健康风险与城镇居民家庭消费，本文主要内容关键词为：城镇论文,居民家庭论文,风险论文,健康论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
近二十年来，居民消费需求低迷已成为困扰中国经济的痼疾。20世纪80年代我国居民消费率(居民消费占GDP的比重)一直维持在50%左右，进入90年代后迅速走低，自2005年开始降到了40%以下。此后一直处于下降趋势，到2010年降到了历史最低点34.9%，2011年略有上升，达到35.4%。①而世界居民消费率平均在70%左右，我国居民消费率仅为世界平均水平的一半。我国的货物和服务净出口2008年达到了历史最高位24226.8亿元人民币，受美国次贷危机、人民币升值和全球经济低迷等因素的影响，净出口出现巨幅下跌，2011年货物和服务净出口仅12163.3亿元，净出口3年间下降了50%。在外需受到严重冲击的情况下，研究消费的影响因素和机制，对中国内需启动具有重要和深远的意义。 关于我国消费不足的原因，当前研究概括起来主要是以下几个方面：一是我国人口的年龄结构(Modigliani and Cao，2004)。二是伴随我国金融发展滞后的流动性约束。三是提倡节俭、量入为出消费观念导致的最优消费行为偏离。四是由计划向市场转型的市场经济改革带来的不确定性引起居民预防性储蓄增加。最近，学者们把预防性储蓄从金融风险拓展到了不能在金融市场上通过组合配置来分散的背景风险。我国经济转型过程中诸如教育、医疗、住房、就业等领域的市场经济改革带来的不确定性多属于背景风险的范畴。 健康不能交易也不可储蓄和跨期配置，不满足组合配置的基本前提，健康风险不能通过组合配置来分散，是一种重要的背景风险。在健康风险的经济影响方面，近期基于消费资产定价模型框架的关于背景风险及健康风险的理论研究，揭示了健康风险影响金融资产组合配置和消费的金融财富水平、预防性储蓄和风险规避度等渠道(Edwards，2008，2010)。健康风险取决于当前和未来的健康状况，是无法保险的，而健康的经济风险如医疗支出风险由健康风险和医疗保险覆盖状况共同决定，却有可保的可能性。 健康风险的度量是多维度的。关于健康风险消费影响的研究多从客观状况、且主要采用健康状况变化即健康冲击来度量，很少从健康状况主观感受视角度量，直接挖掘健康感受蕴含的健康风险信息的研究就更少。而健康感受在健康风险度量上却有其独特的优点(Bressan et al.，2014)。而且，健康状况主观感受和客观诊断、不同年龄阶段的健康感受以及家庭不同成员的健康状况蕴含的家庭健康风险信息有差异(Rosen and Wu，2004; Atella et al.，2012)。当前研究也很少考察健康风险对家庭消费的财富的影响，特别是金融财富水平、预防性储蓄及风险规避度等影响渠道。 本文利用国家统计局2009年的“中国城镇居民经济状况与心态调查”数据，研究基于健康感受的健康风险对家庭消费的影响渠道、机制和效应，区分了户主和家庭其他成员的健康感受，有针对性地考察了医疗保险的健康风险缓解和消费促进效应。其中，家庭的健康风险从三个维度衡量：户主的健康感受、户主以外健康感受“较差”或“非常差”的成员占比、家庭中65岁及以上成员占比。发现户主的健康感受一般对家庭人均总消费、食品和非食品消费、甚至对低收入家庭的消费都没有显著负影响，但老年户主健康感受差却是家庭健康风险的重要来源；健康风险对家庭消费的影响主要源于户主以外健康感受差的成员和老年成员，显著降低了家庭的人均总消费、食品和非食品消费，家庭会降低非食品消费以稳定食品消费来应对健康风险；医疗保险有助于缓解健康风险促进家庭消费，特别是低收入家庭。 本文与当前文献的主要区别是：首次运用家庭微观调查数据研究健康感受蕴含的健康风险信息对中国居民家庭消费的影响。第二，区分了户主和家庭其他成员的健康感受，发现两者对家庭消费的影响有显著差异。我们也针对性考察了医疗保险的健康风险缓解和消费促进效应。文章的结构安排如下：第二部分是文献回顾，第三部分是数据样本和变量描述，第四部分是实证分析，包括全样本下健康风险对家庭人均总消费、食品和非食品消费的影响，以及对低收入和老年户主家庭的考察，最后是结论与建议。 二、文献回顾 凯恩斯的绝对收入假说，开创了二战后消费理论研究的先河。生命周期理论恒常收入假说(LC-PIH)则构成了现代消费理论的理论基石。LC-PIH的基本结论是个体平稳消费，消费水平取决于恒常收入水平。自Hall(1978)以来，基于二次效用函数和确定性等价框架下拓展到收入不确定性的分析，意味着消费服从随机游走，未预期的恒常收入变动才会导致消费变动。