丁 夢, 馮宗憲

(西安交通大學 經濟與金融學院, 陜西 西安 710105)

健康作為一種重要的人力資本,對居民收入及消費具有重要影響。這種影響的機制表現在兩個方面:一方面,健康狀況變差,導致勞動能力下降,工作機會減少,進而降低收入[1],引致消費水平下降;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,即健康狀況會影響消費結構和消費水平。而國內有關健康與家庭消費關系的研究相對較少。因此,深入研究健康風險與家庭消費的關系,一方面可以深化健康風險對家庭消費影響的認識;另一方面,對如何擴大國內有效消費需求,進而推動經濟高質量增長,培育經濟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)居民微觀數據對此問題進行檢驗。

一、 文獻綜述

前人從多個角度解釋了中國居民的消費不足問題。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構[3];三是養(yǎng)老制度[4];四是流動性約束及預防性儲蓄[5]。此外,也有學者從背景風險的視角進行分析[6],中國經濟轉軌進程中的教育、就業(yè)、住房等改革帶來的不確定性均屬于背景風險。

健康風險屬于背景風險中的一個重要類別,它不能通過儲蓄來進行跨期優(yōu)化,也不能通過組合配置來分散。消費資產定價模型框架揭示了健康影響資產配置決策的渠道,學界開始重視從背景風險的角度解釋消費不足問題[7]。有學者認為健康風險之所以是一種重要的背景風險,是因為它不像傳統(tǒng)金融等資產那樣可以跨期配置,在技術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。

健康風險對家庭收入和支出都具有影響。健康風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健康風險時,會大幅降低家庭財富水平和福利[9]。胡振等(2015)研究發(fā)現健康狀況的惡化會降低金融資產特別是風險資產的持有,健康狀況好的家庭持有風險資產的概率比健康狀況差的家庭高2～3個百分點[10]。此外健康風險還可能影響到壽命預期,進而影響消費。高夢滔和姚洋(2005)的研究發(fā)現,大病對農戶收入的負向沖擊具有長期性,對中低收入農戶的沖擊更大[11]。而蔡偉賢和朱峰(2015)發(fā)現“新農合”能有效提高農村家庭的耐用品消費水平[12]。因此,在本研究的模型中控制了非儲蓄性保險的影響。

通過對相關文獻的分析發(fā)現,國內從家庭成員自評健康視角來衡量健康風險的研究很少。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含的健康風險信息可能存在差別,這種差別的影響值得重視。同時,當前的研究沒有給予家庭消費水平的分布以足夠的重視,在消費水平的不同分布上,健康風險對消費的影響可能已經發(fā)生改變,對家庭消費異質性的深入探索可以進一步完善已有研究。

與既有研究相比,本研究具有以下特點:一是在數據方面,運用全國性大樣本微觀家庭調研數據,目前這一主題方面的代表性微觀數據還不多,相關研究還很少。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)現兩者對家庭消費的影響存在差異。三是在研究方法上,采用分位數回歸方法,實現健康風險對家庭消費影響異質性的精準刻畫。

二、 數據來源、模型設計與相關變量

1. 數據來源

本研究的數據來自“中國城市居民消費金融研究”課題組2018年調查數據,該調研數據由清華大學五道口金融學院發(fā)布,數據包含家庭成員健康、資產和消費等方面?！爸袊鞘芯用裣M金融研究”課題組在抽樣設計時充分考慮了中國城市規(guī)模、經濟發(fā)展水平、儲蓄水平、消費水平、消費條件等指標。首先根據經濟發(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24個城市。通過隨機抽樣的方式,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。數據處理軟件采用Stata 15.0。

2. 模型設計

基于經典的消費理論,本研究的基準模型設定為:

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

(1)

其中c為消費;health是健康狀況;inc為收入;asset為資產;z為家庭人口社會學特征變量。出于資產類別對消費可能存在的影響異質性,本研究把資產分成不同的類別,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;net代表除金融資產外的凈資產。

既有研究分析家庭消費的影響因素時,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構上的變動,也就是在不同的消費水平上,收入對消費的影響存在結構性變化,而多元回歸此時會覆蓋掉這一變化,使得刻畫的準確性降低。為解決這一問題,本研究借鑒Autor(2017)等人的做法,采用分位數回歸方法進行解決[13]。分位數回歸的假設比OLS更為“放松”,而且數據出現尖峰或厚尾的分布、存在異方差等情況時,OLS估計的穩(wěn)健性會降低,而分位數回歸可以表現出穩(wěn)健性上的優(yōu)勢。

分位數回歸模型如下:

