的發(fā)展。在社會保險(xiǎn)中，養(yǎng)老保險(xiǎn)與醫(yī)療保險(xiǎn)是最基本的兩種保險(xiǎn)，對各年齡階段的居民而言，這兩種保險(xiǎn)也是規(guī)避養(yǎng)老與醫(yī)療風(fēng)險(xiǎn)最有力的金融工具。在此背景下，本文著重分析社會保險(xiǎn)中的醫(yī)療保險(xiǎn)與養(yǎng)老保險(xiǎn)對家庭金融資產(chǎn)配置的影響，從社會保障層面更精準(zhǔn)地分析家庭金融資產(chǎn)的配置行為，實(shí)證分析醫(yī)養(yǎng)結(jié)合舉措對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的綜合影響，這對優(yōu)化家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置，推動社會保險(xiǎn)發(fā)展具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

社會保險(xiǎn)主要是通過降低個體的背景風(fēng)險(xiǎn)，如健康風(fēng)險(xiǎn)、收入減少的風(fēng)險(xiǎn)等，進(jìn)而影響家庭金融資產(chǎn)的投資行為，［1］已有研究證實(shí)養(yǎng)老保險(xiǎn)與醫(yī)療保險(xiǎn)均可提高參保者的健康水平，降低個體投資的背景風(fēng)險(xiǎn)。［2］Finkelstein（2008）以美國 65 歲以上老年人群為目標(biāo)樣本進(jìn)行研究，結(jié)果表明醫(yī)療保險(xiǎn)覆蓋率的增長會引起更好的自評健康水平。［3］現(xiàn)階段關(guān)于保險(xiǎn)與家庭金融資產(chǎn)投資的研究，大多只關(guān)注某一種特定的保險(xiǎn)對家庭金融資產(chǎn)投資的影響。Gormley Todd（2010）研究了個人保險(xiǎn)與投資、儲蓄和消費(fèi)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)參加健康保險(xiǎn)、人壽保險(xiǎn)可促進(jìn)個人參與股票市場投資。［4］Cavapozzi（2013）以歐洲投資者為研究對象，發(fā)現(xiàn)購買壽險(xiǎn)的投資者參與股票市場與基金市場的可能性明顯提高。［5］Cardak和Wilkins（2009）對澳大利亞境內(nèi)投資者的家庭投資組合分配決策進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)參加養(yǎng)老保險(xiǎn)可以增加家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的持有量。［6］Goldman 等（2013）的研究發(fā)現(xiàn)擁有醫(yī)療保險(xiǎn)的個體會增加風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的持有量。［7］周欽等（2015）對醫(yī)療保險(xiǎn)與家庭資產(chǎn)選擇行為進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)參加醫(yī)療保險(xiǎn)的家庭更傾向于投資較高風(fēng)險(xiǎn)的金融資產(chǎn)。［8］林靖等（2017）發(fā)現(xiàn)社會保險(xiǎn)可以促進(jìn)家庭進(jìn)行股票等金融資產(chǎn)投資。［9］盧亞娟、張雯涵（2019）的研究發(fā)現(xiàn)參加養(yǎng)老保險(xiǎn)對股票投資的促進(jìn)作用更強(qiáng)。［10］李娜（2018）發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)增加了家庭對風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的可能性和比例，但醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭金融資產(chǎn)選擇的影響不明顯。［11］周寒等（2019）將保險(xiǎn)分類為社會保險(xiǎn)和商業(yè)保險(xiǎn)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)商業(yè)保險(xiǎn)的參與程度越高，家庭對風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資比例越高，但社會保險(xiǎn)對家庭金融資產(chǎn)配置呈現(xiàn)負(fù)向影響，參與社會保險(xiǎn)的家庭會減少家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資比例，這一結(jié)論其他研究結(jié)果相悖。［12］