然而，LC-PIH在现实消费行为解释力上仍有局限，对它的发展和完善主要沿着流动性约束、预防性储蓄和最优行为偏离几个方向展开。 最有成效的方向是Leland(1968)开创的预防性储蓄理论。通过在效用函数中体现金融风险规避度，发现收入不确定性会导致预防性储蓄，进而未来收入的波动会影响消费的动态演变。预防性储蓄的论断，在家庭微观数据和总量数据层面都得到了相应的证据支持，但仍未能表现出预期的卓越。事实上，早期消费理论中的不确定性或风险，主要是金融风险，在标准的资产定价模型中，财富也主要是金融财富。考虑了风险金融资产投资的消费资产定价模型(CCAPM)，普遍发现风险规避度太低，即现实消费行为要求的个体的风险规避度远高于实际测算结果，表现出经典的“证券溢价之谜”(The Equity Premium Puzzle)(Mehra and Prescott,1985)。 近期研究把金融风险拓展到了不能在金融市场上通过资产组合配置分散的背景风险。背景风险(background risk)包括收入(劳动收入、创业收入、专有业务收入等)、健康状况、生活必需支出(与收入相独立的)等因素导致的风险(Cardak and Wilkins，2009)。健康是个体的一种风险资产，但不能交易也不可储蓄和跨期配置，不满足组合配置的基本前提，因而健康风险不能通过组合配置来分散，是一种重要的背景风险(Heaton and Lucas,2000; Edwards,2008)。首先，健康有风险，但又与传统金融资产不同，在技术和法律上都不可交易。医学处理和行为改变可在一定程度上改善健康，但局限很明显，如某些基因遗传性特征根本无法改变。同时，健康有其自身的生命周期特征，不能通过年轻时“储蓄”来弥补年老时的健康消费。 健康风险的经济成本包括直接和间接两部分，既直接增加家庭的医疗支出，又可能间接减少劳动供给和可支配收入。在健康风险的经济影响方面，近期基于消费资产定价模型(CCAPM)的关于背景及健康风险的理论研究，揭示了健康风险影响金融资产组合配置和消费的主要渠道。CCAPM模型主要包括投资者偏好和资产收益行为两部分。经典模型中投资者偏好常采用时间可分常相对风险规避度(CRRA)效用函数，资产收益假定独立同分布(IID)。②早期的理论分析常把健康风险视为一种收入冲击，揭示了健康风险影响消费的两个渠道：一是财富特别是金融财富渠道。多数研究认同健康冲击降低了家庭的财富特别是金融财富水平(Berkowitz and Qiu，2006等)；二是收入和财富波动导致的预防性储蓄行为。也有证据表明健康风险是预防性储蓄的重要决定因素。近期研究直接在效用函数中引入健康消费，论述了健康风险通过影响消费的边际效用和风险规避度进而影响消费的机制(Edwards，2008，2010等)。③ 健康风险取决于当前的健康状况和未来的预期健康状况，其衡量是多维度的。运用当前健康状况和未来预期健康状况衡量健康风险，分别反映的是“短视”和“前瞻性”或“远视”行为。年轻者的未来预期健康状况可能蕴含更多健康风险信息，年长者则是当前健康状况蕴含的健康风险信息更多(Atella et al.，2012)。因为当前和未来预期健康状况有历史依赖性，因此健康状况变化即健康冲击(health shock)也常用来衡量健康风险。同时，健康状况又可分为客观(objective)状况和主观(subjective)感受，两者蕴含的健康风险信息是有差异的。Bressan et al.(2014)详细讨论了基于健康感受衡量健康风险的优点。且家庭中不同成员等量健康指标蕴含的健康风险信息也有差别(Rosen and Wu,2004)。 健康是无法保险的，但健康的经济风险如医疗支出风险取决于健康风险和医疗保险覆盖状况，却有投保的可能性。以Arrow(1964)为代表的完全保险理论认为，如果保险市场是完备的，或存在其他机制和机构，没有私人信息和流动性约束，使得完全信息的帕累托最优配置能够实现，则可以通过风险分担机制进行消费平滑，家庭消费不会受疾病及暂时收入变化等个体家庭冲击的影响，只受总消费水平变化的影响，此时所有家庭的消费达到完全保险。④该论断也得到了实证证据的支持。如有的研究发现疾病冲击等对家庭消费没有显著影响(Townsend，1994；Skoufias and Quisumbing，2005；罗楚亮，2006等)。Townsend(1994)发现印度农村有些村子的家庭收入在很大程度上随着村子平均收入的变动而变动，村子里存在一定程度的消费保险。