孫紅敏，袁 輝

（中南財經(jīng)政法大學(xué)金融學(xué)院，武漢 430073）

0 引言

新市民是伴隨著我國改革開放和經(jīng)濟發(fā)展而出現(xiàn)的特殊群體，是我國經(jīng)濟社會發(fā)展和城市建設(shè)的生力軍，他們?yōu)槲覈某鞘谢?、工業(yè)化、現(xiàn)代化建設(shè)作出了重要貢獻。一直以來，因戶籍、身份等制度原因，新市民在生活福利待遇和公共服務(wù)獲取上與當(dāng)?shù)貞艏忻翊嬖谳^大差距。2022 年發(fā)布的《關(guān)于加強新市民金融服務(wù)工作的通知》，明晰了“新市民”的概念，指出當(dāng)前我國新市民群體約有3 億人，要從創(chuàng)業(yè)就業(yè)、住房家居、子女教育、健康保險以及養(yǎng)老保障等方面全面提高新市民金融服務(wù)工作的水平，提高新市民的生活質(zhì)量，增強新市民的獲得感和幸福感。

從福利經(jīng)濟學(xué)的角度而言，消費是新市民福祉的重要組成部分[1]，推動消費結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級是當(dāng)前實現(xiàn)我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要路徑[2]。但從更深層次而言，消費水平和消費結(jié)構(gòu)并不會必然帶來新市民消費情緒的優(yōu)化以及福祉的上升，這是由于“攀比心理”等因素所帶來的消費比較往往也會對新市民的消費行為造成影響，從而進一步引發(fā)消費不平等問題。已有研究指出，財富的高低并不一定和居民幸福程度高低之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。在這種現(xiàn)象的背后，產(chǎn)生作用的重要因素之一就是社會比較以及“攀比心理”所帶來的落差[1]。當(dāng)新市民個體將自身納入?yún)⒄杖后w并進行比較時，消費不平等或消費相對剝奪就會產(chǎn)生[3]，這一概念能夠較為直觀地揭示新市民個體消費與新市民群體特征之間的結(jié)構(gòu)性關(guān)系。因此，基于新市民群體角度并對消費不平等進行相關(guān)探討和研究是有意義的。而商業(yè)健康保險對消費有顯著的影響[4]，對此，本文主要研究商業(yè)健康保險和新市民消費不平等之間的關(guān)系。

1 理論分析和研究假設(shè)

消費不平等這一概念最早源于Runciman（1966）所提出的“相對剝奪”的概念。在其研究的基礎(chǔ)之上，學(xué)者進一步將“相對剝奪”的概念引入收入分配和消費水平的領(lǐng)域[5]，從而衍生出“收入相對剝奪”和“消費相對剝奪”等概念[6,7]。其中“消費相對剝奪”的內(nèi)核就是消費不平等[1]。本文選取Kakwani指數(shù)度量新市民的消費不平等。

關(guān)于消費不平等的影響因素現(xiàn)有文獻已有較多成果，如收入不平等、收入不確定性[8,9]、社會養(yǎng)老保險[10]等。同時，現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，消費不平等會對居民的幸福感產(chǎn)生直接影響，同時也可能使其產(chǎn)生對社會的不滿等消極情緒，不利于居民福祉的提升[1]。但鮮有文獻關(guān)注商業(yè)健康保險對新市民消費不平等的影響。作為一種風(fēng)險防范金融工具，商業(yè)健康保險對提升居民的健康水平與福祉有重要作用[1]。因此，研究商業(yè)健康保險對新市民消費不平等的影響有重要意義。