Qy(τ|x)=a0+a1healthi+a2Xi+Qu(τ)

(3)

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

minEρτ(y-a0-a1healthi-a2Xi)

(4)

求解得:

(5)

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

3. 相關變量

(1) 健康風險變量

健康風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,用這個指標是因為,老年人和青年人不同,老年人本身可能是家庭健康風險的重要來源。

(2) 家庭消費變量

本研究的被解釋變量是家庭消費,既包括總消費也包括食品、衣服等各類消費。家庭人均總消費(te),具體包括人均食品支出(fe)、人均衣著支出(cloe)、家庭人均設備用品及服務(日雜、裝飾、床上用品、電器電子設備、家政服務等)(eque)、家庭人均通訊費(come)、家庭人均交通費(trae)、自付醫(yī)療保健費用(mede)、家庭人均文化娛樂及應酬費用(不含贈與他人的禮金) (ente)、家庭人均居住(房租、水電燃氣、物業(yè)費用、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費,如遷移證、身份證等辦理費用(done)等。此外參考Islam & Maitra(2012)[14]的研究,考慮到食品與非食品消費在消費性質上的差異,本研究將對家庭食品消費(fe)與非食品消費(nfe)分別進行考察。

(3) 控制變量

資產狀況和收入。經典消費理論均認為收入是影響消費的最重要的因素,本研究構造了家庭收入變量(inc)。生命周期-持久收入理論表明,家庭當期財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,本研究構造了家庭人均凈資產變量(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。家庭人口社會學特征是影響家庭消費的重要因素,本研究引入的相關變量有戶主年齡(age),考慮到年齡對消費可能存在非線性影響,這里引入年齡的平方項age_sq?？紤]到家庭消費可能存在規(guī)模經濟分攤特點,構造了家庭人口規(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前人口的比重(child_r),用學前人口除以家庭人口規(guī)模來表示。同時,控制了戶主風險態(tài)度(risk_att)以及預防性儲蓄(pcau_save)的影響。

根據生命周期理論,資產也可能影響到家庭消費,在實證模型中需要控制資產對居民家庭消費的影響,資產包括人均金融資產(fin)、人均凈資產(net),其中人均金融資產主要包括股票、基金、存款、債券、現金、借給親友的款項、儲蓄性保險等。人均凈資產是總資產扣除負債后的資產,其中總資產包含金融資產、房產、大件耐用消費品、汽車、商業(yè)資產和保值品等,負債主要包括購房負債、汽車貸款、信用卡等短期消費信貸?？紤]到職業(yè)性質差異導致的收入差異,本研究引入戶主職業(yè)類型虛擬變量(vocation),即把政府機關、黨群組織負責人或中高級官員、企事業(yè)單位管理人員、專業(yè)技術人員和其他專業(yè)人士設置為1,其他職業(yè)類型設置為0。此外,考慮到家庭消費、收入、資產等經濟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行了對數化處理,相應變量名稱是在原變量名稱前加一個ln_。

表1為相關變量的描述性統(tǒng)計分析結果?？梢钥闯?樣本家庭年人均消費總額為19 910.81元,其中人均食品消費支出為5 112.42元,人均非食品支出為14 798.39元,食品消費支出占總消費的支出比重為25.68%,食品消費是家庭的最大的支出;在非食品消費支出中,最高的是交通費,為3 603.13元,占總消費的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)計結果

① 預防性儲蓄(pcau_save)變量是虛擬變量,有預防性儲蓄時為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;戶主風險態(tài)度均值為3.1;預防性儲蓄(pcau_save)指是否購買非儲蓄性保險,該指標的均值為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構模式;家庭人均金融資產、人均凈資產、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) 關于內生性

家庭成員的健康狀況可能會影響消費,消費也可能影響健康,解釋變量與被解釋變量之間可能存在雙向因果關系,即內生性問題。若不進行技術處理,回歸分析易出現偽回歸,回歸的結果將是有偏的、無效的,回歸系數也是不可信的?；诮】档腃CAPM模型在理論上闡述了健康在預算約束及效用函數中的外生性,分析了健康影響家庭消費和資產配置決策的邏輯。經典消費理論及大量的實證研究均證實,收入是影響消費最重要的因素,收入的影響是決定性的,另外家庭資產對消費也具有重要影響,而本研究識別的是健康風險對家庭消費的影響。盡管家庭成員健康狀況可能影響到家庭資產配置行為,健康和資產之間可能存在雙向因果關系,但本研究實證模型中已經控制了家庭資產及收入變量,旨在考察健康狀況對家庭消費的影響,不存在從家庭消費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水平和消費結構,高收入水平家庭消費的產品質量更高,健康狀況可能更好,這可能會導致高估健康對家庭消費的影響。職業(yè)性質的差異可能導致健康對消費影響的估計產生偏差,但本研究在模型中引入職業(yè)虛擬變量來進行控制。整體上看,本研究運用大樣本高質量的微觀抽樣調查數據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,最大限度克服內生性問題,以期能更準確地估計健康風險對家庭消費的影響。

