陳 璐 熊毛毛

(1 南開(kāi)大學(xué)金融學(xué)院，天津，300350；2 中國(guó)平安人壽保險(xiǎn)股份有限公司，廣東深圳，518033)

一、引 言

我國(guó)自2000年進(jìn)入老齡化社會(huì)以來(lái)，老年人口規(guī)模和占比不斷提升。2020年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2019年末我國(guó)60 歲及以上人口為2.53億人，占總?cè)丝诘?8.1%，65歲及以上人口為1.76億人，占總?cè)丝诘?2.6%。預(yù)計(jì)到21世紀(jì)中葉，我國(guó)將進(jìn)入深度老齡化階段，老年人口將達(dá)到5 億人左右。與此同時(shí)，高齡化、失能失智化、少子化和“空巢化”等狀況使我國(guó)老年人生理和心理面臨雙重壓力。根據(jù)法儲(chǔ)銀環(huán)球資產(chǎn)管理集團(tuán)發(fā)布的《2017全球養(yǎng)老指數(shù)報(bào)告》，在養(yǎng)老綜合幸福指數(shù)排名中，中國(guó)位列第38位(總計(jì)43個(gè)國(guó)家)，雖然在老齡物質(zhì)福利等方面改善明顯，但在醫(yī)療和生活質(zhì)量感受方面仍有較大的提升空間，“幸福停滯”的增長(zhǎng)困境在老年人群體中體現(xiàn)得更加復(fù)雜和嚴(yán)峻[1]。

2019年11月中共中央、國(guó)務(wù)院印發(fā)了《國(guó)家積極應(yīng)對(duì)人口老齡化中長(zhǎng)期規(guī)劃》(簡(jiǎn)稱《規(guī)劃》)，應(yīng)對(duì)人口老齡化成為國(guó)家戰(zhàn)略?！兑?guī)劃》指出，健全更加公平更可持續(xù)的社會(huì)保障制度，持續(xù)增進(jìn)全體人民的獲得感、幸福感、安全感。在社會(huì)保障制度發(fā)展中，《規(guī)劃》特別提到“健全老有所醫(yī)的醫(yī)療保障制度”，由此可見(jiàn)，基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度對(duì)于老年人幸福晚年的重要性。目前我國(guó)已形成由城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)和城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)構(gòu)成的社會(huì)基本醫(yī)療保險(xiǎn)體系，其通過(guò)費(fèi)用分?jǐn)倷C(jī)制降低醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)價(jià)格，成為“健康老齡”的重要制度保障。隨著我國(guó)基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的建立和完善，大量經(jīng)驗(yàn)研究著重檢驗(yàn)基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的經(jīng)濟(jì)績(jī)效[2-4]和健康績(jī)效[5-7]。那么基本醫(yī)療保險(xiǎn)是否提升了老年人的幸福感，真正使老人安度晚年？這個(gè)問(wèn)題值得進(jìn)一步研究。

二、文獻(xiàn)綜述

(一)老年人主觀幸福感

主觀幸福感(Subjective Well-being，簡(jiǎn)稱SWB)是評(píng)價(jià)者對(duì)生存狀況、生活事件和生活狀態(tài)的主觀感受和評(píng)價(jià)，也是個(gè)體情感和認(rèn)知體驗(yàn)的幸福自陳。主觀幸福感緣起于積極心理學(xué)，現(xiàn)已擴(kuò)展到包括經(jīng)濟(jì)學(xué)在內(nèi)的其他學(xué)科。在經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域，隨著研究的逐步推進(jìn)，已形成經(jīng)濟(jì)學(xué)的一個(gè)分支——幸福經(jīng)濟(jì)學(xué)。學(xué)者們對(duì)于老年人主觀幸福感的研究，主要集中在教育、健康、就業(yè)、收入、社會(huì)支持和保障制度等因素對(duì)主觀幸福感的影響方面[8-13]。此外，一些學(xué)者研究了喪偶[14]、養(yǎng)老方式[15-16]、代際支持[17-18]、親子支持[19-20]等家庭親情支持因素對(duì)老年人幸福感的影響，還有部分學(xué)者研究了心理情感、社會(huì)生活參與與老年人幸福感的關(guān)系[21-23]。

