任明麗，孫 琦

（1.常州工學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，江蘇常州 213022；2.上海財(cái)經(jīng)大學(xué)商學(xué)院，上海 200433）

引言

隨著我國逐步進(jìn)入老齡化社會(huì)，且老齡化程度不斷加深，老年人消費(fèi)成為一個(gè)重要的研究問題[1]。近年來，老年人的消費(fèi)結(jié)構(gòu)不斷調(diào)整，以文化娛樂消費(fèi)及旅游消費(fèi)為代表的發(fā)展型消費(fèi)的地位逐漸凸顯，并成為老年人消費(fèi)升級的方向[2]。其中，旅游活動(dòng)作為增進(jìn)民眾幸福感與生活質(zhì)量的活動(dòng)[3-5]，不僅獲得了老年人的深度參與，甚至推動(dòng)產(chǎn)生了旅居養(yǎng)老及“候鳥型”養(yǎng)老的新模式。

與此同時(shí)，現(xiàn)實(shí)中存在著由未來的不確定性導(dǎo)致的風(fēng)險(xiǎn)，如患重大疾病的風(fēng)險(xiǎn)，老年人可能通過抑制當(dāng)期消費(fèi)來平抑未來不確定性帶來的風(fēng)險(xiǎn)，而旅游消費(fèi)作為一種發(fā)展型消費(fèi)受到抑制的可能性加大，產(chǎn)生醫(yī)療消費(fèi)對旅游消費(fèi)的擠出效應(yīng)[6]。如何解決這一問題？醫(yī)療保險(xiǎn)無疑在降低未來不確定性、刺激當(dāng)期消費(fèi)上發(fā)揮著積極且重要的作用，但醫(yī)療保險(xiǎn)是否在刺激旅游消費(fèi)上也發(fā)揮著作用？如果發(fā)揮作用，其作用機(jī)制是什么？對這些問題的研究不僅能為進(jìn)一步釋放“人口紅利”在消費(fèi)中的作用提供指導(dǎo)、為促進(jìn)“銀發(fā)經(jīng)濟(jì)”的發(fā)展提供思路，還能對醫(yī)療保險(xiǎn)的作用做出進(jìn)一步認(rèn)識(shí)，據(jù)此對保險(xiǎn)政策做出相應(yīng)的調(diào)整，為實(shí)現(xiàn)“2030 健康中國”中的“健康行為促進(jìn)”這一目標(biāo)提供有效路徑。

我國全面覆蓋的醫(yī)療保險(xiǎn)為基本醫(yī)療保險(xiǎn)①1998年，國務(wù)院頒布《國務(wù)院關(guān)于建立城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的決定》（國發(fā)〔1998〕44 號(hào)）。2003 年，國務(wù)院頒布《衛(wèi)生部、財(cái)政部、農(nóng)業(yè)部關(guān)于建立新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度意見》（國辦發(fā)〔2003〕3 號(hào)）。2007年，勞動(dòng)與社會(huì)保障部頒布《關(guān)于城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)醫(yī)療服務(wù)管理的意見》（勞社部發(fā)〔2007〕40號(hào)），開始進(jìn)行城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)試點(diǎn)工作。2016年，國務(wù)院頒布《國務(wù)院關(guān)于整合城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的意見》（國發(fā)〔2016〕）。，基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度“低水平、廣覆蓋、?；尽钡脑瓌t①《中華人民共和國社會(huì)保險(xiǎn)法》第三條：社會(huì)保險(xiǎn)制度堅(jiān)持廣覆蓋、?；?、多層次、可持續(xù)的方針，社會(huì)保險(xiǎn)水平應(yīng)當(dāng)與經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平相適應(yīng)。使其成為兜底性的保險(xiǎn)制度，但很難滿足不同人群的多層次需求[7-9]，尤其是對重大疾病及某一特定群體疾病風(fēng)險(xiǎn)的進(jìn)一步保障[10]。相較于基本醫(yī)療保險(xiǎn)，補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)具有保障范圍更大、保障水平更高等特征，對老年人自身的醫(yī)療負(fù)擔(dān)及健康風(fēng)險(xiǎn)具有更強(qiáng)的保障作用，對其作用效應(yīng)的研究不僅有益于正視補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對老年人醫(yī)療保障的價(jià)值，更有益于為當(dāng)下醫(yī)療保險(xiǎn)的結(jié)構(gòu)調(diào)整及老年人醫(yī)療保險(xiǎn)政策的制定提供參考。因此，本文運(yùn)用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS），估計(jì)我國補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對老年家庭旅游消費(fèi)的影響效應(yīng)，并在估計(jì)的基礎(chǔ)上討論了基本醫(yī)療保險(xiǎn)及商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)對老年家庭旅游消費(fèi)的作用。

1 理論基礎(chǔ)及文獻(xiàn)綜述

1.1 不確定性與老年人消費(fèi)

不確定性是指某一事物發(fā)展的結(jié)果有多種可能性，而每種可能性的概率是未知的，如收入的不確定性即收入的不可預(yù)測性，即收入的穩(wěn)定性或收入風(fēng)險(xiǎn)[11]。如果收入及生活狀態(tài)是穩(wěn)定的，則事情發(fā)生的概率是確定的，但當(dāng)出現(xiàn)重大疾病、疫情導(dǎo)致的失業(yè)等無法預(yù)測的狀況時(shí)，則出現(xiàn)了不確定性，此時(shí)面臨著平穩(wěn)生活狀況發(fā)生改變的風(fēng)險(xiǎn)，為了預(yù)防由不確定性帶來的風(fēng)險(xiǎn)，居民會(huì)采用一些措施來進(jìn)行對沖，如面對收入不確定性帶來的風(fēng)險(xiǎn)，居民通過增加當(dāng)期儲(chǔ)蓄來預(yù)防未來收入下降帶來的風(fēng)險(xiǎn)，由此產(chǎn)生了預(yù)防性儲(chǔ)蓄[12-13]，而面對未來可能發(fā)生的重大疾病帶來的風(fēng)險(xiǎn)，居民可能采用購買醫(yī)療保險(xiǎn)的方式來抵御重大疾病帶來的沖擊。不同的措施可能會(huì)對當(dāng)期消費(fèi)產(chǎn)生不同的影響，已有理論表明，預(yù)防性儲(chǔ)蓄可能會(huì)對當(dāng)期消費(fèi)產(chǎn)生擠出效應(yīng)[14]，而醫(yī)療保險(xiǎn)由于其類型不同，則對當(dāng)期消費(fèi)的影響尚未有定論[15]，但毋庸置疑的是，收入不確定性一直都是居民消費(fèi)問題中一個(gè)至關(guān)重要的研究問題[16]。

不確定性對消費(fèi)的影響不是單一的，而是應(yīng)該劃分為“優(yōu)于預(yù)期”的正向不確定性和“劣于預(yù)期”的負(fù)向不確定性[16]，如王明康和劉彥平的研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)居民持久收入對旅游消費(fèi)具有顯著的正向推動(dòng)作用，而收入不確定性則產(chǎn)生明顯的抑制作用[17]。與青壯年相比，不確定性對老年人消費(fèi)的影響具有一定的獨(dú)特性，年輕人面臨的風(fēng)險(xiǎn)主要來源于收入和工作的風(fēng)險(xiǎn)，而老年人則主要面臨健康的風(fēng)險(xiǎn)，包括醫(yī)療支出風(fēng)險(xiǎn)和生存風(fēng)險(xiǎn)[18]，健康風(fēng)險(xiǎn)會(huì)顯著增加家庭財(cái)務(wù)脆弱性，商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭財(cái)務(wù)脆弱性有顯著的改善作用，并且會(huì)降低健康風(fēng)險(xiǎn)對家庭財(cái)務(wù)脆弱性的邊際影響[15]。

