摘 要：財富均衡發(fā)展是規(guī)范財富積累機制、實現(xiàn)共同富裕的重要內容。利用2011—2018 年中國健康與養(yǎng)老追蹤調查（CHARLS）數(shù)據(jù)，使用雙重差分（DID）模型探究了長期護理保險對老年家庭財富不平等的影響及其作用機制。研究發(fā)現(xiàn)，在試點3～5 年，長期護理保險顯著降低了老年家庭財富不平等，其中對失能家庭的影響更大。隨著財富不平等分位點的數(shù)值增大，長期護理保險對財富不平等的抑制作用降低，這表明長期護理保險可以有效緩解小額照護支出家庭的財富不平等，而對大額支出家庭財富不平等所起到的抑制作用較為有限。進一步機制分析發(fā)現(xiàn)，長期護理保險主要通過縮小家庭收入差距和緩解家庭流動性約束來降低財富不平等水平。

關鍵詞：長期護理保險;財富不平等;收入差距;流動性約束

中圖分類號：F061. 4;F842. 6 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2024）04-0084-10

一、研究背景

改革開放四十多年以來，中國經濟實現(xiàn)快速發(fā)展，居民財富水平大幅增長。從全球來看，中國的人均財富中位數(shù)的增長是所有地區(qū)中最快的，實現(xiàn)了從2000 年的3 155 美元增長到2022 年的30 696美元（增長了8 倍多）。然而，中國財富不平等問題卻較為突出。中國財富基尼系數(shù)從2000 年的0. 595 持續(xù)上升至2022 年的0. 711;在同一時間段，中國人均財富均值增加了十倍多，人均財富中位數(shù)占均值的比例從46. 7%下降到36%①，人均財富中位數(shù)遠低于平均數(shù)的情況意味著中國的財富往往集中在極少數(shù)的富人手中。財富不平等加劇不僅對居民的幸福感和獲得感提升構成不利影響，還由于財富隨時間和代際積累導致嚴重的社會經濟后果，不利于經濟的持續(xù)健康和高質量發(fā)展。在這一背景下，黨的二十大報告提出了“規(guī)范財富積累機制”的政策要求。規(guī)范財富積累機制的最終目標是實現(xiàn)財富積累與財富分配的公平，這被視為解決發(fā)展不平衡和不充分問題的關鍵。因此，研究家庭財富不平等對于規(guī)范財富積累機制、實現(xiàn)共同富裕具有重要意義。

隨著財富不平等的加劇，近年來老年人口的失能問題也日益突出，導致老年家庭面臨明顯的財務壓力。中國失能老人的護理費用占人均GDP 的26% ～ 37%[1] 。在中度或重度失能情況下，老年家庭長期保障缺口達到5. 2 萬元至11. 1 萬元[2] 。作為一種社會保險制度，長期護理保險（簡稱長護險）旨在幫助老年家庭應對生活中可能出現(xiàn)的失能老人日?；顒訜o法獨立完成，如洗澡、穿衣、進食等，與認知能力下降等情況，通過提供專業(yè)的長期護理服務或經濟補償?shù)姆绞?，以緩解老年家庭照護負擔。在中國，長護險試點工作于2016 年正式啟動，并于2020 年進行制度擴面。截止到2022 年底，49個試點城市中參加長護險的人數(shù)共16 990. 2 萬人，享受待遇的人數(shù)達到120. 8 萬人②。2018 年，長護險的年人均報銷額達到9 200 元，相當于老年家庭年人均收入中位數(shù)的1. 5 倍[3] 。

老年家庭往往面臨著更大的經濟壓力和不確定性。其中，在面對老年家庭成員失能的時候，部分家庭可能缺乏足夠的財務支持來承擔長期護理的成本，導致其陷入預支家庭儲蓄、進行金融資產變賣或產生家庭負債等情形。失能問題不僅會導致家庭面臨額外的經濟支出，還可能導致老年人及家庭成員難以維持工作或提供代際支持，直接或間接地減少家庭收入來源，對整體收入產生負面影響。這種經濟壓力和收入減少可能會加劇家庭的財務困境，使財富不平等問題更加突出。在這樣的背景下，長護險能否有效緩解老年家庭財富不平等？ 這一影響是通過何種渠道進行傳導？ 鑒于此，本文基于2011—2018 年中國健康與養(yǎng)老追蹤調查（CHARLS）數(shù)據(jù)，利用長護險制度試點作為準自然實驗，從失能風險視角討論長護險對老年家庭財富不平等的影響及其作用機制。