(二)社會(huì)保障與老年人主觀幸福感

社會(huì)保障體系的完善對(duì)于國(guó)民幸福感具有重要影響。風(fēng)險(xiǎn)的發(fā)生會(huì)給生活帶來(lái)不確定性，從而降低人們的主觀幸福感[24]。而社會(huì)保障體系作為“安全網(wǎng)”和“減震器”，能夠發(fā)揮防范風(fēng)險(xiǎn)的作用[25-26]，不僅通過(guò)保障居民的基本生活和醫(yī)療條件，提高生活質(zhì)量，降低居民對(duì)生活的憂慮感[27-28]，而且可以通過(guò)收入再分配機(jī)制，減少收入差距[29]。此外，社會(huì)保障制度可以降低由激烈競(jìng)爭(zhēng)和攀比帶來(lái)的幸福損失，從而提升國(guó)民幸福指數(shù)[30-31]。

對(duì)于老年群體的主觀幸福感，有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，擁有社會(huì)保障對(duì)老年人主觀幸福感具有顯著正向影響[32]。隨著壽命的延長(zhǎng)，老年人對(duì)社會(huì)保障和醫(yī)療福利的需求不斷提高[33]。社會(huì)保障可以增加老年人的收入、提高消費(fèi)水平、緩解相對(duì)貧困，從而提升老年人的幸福感[34]。特別是政府衛(wèi)生福利和醫(yī)療保障體系建設(shè)都能夠顯著提升居民幸福感[35-37]。

(三)基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度與老年人主觀幸福感

基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度作為社會(huì)醫(yī)療保障體系的重要組成部分，對(duì)老年人的主觀幸福感產(chǎn)生重要影響。亓壽偉和周少甫采用中國(guó)健康和營(yíng)養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)(China Health and Nutrition Survey，CHNS)檢驗(yàn)收入、健康和醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)老年人主觀幸福感的影響，研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)和合作醫(yī)療分別對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村老年人幸福感產(chǎn)生積極影響[38]。胡洪曙和魯元平使用中國(guó)老年健康影響因素跟蹤調(diào)查(Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey，CLHLS)數(shù)據(jù)考察地區(qū)收入不平等、健康對(duì)老年人主觀幸福感的影響(其中納入醫(yī)療保險(xiǎn)變量)，研究發(fā)現(xiàn)，收入不平等對(duì)擁有醫(yī)療保險(xiǎn)老年人幸福感的負(fù)面沖擊相對(duì)要小得多[39]。Chiao等利用臺(tái)灣老年人跟蹤調(diào)查(Taiwan Longitudinal Study on Aging,TLSA)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)參加健康保險(xiǎn)可以促進(jìn)門診與緊急治療等服務(wù)的利用，以及有效提升老年人的生活滿意度，且具有長(zhǎng)期的幸福增進(jìn)效應(yīng)，參保群體比不參保群體慢性病發(fā)病率要低[40]。Gu等利用中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(China Health and Retirement Longitudinal Survey，CHARLS)2013年的數(shù)據(jù)展開(kāi)研究，發(fā)現(xiàn)雖然我國(guó)的基本醫(yī)療保險(xiǎn)能有效提升老年人健康水平和生活滿意度，但相較于城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)和新型農(nóng)村合作醫(yī)療，城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)于生活滿意度的提升效果最為明顯[41]。

縱觀現(xiàn)有國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)，雖然學(xué)者們使用不同國(guó)家或地區(qū)、不同數(shù)據(jù)庫(kù)的數(shù)據(jù)檢驗(yàn)醫(yī)療保險(xiǎn)制度的幸福增進(jìn)效應(yīng)，但存在三點(diǎn)不足。第一，絕大多數(shù)文獻(xiàn)僅僅使用生活滿意度指標(biāo)或者將“是否幸福”的回答作為衡量主觀幸福的變量，指標(biāo)設(shè)計(jì)過(guò)于簡(jiǎn)單，僅有胡洪曙和魯元平對(duì)主觀幸福感采用兩個(gè)維度、六個(gè)指標(biāo)進(jìn)行細(xì)致刻畫[42]。第二，對(duì)于基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度與主觀幸福感的相互關(guān)系，大多數(shù)研究?jī)H僅把醫(yī)療保險(xiǎn)政策作為外生變量，沒(méi)有考慮主觀幸福感和醫(yī)療保險(xiǎn)參保之間是否有內(nèi)生性，因而研究結(jié)果可能存在偏差。第三，以往文獻(xiàn)僅考察基本醫(yī)療保險(xiǎn)與主觀幸福感之間的相關(guān)關(guān)系，沒(méi)有進(jìn)一步探究?jī)烧咧g關(guān)系產(chǎn)生的渠道和機(jī)制。