Skoufias & Quisumbing(2005)运用1994-1997年埃塞俄比亚家庭数据，发现疾病冲击对家庭食品和非食品消费均没有显著影响。罗楚亮(2006)对重庆市巫溪县2002年入户调查数据的研究，发现贫困人口的消费对健康风险有较强的平滑能力，健康风险对家庭消费通常没有显著的冲击。 更普遍的观点认为健康风险在可能增加医疗支出减少收入的同时，通常也会显著影响家庭的消费。⑤如许多研究发现疾病冲击对家庭收入和消费有显著负效应(Gertler and Gruber，2002；Wagstaff，2007；Lindelow and Wagstaff，2007)。最近，Kadiyala et al.(2011)运用埃塞俄比亚1994-1997年的乡村家庭调查面板数据，发现家庭主要成员的死亡显著改变了家庭消费水平及其结构，对贫困家庭消费的负效应更显著，贫困家庭为维持消费数量会转向更低价格和更差品质的食品消费。Islam & Maitra(2012)运用孟加拉国1997-2005年91个村落约3000个家庭的四次微观调查面板数据，分别考察了短期和长期严重健康冲击的消费影响，发现短期冲击对家庭的食品消费没有显著影响，长期严重冲击降低了家庭的食品消费，家庭通常会通过降低非食品消费来稳定食品消费。可见，健康冲击对家庭消费的影响，既依赖于风险或冲击的严重程度，也依赖于家庭自身的收入和财富水平及消费保险状况，⑥且对食品和非食品消费的影响有差异，家庭可能因健康冲击调整其消费结构。 医疗保险在抵御健康经济风险促进消费上可能发挥重要作用。Kantor & Fishback(1996)等提供的证据均支持医疗保险减少储蓄促进消费的论断。随着1998年城镇职工基本医疗保险，2003年新型农村合作医疗保险及2007年城镇居民基本医疗保险的实施，我国的基本医疗保险制度初步建立。国家推行的全民基本医疗保险，是近年来中央政府连续推出的系列居民消费促进措施的重中之重。白重恩等(2012)对新型农村合作医疗保险、甘犁等(2010)对城镇职工医疗保险、臧文斌等(2012)对中国城镇居民基本医疗保险的研究，均显示基本医疗保险有助于增加居民当期消费。但他们主要考查参保对家庭消费的影响，很少探讨消费对家庭健康风险的反应及健康风险对家庭消费的影响渠道和机制。 可见，当前关于家庭健康风险消费影响的实证研究，很少从健康感受角度衡量健康风险，更少直接挖掘健康感受蕴含的健康风险信息。而健康感受在衡量健康风险方面却有其独特的优点。而且，健康状况主观感受和客观诊断、不同年龄阶段的健康感受、家庭不同成员的健康状况蕴含的健康风险信息可能有差别。当前研究也不注重探讨和考察健康风险对消费的财富特别是金融财富水平、预防性储蓄及风险规避度等的影响渠道。 三、数据样本和分析 本文使用国家统计局2009年7—8月的“中国城镇居民经济状况与心态调查”数据。该调查访问了北京、辽宁、河北、山西、山东、河南、江西、江苏、广东、海南、四川、甘肃等12个省级行政区的41个市(区、县)的5056个城镇居民家庭的户主和家庭成员，详细调查了他们的家庭经济金融状况与社会经济心态。数据包括了户主在内的所有家庭成员的健康状况感受，这提供了一个区别对待户主和家庭其他成员健康状况的契机。我们采用的基础计量模型如下：
变量的说明如下： 1.家庭人均总消费C。家庭人均(非耐用品)总消费C包括食品(主食、副食、烟酒等)、衣着、家用电费、家用煤、液化石油气或天然气、日用消费品、人际交往、人情往来支出和其他支出，不包括医疗保健支出。考虑到食品和非食品消费性质上的差异及家庭可能调整食品和非食品消费结构(Wagstaff,2007; Islam and Maitra,2012)，分别对食品消费FC和非食品消费NFC进行考察。 2.健康风险变量H。本文侧重探讨健康状况感受蕴含的健康风险信息及户主和家庭其他成员健康感受对家庭消费及其结构的影响。⑦具体采用三个维度衡量家庭的健康风险。一是户主的健康感受health，根据户主健康感受非常好、较好、一般、较差或非常差分别赋值1到5。另外还设置了两个维度的衡量指标：一是户主以外、健康感受“较差”或“非常差”的人数占家庭规模family_size的比例hpoor_r；二是家庭成员中65岁及以上老人占比elder_r。上述两个指标的构造基于如下考虑：一是家庭不同成员等量健康指标蕴含的健康风险信息可能有差别，户主对自身的健康状况拥有更多的信息，同时它蕴含的健康风险信息可能已在家庭的财富水平和消费决策中得到了体现，家庭其他成员的健康状况有更多的不确定性，两者对家庭消费的影响可能有差异；二是年轻和年长者的当前健康状况蕴含的健康风险信息不同，老年成员本身可能是家庭健康风险的重要来源。 