1.2 補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)與老年人消費(fèi)

補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)購買的基礎(chǔ)是基本醫(yī)療保險(xiǎn)，基本醫(yī)療保險(xiǎn)可以促進(jìn)消費(fèi)的觀點(diǎn)已得到了一系列研究成果的支持。研究顯示，基本醫(yī)療保險(xiǎn)在對未來不確定性的降低方面發(fā)揮著積極作用，基本醫(yī)療保險(xiǎn)繳費(fèi)率增加1%，家庭消費(fèi)將增加2.1%[19]。在其他條件相同的情況下，參保家庭的年非醫(yī)療消費(fèi)支出比未參保家庭約高13.0%[20]，與未參保家庭相比，參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療（新農(nóng)合）使非醫(yī)療支出類的家庭消費(fèi)增加了約5.6%[21]。更細(xì)致的分析發(fā)現(xiàn)，參加新農(nóng)合的家庭將顯著增加居民熱量、碳水化合物以及蛋白質(zhì)等營養(yǎng)的攝入量[22]。

基本醫(yī)療保險(xiǎn)對消費(fèi)的促進(jìn)表現(xiàn)出不同類型人群、不同類型消費(fèi)上的異質(zhì)性，如流動(dòng)人口的參保者比未參保者人均非醫(yī)療消費(fèi)支出高出6.5%，保障水平越高的醫(yī)療保險(xiǎn)對流動(dòng)人口消費(fèi)的刺激作用越大[23]，其異質(zhì)性表現(xiàn)在促進(jìn)人口流入地的家庭消費(fèi)，卻抑制了人口流出地的家庭消費(fèi)[24]?；踞t(yī)療保險(xiǎn)對文化類消費(fèi)影響的研究發(fā)現(xiàn)，基本醫(yī)療保險(xiǎn)對城鎮(zhèn)居民的文化消費(fèi)增長并不會(huì)發(fā)揮作用，但進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，在高收入、身體較健康的城鎮(zhèn)居民中存在異質(zhì)性，隨著國民健康和收入水平的提高，醫(yī)療保險(xiǎn)的文化消費(fèi)效應(yīng)將逐步得以實(shí)現(xiàn)[9]。

基本醫(yī)療保險(xiǎn)對消費(fèi)具有促進(jìn)作用，但對高層次消費(fèi)（如文化消費(fèi)、旅游消費(fèi)等）的促進(jìn)作用卻并不明顯，基本醫(yī)療保險(xiǎn)的補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)則可能對高層次消費(fèi)發(fā)揮著積極的作用，如在降低居民生存資料消費(fèi)占比的同時(shí)，提升了居民享受資料的消費(fèi)占比[25]。相較于基本醫(yī)療保險(xiǎn)而言，現(xiàn)有文獻(xiàn)對補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)的研究并未給予足夠的重視，關(guān)注點(diǎn)仍處于補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)的內(nèi)涵及發(fā)展脈絡(luò)[10，26]，補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)需求的影響因素、補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)的作用[27-29]等較淺層次的研究。國外補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)措施實(shí)施的時(shí)間較早，其側(cè)重點(diǎn)主要在實(shí)踐面臨的參保對象、資金籌措、基金管理和待遇、補(bǔ)充保險(xiǎn)對醫(yī)療費(fèi)用支出的影響、補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)的逆向選擇問題等方面[26]。較少有學(xué)者關(guān)注補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對非醫(yī)療消費(fèi)的影響，尤其是補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對非慣常性消費(fèi)的影響，如旅游消費(fèi)及文化消費(fèi)的影響。但現(xiàn)有研究表明，無論是參與居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)還是商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)都對居民消費(fèi)有顯著促進(jìn)作用，基于此，本文提出如下假設(shè)：

H1：補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)促進(jìn)老年家庭旅游消費(fèi)

同時(shí)，補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對老年家庭旅游消費(fèi)的促進(jìn)作用可能由于老年人購買補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)的變動(dòng)情況發(fā)生變化，為了更細(xì)致地研究補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對老年家庭消費(fèi)的影響，本文進(jìn)一步研究補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對老年家庭旅游消費(fèi)的沖擊，即補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)從有到無（負(fù)向沖擊）及補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)從無到有（正向沖擊）對老年家庭旅游消費(fèi)的影響，由是提出如下假設(shè)：

H2：補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)的負(fù)向沖擊抑制老年家庭旅游消費(fèi)

H3：補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)的正向沖擊促進(jìn)老年家庭旅游消費(fèi)

1.3 醫(yī)療保險(xiǎn)及補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對消費(fèi)促進(jìn)作用的路徑

醫(yī)療保險(xiǎn)通過降低未來的不確定性風(fēng)險(xiǎn)促進(jìn)了老年人的當(dāng)期消費(fèi)，而其主要的傳導(dǎo)機(jī)制是怎樣的？現(xiàn)有關(guān)于老年人消費(fèi)影響因素的研究表明，在日常消費(fèi)、醫(yī)療保健等生活必需品消費(fèi)方面，主要受到經(jīng)濟(jì)條件和健康狀態(tài)的影響，而較少受到其他因素的影響；但在社交娛樂、旅游度假等非生活必需品方面，則更容易受到年齡、經(jīng)濟(jì)條件、居住模式、社會(huì)參與和健康狀態(tài)等多重因素的影響[29]。老年人所受的健康沖擊會(huì)增加家庭的總消費(fèi)，其主要的作用路徑是顯著增加老年家庭的醫(yī)療支出[30]，此時(shí)，醫(yī)療保險(xiǎn)可以通過兩條路徑直接影響老年人的當(dāng)期消費(fèi)，一是通過對當(dāng)期的醫(yī)療報(bào)銷緩解生病人群當(dāng)期的醫(yī)療費(fèi)用壓力，從而增加其當(dāng)期的非醫(yī)療消費(fèi)，二是通過對降低未來患病醫(yī)療費(fèi)用支出的預(yù)期來降低現(xiàn)階段的預(yù)防性儲(chǔ)蓄，從而增加當(dāng)期的消費(fèi)[25，31]，即健康狀況在老年家庭消費(fèi)的影響中發(fā)揮著“儲(chǔ)備”作用，據(jù)此，提出如下假設(shè)：

H4：老年人的健康狀況不同，補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對老年人旅游消費(fèi)影響也不同，即老年人健康狀況在補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對老年家庭旅游消費(fèi)的影響中發(fā)揮著調(diào)節(jié)作用

而對身體狀況的度量方面，身體狀況感知的度量因素之一是自評健康，自評健康被認(rèn)為是估計(jì)死亡率最有力的預(yù)測因素之一，無論參考框架（如與自己比較或與他人比較）或反應(yīng)形式如何，自評健康都可用于隊(duì)列研究和人群健康的檢測[32-33]。在老年人健康的評估中自評健康也被廣泛應(yīng)用，用來估計(jì)無法觀測到的真實(shí)的健康狀況[34-36]。此外，健康預(yù)期壽命通過將死亡率和患病率數(shù)據(jù)相結(jié)合，成為測量生命質(zhì)量的重要指標(biāo)之一[37]，而主觀預(yù)期壽命與自我健康評估有關(guān)，并成為死亡率的一個(gè)強(qiáng)大預(yù)測因素[38]，因此成為自我狀況評估的一個(gè)重要綜合指標(biāo)。社會(huì)情緒選擇理論[39-40]的研究也表明，老年人對未來時(shí)間的感知也會(huì)影響其當(dāng)期決策。因此，本部分試圖分析自評健康及主觀預(yù)期壽命是否在補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對老年家庭旅游消費(fèi)的影響中發(fā)揮著調(diào)節(jié)作用，即認(rèn)為自己身體狀況較好及未來還有很長時(shí)間生命的老年人更傾向增加當(dāng)期旅游消費(fèi)。