商業(yè)健康保險對新市民消費最重要的作用是能夠補償其因?qū)?yīng)保險責(zé)任事故發(fā)生而導(dǎo)致的損失，減少其應(yīng)對身體健康狀況而進行的預(yù)防性儲蓄。消費不平等正是基于群體視角出發(fā)，關(guān)注群體中不同個體消費的相對剝奪程度，消費水平在群體中相對較低的個體，其面臨的消費不平等程度較高，而消費水平在群體中相對較高的個體，其面臨的消費不平等程度較低。因此，可以認為購買商業(yè)健康保險對消費水平相對較低的新市民的邊際效應(yīng)更強，更能夠提升其在群體中的相對消費水平，從而降低其消費不平等程度。基于上述分析，本文提出：

假設(shè)1：商業(yè)健康保險和新市民消費不平等呈負向關(guān)系，即購買商業(yè)健康保險能夠降低新市民的消費不平等程度。

已有研究指出，疾病家庭相較健康家庭更加容易陷入貧困[2]。對新市民而言，由于剛剛轉(zhuǎn)換生活環(huán)境或工作環(huán)境等因素，其預(yù)防性儲蓄水平往往會高于其他市民，如基于身體健康、教育等目的而進行預(yù)防性儲蓄。特別的，對于身體健康狀況較差或不健康的新市民而言，其會為了保障身體健康而進行大量的預(yù)防性儲蓄，但身體非常健康的新市民則不會如此。在這種情況下，身體健康狀況較差的新市民往往由于大量預(yù)防性儲蓄的存在，使得其相對消費水平進一步下降，這就加劇了其在新市民群體中的消費不平等程度。對于這部分新市民而言，商業(yè)健康保險所提供的健康保障機制能夠有效降低其預(yù)防性儲蓄，從而釋放其消費潛力，提高其相對消費水平，進一步降低這部分新市民的消費不平等程度。基于上述分析，本文提出：

假設(shè)2：商業(yè)健康保險和消費不平等的負向關(guān)系在身體健康狀況較差的新市民中更加明顯。

2 研究設(shè)計

2.1 變量選取

（1）被解釋變量

消費不平等，或者說消費相對剝奪，本質(zhì)上是用來衡量個體在其參照群體中的消費水平所處的相對地位，相對地位越高，則消費不平等程度越低，相對地位越低，則相對不平等程度越高。因此，度量消費不平等程度和個體的相對消費水平息息相關(guān)。本文選取Kakwani指數(shù)度量新市民的消費不平等。Kakwani指數(shù)的計算方式為：以樣本個體所在省份為單位，假設(shè)樣本總量為n的群體X中，每個個體x對應(yīng)的消費向量為X=(x1,…,xn)，按照消費序列排序，即x1≤…≤xn。為X中消費超過xk的樣本消費均值是X中消費超過xk的樣本在總樣本X中所占的百分比，μX是總樣本X的消費均值，則Kakwani指數(shù)可由式（1）計算得到：

由式（1）可以看出，Kakwani指數(shù)和新市民的相對消費水平息息相關(guān)，該指數(shù)實際上衡量了新市民個體在其參照群體的消費水平排序。Kakwani指數(shù)是取值范圍為（0，1）的變量，對于指定的新市民個體而言，Kakwani指數(shù)越大，則表明參照群體中有更多的新市民消費水平在其之上。因此，Kakwani指數(shù)和新市民個體的消費不平等程度正相關(guān)，Kakwani指數(shù)越大，則表明新市民個體的消費不平等程度越高，反之，則表明消費不平等程度越低。

（2）解釋變量

在新市民的概念界定和實證計量指標(biāo)選取方面，本文根據(jù)2018 年住房和城鄉(xiāng)建設(shè)部開展的《全國新市民住房問題專項調(diào)研》以及2022年的《關(guān)于加強新市民金融服務(wù)工作的通知》，同時參考現(xiàn)有研究[13]，將新市民范圍界定為常住人口中的外市戶籍人口、本地農(nóng)村戶籍進城人口以及獲得當(dāng)?shù)爻鞘袘艏粷M三年的人口。

在商業(yè)健康保險的代理變量選擇方面，參考范紅麗等（2019）[11]、潘煒迪和袁輝（2021）[14]的研究，使用“是否購買商業(yè)健康保險”定義解釋變量“商業(yè)健康保險”（Insurance）。