因此，基于以往文獻(xiàn)，本文采用中國(guó)老年健康影響因素跟蹤調(diào)查(Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey，CLHLS)2011年和2014年的數(shù)據(jù)，聚焦城鎮(zhèn)非職工老年人群體，實(shí)證檢驗(yàn)基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的幸福效應(yīng)，并深入探究影響主觀幸福感正負(fù)維度的內(nèi)部機(jī)理、群體異質(zhì)性和二者之間產(chǎn)生影響的機(jī)制。本文可能的邊際貢獻(xiàn)有三個(gè)：一是在研究方法方面，使用工具變量方法控制可能存在的內(nèi)生性，使回歸結(jié)果更加科學(xué)準(zhǔn)確；二是在基本結(jié)論的基礎(chǔ)上，繼續(xù)探究基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)主觀幸福感產(chǎn)生影響的渠道，明確作用機(jī)制，為今后政策的制定指明方向；三是在指標(biāo)設(shè)定方面，借鑒胡洪曙和魯元平的研究[43]，從積極和消極情感兩個(gè)方面選取六個(gè)指標(biāo)，得到主觀幸福感綜合得分，并在研究中分別考察基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)老年人積極情感和消極情感影響的差異性，力圖完整呈現(xiàn)基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度與老年人主觀幸福感之間可能存在的相互關(guān)系。

三、數(shù)據(jù)、模型設(shè)定和變量選取

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

中國(guó)老年健康影響因素跟蹤調(diào)查(CLHLS)基線數(shù)據(jù)始于1998年，隨后調(diào)查團(tuán)隊(duì)在2000年、2002年、2005年、2008年、2011年及2014年進(jìn)行了追蹤調(diào)查。本文聚焦城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度，該制度在2007年開(kāi)始試點(diǎn)，因此本研究?jī)H采用2011年和2014年兩期混合截面的CLHLS數(shù)據(jù)，限定樣本人群為65歲及以上的城鎮(zhèn)老人。為了準(zhǔn)確考察城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)老年人主觀幸福感的影響，本文刪除了參加城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)的老人樣本。在做了以上限定和刪除缺失值后，最終獲得的樣本數(shù)量為4997個(gè)。

(二)模型設(shè)定

本文首先采用普通最小二乘法(Ordinary Least Squares，OLS)作為基本模型來(lái)估計(jì)參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)老年人主觀幸福感的影響，具體模型如下：

SWBi=α0+α1Insurancei+α2Xei+εi

(1)

其中，SWBi為被解釋變量，代表老年人i的主觀幸福感，Insurancei為主要解釋變量，代表老年人i的城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)參保情況，Xei為一系列控制變量，包括人口特征因素、社會(huì)支持因素、經(jīng)濟(jì)保障因素。模型中系數(shù)α1是本文主要關(guān)注的參數(shù)。εi代表不可觀測(cè)的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

上述OLS模型得出無(wú)偏估計(jì)量是基于解釋變量嚴(yán)格外生的假設(shè)，即老年人是否參保不會(huì)受到主觀幸福感的反向影響，也不存在共同影響二者的不可觀測(cè)因素(如性格特征、心理彈性)。然而在真實(shí)世界中，由于城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)的非強(qiáng)制性，個(gè)人可以根據(jù)自身經(jīng)濟(jì)和健康等狀況有選擇地參加基本醫(yī)療保險(xiǎn)，而幸福感也可能是影響個(gè)人參保意愿的因素之一。因此，為了減少可能的內(nèi)生性問(wèn)題導(dǎo)致的估計(jì)偏誤，本文選取工具變量并運(yùn)用兩階段最小二乘法(Two Stages Least Squares，2SLS)，以期得到基本醫(yī)療保險(xiǎn)幸福效應(yīng)的一致估計(jì)。其中第一階段模型如下：

Insurancei=β0+β1IVi+β2Xei+εi

(2)

第一階段為假定內(nèi)生的解釋變量Insurancei對(duì)工具變量IVi的回歸，β1為第一階段工具變量對(duì)內(nèi)生解釋變量的影響系數(shù)，εi為第一階段隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

第二階段模型如下：

(3)