除了健康狀況這一內(nèi)部制約因素外，家庭的代際支持則從人際制約的角度對老年人的消費(fèi)產(chǎn)生影響[41]。家庭支持屬于社會(huì)支持的一種，社會(huì)支持指兩個(gè)個(gè)體之間的一種資源交換，這種資源交換的目的是提高資源接受者的福利水平[42]。家庭支持中子女的支持對老年人的消費(fèi)意愿具有影響，如老年人接受成年子女情感型和服務(wù)型支持對其消費(fèi)意愿的影響顯著[43]。此外，家庭中子女的支持還會(huì)對老年人的旅游消費(fèi)產(chǎn)生影響，表現(xiàn)為家庭代際支持正向影響老年人的旅游消費(fèi)意愿[41]。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

H5：子女給予老人的支持不同，補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對老年人家庭旅游消費(fèi)的影響則不同，即家庭支持在補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對老年家庭旅游消費(fèi)的影響中發(fā)揮著調(diào)節(jié)作用

總而言之，從降低未來不確定性的角度來講，無論是家庭中代際間的經(jīng)濟(jì)支持還是情感支持，都是從外部環(huán)境的角度影響老年人對未來不確定性的感知，而身體狀況感知（如自評健康及主觀預(yù)期壽命等）則從自我感知的角度影響其對未來可能存在風(fēng)險(xiǎn)的感知。

2 數(shù)據(jù)、變量與模型

2.1 數(shù)據(jù)介紹

本文所用數(shù)據(jù)來自中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS），CHARLS 數(shù)據(jù)采用多階段分層抽樣方法，旨在收集一套代表中國45歲以上中老年家庭和個(gè)人的高質(zhì)量微觀數(shù)據(jù)，目前已分別完成了全國28個(gè)省（自治區(qū)、直轄市）的150 個(gè)縣450 個(gè)社區(qū)（村）的調(diào)查訪問，截至2018 年，樣本已覆蓋1.24 萬戶家庭中的1.9 萬名受訪者①中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查官網(wǎng).“關(guān)于項(xiàng)目”板塊[EB/OL].[2022-06-09].http://charls.pku.edu.cn/gy/gyxm.htm.。數(shù)據(jù)內(nèi)容涵蓋了45 歲以上人群及其配偶的個(gè)人基本信息、家庭情況、健康狀況、體格測量、醫(yī)療服務(wù)利用和醫(yī)療保險(xiǎn)、工作、退休和養(yǎng)老金、收入、消費(fèi)、資產(chǎn)，以及社區(qū)基本情況等信息[44]。目前，CHARLS 數(shù)據(jù)已完成了2011年、2013年、2015年和2018年4期數(shù)據(jù)采集，本文采用2011—2018年數(shù)據(jù)構(gòu)建面板數(shù)據(jù)，同時(shí)基于本文的研究目的，選取退休年齡作為判斷是否為老年人的標(biāo)準(zhǔn)，我國女性正常的法定退休年齡最早為50周歲②我國目前實(shí)行的退休制度主要基于幾個(gè)文件：對于工人來說，1978年制定的《國務(wù)院關(guān)于工人退休、退職的暫行辦法》及1958年《關(guān)于工人、職員退休處理的暫行規(guī)定（草案）》。文件包括的主要內(nèi)容為：全民所有制企業(yè)、事業(yè)單位和黨政機(jī)關(guān)、群眾團(tuán)體的工人，符合下列條件之一的，應(yīng)該退休：（1）男年滿60 周歲，女年滿50 周歲，連續(xù)工齡滿10 年的；（2）從事井下、高空、高溫、特別繁重體力勞動(dòng)或者其他有害身體健康的工作，男年滿55周歲、女年滿45周歲，連續(xù)工齡滿10年的；（3）男年滿50周歲，女年滿45周歲，連續(xù)工齡滿10年，由醫(yī)院證明，并經(jīng)勞動(dòng)鑒定委員會(huì)確認(rèn)，完全喪失勞動(dòng)能力的；（4）因工致殘，由醫(yī)院證明，并經(jīng)勞動(dòng)鑒定委員會(huì)確認(rèn)，完全喪失勞動(dòng)能力的。對干部來說，1978年制定的《國務(wù)院關(guān)于安置老弱病殘干部的暫行辦法》中規(guī)定：黨政機(jī)關(guān)、群眾團(tuán)體、企業(yè)、事業(yè)單位的干部，符合下列條件之一的，都可以退休：（1）男年滿60 周歲，女年滿55周歲，參加革命工作年限滿10年的;（2）男年滿50周歲，女年滿45周歲，參加革命工作年限滿10年，經(jīng)過醫(yī)院證明完全喪失工作能力的;（3）因工致殘，經(jīng)過醫(yī)院證明完全喪失工作能力的。，則本文的樣本主要包含50 歲及50 歲以上的樣本。

2.2 變量選取

2.2.1 自變量

補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)，主要指由于國家的基本醫(yī)療保險(xiǎn)只能滿足參保人的基本醫(yī)療需求，超過基本醫(yī)療保險(xiǎn)范圍之外的醫(yī)療需求可以通過補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)予以補(bǔ)充，是相對于基本醫(yī)療保險(xiǎn)而言的，它可以對高額醫(yī)療費(fèi)用給予進(jìn)一步的保障[10]。我國的補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)主要包括公務(wù)員醫(yī)療補(bǔ)助、大額醫(yī)療費(fèi)用補(bǔ)助、企業(yè)補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)、職工互助醫(yī)療保險(xiǎn)及商業(yè)互助醫(yī)療保險(xiǎn)5 種形式，而不同類型的補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)的覆蓋范圍又不盡相同。在本研究所用的數(shù)據(jù)中，補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)是對購買了基本醫(yī)療保險(xiǎn)③在本文所用的CHARLS數(shù)據(jù)庫中，基本醫(yī)療保險(xiǎn)主要包括：城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)（醫(yī)保）、城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)、新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)（合作醫(yī)療）、城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)（合并城鎮(zhèn)居民和新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)）、公費(fèi)醫(yī)療、醫(yī)療救助、商業(yè)保險(xiǎn)（單位購買、個(gè)人購買）、城鎮(zhèn)無業(yè)居民大病醫(yī)療保險(xiǎn)、其他醫(yī)療保險(xiǎn)。的老年群體增加了“是否購買了與此基本保險(xiǎn)相關(guān)的補(bǔ)充保險(xiǎn)”的問題來進(jìn)行補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)的識(shí)別，此處“購買”的前提條件是已購買了基本醫(yī)療保險(xiǎn)。相比于基本醫(yī)療保險(xiǎn)，補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)具有更強(qiáng)的醫(yī)療費(fèi)用保障力度，由此能夠給參保群體更強(qiáng)的心理安全感，同時(shí)，補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)更能看出醫(yī)療保險(xiǎn)的購買意識(shí)及其保障力度對以旅游消費(fèi)為代表的非必需的發(fā)展型消費(fèi)的刺激能力。在數(shù)據(jù)中表示為：被訪者購買了補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)記為1，否則記為0。

2.2.2 因變量

因變量為家庭年旅游消費(fèi)，此處的年旅游消費(fèi)指調(diào)研年調(diào)研節(jié)點(diǎn)向后推1 年的家庭旅游消費(fèi)，如數(shù)據(jù)調(diào)研時(shí)間節(jié)點(diǎn)為2022年7月，此數(shù)據(jù)涵蓋的范圍則為2021年7月—2022年6月。