本文從微觀家庭視角探究長護險對老年家庭財富不平等的影響，研究貢獻主要體現(xiàn)在以下三方面：第一，已有研究主要在組群層面使用基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)、分位數(shù)等指標測量財富不平等，本文則借鑒“相對剝奪”的概念利用Kakwani 指數(shù)測量老年家庭的財富不平等，能更直觀反映家庭財富的分布情況和與群體內其他家庭的相對財富差距，為更好地理解老年家庭面臨的財富不平等提供新視角。第二，既有文獻對長護險的家庭績效評估主要關注非正式照護和勞動供給，但忽略了對家庭財富不平等的研究。本文從失能風險視角切入，探究長護險對老年家庭財富不平等的影響，豐富了財富不平等研究的相關文獻，對社會保險制度與財富不平等的相關研究進行了有益補充。第三，本文從收入差距效應和流動性約束效應兩個方面出發(fā)來剖析長護險影響老年家庭財富不平等的傳導渠道，基于長護險視角為降低老年家庭財富不平等水平、促進財富均衡分配提供經驗證據(jù)。

二、文獻綜述

根據(jù)不同的保險制度類型，社會保障可能對財富分布產生兩種截然相反的效應。例如，Chetty etal. [4] 利用丹麥4 100 萬條人口儲蓄數(shù)據(jù)進行研究，估計結果顯示在退休儲蓄賬戶上，政府每支出1 美元用于補貼，總儲蓄僅會增加1 美分，而積極儲蓄者往往更富有;相比之下，如果個人不采取行動，提高退休繳款的政策（例如雇主自動向退休賬戶繳款），則可能顯著增加財富積累。Kaymak et al. [5] 提出，轉移支付（包括養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險）通過補貼老年人的收入和醫(yī)療支出，阻礙了中低收入群體的財富積累，加劇了財富的集中，因此，稅收和轉移支付解釋了約50%的1960—2010 年美國財富不平等的變化。這些研究結果強調了不同保險制度對財富不平等可能產生的復雜影響，進一步突顯了保險制度在塑造社會財富結構方面的重要性。而保險制度如何影響財富不平等尚未得到充分探討。不過，先天資源和后天資源等其他因素為進一步探究保險制度對家庭財富不平等的傳導渠道提供了關鍵視角。

一方面，部分研究證實遺產等先天資源是加劇財富不平等的重要誘因。譬如，Yang et al. [6] 利用具有預防性儲蓄動機、意外遺贈和自愿遺贈的可計算不完全市場生命周期模型，將該模型與中國家庭金融調查（CHFS）數(shù)據(jù)中家庭金融的主要特征相匹配，定量地衡量了自愿遺贈動機對財富不平等的影響，研究結果表明，自愿遺贈動機可以用于解釋財富不平等的加劇。Fagereng et al. [7] 通過將幼年時期被挪威父母收養(yǎng)的韓國出生的兒童與具有財富和社會經濟特征詳細信息的人口面板數(shù)據(jù)集聯(lián)系起來，證實了家庭背景對兒童成年后的財富積累和投資行為有顯著影響。由于先天資源直接影響家庭收入水平，因此這些研究可以被視為從家庭收入的角度探討了財富不平等的形成機制。

另一方面，部分研究還指出人力資本等后天資源也是導致財富不平等的主要來源。作為人力資本投資的一種形式，金融素養(yǎng)可以改善家庭財務決策并提高資產配置效率從而促進財富積累[8] 。家庭成員的技能和知識直接決定家庭財務流動性約束，包括對應對突發(fā)事件的財務能力，以及對風險的抵御能力等，這些都可以通過后天的學習、培訓和經驗積累來提高，因此家庭流動性約束更多地反映了家庭成員后天獲取和積累資源的能力，屬于后天資源的范疇。這些研究從家庭流動性約束的視角探討了財富不平等的形成機制，暗示了家庭在面對財務決策和獲取金融信息時的流動性約束可能影響財富不平等。

綜上，少數(shù)研究指出，保險制度會對財富不平等造成影響。但是當前研究對保險制度尤其是長護險影響財富不平等的因果識別關注不夠，而且從家庭等微觀層面展開分析的研究也較少。另外，在影響財富不平等的其他因素分析中，既有研究發(fā)現(xiàn)遺贈等先天資源和人力資本等后天資源是導致財富不平等的重要誘因，上述先天和后天資源將分別影響到家庭收入水平，以及家庭財務流動性約束。而這些研究發(fā)現(xiàn)為后續(xù)分析長護險如何影響老年家庭財富不平等提供了很好的研究視角。