(三)變量選取

本文關(guān)注的被解釋變量是老年人的主觀幸福感。根據(jù)Diener的理論，主觀幸福感包括兩方面的情感因素，分別是積極情感和消極情感，兩者并非獨(dú)立的關(guān)系，在大腦功能區(qū)域定位上存在差異，導(dǎo)致積極情感和消極情感之間存在相互抑制的作用，因此情感平衡(積極情感和消極情感的度量差值)反映個(gè)人對(duì)幸福感的總體感受[44]。借鑒學(xué)者們對(duì)主觀幸福感的衡量方法[45-46]，本文選取CLHLS數(shù)據(jù)中積極情感指標(biāo)和消極情感指標(biāo)來(lái)代表主觀幸福感的正負(fù)維度，主觀幸福感綜合得分就是積極情感得分減去消極情感得分后的結(jié)果。其中，積極情感變量包括目前生活評(píng)價(jià)、是否遇事想得開(kāi)、是否如少年般快樂(lè)；消極情感變量包括是否感到焦慮、是否感到孤獨(dú)、是否感到無(wú)用。

本文的核心解釋變量為個(gè)人參保狀況，根據(jù)CLHLS問(wèn)卷中的問(wèn)題“你現(xiàn)在是否有城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)？”，參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)(簡(jiǎn)稱“城居保”)取值為1，否則為0。對(duì)于工具變量，本文借鑒以往學(xué)者的研究[47-49]，選取地區(qū)層面的參保率作為工具變量。該變量可以反映當(dāng)?shù)蒯t(yī)療保障政策的普及程度，并且與當(dāng)?shù)卣邎?zhí)行力度、宣傳普遍度以及人際信息傳遞渠道等因素有關(guān)[50]，這些都會(huì)影響個(gè)人的參保選擇。但是地區(qū)層面的參保率并不會(huì)受個(gè)人層面主觀幸福感的直接影響，與模型中隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)也不直接相關(guān)[51]。

模型的控制變量涉及人口特征，包括年齡、性別、婚姻狀況、受教育程度、居住安排、居住地區(qū)、在世子女?dāng)?shù)。此外本文還控制了老年人參加戶外活動(dòng)、讀報(bào)紙或書籍、聽(tīng)收音機(jī)或看電視這三個(gè)生活習(xí)慣相關(guān)變量。具體變量選取和指標(biāo)定義如表1所示。

表1 變量定義

表2呈現(xiàn)了變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果：樣本的平均年齡為84歲，其中男性樣本占44.83%，女性占55.17%；參保老人主觀幸福感顯著高于未參保老人，其中，積極情感更高，消極情感更低；參保老人年齡相對(duì)其他樣本稍低，受教育年限較高，更多地參與戶外活動(dòng)、看電視或聽(tīng)收音機(jī)、讀報(bào)紙或書籍，與家人同住比例和收入水平更高；未參保老人在世子女?dāng)?shù)量比參保老人要多，門診和住院醫(yī)療負(fù)擔(dān)更高。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)基本模型回歸結(jié)果

本文采用OLS和2SLS方法，檢驗(yàn)參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)老年人主觀幸福感及積極情感和消極情感兩個(gè)維度的影響，結(jié)果如表3所示。首先，對(duì)比OLS和2SLS的回歸結(jié)果，本文發(fā)現(xiàn)，當(dāng)忽略參保與主觀幸福感之間可能存在的內(nèi)生性，城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)老年人主觀幸福感的提升作用不顯著。其次，模型1中進(jìn)一步呈現(xiàn)了2SLS模型第一階段和第二階段的回歸結(jié)果。內(nèi)生性檢驗(yàn)的Wu-Hausman統(tǒng)計(jì)量在1%顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)，表明拒絕“老人參加城居保變量為外生變量”的假設(shè)，因此工具變量的選取是必要的。在第一階段回歸結(jié)果中，地區(qū)參保率對(duì)個(gè)人參保具有顯著正向影響，影響系數(shù)為0.937，且在1%顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)。檢驗(yàn)弱工具變量的F統(tǒng)計(jì)量為160.751，遠(yuǎn)大于現(xiàn)有研究論證的大于10的標(biāo)準(zhǔn)[52]，表明工具變量選取是有效的。在第二階段回歸結(jié)果中，參保城居保的回歸系數(shù)為3.416，且在1%顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)，表明參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)可以顯著提升老年人的主觀幸福感。對(duì)此，可能的解釋是，基本醫(yī)療保險(xiǎn)作為一種社會(huì)保障制度可以平滑患者及其家庭由患病導(dǎo)致的生活水平下降的風(fēng)險(xiǎn)[53]，對(duì)老年人身體健康改善及心理安全感保障具有促進(jìn)作用，進(jìn)而帶來(lái)正向的幸福效應(yīng)。