2.2.3 控制變量

控制變量包括個(gè)體特征、家庭特征及區(qū)域特征3 個(gè)部分，其中，個(gè)體特征包括個(gè)人收入、個(gè)人自評健康、個(gè)人未來10～15 年的主觀預(yù)期壽命、婚姻狀況、性別、年齡和受教育程度等，家庭特征包括家庭年總收入和家庭住房產(chǎn)權(quán)狀況，區(qū)域特征則為家庭所處具體區(qū)域。個(gè)人收入主要包括調(diào)研節(jié)點(diǎn)時(shí)個(gè)體所獲得的年工資性收入及獎(jiǎng)金等收入，以金額表示。個(gè)人自評健康在調(diào)研問卷中采用兩種自評健康狀況評價(jià)量表，在調(diào)查時(shí)以隨機(jī)形式出現(xiàn)，本文采用同樣程度答案賦值相同、不同的答案重新賦值的方法進(jìn)行了處理，處理后賦值情況為“極好=6”“很好=5”“好=4”“一般=3”“不好=2”“很不好=1”。個(gè)人未來10～15 年的主觀預(yù)期壽命變量，此變量并非客觀統(tǒng)計(jì)老年人的預(yù)期壽命，而是老年人對其未來能夠活到某一年齡的預(yù)期，具體測度時(shí)通過問卷詢問老年人未來活到某一年齡的可能性，如對60～69歲年齡段的調(diào)研對象詢問“您未來活到80歲的可能性有多大？”選項(xiàng)為：幾乎不可能、不太可能、有可能、很可能、簡直一定，具體的數(shù)據(jù)賦值為：幾乎不可能=1 和不太可能=2，表示“負(fù)向否定”狀態(tài)；很有可能賦值為3，表示“居中”；很可能=4 和簡直一定=5，表示“正向肯定”狀態(tài)。個(gè)人的婚姻狀況，主要為單身（包括未婚、喪偶等）和已婚，其中，已婚=1，單身=0。個(gè)人性別特征，其中，男性=1，女性=0。年齡特征，以具體年齡表示。受教育程度，包括小學(xué)及以下、初中、高中及高專、大學(xué)及以上等，此處的受教育程度以類別變量的形式存在。家庭年總收入，包括家庭過去1 年所獲得的家庭農(nóng)業(yè)收入、家庭辦企業(yè)收入和家庭其他成員的收入的總和（家庭年總收入不包括戶主及其配偶的工資收入及獎(jiǎng)金收入等個(gè)人收入）。住房產(chǎn)權(quán)情況為完全擁有產(chǎn)權(quán)=1，部分擁有產(chǎn)權(quán)=2，未擁有產(chǎn)權(quán)=3。區(qū)域特征分為農(nóng)村和城市，其中，城市=1，農(nóng)村=0。

2.3 模型設(shè)定

本文采用兩個(gè)模型估計(jì)補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對老年人旅游消費(fèi)的影響效應(yīng)，其中，基準(zhǔn)模型估計(jì)影響的主效應(yīng)，沖擊效應(yīng)模型在主效應(yīng)估計(jì)的基礎(chǔ)上依據(jù)保險(xiǎn)購買的變化進(jìn)行了分組，研究補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)購買的變化對老年人旅游消費(fèi)的沖擊作用。此外在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分，本文采用傾向值匹配估計(jì)模型解決由于樣本選擇性帶來的內(nèi)生性問題，采用隨機(jī)效應(yīng)模型解決個(gè)體效應(yīng)帶來的內(nèi)生性問題。

2.3.1 基準(zhǔn)模型

基準(zhǔn)模型是利用2011 年、2013 年、2015 年及2018年4期數(shù)據(jù)構(gòu)成的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行的普通最小二乘（ordinary least squares，OLS）估計(jì)，在估計(jì)時(shí)控制了時(shí)間效應(yīng)及地區(qū)效應(yīng)，模型設(shè)定如下：

式（1）中，yjt表示家庭j的第t年的旅游消費(fèi)支出，家庭中的xijt為個(gè)體i第t年購買補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)，i可能為戶主，也可能為戶主配偶，其中購買為1，未購買為0。zijt為一系列控制變量，家庭收入、住房產(chǎn)權(quán)情況、如年齡、婚姻狀況、性別、受教育程度、自評健康狀況、所處區(qū)域、調(diào)研年份等。εijt為隨機(jī)誤差項(xiàng)，包含諸如個(gè)人偏好、個(gè)人認(rèn)知能力等不可觀測的因素。

2.3.2 沖擊效應(yīng)模型

由于在實(shí)際情況中存在著由保險(xiǎn)購買變化導(dǎo)致的分組，如果購買賦值為1，未購買賦值為0，則存在（1，1）、（1，0）、（0，1）、（0，0）4 組，其中，（1，1）及（0，0）組是不具有保險(xiǎn)購買變化的組，（1，0）及（0，1）組是具有保險(xiǎn)購買變化的組，相比較一直具有購買行為及一直不具有購買行為的組而言，從具有購買變動(dòng)的組與沒有購買變動(dòng)的組之間的比較，則能看出補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)的購買行為對老年人旅游消費(fèi)的沖擊。本文參照前人研究[39-40]，將具有購買沖擊效應(yīng)的組稱為處理組，沒有購買沖擊效應(yīng)的稱為對照組，從而構(gòu)成兩組變量，一組為沖擊效應(yīng)為負(fù)（-1，0）的組，一組為沖擊效應(yīng)為正（0，1）的組。

具體的估計(jì)模型為：

式（2）中，yj表示家庭j的年旅游消費(fèi)支出，treat1ij表示個(gè)體i購買補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)的負(fù)向沖擊（即前1年購買，后1年未購買），是負(fù)向沖擊=-1，未發(fā)生沖擊=0；treat2ij表示個(gè)體i購買保險(xiǎn)的正向沖擊（即前1 年未購買，后1 年購買），是正向沖擊=1，未發(fā)生沖擊=0。zij為一系列控制變量，如家庭收入、住房產(chǎn)權(quán)情況、如年齡、婚姻狀況、性別、受教育程度、自評健康狀況和所處區(qū)域等。εij為隨機(jī)誤差項(xiàng)，包含諸如個(gè)人偏好、個(gè)人認(rèn)知能力等不可觀測的因素。在模型估計(jì)時(shí)運(yùn)用處理后的截面數(shù)據(jù)進(jìn)行OLS估計(jì)。

2.3.3 傾向值匹配估計(jì)模型

由于我國的公共醫(yī)療保險(xiǎn)及補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)采取自愿購買原則，因此可能產(chǎn)生逆向選擇問題，即身體條件越差的老年人可能越愿意購買補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)；也可能存在著“收入效應(yīng)”問題，即經(jīng)濟(jì)條件越好的老年人越愿意也有能力購買補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)。這是兩條不同的作用路徑，但不論是哪種路徑，都可能存在著樣本選擇性偏差，由此造成內(nèi)生性問題，使得估計(jì)結(jié)果有偏，為了解決由此導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文采用傾向值匹配估計(jì)（propensity score matching，PSM）模型解決樣本選擇性偏差問題。

傾向值匹配估計(jì)最初由Rosenbaum 和Rubin[45]提出，其基本原理是：對于可觀測到的參加補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)的老人組，人為地構(gòu)造一組與其（除了參保之外）特征最為接近的對照組，由于其他特征都近似，參保組和對照組在行為上的差異（旅游消費(fèi)）則來自是否參加了補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)所產(chǎn)生的效應(yīng)，這種效應(yīng)被稱為平均處理效應(yīng)（average treatment effect，ATE）。具體的執(zhí)行分為以下幾個(gè)步驟。

首先，根據(jù)可觀測的控制變量，預(yù)測個(gè)體進(jìn)入處理組的條件概率，計(jì)算傾向值得分。此時(shí)可采用Logit 或Probit 模型估計(jì)出傾向值得分，此得分即為老年人參加補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)的概率。而在匹配變量選取上則遵照匹配變量同時(shí)影響原因變量及結(jié)果變量的選擇，參照前人研究成果[25]選擇可觀測的人口特征、經(jīng)濟(jì)特征等進(jìn)行匹配。