三、理論分析

長護險對家庭財富不平等產生的影響可能存在以下兩種作用機制：縮小家庭收入差距和緩解家庭流動性約束。

（一）縮小家庭收入差距

長護險通過提供對家庭非正式照護的經濟支持，有效減輕了老年家庭面臨的長期照護負擔，為失能老人尤其是失能弱勢群體提供了系統(tǒng)性的保障。長護險通過提供專業(yè)的長期照護服務，使家庭成員能夠更好地平衡工作和照護責任，從而提高了家庭成員在勞動力市場的參與率[9] 。不論是通過對非正式照護提供經濟支持，還是直接提供正式照護服務，長護險都有效減輕了失能家庭的經濟負擔，因此長護險在一定程度上有利于縮小家庭之間的收入差距。

家庭收入是家庭財富的主要來源[10] ，因此家庭收入差距是家庭財富不平等的重要決定因素[11] 。由收入差距導致的家庭的資產配置行為是財富不平等產生的關鍵原因[12] 。高度集中的收入分配導致了相對較少的家庭能夠積累大量財富，較高收入家庭能夠更輕松地儲蓄和投資，積累更多的資產;與此同時，較低收入家庭可能無法滿足基本的生活需求，難以進行儲蓄和投資，因此無法較好地實現(xiàn)財富的穩(wěn)定增長。不僅如此，收入差距還可能影響家庭對子女人力資本的投資決策，進而影響其后代未來的經濟地位[13] 。高收入家庭有更多的資源來投資于優(yōu)質教育和其他提升家庭人力資本的領域，為其子女提供更好的機會，這進一步強化了家庭之間財富差異的傳遞，導致家庭財富不平等問題加劇。據(jù)此，本文提出以下研究假設：

H1：長護險有助于縮小家庭之間的收入差距，進而有利于減輕家庭財富不平等的程度。

（二）緩解家庭流動性約束

長護險能夠在家庭面臨長期護理需求時提供財務支持，降低因照護支出而引發(fā)的家庭流動性壓力[2] 。老年家庭無須因為失能問題而預支家庭儲蓄、進行金融資產變賣或產生家庭負債，從而更好地維護其財務穩(wěn)定性。因此，長護險為家庭提供了更多應對意外情況的經濟空間，從而減緩家庭流動性約束。已有研究也證實，長護險通過減少對失能照護支出相關的資產積累的抑制，并激勵個人進行更多的儲蓄，改善被保險人的總體財務狀況，從而對家庭財富起到持續(xù)的積極作用[14] 。

根據(jù)流動性約束理論，流動性約束會阻礙家庭尤其是低收入家庭積累財富的能力[15] 。由于高昂照護成本導致家庭資產缺乏足夠的流動性，失能家庭難以進行有效的投資和儲蓄，也無法應對緊急支出或投資于長期資產。這導致了家庭之間財富積累速度的巨大差異，形成了不平等的財富分布格局。由于長護險對家庭非正式照護提供經濟支持，降低了家庭面臨的長期照護負擔，有助于家庭在應對突發(fā)失能事件時不至于因為高昂的照護支出而陷入流動性困境。這可以視為家庭流動性的增強，家庭能夠更有效管理失能照護開支，從而為家庭積累財富發(fā)揮積極作用，進一步縮小了家庭財富不平等。據(jù)此，本文提出以下研究假設：

H2：長護險有助于緩解家庭流動性約束，進而有利于減輕家庭財富不平等的程度。

四、數(shù)據(jù)來源與實證策略

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用2011—2018 年四期中國健康與養(yǎng)老追蹤調查（CHARLS）數(shù)據(jù)。CHARLS 數(shù)據(jù)是一項針對45 歲及以上樣本及其配偶的全國性、大規(guī)模、多學科的社會跟蹤調查項目。調查內容包括個人基本信息、健康狀況、社會保險、收入、財富與支出等多方面的詳細信息，為本文研究長護險對老年家庭財富不平等的影響提供數(shù)據(jù)支撐。