現(xiàn)有研究主要針對社會保險(xiǎn)中某一種特定的保險(xiǎn)對家庭金融資產(chǎn)配置行為的影響進(jìn)行研究，忽略了實(shí)際情況中，個體僅參加一種社會保險(xiǎn)的可能性較小，而且家庭金融資產(chǎn)的配置行為可能會受到各種保險(xiǎn)間相互作用的影響。有關(guān)養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭金融資產(chǎn)配置影響的研究，因研究使用的數(shù)據(jù)及方法的不同，研究結(jié)論也略有差異。養(yǎng)老保險(xiǎn)與醫(yī)療保險(xiǎn)作為最基礎(chǔ)的兩大社會保障，已有研究證實(shí)上述兩種保險(xiǎn)對個體的健康影響顯著［13-14］，二者均可影響參保者的背景風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而可能會共同影響家庭的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資。而在社會保險(xiǎn)中，失業(yè)保險(xiǎn)、工傷保險(xiǎn)與生育保險(xiǎn)有一定的特殊性，其中，工傷保險(xiǎn)與生育保險(xiǎn)個人不繳費(fèi)，這一繳費(fèi)機(jī)制與養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)有很大的差別，并且有關(guān)上述三種保險(xiǎn)對家庭金融資產(chǎn)投資的影響暫不明確，因此僅分析社會保險(xiǎn)的參保數(shù)量對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響可能會導(dǎo)致研究結(jié)果不準(zhǔn)確。鑒于此，結(jié)合醫(yī)養(yǎng)結(jié)合的新視角，文章僅對養(yǎng)老保險(xiǎn)與醫(yī)療保險(xiǎn)兩大社會保險(xiǎn)對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的綜合影響進(jìn)行研究，彌補(bǔ)了相關(guān)研究的空缺，并且對尋求通過基本社會保險(xiǎn)來調(diào)動家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場的積極性具有現(xiàn)實(shí)意義。

三、樣本數(shù)據(jù)與變量分析

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自2017年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)（CHFS），該數(shù)據(jù)由西南財(cái)經(jīng)大學(xué)組織整理，問卷共調(diào)查訪問了北京、河北、山東、河南、四川等30個省份和地區(qū)，跟蹤調(diào)查40 011戶家庭數(shù)據(jù)，127 012份個人數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)具有全國代表性，問卷數(shù)據(jù)涉及個人、家庭和地區(qū)三個方面。在剔除核心變量缺失值及數(shù)據(jù)異常值后，本文共使用30 598份樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。

（二）變量描述

本文選取“家庭是否投資風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)”和“風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資比例”來衡量家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場的廣度與深度，風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)包括股票、債券、基金、外匯、互聯(lián)網(wǎng)理財(cái)產(chǎn)品及金融衍生品等。家庭投資風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的價(jià)值與家庭投資的金融資產(chǎn)總價(jià)值之比為風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資比例。解釋變量為醫(yī)養(yǎng)結(jié)合變量，即家庭的財(cái)務(wù)決策者是否同時擁有醫(yī)療保險(xiǎn)與養(yǎng)老保險(xiǎn)，由于數(shù)據(jù)限制，本文默認(rèn)戶主為家庭的財(cái)務(wù)決策者。

由于家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置可能會受個人特征、家庭狀況及地區(qū)等因素的影響，因此本文選取了戶主年齡、戶主性別、戶主的健康狀況、戶主婚姻狀況、戶主教育水平、戶主風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、家庭醫(yī)療保健支出、家庭子女?dāng)?shù)量、家庭規(guī)模、家庭總收入、自有住房、城鄉(xiāng)、地區(qū)作為控制變量，具體變量名稱及定義如表1所示。