其次，選擇合適的匹配方法，將參加補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)的老人組與對照組（未參加補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)的老人組）根據(jù)其傾向值得分進(jìn)行每一個(gè)觀測值的匹配。匹配方法有多種，如近鄰匹配、核匹配和半徑匹配等。其中，近鄰匹配可采用多種形式，如1 對1匹配、1對多匹配。

最后計(jì)算平均處理效應(yīng)，即購買補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對老年人旅游消費(fèi)的平均效應(yīng)。其表達(dá)式可表示為：

式（3）中，ATE表示平均處理效應(yīng)，Y1i表明個(gè)體i購買補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)時(shí)的家庭年旅游消費(fèi)，Y0i表明匹配出的個(gè)體i未購買補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)時(shí)的家庭年旅游消費(fèi)，insurance表示是否購買了補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)，購買=1，未購買=0。在實(shí)際估計(jì)時(shí)將2011 年、2013年、2015年及2018年4期數(shù)據(jù)看成一個(gè)混合截面數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)。

2.3.4 隨機(jī)效應(yīng)模型

本文估計(jì)補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對老年人旅游消費(fèi)的影響，但老年人是否購買補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)受其個(gè)人偏好及個(gè)人特質(zhì)的影響，可能存在著風(fēng)險(xiǎn)厭惡型的老年人更傾向于購買補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)，以此降低未來的不確定性給當(dāng)期心理及情緒帶來的沖擊[7]。這些問題使得購買補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)的群體存在著系統(tǒng)性的偏差，即某一類特征（如風(fēng)險(xiǎn)厭惡型）的群體更傾向購買補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)，由此導(dǎo)致樣本可能產(chǎn)生遺漏個(gè)體特征的遺漏變量問題。由于本文是4年期的短面板數(shù)據(jù)，因此采用隨機(jī)效應(yīng)模型解決個(gè)體效應(yīng)帶來的影響，在模型選定前本文對使用固定效應(yīng)模型還是選擇隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行了Hausman檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果支持隨機(jī)效應(yīng)模型（random effect，RE）的選擇。具體模型為：

式（4）中，yjt表示家庭j的第t年的旅游消費(fèi)支出，家庭中的xijt為個(gè)體i第t年購買補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)，i可能為戶主，也可能為戶主配偶，其中購買為1，未購買為0，μi表示不可觀察的不隨時(shí)間改變的個(gè)體效應(yīng)，zijt為一系列控制變量，家庭收入、住房產(chǎn)權(quán)情況、如年齡、婚姻狀況、性別、受教育程度、自評健康狀況、所處區(qū)域和調(diào)研年份等。εijt為隨機(jī)誤差項(xiàng)，包含諸如文化、群體性心理等不可觀測的因素。

2.4 數(shù)據(jù)描述

將樣本按照過去1年是否具有家庭旅游消費(fèi)進(jìn)行分組，主要分為包含所有樣本的全樣本組、具有家庭旅游消費(fèi)組及無家庭旅游消費(fèi)組進(jìn)行統(tǒng)計(jì)性描述。

2.4.1 全樣本組的數(shù)據(jù)描述

由表1可見，在全樣本組中，家庭年旅游消費(fèi)均值約為432 元，基本醫(yī)療保險(xiǎn)的參保比例約為92.9%，補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)的參保比例則為8.1%，樣本的平均年齡為62歲，男性占比49.5%，86.0%的老年人是已婚狀態(tài)。從學(xué)歷來看，小學(xué)及以下的老年人占比69.1%，其次為初中學(xué)歷18.8%，大學(xué)及以上的學(xué)歷占比僅為2.1%。全樣本顯示，老年人的自評健康的均值約為3.0，即處于“一般”狀態(tài)，老年人對其具有的10～15年預(yù)期壽命的主觀判斷均值約為3.1，即處于“正向肯定”區(qū)間。個(gè)人年收入約為12 499元，家庭年收入的均值約為11 112 元，有83.2%的老年人居住在具有完全產(chǎn)權(quán)的住房中，而也有11.8%的老年人居住的住房完全沒有產(chǎn)權(quán)。從區(qū)域特征來看，39.5%的老年人居住在城市中。

表1 數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)描述及組別之間T檢驗(yàn)Tab.1 Statistical description of data and T-test between groups

2.4.2 旅游消費(fèi)組的數(shù)據(jù)描述

具有旅游消費(fèi)的樣本情況顯示，此類老年家庭平均年旅游消費(fèi)約為4825元，這低于已有研究中全民旅游消費(fèi)估計(jì)的7766 元[46]?；踞t(yī)療保險(xiǎn)的參保率為94.1%，補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)的參保率為21.9%，老年人的平均年齡為61 歲，男性占比約50.9%，已婚老年人占比約為90.1%。從學(xué)歷構(gòu)成來看，小學(xué)及以下的老年人約占48.1%，初中學(xué)歷的老年人約為22.6%，大學(xué)以上學(xué)歷的老年人為8.5%。而從健康狀況來看，具有旅游消費(fèi)的老年人自評健康均值約為3.2，未來10～15年的主觀預(yù)期壽命的確定值約為3.5，同處于“正向肯定”狀態(tài)，但要高于全樣本組。再來看經(jīng)濟(jì)狀況，此組老年人的個(gè)人年收入約為20 283元，家庭年收入平均約為16 032元，具有完全產(chǎn)權(quán)住房的老人為86.6%，完全沒有產(chǎn)權(quán)住房的老人為9.1%，而從區(qū)域來看，具有旅游消費(fèi)的老年人66.3%居住在城市中。

2.4.3 非旅游消費(fèi)組的數(shù)據(jù)描述

非旅游消費(fèi)的家庭基本醫(yī)療保險(xiǎn)的參保率約為92.8%，補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)的參保率為6.7%，此組老年人的平均年齡約為62 歲，男性占比約49.3%，已婚占比約85.6%。學(xué)歷情況顯示，此組老年人小學(xué)及以下學(xué)歷占比約71.1%，初中學(xué)歷占比18.4%，大學(xué)及以上則為1.4%。從健康情況來看，此組老年人自評健康的均值約為3.0，10～15年主觀預(yù)期壽命的判斷值約為3.0，低于全樣本組。具有完全產(chǎn)權(quán)住房的老年人占比約為82.9%，完全沒有產(chǎn)權(quán)住房的老年人占比約12.0%，此組老年人居住在城市中的占比最少，約為36.9%。

2.4.4 旅游消費(fèi)組與非旅游消費(fèi)組對比分析

對具有旅游消費(fèi)的老年人及沒有旅游消費(fèi)的老年人進(jìn)行比較分析（表1），結(jié)果顯示，兩組老年人在各項(xiàng)指標(biāo)上均有較大差別，平均來講，具有旅游消費(fèi)的老人組各方面均優(yōu)于沒有旅游消費(fèi)的老人組，比如補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)的參保率高出約15.1%，個(gè)人年收入高出約8845元，家庭年收入高出約5404元，具有完全產(chǎn)權(quán)住房的老年人占比高出3.7%，具有大學(xué)學(xué)歷的老年人高出7.0%，居住在城市中的老年人高出約29.4%。而具有小學(xué)及以下學(xué)歷的老年人占比則低了約22.9%，無完全產(chǎn)權(quán)住房的老年人占比低了2.9%。由此可見，具有旅游消費(fèi)的老年群體與不具有旅游消費(fèi)的老年群體相比，表現(xiàn)出學(xué)歷高、經(jīng)濟(jì)狀況好、保險(xiǎn)意識(shí)高、健康狀況好及城鎮(zhèn)人口比例高的特點(diǎn)。

2.5 多重共線性檢驗(yàn)