3.控制变量X。 (1)风险和保险。户主风险规避度risk_aver，根据他对待风险的态度“很喜欢冒险”、“喜欢冒险”、“一般”、“不喜欢冒险”、“很不喜欢冒险”分别赋值1到5，取值越大风险规避度越高。家庭的预防性储蓄动机pcau_saving，在问卷调查的12个储蓄目的中“防意外(包括防病、防失业)”主要用来刻画预防性储蓄目的，如果户主认为它是家庭储蓄的最重要的三个目的之一时赋值1，否则为0。引入风险规避度和预防性储蓄变量也是为了考察和控制健康风险影响消费的风险规避度和预防性储蓄渠道。近期学者们展开了全民基本医疗保险消费促进效应的研究，我们也据此考察了医疗保险的健康风险缓解和消费促进效应，设置了是否享有医疗保险的虚拟变量ins_hea，当户主享有医疗保险时赋值1，否则为0。⑧ (2)收入和财富。根据绝对收入假说，当期可支配收入是影响当期消费的重要原因，构造了家庭平均收入自然对数变量l_inc_per。根据LC-PIH的基本观点，家庭消费取决于其恒常收入水平，而家庭的恒常收入取决于当期财富和未来各期收入。我们构造了家庭净财富自然对数变量l_nw_all。考虑到居民人力资本水平是其未来收入取得的重要表征，用受教育年限schooling_year⑨来衡量。此处引入收入和财富也是为了考察健康风险影响消费的收入和财富水平渠道。 (3)其他控制变量。家庭人口统计学特征包括户主年龄age，是指在2009年的周岁，考虑到年龄对消费可能的非线性影响，引入了年龄平方项age_sq。家庭消费可能具有成本分摊的规模经济特征，我们构造了家庭规模变量family _size代表家庭的常住人口数量，也控制了0—14岁(含14岁)儿童占比child_r。另外，引入家庭财富中金融财富占比sh_fin，主要基于如下考虑：一是金融财富流动性更强，金融财富占比反映了家庭的流动性约束状况，金融财富占比高的家庭面临的流动性约束相对较小(李涛等，2011)；二是不同类型财富如金融或房产对家庭消费的影响有差异。综合上述两者，金融财富占比高的低收入家庭意味着流动性约束较小，而高收入或富裕家庭金融财富占比高却可能意味着缺乏投资渠道或更多的金融风险暴露。居民的宗教信仰religious。当信仰基督教、天主教、穆斯林教、佛教、道教或其他民间宗教时赋值为1，反之为0。居民的户口状况hukou。本市(县)户口赋值为1，反之为0。户主职业类型的虚拟变量em _leader、em_prof、em_clerk、em_service、em_peasant、em_worker、em_soldier，em_other。⑩考虑到家庭所在市(区、县)的社会、经济、文化因素对其消费可能也有影响，我们构造了相应的区域虚拟变量。 四、实证分析 (一)描述统计分析
图1 家庭人均消费变化 主要变量的基本描述统计见表1。在食品、衣着、煤、气、电及日用消费品等非耐用品消费方面，家庭人均消费平均5138元，其中食品消费2547元，约占50%。户主健康状况均值为2.13，介于一般和较好之间，更接近较好。家庭中户主以外健康感受“较差”或“非常差”的成员占比平均为6%，65岁及以上老人占比平均为13%。风险规避度平均为3.75，总体基本不喜欢冒险。77%的家庭有预防性储蓄动机。91%的家庭享有医疗保险，基本医疗保险制度已经基本建立。家庭人均收入平均10958元，净财富平均在50万元左右，持有金融财富的比重平均为21%。户主的平均年龄在50岁左右，平均受教育年限约为11年，相当于高中或中专水平。家庭平均规模为2.97，“三口之家”是主要的家庭模式。 本文侧重考察家庭中户主以外成员健康感受及家庭中65岁及以上老人是否对家庭人均消费有显著影响。图1直观反映了家庭人均消费变化的散点图。可见，户主以外成员中无健康感受“较差”或“非常差”家庭的平均消费普遍高于其他家庭，没有65岁及以上老人家庭的平均消费也普遍高于其他家庭，直观地反映出户主以外成员健康感受“较差”或“非常差”及家庭中有65岁及以上老人，可能显著降低家庭的人均消费。 (二)健康风险对家庭人均消费影响的回归分析 1.总消费全样本回归分析 表2反映了健康风险对家庭人均总消费影响的回归分析结果。模型1仅包括户主健康感受health。模型2添加了反映家庭成员健康风险的hpoor_r和elder_r。模型3中添加ins_hea，考察医疗保险是否有健康风险缓解和消费促进作用。模型4用交叉项l_inc_per*ins_hea替换模型3的ins_hea，探测医疗保险提升消费收入弹性的具体效应。主要结果如下：