在匯總上述四期數(shù)據(jù)的基礎上，本文進一步對數(shù)據(jù)進行如下處理：首先，本文以家庭作為分析單位，選取主要受訪者及其配偶中至少有一人年齡在60 歲及以上的家庭樣本。其次，本文刪除家庭收入、支出和總財富小于0 的異常值，同時對這些家庭的經濟特征變量按居民消費價格指數(shù)折算為2011年價格。最后，本文剔除了青島市的城市樣本③，以及北京市、杭州市與嘉興市的全部樣本④。本文將在穩(wěn)健性檢驗中呈現(xiàn)納入青島市城市樣本，以及北京市、杭州市與嘉興市所有樣本的估計結果。此外，考慮城市社會經濟發(fā)展水平的差異可能會混淆長護險的影響，本文在實證回歸中分別納入了人均GDP（元）、常住人口規(guī)模（萬人）和衛(wèi)生機構床位數(shù)（張）和年份的交互項作為前定變量，這些城市層面的宏觀變量數(shù)據(jù)主要來源于2013 年《中國城市統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)。值得注意的是，本文通過將2013 年城市層面變量與時間的交互項作為前定變量的方式納入模型中進行控制，這一做法也是既有文獻解決試點城市可能存在非隨機性問題的主流方法[16] 。綜上，本文最終的研究樣本為7 825 戶家庭的共18 867 個樣本觀測值。

（二）模型設定

本文先挑選出在戶主及其配偶中至少一人符合長護險的參保條件的家庭，繼而利用各城市試點長護險的時間差異，采用多期DID 來評估長護險對老年家庭財富不平等的影響。模型設置如公式（1）所示。

Yict =α0 +γTreatc ×Timect +β1Xict +β2Zc，2013 +μc +ηt +εict （1）

其中：下標i、c、t 分別表示家庭、城市與時間。Yict 代表被解釋變量，表示城市c 中的家庭i 在第t 年時的財富不平等。Treatc ×Timect 表示核心解釋變量，表示城市c 在第t 年是否試點了長護險，其系數(shù)γ 是本文DID 模型的興趣項。由于老年家庭是否真實具備長護險待遇享受資格需根據(jù)其失能等級判定，因此系數(shù)γ 識別了長護險對家庭財富不平等的局部平均處理效應（LATE）。Xict 為戶主特征變量和家庭特征變量在內的控制變量。Zc，2013 為2013 年城市層面變量與時間的交互項。μc 、ηt 分別為城市固定效應與時間固定效應。εict 為誤差項。本文的標準誤聚類在城市層面。

本文還考察了長護險影響家庭財富不平等的動態(tài)效應。模型設置如公式（2）所示。

Yict = α0 + Σ1d =0φ （ Treatc × Timect ）d + β1Xict +β2Zc，2013 +μc +ηt +εict （2）

其中，φ 是連續(xù)d 個周期內試點長護險對財富不平等影響的動態(tài)效應。d = 0，1 分別代表了試點長護險（城市c 試點長護險）1～2 年（第0 期或當期）、3～5 年（第1 期）對財富不平等的影響。其余變量定義與公式（1）一致。

（三）變量選取及說明

本文的被解釋變量是財富不平等。目前關于財富不平等程度的指標主要分為三類：一是從整體宏觀層面進行測度，如基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)等;二是從群組中觀層面進行測度，如財富收入比和分位數(shù)比等;三是從個體微觀層面進行測度，主要包括Kakwani 指數(shù)、Podder 指數(shù)和Yitzhaki 指數(shù)。在宏觀層面和中觀層面，這些不平等指標描述了整體不平等的程度，但未能準確反映個體之間的真實福利差異。在微觀層面，這三種指數(shù)呈現(xiàn)出各自獨有的特征。Yitzhaki 指數(shù)的優(yōu)勢在于將所有個體相對剝奪的加權平均表示為絕對基尼系數(shù)，但它在正規(guī)化和無量綱化方面存在不足，并對人口規(guī)模和數(shù)據(jù)分布比較敏感。Podder 指數(shù)在一定程度上解決了Yitzhaki 指數(shù)的分布敏感性問題，但仍然是非正規(guī)化的。與此不同，Kakwani 指數(shù)具有無量綱性和正規(guī)化特性，同時將所有個體相對剝奪的加權平均表示為基尼系數(shù)。故本文選取個體微觀不平等指標———Kakwani 指數(shù)來測度家庭財富不平等程度。

Kakwani 指數(shù)能夠測度家庭財富的相對剝奪程度。Kakwani 指數(shù)的閾值為[0，1]，數(shù)值越大代表財富不平等程度越高。具體度量方法如下：首先，本文以城市為單位，基于不同調查年份，將所有家庭樣本劃分為不同群組，并選取同一調查年份下家庭所在城市的其他家庭作為參照組X;其次，將家庭財富水平按照升序排列得到群組內家庭的財富向量X =x1，x2，…，xn ，并滿足不等式x1 ≤x2 ≤…≤xn ;最后，將受訪家庭的總財富與其所在城市的其他家庭進行比較。那么，老年家庭面臨的財富不平等如公式（3）所示。