三、 健康風險對家庭消費影響的異質性:實證分析

1. 健康風險對消費影響的回歸分析:總消費

首先考察健康風險對家庭總消費的影響,具體回歸策略:先分析總體的影響,然后采用分位數回歸進一步考察健康風險對家庭總消費影響的異質性。具體結果見表2。

表2 健康風險對家庭人均消費影響的回歸分析

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)及預防性儲蓄變量(pcau_save)的組合不同。模型1是不考慮預防性儲蓄,且健康變量僅選擇health時的回歸結果,模型2則是考慮了預防性儲蓄的回歸結果,模型1和模型2在于考察,預防性儲蓄是否會影響健康對人均消費的作用。模型3是健康變量選擇old_r,且不考慮預防性儲蓄的回歸結果,模型4是增加了預防性儲蓄變量,模型3和模型4可考察出在健康變量選擇old_r時,預防性儲蓄對家庭人均消費是否有顯著的影響。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對家庭人均總消費的分位數回歸結果。具體分析如下。

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

家庭成員健康風險對家庭人均總消費的影響的彈性有正有負。圖1給出了在不同分位點上,health對家庭人均總消費影響的分位數回歸結果。出于方便顯示的需要,health對應著右側縱軸,其他變量對應的是左側縱軸,以示區(qū)別?？梢钥闯?隨著分位數的增加,health的回歸系數整體上呈現先降后升的趨勢,大致呈V型變化,即健康風險對消費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。對低消費水平家庭而言,食品等基礎消費占比更高,往往恩格爾系數較高,與之相比醫(yī)療支出相對昂貴,較差的健康會導致醫(yī)療支出增加,從而大大提高了家庭總支出,因此,與總消費水平居于中間的家庭相比,健康風險對總消費較低家庭的總消費的影響更大。與之相對應的高消費水平的家庭,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準,健康風險增加會導致醫(yī)療投入的規(guī)模較大,因此,與總消費水平處于中等水平的家庭相比,健康風險對總消費水平較高的家庭總消費影響更大。

圖1健康風險對家庭人均消費的影響:分位數估計

2. 健康風險對家庭人均消費影響的回歸分析:分類消費

在上文考察總消費的基礎上,接下來進一步分析健康風險對家庭各分類消費的影響,結果如表3所示。

表3 健康風險對家庭人均各類消費:基礎回歸

表3反映了健康風險對家庭人均各類消費影響的回歸結果。第2列反映的是家庭人均衣著支出,第3列是家庭人均設備用品及服務(日雜、裝飾、床上用品、電器電子設備、家政服務等),第4列是家庭人均通訊費,第5列是家庭人均交通費,第6列是家庭人均自付醫(yī)療保健費用,第7列是家庭人均文化娛樂及應酬費用(不含贈與他人的禮金),第8列是家庭人均居住支出(房租、水電燃氣、物業(yè)費用、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。具體結果分析如下。

健康風險在家庭人均各類消費支出的影響存在差異。健康風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。健康風險對家庭醫(yī)療支出的回歸系數是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)的研究也證實這一結論[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向影響,即家庭成員健康狀況越差,這幾項支出越小。健康對人均家庭設備支出、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,這幾項支出越大,但這種影響不顯著。這一點與已有學者的研究結論具有一致性[11],但他還強調醫(yī)療救助制度有助于降低家庭消費資源在醫(yī)療支出與非醫(yī)療支出之間的替代性,有利于增強低收入人群中女性的醫(yī)療服務利用能力。在具體影響機制上,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,進而也會促進家庭消費結構的調整,比如“新農?！睂r村生存型消費具有顯著促進作用,尤其是食品、日用品和水電氣三類消費[17]。

收入及資產狀況對家庭消費具有顯著正向影響。因為收入是影響家庭消費的根本性因素。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。