（3）控制變量

本文參考現(xiàn)有關(guān)于消費不平等的研究，選取了家庭金融研究中常見的可能影響新市民消費的控制變量。此外，本文還控制了省份固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)。具體變量說明見表1。

表1 變量說明

2.2 實證模型

本文在控制一系列新市民家庭層面特征變量的基礎(chǔ)上，利用如下省份和時間雙固定效應(yīng)模型進行實證分析，主要回歸模型設(shè)定為：

其中，被解釋變量Kakwanii,t表示t時新市民i的消費不平等情況；解釋變量Insurancei,t表示t時新市民i的商業(yè)健康保險啞變量；Controlsi,t表示t時新市民i的控制變量；νj、et分別表示省份固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)；εi,t為隨機誤差項。本文主要關(guān)注商業(yè)健康保險指標(biāo)Insurancei,t對新市民消費不平等指標(biāo)Kakwanii,t的回歸系數(shù)β1，若β1顯著為負，則表明商業(yè)健康保險和新市民消費不平等之間呈負向關(guān)系，即購買商業(yè)健康保險能夠顯著降低新市民的消費不平等程度。

2.3 數(shù)據(jù)樣本說明

本文所用數(shù)據(jù)包括中國家庭金融調(diào)查（CHFS）2013、2015、2017、2019 四個年度的調(diào)查統(tǒng)計數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)調(diào)查樣本涵蓋29 個省份（不含西藏、新疆和港澳臺），351 個縣、區(qū)、縣級市，1396 個村（居）委會，能夠在較大程度上反映我國居民的家庭金融相關(guān)情況。

在CHFS數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，本文主要利用Stata16處理和清洗數(shù)據(jù)，在有效識別新市民樣本后，本文對其他市民群體的數(shù)據(jù)樣本予以剔除，最終得到21808個新市民相關(guān)的家庭金融數(shù)據(jù)樣本。

3 實證結(jié)果分析

3.1 描述性統(tǒng)計結(jié)果

各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

3.2 主回歸結(jié)果

表3列示了本文的主回歸結(jié)果，即商業(yè)健康保險對新市民消費不平等影響的回歸結(jié)果。從列（1）和列（2）的結(jié)果可以看到，商業(yè)健康保險指標(biāo)（Insurance）對新市民消費不平等（Kakwani）的回歸系數(shù)分別為-0.1185和-0.0453，且均在1%的水平下顯著。從經(jīng)濟意義來看，以列（2）為例，單個標(biāo)準(zhǔn)差的Insurance變化所帶來的新市民消費不平等的變化為0.0099，約等于Kakwani標(biāo)準(zhǔn)差的4.263%。這表明，無論從統(tǒng)計意義還是從經(jīng)濟意義而言，相比未購買商業(yè)健康保險的新市民，購買商業(yè)健康保險能夠顯著降低新市民的消費不平等程度，驗證了本文的假設(shè)1。結(jié)合前文的理論分析來看，本文認為商業(yè)健康保險所提供的健康保障使得新市民的預(yù)防性儲蓄動機下降，進一步釋放了新市民的消費潛力，從而使得新市民在其參照群體中的相對消費水平顯著上升，這就進一步導(dǎo)致了新市民消費不平等程度的下降。