表3中，模型2和模型3進(jìn)一步考察城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)構(gòu)成主觀幸福感的積極情感和消極情感產(chǎn)生的不同影響。由于篇幅所限，對(duì)于這部分回歸本文僅匯報(bào)第二階段的回歸結(jié)果。模型2和模型3的回歸結(jié)果顯示，參加城居保對(duì)老年人主觀幸福感總體上產(chǎn)生的顯著正向影響，主要是通過(guò)降低老年人消極情感(降低老年人焦慮感、孤獨(dú)感、無(wú)助感)和提升老年人積極情感(生活評(píng)價(jià)樂(lè)觀、遇事樂(lè)觀、心情愉快)共同作用實(shí)現(xiàn)的。

表3 城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)老年人主觀幸福感的影響

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文將從兩個(gè)方面檢驗(yàn)基本模型的穩(wěn)健性：第一是把城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)政策的時(shí)滯性納入考量，考察上一期參保狀況變量對(duì)本期主觀幸福感的影響，這樣操作不僅能夠檢驗(yàn)基準(zhǔn)分析結(jié)果是否穩(wěn)健，而且能夠檢驗(yàn)政策產(chǎn)生的持續(xù)影響；第二是采用安慰劑檢驗(yàn)(Placebo Test)考察回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

現(xiàn)有研究表明，社會(huì)保險(xiǎn)政策的效果顯現(xiàn)需要一個(gè)過(guò)程，尤其在微觀主體信息認(rèn)知程度制約政策效力的情況下，政策的時(shí)滯性較強(qiáng)[54]。因此，本文用上期(2011年)城居保參保情況，替代當(dāng)期(2014年)自變量，將其放入關(guān)于主觀幸福感的2SLS回歸方程中。表4中加入滯后期的2SLS模型回歸結(jié)果顯示，將2011年老年人參保情況加入2014年主觀幸福感的回歸中，仍通過(guò)了1%水平下的顯著性檢驗(yàn)。同時(shí)，與基本模型回歸結(jié)果相比，加入滯后期的2SLS模型第二階段回歸系數(shù)值有所提升，這不僅檢驗(yàn)了表3回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，也驗(yàn)證了城居保政策對(duì)老年人主觀幸福感發(fā)揮的作用會(huì)隨著時(shí)間推移具有進(jìn)一步增強(qiáng)的趨勢(shì)。

安慰劑檢驗(yàn)(Placebo Test)(1)最早由Henry Beecher于1955年提出，具體請(qǐng)參照“Henry K Beecher.THE POWERFUL PLACEBO[J].JAMA,1955,159(17):1602-1606.”。是一種附加實(shí)證檢驗(yàn)的思路，起源于藥物學(xué)臨床試驗(yàn)，近年來(lái)在跨學(xué)科尤其衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域中被廣泛運(yùn)用[55-57]。本文選取表3回歸樣本中在2005年也存在的個(gè)體，由于城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)政策在2005年尚未實(shí)施，故可認(rèn)為2005年的樣本并未受到該政策的作用，即可作為反事實(shí)樣本。如果表3回歸結(jié)果所體現(xiàn)的顯著性并非由城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)政策的作用而產(chǎn)生，而是由某些潛在因素在參保老人與未參保老人中具有不同的變化趨勢(shì)所導(dǎo)致的，那么這種趨勢(shì)特征會(huì)使基于2005年樣本的安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果與主回歸結(jié)果類似。表4的安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果表明，2011年和2014年參加城居保對(duì)2005年老人的主觀幸福感不產(chǎn)生影響，基本模型回歸的顯著性結(jié)果并不是由參保群體與未參保群體間潛在的異質(zhì)性趨勢(shì)導(dǎo)致的。由此，基本模型的穩(wěn)健性得到檢驗(yàn)。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(三)異質(zhì)性分析