公式（3）中，Kakwani（x，xi ）為家庭i 面臨的財富不平等，n 為參照組X 的觀測值，μx 為群組內所有家庭的財富均值，μ+xi 為群組內財富水平超過xi 的家庭的財富均值，γ+xi 為群組內財富水平超過xi 的樣本觀測值占總樣本觀測值的比重。值得注意的是，本文使用家庭凈資產來衡量家庭財富水平。家庭凈資產通過計算家庭總資產和家庭總負債的差額來得到。其中：家庭總資產包括金融資產、非金融資產（耐用消費品）、住房資產、生產性固定資產、土地資產和牲畜價值。家庭負債包括抵押貸款、個人貸款、信用卡消費支出和房貸支出。

本文的核心解釋變量是長護險。這一變量是根據(jù)家庭所在城市在受訪時是否已經開展了長護險來構建，如果受訪時已經開展，則該變量賦值為1，反之則賦值為0。長護險的覆蓋對象是由城鎮(zhèn)職工醫(yī)?；虺青l(xiāng)居民醫(yī)保參保者同步加入構成的，不受家庭經濟社會地位或消費習慣的影響，因此本文的回歸設定能夠最大程度地緩解可能存在的樣本選擇問題。值得注意的是，本文在基準回歸中僅保留受訪時戶主及其配偶中至少一人符合長護險參保條件的家庭。

本文還探究了長護險影響老年家庭財富不平等的作用渠道?？赡艿那烙幸韵聝蓷l：收入差距效應和流動性約束效應。為了驗證第一條渠道，本文構造了三個衡量家庭收入差距的變量，包括Kakwani指數(shù)度量的家庭收入不平等、家庭收入占同一城市內所有家庭收入中位數(shù)的比重、家庭收入占同一城市內所有家庭收入平均數(shù)的比重。為了驗證第二條渠道，本文構造了三個衡量家庭流動性約束的變量，包括家庭總債務、家庭總債務占家庭總資產的比重、家庭是否存在財務脆弱性。其中，家庭財務脆弱性是根據(jù)家庭流動資產是否能夠覆蓋負財務差額來判斷，具體計算方法參考張冀等[17-18] 。

本文還納入以下變量作為控制變量。（1）戶主特征，包括年齡、年齡平方、性別、教育程度、婚姻狀況、戶口性質、自評健康、罹患慢性病數(shù)量。（2）家庭特征，包括家庭規(guī)模、健在子女數(shù)、家庭年消費（取對數(shù)）、家庭是否參加社會醫(yī)療保險、家庭是否領取養(yǎng)老金和家庭是否有收到子女/ 孫輩的轉移支付。（3）城市特征，包括人均GDP（元，取對數(shù)）、常住人口規(guī)模（萬人，取對數(shù)）和衛(wèi)生機構床位數(shù)（張，取對數(shù)）。

表1 報告了上述變量的描述性統(tǒng)計結果。從表1 可知，2011—2018 年，老年家庭的財富不平等為0. 674。其中，試點城市的老年家庭財富不平等為0. 675，略高于非試點城市（0. 674）。此外，其他變量的統(tǒng)計描述和既有文獻基本一致。

五、實證結果

（一）基準回歸結果

表2 報告了長護險對老年家庭財富不平等的估計結果。其中，表2 列（1）、（2） 為長護險的局部平均處理效應，列（3）、（4） 為長護險的動態(tài)效應。

表 2 的列（1）和（3）結果顯示，在控制時間和城市固定效應，以及保持其他變量不變的情況下，長護險負向影響老年家庭財富不平等，不過該影響系數(shù)在試點3～5 年時才顯著。即在試點3～5 年，長護險使得老年家庭財富不平等水平顯著降低了0. 224。可能的原因為：長護險極大減輕了家庭照護負擔，這不僅有助于縮小家庭之間的收入差距，而且還有助于緩解家庭流動性約束，進而有利于減輕家庭財富不平等的程度。