本研究進一步分析健康風險對家庭各分類消費影響的分位數估計結果。研究發(fā)現,衣著消費方面,隨著衣著消費支出的增加,健康風險對衣著消費的影響總體上逐步提升,而對家庭設備消費支出的影響趨勢和衣著支出類似。健康風險對通訊開支的影響會隨著該項開支規(guī)模的增加而降低。交通支出方面,健康風險會降低交通支出,隨著交通支出的逐步提高,健康風險的影響呈U型。在醫(yī)療消費方面,總體上看,健康狀況會提高家庭醫(yī)療消費支出,健康風險對醫(yī)療消費水平較高和較低群體的影響較小,而對醫(yī)療消費規(guī)模處于中間水平的家庭影響較大。健康風險對文化娛樂支出的影響對該項開支處于兩端的家庭影響更大。健康風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. 健康風險對家庭人均消費影響的回歸分析:食品和非食品消費

在上文的基礎上,進一步考察健康風險對家庭食品和非食品消費影響的差異性,同時也考察了地區(qū)異質性,結果見表4。基本分析結論如下。

表4 健康風險對家庭人均食品和非食品消費的影響

(1) 健康風險對家庭食品消費影響不顯著,但對非食品消費具有顯著影響,在影響程度上,對非食品消費的影響更大。這可能是因為,隨著居民收入水平的提高,消費結果逐步發(fā)生變化,食品消費的比重在不斷降低,比重上小于非食品消費,即恩格爾系數不斷變小。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和非食品消費,且對非食品消費的影響效應更大。有研究發(fā)現家庭面臨的風險越低,其耐用消費品的消費傾向就越高[17],本研究的結論與此具有一致性。具體來看,表4左側中health對家庭食品消費的回歸系數均不顯著,old_r的回歸系數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右側被解釋變量為非食品消費,health的回歸結果均顯著,且old_r對非食品消費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險時,會通過調整食品和非食品消費結構來優(yōu)化消費組合。health對食品消費的影響上,東部大于中部,中部大于西部。而health對非食品消費的影響上,中部大于西部,東部最小。old_r對食品消費的影響,東部最大,中部最小,而對非食品消費的影響,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)療支出占據較高的比重。

(2) 收入對家庭食品和非食品消費均具有顯著影響。金融資產比重對食品消費的影響為負,而對非食品消費的影響為正,可能的原因是,正常情況下高收入家庭的資產結構中金融資產占比相對較高,而高收入家庭的消費結構中食品支出的比重較中低收入家庭要低,所以出現金融資產比重對家庭食品消費的影響是負向的,而對非食品消費的影響是正向的,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上看,提高居民的健康意識尤為重要。研究發(fā)現,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,這會對留守兒童的健康產生不利影響[18]。對老年人而言,培養(yǎng)健康意識,增加健康食品消費尤為重要。簡言之,改善居民健康意識有助于降低健康風險,進而優(yōu)化居民食品和非食品消費結構。

表4雖然給出健康風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險對食品和非食品不同消費水平影響的差異性。因此,本研究進一步基于分位數回歸的方法測算了健康風險對家庭食品和非食品消費的影響①。在食品消費方面,可以得出,在區(qū)域上,對東部地區(qū)的影響總體上遠遠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的影響大致呈倒U型,即對食品消費水平較高和較低家庭的影響小于食品消費支出水平一般的家庭。在非食品消費方面,區(qū)域差異不太明顯,同時,在東部地區(qū),隨著非食品消費規(guī)模的上升,健康風險對其影響呈上升趨勢,而在中西部地區(qū)健康風險的影響并沒有明顯的趨勢特征。

4. 健康風險對家庭人均消費影響的回歸分析: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行三等分,即低收入、中等收入、高收入三類,考察健康風險對這三類家庭消費的影響。表5是回歸結果。模型1和模型2是對低收入家庭的分析結果,區(qū)別在于模型1考慮了家庭預防性儲蓄虛擬變量,而模型2沒有考慮,這樣做的目的是在考慮預防性儲蓄的前提下,考察健康風險對家庭消費的影響。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論分析如下。

表5 健康風險對不同收入家庭人均消費影響因素的回歸分析

① 因為篇幅所限,感興趣的讀者可以向作者索取食品和非食品消費影響的分位數估計結果的折線圖,含分區(qū)結果。

健康風險對不同收入水平的家庭消費影響是不同的。從回歸系數的絕對值上看,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,健康風險加大會明顯抑制中等收入家庭的消費,但對高收入家庭總消費具有顯著刺激作用,這與已有學者基于農村樣本數據的研究結論一致[12]。預防性儲蓄對不同收入水平家庭的消費均具有顯著的影響,但預防性儲蓄不會改變健康風險對家庭人均總消費的影響。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水平,但對中高收入家庭人均消費的影響卻顯著為負,且對高收入家庭消費的影響比中等收入家庭更大。