表3 商業(yè)健康保險對新市民消費不平等的影響

3.3 穩(wěn)健性檢驗

為進一步驗證本文主回歸結(jié)論的穩(wěn)健性，參考蘇鐘萍和張應(yīng)良（2021）[15]的研究，直接利用新市民個體的消費水平排序來衡量消費不平等程度。具體而言，以省份為單位，將新市民個體消費水平進行從低到高的排序，其中處于（0，20）排序的個體消費水平分位數(shù)（Percent）賦值為1，以此類推，處于（80，100）排序的個體消費水平分位數(shù)賦值為5，根據(jù)此消費水平的排序來衡量新市民個體的消費不平等情況。顯然，這一分位數(shù)排序和新市民個體消費不平等的程度正相關(guān)，個體消費分位數(shù)排序越高，則表明新市民個體的消費不平等程度越低。表4 列示了基于更換被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果。可以看到，商業(yè)健康保險指標(biāo)（Insurance）對消費不平等（Percent）的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，各控制變量的回歸系數(shù)符號和顯著性也并未發(fā)生明顯改變，這表明購買商業(yè)健康保險能夠顯著降低新市民的消費不平等程度，驗證了本文主回歸結(jié)論的穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗：更換被解釋變量

3.4 內(nèi)生性問題

2014 年10 月，國務(wù)院辦公廳以國辦發(fā)〔2014〕50 號印發(fā)《關(guān)于加快發(fā)展商業(yè)健康保險的若干意見》（下文簡稱《意見》）?！兑庖姟诽岢隽思涌彀l(fā)展商業(yè)健康保險的總體要求，使得我國商業(yè)健康保險的供給得到擴大?！兑庖姟穼τ谒惺袌鰠⑴c主體的效力是類似的，并且也不會以新市民群體的意志轉(zhuǎn)移。本文將《意見》的出臺作為一個外生沖擊事件進行分析，探討事件前后新市民購買商業(yè)健康保險對于其消費不平等的影響。

具體而言，本文借鑒李志生等（2020）[16]對于外生沖擊事件的處理方法，構(gòu)建虛擬變量Post，該變量在2014年以后取1，否則取0，進一步構(gòu)建解釋變量Insurance和虛擬變量Post的交乘項Insurance*Post代入本文的主回歸模型進行分析。該交乘項能夠度量《意見》出臺對于新市民購買商業(yè)健康保險的影響及其對新市民消費不平等的影響，表5列示了相關(guān)回歸結(jié)果?？梢钥吹?，交乘項Insurance*Post對被解釋變量Kakwani的回歸系數(shù)均為負，且分別在10%和1%的水平下顯著。這說明《意見》的出臺大大提高了商業(yè)健康保險在新市民群體的覆蓋范圍，使得購買商業(yè)健康保險的新市民人數(shù)顯著上升，而這一健康保障機制進一步提升了新市民的相對消費水平，使得新市民的消費不平等程度降低。

表5 內(nèi)生性問題：外生事件沖擊

4 進一步分析

4.1 異質(zhì)性分析

（1）收入差異

從西方經(jīng)濟學(xué)理論來看，居民的收入水平和消費水平息息相關(guān)。對新市民群體而言，不同收入水平的新市民群體，其消費水平也必然會存在差異。收入水平往往是制約新市民群體消費的重要因素，收入不平等往往也可能會進一步導(dǎo)致消費不平等?；诖丝紤]，本文按照新市民收入水平的25%分位數(shù)、50%分位數(shù)和75%分位數(shù)，將新市民樣本按照收入情況從低到高分為4組進行分組回歸分析，其中收入分布位于0 和25%分位數(shù)區(qū)間的為“收入最低”組，收入分布位于75%至100%分位數(shù)區(qū)間的為“收入最高”組，表6列示了相關(guān)回歸結(jié)果?？梢钥吹?，商業(yè)健康保險指標(biāo)（Insurance）對消費不平等指標(biāo)（Kawkani）的回歸系數(shù)均為負，但在“收入最低”組中并不顯著，從回歸系數(shù)絕對值來看，商業(yè)健康保險降低新市民消費不平等程度的作用在“收入較低”組中最顯著，“收入較高”組中次之，“收入最高”組中最弱。