鑒于長護險主要為失能老人提供制度保障，本文還構建了長護險與是否屬于失能家庭的交互項，處理效應和動態(tài)效應的估計結果如表2 列（2）和（4）所示。結果表明，在試點3～5 年，與未失能家庭相比，長護險對失能家庭財富不平等的影響系數(shù)顯著為負，使得其財富不平等程度降低了0. 09。這一結果再次證實了，長護險減輕了失能家庭的照護負擔，能夠有效縮小與未失能家庭財富差距，從而有利于減輕家庭財富不平等程度。長護險影響財富不平等的傳導渠道有賴于后續(xù)展開相應的機制檢驗。

（二）平行趨勢檢驗

DID 識別策略要求平行趨勢假設成立。為了檢驗這一假設，本文進一步進行事件研究分析，以實證檢驗平行趨勢假設，即驗證試點與非試點城市的家庭財富不平等在政策實施前的變化趨勢一致。本文以長護險試點前一期為基期，得到的估計系數(shù)是相對于城市試點發(fā)生前一期的政策效果。事件研究法的估計模型如公式（4）所示。

Yict = α0 +Σ1d =-3，d≠-1λ （Treatc ×Timect ）d +β1Xict +β2Zc，2013 +μc +ηt +εict （4）

其中：d 是城市i 試點長護險的期數(shù)，d =-3、-2、-1、0、1 分別表示試點長護險（城市c 試點長護險）前6～7 年（前3 期）、前4 ～5 年（前2 期）、前1 ～3 年（前1 期）、1 ～ 2 年（第0 期或當期）、3 ～ 5 年（第1期）。其余變量定義與公式（1）一致。

家庭財富不平等的平行趨勢檢驗結果如圖1所示。橫軸是距離長護險開展時間的調查期數(shù)差，公式（4）中的回歸系數(shù)及90%的置信區(qū)間則展示在縱軸上，表示在控制各個變量后，以長護險開展前一期受訪時的情況為基準，長護險開展前后家庭財富不平等的動態(tài)變化。從圖1 可以發(fā)現(xiàn)，長護險試點前的回歸系數(shù)均不顯著，表示長護險開展前不同城市家庭財富不平等具有相似的時間趨勢，通過了雙重差分法平行趨勢假設的檢驗。結果還顯示，家庭財富不平等的估計系數(shù)在長護險試點的第1 期才出現(xiàn)明顯的向下跳點，這與基準回歸的結論保持一致。

（三）穩(wěn)健性檢驗結果

1. 更換模型方法。考慮基準回歸結果是基于參保家庭樣本得到的，為了檢驗結果的穩(wěn)健性，本文還將未參保家庭納入研究中，并參考Liu et al. [3]的做法，通過采用三重差分模型（DDD）方法來重新估計。此處，核心解釋變量———長護險試點變量的構建取決于該家庭所在城市是否屬于長護險試點城市，以及該家庭的戶主及其配偶是否至少一人符合長護險的參保條件。具體而言，本文根據(jù)長護險的參保條件與家庭中每個老年成員的社會醫(yī)療保險參保類型，得到家庭參保長護險的資格變量LTCIic ，以此來構建三重差分變量（Treatc ×LTCIic ×Timect ），然后使用公式（5）來重新估計，具體如下：

Yict = α0 +γTreatc ×LTCIic ×Timect +Treatc ×Timect +Treatc ×LTCIic +β1Xict +β2Zc，2013 +μc +ηt +εict（5）

DDD 模型的局部平均處理效應與動態(tài)效應的估計結果如表3 列（1）和（6）所示?？梢钥闯觯谠圏c3～5 年，長護險使得家庭財富不平等水平下降了0. 154，且在1%水平上顯著，結論與前文一致，結果具有穩(wěn)健性。

2. 加入家庭固定效應。由于本文使用的面板數(shù)據(jù)較短（僅有4 期），如果控制家庭固定效應會損失較多的自由度，可能使得估計結果的偏誤較大，因此在基準回歸中本文沒有控制家庭固定效應。為了排除不隨時間變化的家庭之間的差異，本文在公式（1）的基礎上控制了家庭固定效應，估計結果如表3 列（2）和（7）所示。結果顯示，在試點3 ～ 5年，長護險使得家庭財富不平等水平顯著降低了0. 19，與基準回歸結果所得結論一致。

3. 排除其他政策干擾。為了排除與長護險同時期發(fā)生的其他政策對家庭財富不平等的干擾，本文還納入了是否屬于居家和社區(qū)養(yǎng)老服務改革試點城市，以及是否屬于醫(yī)養(yǎng)結合試點城市的虛擬變量作為額外的控制變量，在公式（1）的設定下進行回歸，結果展示在表3 列（3）和（8）中。結果表明，長護險使得家庭財富不平等水平顯著降低了0. 214，與基準回歸結果所得結論一致。