(1)户主的健康感受通常并不显著影响家庭的消费，健康感受差的非户主成员占比和老年成员占比高显著降低了家庭的人均消费。表2中health的回归系数不显著，户主的健康感受通常对家庭人均消费没有显著影响。与Berkowitz & Qiu(2006)的观点类似，主要原因是户主自身的健康状况可能已在家庭收入和财富水平中得以体现，在控制了收入和财富效应后不会再影响家庭的人均消费。另一方面，工作的紧张和压力可能导致年轻居民健康感受差，但其健康本身可能并不存在真实风险。(11)hpoor_r和elder_r的回归系数均显著为负，户主外成员健康感受差和家庭中有65岁及以上老人构成了家庭重要的健康风险，显著降低了家庭的人均消费。在数量上，典型三口之家中若户主外两位成员健康感受“较差”或“非常差”，占家庭规模的比重为2/3，在其他条件相同的情况下该家庭比正常家庭的人均消费低7%。全样本家庭人均消费5138元，相当于人均消费低360元。典型三口之家中若有两位65岁及以上老人同住，占比2/5，相应的家庭人均消费下降4.5%，全样本家庭人均消费5138元，相当于人均消费低234元。 (2)风险规避、预防性储蓄降低了家庭人均消费，医疗保险有助于缓解健康风险促进家庭消费。在表2中，风险规避度risk_aver和预防性储蓄pcau_saving的回归系数显著为负，意味着风险规避度高的家庭人均消费水平更低，家庭有显著的预防性储蓄动机。模型3中医疗保险变量在1%水平下显著为正，且hpoor_r和elder_r的回归系数和统计显著性均较模型2有所下降，表明医疗保险能缓解家庭的健康风险促进消费。在模型4中，以l_inc_per* ins_hea替换ins_hea后的回归系数在5%水平下显著为正，说明享有医疗保险家庭的消费收入弹性显著高于无医疗保险家庭。但回归系数仅为0.0045，说明医疗保险在缓解家庭健康风险促进消费上的效应还不够明显，尚不足以消除健康风险对家庭消费的负影响，主要原因可能是医疗保险的覆盖深度不够。这个发现和当前关于全民医疗保险研究的基本结论一致。 (3)人均收入、财富水平越高的家庭人均消费越高，财富效应小于收入效应，人力资本水平高的家庭人均消费高。表2中l_inc_per的回归系数显著为正，稳定在0.36—0.37之间，家庭人均收入增长1%人均消费增长0.36%—0.37%。l_nw_all的回归系数显著为正，约为0.08，家庭净财富增长1%，消费增长约0.08%，消费的财富效应远小于收入效应。schooling_year的回归系数显著为正，表明人力资本水平高的家庭人均消费高。 另外，family_size的回归系数显著为负，家庭规模越大，人均消费越低，家庭消费具有分摊成本的规模经济特征。sh_fin的回归系数显著为正，金融财富占比越高的家庭人均消费越高，金融财富因为流动性强，可以缓解家庭的流动性约束促进消费。在职业分布上，户主为领导或职工的家庭人均消费相对较高。同时，未成年小孩不构成家庭的健康风险。其他变量均表现为在统计上不稳定或不显著。 以上分析考虑了家庭健康风险的消费影响渠道。根据前面的分析，健康风险消费影响的主要渠道是财富特别是金融财富水平、预防性储蓄和风险规避度。我们控制了家庭的对数净财富水平和金融财富占比，和Berkowitz & Qiu(2006)分别进行金融和其他财富水平的控制本质上是一致的。同时，我们也控制了健康风险的预防性储蓄和风险规避度渠道。 以上分析考虑了伪回归的可能性。伪回归的原因主要有两方面：一是因果关系方向，二是内生性或第三因素驱动。在因果关系方向上，家庭成员的健康感受影响消费，消费也可能影响成员的健康感受，可能导致解释变量health与hpoor_r和消费之间互为因果、回归系数不可信。但在理论上，基于健康的CCAPM模型分析如Edwards(2008，2010)，都阐述了健康在效用函数和预算约束中的外生性，揭示了健康影响金融资产组合配置和消费的因果逻辑。同时，经典消费理论认为主要是财富和收入决定家庭消费，虽然健康状况和财富之间可能存在双向因果，但本文已控制了财富和收入水平，揭示的是健康风险对消费的直接影响，不存在从消费到健康的因果逻辑。在解释变量内生性和第三因素驱动问题上，经济发达城市的家庭，生活水平较高，消费水平较高，健康状况可能更好，此时健康感受对家庭消费的影响可能被高估。某些职业可能收入波动更大、工作环境更差，这也会导致健康状况对消费影响的估计有偏。但上面的分析中已经对职业类型和地区虚拟变量进行了严格的控制，较好地解决了解释变量的内生性问题，研究结论是可信的。(12) 2.食品和非食品消费的全样本回归分析 表3反映了健康风险对家庭人均食品和非食品消费影响的全样本回归分析结果。模型1中包含了健康风险三个维度的度量。模型2添加了医疗保险虚拟变量ins_hea。其他模型的回归结果完全类似，限于篇幅此处不再报告。基本结论如下：