為了考察城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)的幸福效應(yīng)是否受到老年人個(gè)體特征異質(zhì)性的影響，本文分別按照年齡、收入和健康水平對(duì)樣本進(jìn)行分組。在年齡方面，以85歲為分界點(diǎn)，將樣本老年人劃分為低齡老年人和高齡老年人；在收入方面，以家庭年人均收入的均值為標(biāo)準(zhǔn)，將樣本老年人劃分為高收入老年人和低收入老年人；在健康方面，以自評(píng)健康狀況為依據(jù)，將樣本老年人劃分為較好和較差兩類。根據(jù)各個(gè)分類，進(jìn)行分樣本回歸，結(jié)果如表5所示。

表5 城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)老年人主觀幸福感影響的異質(zhì)性檢驗(yàn)

表5匯報(bào)了城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)老年人主觀幸福感影響的異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果。子樣本一(年齡分組)的回歸結(jié)果顯示，參加城居保對(duì)低齡老年人和高齡老年人主觀幸福感的正向影響都在1%顯著性水平下顯著，但65～85歲(不包括85歲)老年人群體的影響系數(shù)更大。可能的原因在于，高齡老年人的失能概率高(2)本文用日常生活活動(dòng)能力(Activity of Daily Living，ADL) 衡量樣本老年人失能情況，具體指標(biāo)包括吃、穿、上廁所、室內(nèi)走動(dòng)、洗澡、控制大小便6項(xiàng)。CLHLS樣本中，85歲及以上老年人ADL中有一項(xiàng)不能做的比例高達(dá)37.86%，而65～85歲(不包括85歲)老年人該比例僅為12.34%。，而基本醫(yī)療保險(xiǎn)僅僅保障急慢性疾病的治療，不負(fù)擔(dān)老年期間產(chǎn)生的護(hù)理費(fèi)用，因此對(duì)于高齡老年人的主觀幸福感的提升作用要稍低。子樣本二(收入分組進(jìn)行考察)的結(jié)果顯示，參加城居保對(duì)老年人主觀幸福感的顯著正向影響在高收入群體和低收入群體中都存在，但是低收入群體的影響系數(shù)更大。該結(jié)果與現(xiàn)有學(xué)者的研究結(jié)論相似[58-59]，可能的原因是低收入老年人對(duì)收入更加敏感，基本醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷帶來(lái)的“收入補(bǔ)償效應(yīng)”[60]更加明顯。子樣本三(健康分組)的回歸結(jié)果顯示，城居保能夠?yàn)榻】禒顩r較好的老年人帶來(lái)更高的幸福效應(yīng)。

(四)影響機(jī)制檢驗(yàn)

基于上文的實(shí)證分析結(jié)果，本文得出以下基本結(jié)論：參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)能夠提升老年人的主觀幸福感。但是城居保政策的幸福效應(yīng)究竟通過(guò)何種機(jī)制實(shí)現(xiàn)，需要進(jìn)一步探究。只有搞清楚作用機(jī)制和渠道，才能在今后制訂和完善基本醫(yī)療保障政策時(shí)有針對(duì)性地進(jìn)行干預(yù)，以達(dá)到提升老年人主觀幸福感的目的。

現(xiàn)有文獻(xiàn)通常把影響主觀幸福感的變量分為經(jīng)濟(jì)因素和非經(jīng)濟(jì)因素兩類[61-63]。其中經(jīng)濟(jì)因素主要包括收入、失業(yè)、通貨膨脹等，非經(jīng)濟(jì)因素主要包括健康、家庭生活、年齡等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量和一些制度因素。在以往的研究中，有學(xué)者發(fā)現(xiàn)醫(yī)療保障制度會(huì)提升居民的收入[64-65]、減少自付醫(yī)療費(fèi)用比例[66]，進(jìn)而提升參保者的健康水平[67-68]。既然參保行為會(huì)對(duì)個(gè)體的收入和醫(yī)療經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)產(chǎn)生影響，而收入和醫(yī)療經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)又是影響主觀幸福感的重要因素，那么收入和醫(yī)療負(fù)擔(dān)是否就是參保行為對(duì)老年人主觀幸福感產(chǎn)生影響的渠道呢？按照這樣的思路，本文進(jìn)一步識(shí)別和檢驗(yàn)參保行為的幸福效應(yīng)機(jī)制。