風險態(tài)度對中高收入家庭消費有顯著負向影響,但對低收入家庭的影響雖然也是負的,但不顯著。在考慮預防性儲蓄動機的影響下,風險態(tài)度對高收入家庭的影響更大,這可能是因為低收入家庭因為收入低,沒有足夠的收入進行預防性儲蓄,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具有顯著的促進作用。

收入對低收入家庭人均消費的影響較中高收入家庭大,低收入家庭消費的金融資產彈性及凈資產彈性比中高收入家庭大。中低收入家庭人均消費的金融資產比重(fin_r)彈性為負,而高收入家庭為正,這可能因為中低收入家庭的資產結構中,金融資產比重(fin_r)的提高可能會提高家庭流動性約束,抑制了消費,而高收入家庭的消費中不存在消費的流動性約束,高收入家庭的消費資產彈性低,金融資產比重的提高對家庭消費具有促進作用。在職業(yè)上,戶主具有正式工作的中等收入家庭人均消費顯著更高,而低收入家庭和高收入家庭人均消費沒有職業(yè)性質的差異。

本研究進一步分析了不同收入分組下,健康風險對家庭總消費影響所呈現出的收入異質性(1)因為篇幅所限,感興趣的讀者可以向作者索取收入異質性的分位數估計結果。,發(fā)現在不同分位點的影響程度上,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,首先在低收入組上,健康風險對消費規(guī)模較低和較高的家庭影響更大,而對消費規(guī)模居中的家庭影響相對更小。而在高收入組上,消費水平最高的前10%家庭,健康風險的影響遠遠大于其他分位,而且影響為正。說明對消費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,當期健康風險較大時,其醫(yī)療開銷往往更大,同時與此相關的比如保健、療養(yǎng)等的消費也會大幅提高。

5. 穩(wěn)健性檢驗

為了驗證研究結論的穩(wěn)健性,本研究采用如下做法進行驗證。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,用虛擬變量替換當前使用的health。②將全樣本中家庭人均消費水平最高和最低的5%的樣本刪除,把回歸結果和當前全樣本回歸結果進行對比,看結果是否發(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,然后把回歸結果和表5進行對比,發(fā)現結論并未發(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果,可以直接與作者聯系。。說明上述研究結論具有穩(wěn)健性。

四、 研究結論與政策啟示

本研究利用2018年清華大學中國金融研究中心“中國城市居民家庭/消費者金融研究”課題組的微觀調研數據,基于24個城市5 640個城鎮(zhèn)家庭的微觀數據,采用分位數回歸等計量方法,量化分析了健康風險對城市居民家庭消費的異質性影響,著重分析了健康風險對城市家庭總消費、分類消費及不同收入水平家庭消費的影響,分析健康風險對家庭消費影響的異質性可以提高政策的科學性及有效性。本研究從兩個維度來度量健康風險: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。得到主要結論分析如下。

(1) 從總消費上來看,健康風險加大會顯著抑制家庭人均消費。從分類消費來看,健康風險會顯著增加家庭醫(yī)療和居住消費,但對交通支出具有顯著的負向影響。此外,對健康風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,家庭成員健康風險加大會顯著降低家庭的非食品消費支出,這種負向作用在東部、中部、西部也均是存在的。對食品消費的影響也是負向的,但不顯著。

(3) 從收入水平上來看,健康風險加大會顯著降低中等收入家庭人均消費,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。

基于上述研究結論,本研究具有如下幾點政策啟示。

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

(2) 戶主健康風險降低家庭消費水平,目前的醫(yī)療保險覆蓋面雖然很高,但醫(yī)療保險的保障質量有待進一步提高,醫(yī)療保險的消費促進功能還較弱。應該提高對健康風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。可以考慮設置一定的門檻,通過財政資金補貼一部分保費,以此降低老年家庭的健康風險,這樣就可以更好地發(fā)揮醫(yī)療保險促進消費的功能。政府部門已經逐步認識到這一做法的重要價值,開始穩(wěn)步落實和推進“健康中國”戰(zhàn)略。

(3) 醫(yī)療保險在抵御健康風險和促進家庭消費上具有重要作用已經在很多研究中得到證實,醫(yī)療保險可以緩解和降低居民健康風險,進而有利于促進家庭消費水平的提高。人力資本對消費的促進效應上,對低收入家庭更為顯著。適度增強低收入群體的醫(yī)療保險覆蓋面和保障質量,提高保費補貼力度,多舉措提高居民的醫(yī)療保險參與率,尤其是健康風險較大的群體,充分發(fā)揮醫(yī)療保險減輕健康風險負向沖擊力度的功能;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行教育政策傾斜,提高低收入家庭的教育質量。