(1)户主的健康感受不会显著影响家庭的消费，户主以外成员健康感受差，降低了家庭的人均食品和非食品消费，对非食品消费的负效应更大，家庭会降低非食品消费来稳定食品消费。表3中health的回归系数均不显著，户主的健康感受对家庭人均食品和非食品消费都没有显著影响。食品消费hpoor_r对家庭人均食品消费有显著负影响、elder_r在经济意义上仍表现为负影响，但在统计上已不再显著。非食品消费上hpoor_r和elder_r均有显著负影响，且对非食品消费的负效应更大，说明面对健康风险家庭会调整消费结构、以降低非食品消费来维持食品消费。例如，典型三口之家中若户主外两位成员健康感受“较差”或“非常差”，占比2/3，该家庭比正常家庭的人均食品消费低6%，而人均非食品消费却低了23%。该发现和Wagstaff(2007)对越南、Islam & Maitra(2012)对孟加拉国的研究结论一致。 (2)风险规避度高的家庭人均食品和非食品消费低，家庭有食品消费预防性储蓄动机，但非食品消费预防性储蓄不明显，医疗保险在缓解家庭健康风险促进非食品消费方面效应更显著。表3模型1中risk_aver的回归系数在5%水平下显著为负，风险规避度高的家庭人均食品和非食品消费均更低。cau_saving在食品消费上显著为负、在非食品消费上不再显著，家庭有显著的食品消费预防性储蓄动机，但非食品消费预防性储蓄动机不明显，家庭预防性储蓄的根本目的是保证家庭基本的食品消费。医疗保险在缓解家庭健康风险促进消费方面也主要表现为促进了非食品消费。和前面相同，医疗保险有助于缓解家庭健康风险促进消费，但力度还不足以消除家庭健康风险对消费的负影响。 (3)人均收入、净财富、人力资本水平高的家庭人均食品和非食品消费高，在非食品消费上效应更大，消费的财富效应小于收入效应。表3在食品和非食品消费上，根据l_inc _per、l_nw_all、schooling_y-r的回归系数，人均收入、净财富、人力资本水平高的家庭人均食品和非食品消费高，在非食品消费上效应更大。例如，家庭人均食品消费的收入弹性约为0.29，而人均非食品消费的收入弹性却为0.44，表明食品具有更强的必需品性质。与前面相同，表3中家庭消费的财富效应也远小于收入效应。其他发现和前面基本一致。 3.低收入家庭人均消费子样本分析 借鉴Lindelow & Wagstaff(2007)的做法，把平均收入低于样本家庭平均收入40%分位数的家庭作为低收入家庭，探讨健康风险对低收入家庭消费的影响。表4反映了健康风险对低收入家庭人均消费影响的分析结果。模型1包含了健康风险三个维度的测量，模型2添加了医疗保险虚拟变量ins_hea。基本结论如下： (1)户主的健康感受并不显著影响家庭甚至低收入家庭的消费，户主外成员健康感受差和家中有老年成员显著降低了低收入家庭的人均消费。在表4中，和前面一样，户主的健康感受甚至对低收入家庭的人均消费也没有显著影响。低收入家庭组hpoor_r的回归系数显著为负，另一组回归系数不显著且数值也小得多，elder_r的回归系数表现了一定的统计显著性，户主以外成员健康感受差和家庭中有老年成员，显著降低了低收入家庭的人均消费。
(2)医疗保险缓解了低收入家庭的健康风险促进了消费。表4中ins_hea仅在低收入组显著为正，医疗保险缓解了低收入家庭的健康风险促进了消费，中高收入家庭不存在这种消费促进效应。和前面类似，医疗保险的力度还不足以消除低收入家庭的健康风险。另外，厌恶风险的低收入家庭人均消费少，两组家庭都不存在预防性储蓄动机，可能是低收入家庭没有足够的收入进行预防性储蓄，而中高收入家庭却没有必要。 (3)人均收入、净财富水平高的低收入家庭人均消费高，消费的财富弹性小于收入弹性，人力资本仅对低收入家庭有消费促进作用。表4中人均收入、净财富水平高的家庭人均消费高，财富效应小于收入效应，相对而言低收入家庭的消费受财富积累的影响更大。人力资本仅对低收入家庭有消费促进作用，他们更看重其可能带来的未来收益，中高收入家庭的人力资本可能已在其收入和财富中得以体现或显得相对次要，不再有消费促进作用。 特别地，金融财富占比在低收入组显著为正，在中高收入组中不再显著，甚至为负，意味着持有金融财富比例高可缓解低收入家庭的流动性约束促进消费，但由于中高收入家庭通常并不存在消费流动性约束，因而持有金融财富比例高更意味着缺乏投资机会或更多的金融风险暴露，表现为对家庭消费无影响甚至负影响。在职业上，低收入家庭中职工家庭人均消费略高，高收入家庭的消费则没有职业差异。与前面相同，家庭消费具有分摊成本的规模经济特征。其他变量没有表现出较好的统计显著性。 4.老年户主家庭人均消费子样本分析 通过模型的相应调整，我们单独分析65岁及以上老年户主家庭。模型1旨在考察健康风险对老年户主家庭人均消费的影响，由于户主年龄已在65岁或以上，模型中没再包括elder_r，同时删除了年龄平方项和职业变量。模型2添加了医疗保险变量ins_hea。模型3和4分别针对食品和非食品消费。表5反映了回归分析结果。基本结论如下：