表6 異質(zhì)性分析：收入差異

（2）戶籍差異

本文利用中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)庫中的戶籍信息將新市民劃分為城市地區(qū)新市民和農(nóng)村地區(qū)新市民兩組并進行分組回歸，來探討本文的主回歸的結(jié)論是否具有戶籍方面的異質(zhì)性。表7 列示了相關(guān)回歸結(jié)果。可以看到，商業(yè)健康保險指標(biāo)（Insurance）對新市民消費不平等（Kakwani）的回歸系數(shù)僅在城市一組中顯著為負，在農(nóng)村一組中并不顯著。這表明商業(yè)健康保險降低新市民消費不平等的作用在城市戶籍的新市民中更加明顯。

表7 異質(zhì)性分析：戶籍差異

4.2 影響機制分析

（1）健康保障機制

基于前文分析，購買商業(yè)健康保險能夠降低新市民的消費不平等程度，提高新市民福祉。從預(yù)防性儲蓄理論來看，新市民在購買商業(yè)健康保險后，其未來身體健康狀況方面的開支能夠得到一定程度的保障，未來不確定性的減少會使預(yù)防性儲蓄降低，在邊際消費傾向的影響下，減少的預(yù)防性儲蓄資金會部分轉(zhuǎn)化為消費，從而帶動新市民相對消費水平的上升，提高其在參照群組中的消費排序，進而降低新市民的消費不平等程度。本文以中國家庭金融調(diào)查（CHFS）的健康自評狀況指標(biāo)為基礎(chǔ)，將健康自評狀況為1（非常不健康）的樣本定義為疾病個體，將健康自評狀況為5（非常健康）的樣本定義為健康個體，并進行分組回歸分析，相關(guān)結(jié)果如表8 所示。回歸結(jié)果顯示，商業(yè)健康保險指標(biāo)（Insurance）對新市民消費不平等（Kakwani）的回歸系數(shù)僅在疾病個體一組中顯著為負，在健康個體一組中不顯著，這表明商業(yè)健康保險降低新市民消費不平等的作用在疾病個體中更加顯著。商業(yè)健康保險通過提供健康保障機制進一步降低了新市民的消費不平等程度。

表8 影響機制分析：健康保障機制

5 結(jié)論與啟示

本文從群體視角出發(fā)，利用中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建省份時間雙固定效應(yīng)模型，基于消費不平等角度探討了商業(yè)健康保險和新市民消費之間的關(guān)系，得出如下結(jié)論：（1）商業(yè)健康保險能夠降低新市民的消費不平等程度，但這一效應(yīng)存在異質(zhì)性：從收入差異來看，這一作用主要存在于“收入較低”和“收入較高”的新市民中，而對于“收入最低”的新市民影響不顯著，對于“收入最高”的新市民影響程度降低；從戶籍差異來看，這一作用主要存在城市戶籍的新市民中。（2）機制分析結(jié)果表明，商業(yè)健康保險所提供的健康保障機制能夠降低新市民的預(yù)防性儲蓄，從而提升新市民的相對消費水平，進一步降低新市民的消費不平等程度。

根據(jù)以上結(jié)論，可得到如下啟示：（1）基于商業(yè)健康保險能夠降低新市民的消費不平等，而消費不平等和新市民的幸福感、滿足感息息相關(guān)，因此，未來應(yīng)該進一步加強商業(yè)健康保險的宣傳，提升民眾的保險意識，同時，進一步開發(fā)出針對新市民的保險產(chǎn)品并制定專屬優(yōu)惠政策，進一步擴大商業(yè)健康保險的覆蓋范圍，為更多的新市民提供健康保障機制，降低其消費不平等，提升其生活質(zhì)量和幸福感。（2）根據(jù)異質(zhì)性分析的結(jié)果，商業(yè)健康保險能夠降低的消費不平等程度未能覆蓋到全部新市民。因此，在提升商業(yè)健康保險覆蓋范圍的基礎(chǔ)上還應(yīng)該配套其他多樣化的措施與手段，如完善新市民相關(guān)的法律法規(guī)為新市民提供政策保障、完善就業(yè)機制為新市民提供收入保障、提高城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平、加強對低收入新市民與農(nóng)村戶籍新市民的幫扶與支持等，全面降低新市民群體的消費不平等水平。