針對核心解釋變量及控制變量可能存在多重共線性的情況，本文采取方差膨脹因子（variance inflation factor，VIF）來驗(yàn)證變量之間的多重共線性，當(dāng)VIF 值小于10 時(shí)，通常認(rèn)為不存在多重共線性[47-48]，本文主要解釋變量的VIF 在1 左右，因此認(rèn)為變量之間不存在多重共線性。

3 實(shí)證分析

3.1 補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對老年人旅游消費(fèi)的影響

首先，對基準(zhǔn)模型進(jìn)行回歸估計(jì)，結(jié)果如表2中模型1 所示，在控制了個(gè)人特征、家庭特征、區(qū)域特征及時(shí)間效應(yīng)的情況下，具有補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)的老年人與沒有補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)的老年人相比，其家庭旅游支出增長約53.8%，H1 成立。由此也可看出，補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)的購買刺激了家庭旅游消費(fèi)的增長，以全樣本中家庭平均432 元的旅游消費(fèi)為例，家庭成員從不具有補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)到具有補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)，家庭旅游消費(fèi)的增長約為151 元，而若以具有旅游消費(fèi)家庭的樣本來看，其家庭平均旅游消費(fèi)為4825 元，若家庭成員從不具有補(bǔ)充理療保險(xiǎn)到具有補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)，家庭旅游消費(fèi)的增長約為1689元。

其次，考慮補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭旅游消費(fèi)的沖擊，由表2中模型2的回歸結(jié)果可見，在控制了個(gè)人特征、家庭特征及區(qū)域特征的情況下，平均來講，補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭旅游消費(fèi)的負(fù)向沖擊將會(huì)導(dǎo)致家庭年旅游消費(fèi)降低約68.5%，而補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭旅游消費(fèi)的正向沖擊將會(huì)使家庭年旅游消費(fèi)增長約35.0%，由此可見，負(fù)向沖擊的作用要略大于正向沖擊的作用，H2及H3成立。這也表明，補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭旅游消費(fèi)具有較大的沖擊作用，當(dāng)老年人從參保變?yōu)椴粎⒈r(shí)或從不參保變?yōu)閰⒈r(shí)，從有到無的沖擊要大于從無到有的沖擊，產(chǎn)生這種現(xiàn)象的原因可由前景理論[49]進(jìn)行解釋。前景理論表明，人們對損失和獲得的敏感程度是不同的，損失時(shí)的痛苦感要超過獲得時(shí)的愉悅感，由于損失厭惡，人們對損失重視要多于對收益的重視[50]，由此老年人對于“損失”的敏感性要大于“獲得”的敏感性，從而在負(fù)向沖擊產(chǎn)生時(shí)會(huì)規(guī)避發(fā)展型的旅游消費(fèi)，降低沖擊對當(dāng)下心理狀況的影響。

表2 補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對老年人旅游消費(fèi)的影響Tab.2 Impact of supplementary medical insurance on tourism consumption of the elderly

此外，回歸結(jié)果還可看出，除醫(yī)療保險(xiǎn)之外，受教育程度、個(gè)人收入、對自己預(yù)期壽命的主觀判斷及所在區(qū)域也對家庭旅游消費(fèi)的變化產(chǎn)生影響。其中，受教育程度越高，旅游消費(fèi)的增加越大，健康狀況越好的老年人越可能增加旅游消費(fèi)，覺得未來還有很長的生命時(shí)間的老年人更愿意增加當(dāng)期旅游消費(fèi)，城市的老年人則比農(nóng)村的老年人旅游消費(fèi)的傾向要高，且區(qū)域因素對家庭旅游消費(fèi)的影響力僅次于教育狀況的影響力。而值得注意的是，家庭收入對家庭旅游消費(fèi)的影響并不顯著，這可能是由于個(gè)人收入在一定程度上對家庭收入的影響產(chǎn)生了替代作用，也可能是由于具有補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)且具有旅游消費(fèi)的家庭，本身家庭收入狀況已達(dá)到一定的水平，在家庭決策中，家庭收入并非主要考慮變量，與之相比，健康、受教育程度及個(gè)人收入因素則發(fā)揮更大的作用。

3.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本部分采用傾向值匹配估計(jì)處理樣本的自選擇問題，采用隨機(jī)效應(yīng)模型處理不可觀測的個(gè)體效應(yīng)，采用縮尾的方法處理數(shù)據(jù)中異常值帶來的影響。

3.2.1 醫(yī)療保險(xiǎn)對老年人旅游消費(fèi)影響自選擇問題的解決

（1）平衡性檢驗(yàn)與共同支撐檢驗(yàn)

首先，對匹配樣本進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)，平衡性檢驗(yàn)的目的是檢驗(yàn)匹配后的樣本是否滿足條件獨(dú)立分布假設(shè)，這一識(shí)別條件要求匹配后樣本不存在系統(tǒng)性偏差[51]。表3顯示了半徑匹配的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果，當(dāng)采用傾向值匹配法對樣本進(jìn)行半徑匹配之后，參保組與對照組之間的標(biāo)準(zhǔn)偏差均有不同程度的消減，由表3可見，匹配前參保組及對照組偏差最大的變量是區(qū)域變量（標(biāo)準(zhǔn)偏差為86.0），其次為受教育程度變量（標(biāo)準(zhǔn)偏差為77.6）、個(gè)人收入變量（標(biāo)準(zhǔn)偏差為41.9）、10～15 年主觀預(yù)期壽命變量（標(biāo)準(zhǔn)偏差為37.9）。匹配之后，各變量的組間偏差均發(fā)生了消減，其中，區(qū)域變量的偏差消減為7.1，受教育程度變量偏差消減為0.8，個(gè)人收入變量消減為6.1，主觀預(yù)期壽命變量消減為2.5，年齡變量偏差消減為-4.1，較好地完成了參保組與對照組的樣本匹配。

表3 平衡性檢驗(yàn)Tab.3 Balance test

其次，進(jìn)行共同支撐檢驗(yàn)，共同支撐檢驗(yàn)的目的是檢驗(yàn)匹配后的樣本是否在參保組與未參保組之間具有良好的可比性。此檢驗(yàn)常用的方式是比較匹配前后傾向值的核密度函數(shù)，即傾向值得分的分布是否一致。從圖1和圖2可以看出：匹配前，兩組樣本的傾向值得分的概率分布存在明顯差異（圖1），匹配后，參保組與未參保組的傾向值得分分布幾乎重疊在一起（圖2），這說明兩組之間的分布差異較小，采用傾向得分法估計(jì)的平均處理效應(yīng)可靠。

圖1 匹配前傾向得分的核密度函數(shù)Fig.1 Kernel density function of propensity score before matching

圖2 匹配后傾向得分的核密度函Fig.2 Kernel density function of propensity score after matching

（2）因果處置效應(yīng)估計(jì)

在對參保組與對照組進(jìn)行匹配之后進(jìn)行的平均處理效應(yīng)（average treatment effect，ATE）的估計(jì)顯示，在采用多種形式進(jìn)行匹配之后，半徑匹配及核匹配結(jié)果顯著，匹配后的平均處理效應(yīng)約為0.4，即處理樣本選擇性偏差之后，當(dāng)戶主或其配偶購買了補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)后，其家庭旅游消費(fèi)上漲的幅度約為40%。若以全樣本中家庭平均432元的旅游消費(fèi)為例，家庭成員由不具有補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)到具有補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)，家庭旅游消費(fèi)的增長約173 元。以具有旅游消費(fèi)家庭的樣本來看，其家庭旅游消費(fèi)均值為4825元，若家庭成員從不具有補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)到具有補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)，其家庭旅游消費(fèi)增長約為1930元。