(1)老年户主的健康感受差，显著降低了家庭人均消费。表5中health的回归系数显著为负，户主本身健康感受“较差”或“非常差”已构成老年户主家庭重要的健康风险，对家庭人均消费有显著负影响。该发现验证了前面关于户主健康感受的讨论：年轻居民健康感受差可能仅源于暂时的工作紧张或压力，其健康状况本身可能并没有真实风险；但老年居民健康状况的潜在问题通常已经暴露，其健康感受差可能意味着较大的健康风险。同时，表5中hpoor_r比health之前的回归系数更大、统计显著性更强，老年家庭中健康感受“较差”或“非常差”的成员占比更大，家庭的人均消费会进一步下降。 (2)医疗保险对老年户主家庭没有消费促进效应，人均收入高的家庭人均消费高，但不存在消费的财富效应，人力资本水平高的家庭消费较高。表5中，老年户主家庭消费的收入弹性大于0.4，高于总体样本的消费收入弹性，可能是他们的收入渠道相对固定，不存在大的收入波动。但老年户主家庭的消费不存在财富效应，意味着老年家庭很少降低当前财富水平来提升消费。同时，人力资本水平高的老年家庭非食品消费高，可能是他们有更多“发挥余热”的机会。风险规避度和预防性储蓄变量的回归系数已不再显著，和上述老年户主家庭收入稳定、很少降低当前财富水平提升消费是吻合的。医疗保险不再有健康风险缓解和消费促进效应，意味着当前医疗保险覆盖深度不够，老年人的健康风险还主要是依赖家庭网络来分摊和缓解。 老年户主家庭的消费同样有规模经济特征。金融财富占比不再显著，老年家庭普遍会避免消费流动性约束的发生，这和他们很少降低当前财富提升消费是一脉相承的。现实中老年户主家庭从家庭网络外获取信贷的能力有限，通常会理性地避免流动性约束的发生。 5.稳健性检验 我们进行了如下的稳健性检验：(1)以户主健康感受“非常好”、“较好”赋值1、“一般”赋值2、“较差”或“非常差”赋值3的健康状况变量替代当前的health；(2)以户主健康感受“较差”或“非常差”赋值1、其他赋值0的虚拟变量替代当前的health；(3)考虑到hpoor_r和elder_r可能有一定的相关性，尝试分别将它们放入回归模型；(4)以户主以外成员中是否有健康感受“较差”或“非常差”成员的虚拟变量hpoor_dum，替代当前分析中的占比变量hpoor_r；(5)将hpoor_dum单独而不是将hpoor_dum和elder_r同时放入回归方程；(6)尝试对户主和户主以外成员的健康状况不加区分。具体地，在前述分析中删去户主健康感受health，把户主以外健康感受“较差”或“非常差”的人数占比hpoor_r，用家庭成员中健康感受“较差”或“非常差”的人数占比hpoor_r2替代。回归发现hpoor_r2的回归系数变小了，统计显著性有所下降但仍然显著，其他基本结论仍然保持，进一步证实了户主以外成员的健康感受是更重要的家庭健康风险来源。上述发现和本文报告的结果一致，说明本文的研究结论有较好的稳健性。 五、结论与建议 本文利用国家统计局2009年的“中国城镇居民经济状况与心态调查”，研究基于健康状况主观感受的健康风险对家庭消费的影响渠道、机制和效应，并区别对待户主和家庭其他成员的健康状况感受，有针对性地考察了医疗保险的健康风险缓解和消费促进效应。其中健康风险从三个维度进行衡量：户主自身的健康感受、家庭中户主以外成员健康感受“较差”或“非常差”的成员数占比、家庭中65岁及以上老人数占比。发现的主要结论如下： 1.户主的健康感受对家庭人均总消费、食品和非食品消费、甚至对低收入家庭的消费都没有显著负影响，但老年户主的健康感受差却构成了家庭的健康风险，显著降低了家庭的人均总消费和食品消费。原因是户主自身的健康状况可能已在家庭收入和财富水平上得以体现，在控制了收入和财富水平后户主的健康感受对家庭消费没有显著影响。 2.家庭的健康风险主要源于户主以外健康感受差的成员和老年成员。健康风险大的家庭人均总消费、食品和非食品消费均更低，在非食品消费上的负效应更大，面临健康风险的家庭会通过降低非食品消费来稳定生活必需的食品消费。