表1 變量定義表

（三）均值分析

為了確保結(jié)果的準(zhǔn)確性，盡可能多地保留樣本數(shù)據(jù)，本文對樣本數(shù)據(jù)中的家庭總收入與醫(yī)療保健支出變量進(jìn)行縮尾處理。本文的主要研究目的是探究社會保險(xiǎn)中的養(yǎng)老保險(xiǎn)與醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的綜合影響，所以刪除了樣本數(shù)據(jù)中既沒有醫(yī)療保險(xiǎn)也沒有養(yǎng)老保險(xiǎn)的數(shù)據(jù)，最終使用30 598份家庭及戶主數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。

由表2可知，樣本家庭對風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資廣度與深度較低，樣本中僅有14.4%的家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資，并且家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資比例均值為5.5%；樣本中多數(shù)家庭比較重視養(yǎng)老保險(xiǎn)與醫(yī)療保險(xiǎn)，83%的戶主同時參加養(yǎng)老保險(xiǎn)與醫(yī)療保險(xiǎn)，社會保險(xiǎn)的參與度較高。戶主健康狀況均值為0.83，說明樣本家庭中大多數(shù)戶主健康狀況較好，醫(yī)療保健支出均值為8 413，最小值為1，最大值為120 000，樣本家庭在醫(yī)療保健支出方面差距較大。樣本中大多數(shù)戶主已至中年，已婚男性占比較大，在進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資時可能需要著重考慮家庭與子女層面的因素。大多數(shù)戶主已完成九年義務(wù)教育，具備基礎(chǔ)的文字閱讀與理解能力，多數(shù)戶主的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度為風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型。樣本數(shù)據(jù)中家庭貧富差距較大，家庭人口總數(shù)均值為3人，總收入均值約為19萬，最大值為500萬，最小值9.9萬。樣本中大多數(shù)家庭為農(nóng)村戶口，并且樣本中中部和東部的家庭較多。

表2 樣本描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證分析

（一）計(jì)量模型

本文主要研究社會保險(xiǎn)中的養(yǎng)老保險(xiǎn)與醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響，采用Probit模型對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資廣度進(jìn)行實(shí)證分析：

risk*=α+β1med_endo+β2Z+ε

risk*為不可直接進(jìn)行觀測的潛變量，在分析家庭是否投資風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)時，risk為虛擬變量，當(dāng)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)時，risk為1，否則為0，med_endo代表社會保險(xiǎn)變量，Z代表控制變量。

在分析社會保險(xiǎn)對家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資深度的影響時，由于樣本數(shù)據(jù)只能觀察到持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)家庭的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有量，對于不持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的家庭來說，風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資比例這一變量的觀測值都為0，因此采用Tobit模型對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資深度進(jìn)行實(shí)證分析：

risk_p*為潛變量，risk_p數(shù)值在（0，1）之間，表示家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)與家庭金融總資產(chǎn)的比重，med_endo表示社會保險(xiǎn)變量，Z表示控制變量。

（二）結(jié)果分析

1.全樣本分析

本文使用Probit與Tobit模型對社會保險(xiǎn)對家庭金融資產(chǎn)配置的影響進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果如表3所示。為了解決分析過程中潛在的內(nèi)生性問題，本文加入了更多的控制變量，同時采用工具變量法進(jìn)行回歸分析。根據(jù)本文所使用的CHFS數(shù)據(jù)特征，將戶主信息按照年齡、受教育年限與地區(qū)進(jìn)行分組，將年齡分為三組（45歲及以下，45歲至60歲，60歲以上），受教育年限分為兩組（受教育年限小于16年，16年及以上），地區(qū)分為三組（東部，中部，西部），共分為18組，對于第i個家庭，選取其所在小組內(nèi)其他家庭的醫(yī)療保險(xiǎn)與養(yǎng)老保險(xiǎn)的參與度為工具變量，并利用IV-Probit與IV-Tobit模型進(jìn)行回歸，結(jié)果如表3所示。