4. 調整樣本。由于本文在基準回歸中剔除了青島市的城市樣本，以及北京市、杭州市與嘉興市的全部樣本，同時為了基準結果的穩(wěn)健性，本文在穩(wěn)健性檢驗中呈現(xiàn)納入青島市城市樣本，以及北京市、杭州市與嘉興市所有樣本的估計結果，并使用公式（1）進行重新估計，結果呈現(xiàn)在表3 列（4）和（9）中。調整樣本的估計結果顯示，長護險顯著負向影響家庭財富不平等，估計系數(shù)達到-0. 212，且在1%水平上顯著，這表明本文研究結論的可靠性。

5. PSM-DID 模型與置換檢驗。鑒于可能存在試點城市并非隨機選取而導致的選擇性偏差等內生性問題，本文進一步基于PSM-DID 模型和置換檢驗方法進行穩(wěn)健性檢驗。第一，本文使用卡尺0. 01 的1 ∶ 1 近鄰有放回匹配方法為試點城市尋找在控制變量上相似的城市作為控制組，并運用多時點DID 方法重新進行估計，結果呈現(xiàn)在表3 列（5）和（10）中。第二，本文還通過隨機抽取試點城市，構造出假的核心解釋變量———長護險來重新估計DID 模型，這一隨機抽樣過程重復1 000 次，隨機處理后的估計系數(shù)均分布在零值附近，且服從正態(tài)分布。上述估計結果顯示，在試點3～5 年，長護險顯著負向影響家庭財富不平等，且本文研究結果并非由某些偶然因素引起，因此基準回歸結果穩(wěn)健。

（四）分位數(shù)回歸

長護險對不同財富不平等水平的家庭的影響可以通過分位數(shù)回歸方式進行探討。本文選取財富不平等的10%、20%、30%、40%、50%、60%、70%、80%和90%的9 個分位點展開分析，表4 展示了所得結果。其中，Panel A 的列（1） ～ （5）和列（11） ～（14）為長護險在不同分位點下的局部處理效應的估計結果，Panel B 的列（6） ～（10）和列（15） ～（18）為長護險在不同分位點下的動態(tài)效應的估計結果。

表4 的分位數(shù)回歸結果顯示，在試點3～5 年，隨著財富不平等分位點的數(shù)值擴大，長護險對財富不平等的影響系數(shù)的絕對值在逐漸減小，從0. 256降至0. 154，不過上述估計系數(shù)均具有統(tǒng)計意義上5%的顯著性水平。這一結果說明不論分位點高低，在試點3～5 年，長護險均對家庭財富不平等有顯著的抑制作用。值得注意的是，長護險對低分位點處的家庭財富不平等的負向影響大于高分位點處，這可能是因為長護險主要起到保障失能老年家庭基本照護支出的作用。一定程度上也暗示了，長護險可以有效緩解小額照護支出家庭的財富不平等，而對大額支出家庭財富不平等所起到的抑制作用較為有限。

六、作用機制分析

（一）縮小家庭收入差距

本部分主要討論“長護險有助于縮小家庭之間的收入差距，進而有利于減輕家庭財富不平等的程度”。為此，本文將衡量家庭收入差距的三個變量分別作為被解釋變量，重新估計公式（1）來驗證收入差距效應這一機制的存在。上述估計結果如表5 列（1）～（3）所示。

表5 列（1）結果顯示，長護險顯著負向影響家庭收入不平等， 使得家庭收入不平等下降了0. 040。表5 列（2）結果顯示，長護險顯著負向影響家庭收入占中位數(shù)的比重，使得這一比重減少了2. 924。表5 列（3）結果顯示，長護險負向影響家庭收入占平均數(shù)的比重，不過這一估計系數(shù)不顯著;盡管如此，長護險使得這一比重減少了0. 058。這些結果表明，長護險有效降低了家庭照護支出，減少了家庭因失能費用花銷而導致的收入差距，并且由于家庭收入是家庭財富的重要來源，因此收入差距的縮小可以進一步緩解家庭財富不平等。收入差距效應是長護險影響財富不平等的重要渠道之一。