家庭健康风险的这种消费结构调整效应，和Wagstaff(2007)、Islam & Maitra(2012)的研究结论一致。 3.医疗保险通常有助于缓解家庭健康风险促进人均总消费、食品和非食品消费，在非食品消费上效应更强，但还不足以消除健康风险对家庭消费的负影响。在收入方面，医疗保险的家庭健康风险缓解和消费促进效应主要体现在低收入家庭。在年龄上，老年户主家庭主要依赖家庭网络来分摊和抵御健康风险，医疗保险还不具备消费促进功能。风险规避度高的家庭通常人均总消费、食品和非食品消费均更低，家庭有生活必需品食品消费的预防性储蓄动机，但在非食品消费上动机不明显。 另外，人均收入、净财富越高的家庭通常人均总消费、食品和非食品消费越高，财富效应小于收入效应。但老年户主家庭的消费不存在财富效应，他们通常很少通过降低财富水平来提升消费。家庭消费有成本分摊的规模经济特征。人力资本水平高的家庭人均消费普遍更高，特别是低收入家庭。金融财富持有比例高有助于低收入家庭抵御健康风险促进消费，但对高收入家庭却可能意味着更少的投资机会和更多的金融风险暴露，老年户主家庭通常会避免发生流动性约束。 上述发现也有相应的政策含义。户主以外健康感受差的成员和老年成员构成了家庭重要的健康风险，城镇居民基本医疗保险覆盖范围的扩大，是帮助城镇居民家庭抵御健康风险的普适性有效措施。老年户主的健康感受差，显著降低了家庭消费，当前的医疗保险还不具有消费促进功能，应加大对老年户主家庭的医疗保险深度，帮助抵御健康风险的威胁。医疗保险在抵御低收入家庭健康风险促进消费上效应更强，人力资本的消费促进效应集中体现在低收入家庭，应加强低收入家庭的医疗保险，并在教育资源上向低收入家庭适度倾斜。 ①根据中经网统计数据库计算整理。 ②健康风险严重如家庭生产性成员发生健康冲击时更明显，家庭甚至变卖生产性工具和固定财产，进而导致实物财富水平下降。 ③健康状况影响消费的渠道还包括寿命预期、遗赠动机等。 ④若家庭不存在足够的保险，也可通过预防性储蓄、非正规金融网络及其他渠道来化解家庭个体的风险。 ⑤陈玉宇、行伟波(2006)用广东省家庭收支数据检验了中国城镇家庭在面临外生冲击时能否对消费进行风险分担以达到完全保险，结果大部分的计量检验都拒绝了城镇家庭消费可以完全保险的假设。 ⑥消费保险包括正式和非正式两种。正式的消费保险往往表现为有书面契约形式，包括各种商业保险、国家和社区提供的各类医疗保险、慈善团体和各类互助基金提供的信贷项目等。非正式消费保险则没有书面契约的保证，但由于具有很强的可行性，在实际生活中应用范围很广，包括来自于自有收入的多元化和自有资产的变现、各类转移支付、亲朋好友的借贷等。 ⑦匿名审稿人指出，本文在衡量健康风险时只采用了主观自评指标，体现健康风险的一些重要医学指标都没有采用，如个人慢性病指标(高血压、心脏病、血糖指数)和传染病指标等。如果建立在健康风险主观和客观度量对比分析的基础上，研究的证据力更强。审稿人的建议很好，也是近期文献关注的一个方面。但由于我们采用的调查数据样本中没有相应的医学诊断指标，没能展开相应的对比分析，这是本文的一个缺憾。 ⑧本文使用的调查数据没有对新型农村合作医疗保险、城镇居民基本医疗保险、城镇职工医疗保险进行进一步的细分。另外，调查数据中没有涉及户主外其他家庭成员的医疗保险状况。 ⑨我们也尝试根据不同的受教育程度构造相应的虚拟变量，如小学、初中等，而不是统一地将这些受教育程度折算为受教育年限，主要回归结果没有变化。 ⑩职业类型的虚拟变量em_leader、em_prof、em_clerk、em_service、em_peasant、em_worker、em_soldier，em_other分别代表国家机关党群组织和企事业单位负责人、专业技术人员、办事员和有关人员、商业和服务业人员、农、林、牧、渔、水利生产人员、生产、运输设备操作人员及有关人员、军人、不便分类的其它从业人员。 (11)本文后面对老年人子样本的分析，发现老年户主健康感受差，显著降低了家庭的人均消费，进一步证实了这一推断。 (12)本文是基于截面数据样本的研究，在克服内生性或第三因素驱动方面的确存在一定局限。如果能基于持续追踪的面板调查数据进行研究，采用固定效应面板模型比普通最小二乘法和随机效应模型能更好地克服内生性问题(Fan and Zhao,2009)，同时，如果能有更详实的关于家庭出身背景方面的信息，控制家庭背景信息也有助于克服内生性(Rosen and Wu,2004)。
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