表3 社會保險(xiǎn)對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置影響的全樣本分析

實(shí)證結(jié)果顯示，在不考慮內(nèi)生性的情況下，實(shí)現(xiàn)醫(yī)養(yǎng)結(jié)合的個體，即同時參加醫(yī)療保險(xiǎn)與養(yǎng)老保險(xiǎn)這兩種保險(xiǎn)的個體顯著提高了其家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資廣度與投資深度，其邊際效應(yīng)分別為0.032與0.043，這說明與只參加一種保險(xiǎn)的家庭相比，同時參加兩種保險(xiǎn)的個體，其家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資廣度與投資深度增加的概率為0.032與0.043。該影響雖然在1%的置信水平下顯著，但其平均邊際效應(yīng)數(shù)值較小。在控制變量的內(nèi)生性后，回歸結(jié)果顯示，與只參加一種保險(xiǎn)的家庭相比，參加兩種社會保險(xiǎn)的家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場的可能性增加了0.83倍，家庭對風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資比例提高了46%。

由表3可進(jìn)一步得出，家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的配置行為還會受到戶主個體特征、家庭因素、地區(qū)與城鄉(xiāng)因素的影響。在考慮內(nèi)生性的影響后，城鄉(xiāng)因素的影響最大，其邊際效應(yīng)為0.83與0.51，城鎮(zhèn)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的概率為鄉(xiāng)村家庭的0.83倍，而且城鎮(zhèn)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資比例比鄉(xiāng)村家庭高0.51，該差距比較明顯。中部與東部地區(qū)的家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的可能性與投資比例顯著高于西部地區(qū)；性別層面，相較于女性，男性投資者參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場的可能性與投資比例較低，與女性投資者相比，男性投資者參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的可能性低0.11，且風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資比例少0.07，健康、婚姻、受教育年限、子女?dāng)?shù)量、自有住房等因素會促進(jìn)家庭進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資，提高家庭對風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資比例；家庭規(guī)模增加、戶主風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度增加則會抑制家庭進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資。

2.分樣本分析

考慮到社會保險(xiǎn)在個體不同年齡段可能對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生不同影響，且醫(yī)養(yǎng)結(jié)合的受惠人群主要集中在中老年階段，因此本文將樣本數(shù)據(jù)按照戶主年齡進(jìn)行分組，分為30歲以下、30至60歲、60歲以上三個階段，使用IV-Probit與IV-Tobit模型分別分析社會保險(xiǎn)中，醫(yī)養(yǎng)結(jié)合對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響，回歸結(jié)果如表4所示。

表4 社會保險(xiǎn)對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置影響的分樣本分析

根據(jù)表4可知，對60歲以下的個體而言，醫(yī)養(yǎng)結(jié)合變量對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資廣度與投資深度均具有顯著的正向影響。中青年家庭同時參與養(yǎng)老保險(xiǎn)與醫(yī)療保險(xiǎn)顯著促進(jìn)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資，對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資比例具有顯著的正向作用。

從其他控制變量看，30歲以下青年家庭的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資，還會受到戶主風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、地區(qū)以及城鄉(xiāng)因素的影響。風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型投資者會減少其家庭對風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的可能性與投資比率；從城鄉(xiāng)因素看，位于城鎮(zhèn)地區(qū)的家庭對風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資廣度與投資深度顯著增加；從地區(qū)因素看，相較于中部與東部地區(qū)，西部地區(qū)家庭投資風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的可能性降低，并且位于西部地區(qū)對風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資比例具有顯著的負(fù)向影響。對30～60歲的中年家庭而言，醫(yī)療支出、已婚、受教育年限增加、家庭收入增加，城鎮(zhèn)地區(qū)變量對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資廣度與深度均具有正向影響；此外，男性戶主、風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型、家庭規(guī)模增加對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置具有負(fù)向影響。