此處值得注意的是，處理樣本選擇性偏差之后的估計(jì)結(jié)果低于上文中OLS的估計(jì)結(jié)果，高于保險(xiǎn)正向沖擊的估計(jì)結(jié)果。也可從表2 和表4 看出，處理內(nèi)生性之后的補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭旅游消費(fèi)的影響效應(yīng)有所下降，即可能存在著由于樣本選擇性偏差而導(dǎo)致高估補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭旅游消費(fèi)影響效應(yīng)。

表4 補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對旅游消費(fèi)影響的平均處理效應(yīng)Tab.4 Average treatment effect of supplementary medical insurance on tourism consumption

3.2.2 醫(yī)療保險(xiǎn)對老年人旅游消費(fèi)影響個(gè)體效應(yīng)的解決

由隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)結(jié)果可見（表5），補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對老年家庭旅游消費(fèi)的影響由53.8%提高到78.1%，可見在控制個(gè)體效應(yīng)之后，補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對老年家庭旅游消費(fèi)的影響有所提高，主效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果可能低估了補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭旅游消費(fèi)的影響程度，個(gè)體效應(yīng)在補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對老年家庭旅游消費(fèi)的影響中發(fā)揮著重要作用，即個(gè)人旅游偏好等無法觀測的個(gè)體特征在家庭旅游消費(fèi)的決策中發(fā)揮著巨大作用，忽略這些影響因素，將導(dǎo)致低估補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對老年人家庭旅游消費(fèi)的影響。

表5 隨機(jī)效應(yīng)模型的檢驗(yàn)結(jié)果Tab.5 The results of random effects model

3.2.3 醫(yī)療保險(xiǎn)對老年人旅游消費(fèi)影響異常值的解決

考慮到主效應(yīng)估計(jì)及傾向值匹配的估計(jì)可能受到異常值的影響，本文主效應(yīng)估計(jì)是在將異常值進(jìn)行處理后所進(jìn)行的OLS 估計(jì)。傾向值匹配法中可能存在共同支撐條件，可能會(huì)受到傾向得分分布的尾部影響，而使得估計(jì)結(jié)果不穩(wěn)定，本文參照賈俊雪等[51]的研究，采用修剪策略，即將尾部修剪后的數(shù)據(jù)進(jìn)行傾向得分匹配，以此消除尾部數(shù)據(jù)的影響，若修剪后的估計(jì)結(jié)果與原有數(shù)據(jù)估計(jì)結(jié)果一致，則表明估計(jì)結(jié)果是不依賴于傾向得分分布的尾部，是可靠的。

本文采取了2%、5%及10%共3種修剪水平，即將傾向值得分在分布兩端2%、5%和10%水平的數(shù)據(jù)剔除，看其匹配結(jié)果。結(jié)果表明（表6）：當(dāng)將數(shù)據(jù)進(jìn)行縮尾處理時(shí)，補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對老年人旅游消費(fèi)影響的平均處理效應(yīng)在[0.363，0.605]，由此可見，極值在數(shù)據(jù)中發(fā)揮著較大的作用，但當(dāng)縮尾為5%和10%時(shí)則平均處理效應(yīng)在0.4左右，結(jié)果表現(xiàn)出區(qū)間上的穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果Tab.6 Robustness check

3.3 醫(yī)療保險(xiǎn)對老年家庭旅游消費(fèi)影響的機(jī)制分析

3.3.1 健康狀況的儲(chǔ)備效應(yīng)

由表7 中的調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果可見，自評健康在補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)與家庭旅游消費(fèi)的影響關(guān)系中發(fā)揮著正向調(diào)節(jié)作用，自評健康與參保交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為0.399，表現(xiàn)為自評健康越好的老年人在具有補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)后旅游消費(fèi)的支出越大，調(diào)節(jié)變量加強(qiáng)了補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭旅游消費(fèi)的影響力度，H4成立。具體而言（圖3），對于自評健康較好的組，如果參加了補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)，則其家庭旅游消費(fèi)明顯增強(qiáng)(斜率β=0.79，p=0.00)，而對于自評健康不好的老年人，是否參加補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對其家庭旅游消費(fèi)的影響并不顯著(斜率β=0.01，p=0.94) 。究其原因，自評健康表明了老年人對自己身體狀況的感知，是其心理安全感的主要表現(xiàn)，自評健康更好的老年人，當(dāng)具有了補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)之后，“心理保險(xiǎn)”+“經(jīng)濟(jì)保險(xiǎn)”所帶來的雙重保險(xiǎn)將降低其未來不確定性預(yù)期，從而敢于進(jìn)行當(dāng)期的發(fā)展型消費(fèi)。

圖3 自評健康的調(diào)節(jié)效應(yīng)Fig.3 The moderating effect of self-rated health

研究結(jié)果顯示（圖4、表7），未來10～15 年的主觀預(yù)期壽命直接影響著老年家庭旅游消費(fèi)，表現(xiàn)為對自己未來10～15 年預(yù)期壽命越樂觀肯定的老年人，越會(huì)增加當(dāng)期家庭旅游消費(fèi)，主觀預(yù)期壽命與參保的交互項(xiàng)顯著且為正，表明主觀預(yù)期壽命在補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭旅游消費(fèi)影響中的正向調(diào)節(jié)作用顯著，即未來10～15 年主觀預(yù)期壽命越樂觀的老年人，其購買補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)后，家庭旅游消費(fèi)的增長幅度越大(β=0.63，p=0.00)，但此效果在10～15年主觀預(yù)期壽命悲觀的老年人家庭中并不顯著(β=0.16，p=0.29)。這也與已有的研究成果相一致，樂觀的主觀壽命預(yù)期使得老年人對物質(zhì)文化和精神文化生活有著較高的期待，他們渴望通過提高文化娛樂消費(fèi)來提升閑暇時(shí)間的生活品質(zhì)[53]，即心理狀況越樂觀的老年人越有可能提高其旅游傾向[52]。

圖4 主觀預(yù)期壽命的調(diào)節(jié)效應(yīng)Fig.4 The moderating effect of subjective life expectancy

表7 子女支持、自評健康的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析Tab.7 Moderating effects of children support and self-rated health

由此可見，樂觀的預(yù)期壽命與較好的自評健康從健康的角度為老年家庭旅游消費(fèi)提供了積極的“心理儲(chǔ)備”。而社會(huì)情緒選擇理論[40]也指出，隨著年齡的增長，人們開始關(guān)注當(dāng)下的生活質(zhì)量及情緒體驗(yàn)，旅游這一提升幸福感的活動(dòng)被關(guān)注則成為必然。

3.3.2 家庭支持的放大效應(yīng)

已有研究將家庭支持分為情感支持與經(jīng)濟(jì)支持[54]，本文也依據(jù)這種分類方法。其中，情感支持選取“多長時(shí)間可以見到孩子”以及“多長時(shí)間跟孩子通過電話、短信、郵件或者電子郵件等聯(lián)系方式進(jìn)行聯(lián)系”兩個(gè)問題進(jìn)行測量，兩個(gè)問題分別命名為見面頻率及電話頻率兩個(gè)變量，在具體測量時(shí)處理為賦值0～8 的連續(xù)變量，其中，幾乎從來不聯(lián)系=0，每年1次=1、半年一次=2、每3個(gè)月一次=3、每月1次=4、每半月1 次=5、每周1 次=6、每周2～3 次=7、差不多每天=8。子女的經(jīng)濟(jì)支持則采用過去1 年子女給予父母的金錢和物品等經(jīng)濟(jì)支持，統(tǒng)一折算成貨幣額。