在分析渠道機(jī)制之前，本文首先檢驗(yàn)參保城居保對(duì)收入(家庭年人均收入)、醫(yī)療負(fù)擔(dān)(住院和門診自付醫(yī)療費(fèi)用比例)這兩類中介變量是否存在影響。根據(jù)表6的結(jié)果，本文有以下發(fā)現(xiàn)：參保對(duì)老人家庭年人均收入產(chǎn)生正向影響，且在1%水平下顯著，表明參保有助于提升收入水平；參保對(duì)老人住院醫(yī)療費(fèi)用自付比例、門診醫(yī)療費(fèi)用自付比例的影響在1%水平下顯著為負(fù)，表明參保能夠有效降低老人在就醫(yī)時(shí)的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步檢驗(yàn)醫(yī)療負(fù)擔(dān)和收入渠道變量在城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)影響老年人主觀幸福感過(guò)程中是否發(fā)揮作用。

表6 城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)與渠道變量相互關(guān)系的檢驗(yàn)

表7呈現(xiàn)了依次加入兩類渠道變量的估計(jì)結(jié)果，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，分別加入住院醫(yī)療費(fèi)用自付比例、門診醫(yī)療費(fèi)用自付比例變量后，參保對(duì)主觀幸福感的影響顯著性變?nèi)?，且影響系?shù)從3.416分別下降至2.193和1.904，住院醫(yī)療費(fèi)用自付比例、門診醫(yī)療費(fèi)用自付比例變量對(duì)主觀幸福感影響都不顯著。這表明，雖然參加城居保有助于降低老年人的醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)，但醫(yī)療負(fù)擔(dān)并不是參保提升主觀幸福感的渠道變量。進(jìn)一步檢驗(yàn)收入渠道，當(dāng)加入家庭年人均收入變量后，參保城居保對(duì)主觀幸福感的影響系數(shù)從3.416下降至2.615，而家庭年人均收入對(duì)主觀幸福的影響系數(shù)為0.216，且在1%水平下顯著。這表明，參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)主觀幸福感的影響是通過(guò)提升家庭年人均收入實(shí)現(xiàn)的，即收入是基本醫(yī)療保險(xiǎn)提升主觀幸福感的渠道機(jī)制。

表7 城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)主觀幸福感影響的渠道分析

五、結(jié)論及建議

本文聚焦65歲以上城鎮(zhèn)非職工老年群體，利用中國(guó)老年健康影響因素跟蹤調(diào)查(CLHLS)2011年和2014年兩期數(shù)據(jù)，考察基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度對(duì)老年人主觀幸福感的影響。研究發(fā)現(xiàn)：第一，控制內(nèi)生性后，城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度對(duì)老年人主觀幸福感具有顯著正向影響；第二，參保顯著降低城鎮(zhèn)老年人的消極情感，促進(jìn)積極情感的產(chǎn)生；第三，參保對(duì)低齡、低收入、健康狀況較好的城鎮(zhèn)老年人的主觀幸福感有更強(qiáng)的提升效果；第四，參保通過(guò)提升家庭收入水平增進(jìn)老年人主觀幸福感。

根據(jù)研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：第一，提升基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度作用的深度和力度，提高醫(yī)?；痨`活籌資和動(dòng)態(tài)調(diào)整的能力，增強(qiáng)制度彈性，通過(guò)差異化繳費(fèi)或報(bào)銷政策，為老年人群體提供多繳納、高報(bào)銷的醫(yī)保選擇，放大基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)家庭收入的正向影響作用，進(jìn)而減少患病給老年人帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)壓力及負(fù)面情感，提升主觀幸福感。第二，在普惠性保障的基礎(chǔ)上，增強(qiáng)商業(yè)健康保險(xiǎn)在老年人專屬保險(xiǎn)、特定人群健康管理等細(xì)分領(lǐng)域的補(bǔ)充作用，為不同需求的老年人創(chuàng)造多層次、高質(zhì)量的醫(yī)療保險(xiǎn)產(chǎn)品供給，持續(xù)減少老年人對(duì)疾病和健康風(fēng)險(xiǎn)的擔(dān)憂。第三，將老年人單純的醫(yī)療保障升級(jí)為全面的服務(wù)與精神保障，以長(zhǎng)期護(hù)理為紐帶，完善社區(qū)照護(hù)和公共服務(wù)體系，強(qiáng)化針對(duì)老年人的精神慰藉和情感交流服務(wù)，更好地滿足老年人的多元化需求及其對(duì)社會(huì)支持的期待。