由回歸結(jié)果可知，在社會保險(xiǎn)層面，醫(yī)養(yǎng)結(jié)合并未對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資行為產(chǎn)生影響。究其原因，隨著個體年齡的增長與勞動力的缺失，家庭收入隨之減少，風(fēng)險(xiǎn)承受能力降低，家庭面臨的背景風(fēng)險(xiǎn)不斷增加，因此參與養(yǎng)老保險(xiǎn)與醫(yī)療保險(xiǎn)并未影響其家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置。

五、結(jié)論及政策建議

本文使用2017年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)（CHFS）數(shù)據(jù)，基于 Probit、Tobit、IV-Probit與 IV-Tobit模型，從醫(yī)養(yǎng)結(jié)合的角度進(jìn)行分析，對參與社會保險(xiǎn)對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響進(jìn)行研究，結(jié)果及建議如下：

第一，從社會保險(xiǎn)層面看，醫(yī)養(yǎng)結(jié)合對家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資具有顯著的正向影響，與只參加一種社會保險(xiǎn)的個體相比，同時參加醫(yī)療保險(xiǎn)與養(yǎng)老保險(xiǎn)這兩種社會保險(xiǎn)可鼓勵家庭進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資，并提高家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資比例。相關(guān)部門應(yīng)加大社會保險(xiǎn)與養(yǎng)老保險(xiǎn)的推廣力度，普及相關(guān)知識，利用社會保險(xiǎn)政策的協(xié)同作用，提高基本養(yǎng)老保險(xiǎn)與基本醫(yī)療保險(xiǎn)的覆蓋率，推進(jìn)醫(yī)養(yǎng)結(jié)合舉措的實(shí)施。兩種社會保障要均衡發(fā)展，才能盡可能降低家庭應(yīng)對養(yǎng)老與醫(yī)療的不確定性，降低家庭進(jìn)行金融資產(chǎn)投資時面對的背景風(fēng)險(xiǎn)，鼓勵居民進(jìn)行投資消費(fèi)。

第二，社會保險(xiǎn)對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響具有較顯著的生命周期效應(yīng)，醫(yī)養(yǎng)結(jié)合僅能促進(jìn)中青年家庭進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資，增加其風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資比例，但醫(yī)養(yǎng)結(jié)合并未對老年家庭的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生影響。雖然醫(yī)養(yǎng)結(jié)合舉措主要是為應(yīng)對我國人口老齡化現(xiàn)象推行的辦法，但從社會保險(xiǎn)層面看，實(shí)現(xiàn)醫(yī)養(yǎng)結(jié)合應(yīng)鼓勵各年齡段居民積極參與養(yǎng)老保險(xiǎn)與醫(yī)療保險(xiǎn)，擴(kuò)大醫(yī)養(yǎng)結(jié)合的受眾人群，減輕家庭應(yīng)對養(yǎng)老與醫(yī)療的不確定性。社會保險(xiǎn)應(yīng)根據(jù)參保人的年齡特征進(jìn)行動態(tài)調(diào)整，在當(dāng)前人口老齡化的背景下，社會保險(xiǎn)改革應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注老年人群，我國人口老齡化趨勢逐漸加劇，只有最大化發(fā)揮基本社會保險(xiǎn)在家庭金融投資中的作用，才能盡可能降低家庭應(yīng)對養(yǎng)老與醫(yī)療的不確定性，進(jìn)而調(diào)動家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場的積極性，推動資本市場的發(fā)展。

第三，從家庭金融的角度分析，醫(yī)養(yǎng)結(jié)合舉措并未顯著影響老年家庭金融資產(chǎn)配置行為。未來我國人口老齡化趨勢嚴(yán)峻，老年家庭將成為家庭金融資產(chǎn)投資的主力軍，而現(xiàn)階段社會保險(xiǎn)對老年人群提供的保障明顯不足，醫(yī)養(yǎng)結(jié)合舉措的后續(xù)推進(jìn)可考慮開發(fā)新型醫(yī)養(yǎng)商業(yè)保險(xiǎn)，盡可能為老年人群提供更多保障，激發(fā)老年人口的投資需求。