由表7 可見，子女給予父母的經(jīng)濟(jì)支持不僅直接影響父母的家庭旅游消費(fèi)，同時(shí)在父母參保對父母家庭旅游消費(fèi)的影響中發(fā)揮著調(diào)節(jié)作用。子女經(jīng)濟(jì)支持額度較高的家庭，老年人如若參加了補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)，則其旅游消費(fèi)支出會(huì)顯著加強(qiáng)(斜率β=12.36，p=0.00)（圖5），而子女經(jīng)濟(jì)支持額度低的父母，其參加了補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)，其旅游消費(fèi)則會(huì)下降，且下降幅度較大(斜率β=-10.55，p=0.00)。這也印證了子女較大的經(jīng)濟(jì)支持會(huì)給老年人帶來一定的心理安全感，使其敢于增加旅游消費(fèi)這種非必需品的消費(fèi)支出，而若子女經(jīng)濟(jì)支持少，父母購買補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)的支出可能替代其他非必需品的消費(fèi)，消費(fèi)類型之間的“替代效應(yīng)”可能使其降低發(fā)展型消費(fèi)。

圖5 子女經(jīng)濟(jì)支持的調(diào)節(jié)效應(yīng)Fig.5 The moderating effect from children economic support

經(jīng)濟(jì)支持之外，子女的情感支持對老年家庭旅游消費(fèi)的影響表現(xiàn)出了異質(zhì)性。其中，子女給父母打電話的頻率直接影響著父母的家庭旅游消費(fèi)，與子女電話聯(lián)系越頻繁的老年家庭，其旅游消費(fèi)越高，但與父母電話聯(lián)系頻率在父母參保對父母家庭旅游消費(fèi)的影響中的調(diào)節(jié)作用并不顯著。而子女與父母的見面頻率則對父母家庭旅游消費(fèi)的影響并不顯著，其中的作用機(jī)制有待后續(xù)研究。

總之，無論是經(jīng)濟(jì)支持還是情感支持，只要能獲得子女的支持，則老年人旅游消費(fèi)的動(dòng)機(jī)就會(huì)增強(qiáng)，子女支持對老年人的家庭旅游消費(fèi)的影響體現(xiàn)出了“放大”效應(yīng)，H5成立。

4 結(jié)論及進(jìn)一步討論

本文借研究補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)是否會(huì)刺激老年家庭旅游消費(fèi)，從微觀層面討論這樣一個(gè)問題：更有力度的保障（如補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)）是否能夠進(jìn)一步提高老年人的晚年福利。此時(shí)更有力度的保障表現(xiàn)為：通過購買能承受得起的保險(xiǎn)可以規(guī)避未來正常的但卻可能承受不起的風(fēng)險(xiǎn)，如患大病的風(fēng)險(xiǎn)。此處的晚年福利不僅包括有飯吃、有衣穿、有房住，還包括滿足精神需求的更高層次的消費(fèi)，如旅游消費(fèi)，此類消費(fèi)往往是彈性較大的、非必需的消費(fèi)，但卻可能在老年人晚年的精神滿足方面發(fā)揮著重要的作用。從研究結(jié)果來看，可以得出以下的一些結(jié)論。

一是，補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)在促進(jìn)老年家庭旅游消費(fèi)上發(fā)揮著顯著且巨大的作用，當(dāng)處理了樣本選擇性偏差及遺漏變量帶來的內(nèi)生性之后，平均來講，參保組與未參保組相比，其家庭旅游消費(fèi)將增加，增加的比重約在40%左右。若按全樣本中家庭年平均旅游消費(fèi)432 元計(jì)算，則可能使家庭年旅游消費(fèi)增加173 元；若按具有旅游消費(fèi)的老年家庭進(jìn)行估計(jì)，則家庭平均旅游消費(fèi)增加約1930元。

二是，補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對老年家庭旅游消費(fèi)的沖擊可分為負(fù)向沖擊及正向沖擊，負(fù)向沖擊的力度大于正向沖擊的力度，正向沖擊研究表明，若從沒有補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)到變?yōu)榫哂醒a(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)，則其家庭旅游消費(fèi)將增長35%，負(fù)向沖擊研究則表明，若從有補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)變?yōu)闆]有補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)，則家庭的旅游消費(fèi)將降低68.5%。

三是，身體狀況變量，諸如自評健康及10～15年的主觀預(yù)期壽命也在補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對老年人家庭消費(fèi)的影響中發(fā)揮著調(diào)節(jié)作用。而子女的經(jīng)濟(jì)支持不僅直接影響老年家庭旅游消費(fèi)，還在補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對老年家庭旅游消費(fèi)的影響關(guān)系中發(fā)揮著調(diào)節(jié)作用。自我感知身體狀況越好和越樂觀的老年人，購買補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)后，其家庭旅游消費(fèi)在當(dāng)期的力度越大；子女給予經(jīng)濟(jì)支持力度越大的老年人，補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對其家庭旅游消費(fèi)的影響越大?？傊?，身體狀況好、與子女有較好的關(guān)系，若有更強(qiáng)力度的醫(yī)療保障，則老年人進(jìn)行旅游消費(fèi)的傾向更加明顯。

研究結(jié)論基本印證了外部環(huán)境的支持、老年人自我感知的良好及積極的保障制度是降低老年人對未來風(fēng)險(xiǎn)的擔(dān)憂，從而增加當(dāng)期消費(fèi)的主要影響因素。此外，筆者還在上文研究的基礎(chǔ)上對基本醫(yī)療保險(xiǎn)及商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)做了進(jìn)一步討論。本文通過基本醫(yī)療保險(xiǎn)的特征及文獻(xiàn)的回顧，提出“基本醫(yī)療保險(xiǎn)在老年家庭旅游消費(fèi)中可能無法發(fā)生促進(jìn)作用”的假設(shè)，也是基于此假設(shè)，研究重點(diǎn)放在了補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)的旅游消費(fèi)效應(yīng)上。而本文所基于的假設(shè)是否成立？同樣利用CHARLS數(shù)據(jù)，針對基本醫(yī)療保險(xiǎn)對老年家庭旅游消費(fèi)的影響進(jìn)行回歸分析，結(jié)果顯示，基本醫(yī)療保險(xiǎn)對老年人消費(fèi)促進(jìn)的作用不顯著（OLS 回歸結(jié)果β=-0.15，p=0.40）。與補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)地位相當(dāng)?shù)纳虡I(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)在老年人的旅游消費(fèi)促進(jìn)中是否發(fā)揮作用呢？為此同樣運(yùn)用CHARLS數(shù)據(jù)做了商業(yè)保險(xiǎn)（包括個(gè)人購買及單位購買）對老年家庭旅游消費(fèi)的促進(jìn)估計(jì)，結(jié)果顯示，商業(yè)保險(xiǎn)對老年家庭旅游消費(fèi)促進(jìn)的作用也不顯著（OLS回歸β=0.24，p=0.49）。產(chǎn)生這一結(jié)果的原因可能為：基本醫(yī)療保險(xiǎn)的保障力度較為薄弱，可能對生活必需品的消費(fèi)發(fā)揮著作用[7,21-23]，但對更高層次的消費(fèi)保障促進(jìn)力度較?。欢虡I(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)促進(jìn)作用不顯著的原因可能是老年人其商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的購買意識(shí)可能還較為薄弱，導(dǎo)致商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)在老年人中的覆蓋面較小，有意識(shí)且有能力購買商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的老年人，經(jīng)濟(jì)狀況可能較好，則其旅游消費(fèi)的影響及促進(jìn)因素可能并非來自生活保障力度，而是更多的由偏好、健康及其他因素決定。而這是本文后期需要關(guān)注的問題。

本文的政策價(jià)值體現(xiàn)在：可將補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)覆蓋范圍中居民報(bào)銷最多的項(xiàng)目列入基本醫(yī)療保障的范疇，以此加大基本醫(yī)療保障的保障力度，這不僅能夠降低未來的不確定性，從而增加當(dāng)期非必需品的消費(fèi)，還能提高居民的高層次消費(fèi)，達(dá)到老年人福利水平逐步提高的目的。