（二）緩解家庭流動性約束

本部分主要討論“長護險有助于緩解家庭流動性約束，進而有利于減輕家庭財富不平等的程度”。為此，本文將衡量家庭流動性約束的三個變量分別作為被解釋變量，重新估計公式（1）來驗證流動性約束效應這一機制的存在。上述估計結果如表5 列（4） ～（6）所示。表5 列（4）結果顯示，長護險顯著負向影響家庭總債務， 使得家庭總債務下降了23. 5%。表5 列（5）結果顯示，長護險顯著負向影響家庭總債務占總資產的比重，使得這一比重減少了0. 353。表5 列（6）結果顯示，長護險顯著負向影響家庭財務脆弱性，使得家庭陷入財務脆弱性的概率降低了0. 045。這些結果表明，長護險有效降低了家庭照護支出，使得家庭可以避免因失能而陷入財務脆弱性的困境中，緩解家庭流動性約束，從而緩解家庭財富不平等。流動性約束效應是長護險影響財富不平等的重要渠道之一。

七、結論與建議

降低財富不平等、實現(xiàn)財富均衡發(fā)展既是滿足人民日益增長的美好生活需要，也是實現(xiàn)共同富裕的重要目標，尤其在新發(fā)展階段下，其作用愈發(fā)明顯，成為擴大內需和促進內循環(huán)的重要推動力。本文運用2011—2018 年四期中國健康與養(yǎng)老追蹤調查（CHARLS）數(shù)據(jù)，探討了長護險對老年家庭財富不平等的影響及其作用機制。研究結果揭示，長護險對老年家庭財富不平等存在負向影響，尤其在試點3～5 年，該影響顯著凸顯，使得老年家庭財富不平等水平顯著降低了0. 224。分位數(shù)回歸結果進一步表明，在試點3～5 年，長護險在不同分位點上均呈現(xiàn)顯著的抑制效應，不過其對低分位點處的財富不平等的負向影響較高分位點更大。機制分析結果表明，長期護理保險主要通過減小家庭收入差距和緩解家庭流動性約束的途徑來降低老年家庭面臨的財富不平等。

基于以上研究結論，為了更有效地降低老年家庭的財富相對剝奪并提升民生福祉，本文提出以下幾點政策建議。首先，應積極推動長護險制度的擴面工作。鑒于長護險制度的政策效果存在一定的滯后性，相關管理部門應在全國范圍內加大推廣力度，將長護險普及到更多地區(qū)，并且重點關注老年家庭，尤其是那些面臨失能問題的老年家庭。其次，要致力于促進收入分配的公平性。長護險在緩解收入差距方面發(fā)揮了積極作用。因此，相關管理部門可以通過調整稅收政策和社會保障制度等手段，推動更為公平的收入分配。這包括加強對高收入家庭的稅收調節(jié)，提高對低收入家庭的財政支持，以確保社會資源更公平地分配給不同階層。最后，為了幫助那些財務狀況較差的老年家庭，相關管理部門可以設立財政支持計劃，提供直接的經濟援助或減免長護險的參保費用，確保即使是低收入家庭也能夠獲得必要的護理服務。

注釋：

①數(shù)據(jù)來源：Global Wealth Report 2023。此處的財富是指家庭凈資產，即通過家庭/ 個人擁有的金融資產加上非金融資產的價值減去債務計算得到。另外，由于兒童很少擁有太多財富，因此此處的人均是指成年人的平均數(shù)。

②數(shù)據(jù)來源：國家醫(yī)保局公布的《2022 年全國醫(yī)療保障事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報》。

③青島市于2012 年率先試點長護險制度，該制度起初覆蓋職工醫(yī)保與城鎮(zhèn)居民醫(yī)保參保人員，但從2015 年開始將新農合參保人員納入?yún)⒈７秶?。在樣本觀察期間內，青島市經歷了長護險的制度擴面，參保對象前后發(fā)生了變化。為此，本文參考Liu et al. [3] 的做法，剔除青島市的城市樣本，從而只考慮青島市2015 年納入新農合參保人員的制度試點。

④2017 年杭州市與嘉興市分別只在桐廬縣與嘉善縣試點長護險制度，2018 年北京市在石景山區(qū)試點長護險制度。由于上述城市并未在全市范圍內開展制度試點，同時受限于CHARLS 數(shù)據(jù)無法精確識別區(qū)縣層面樣本特征的情況，本文剔除了北京市、杭州市與嘉興市的所有樣本。

參考文獻：

[1]īMROHOROGˇ LU A， ZHAO K. The Chinese saving rate：long- term care risks，family insurance，and demographics[J]. Journal of monetary economics，2018，96： 33-52.

[2]朱銘來，何敏，馬智蘇. 長期護理保險的模式選擇與體系構建研究[J]. 中國人口科學，2023（1）： 3-20.

責任編輯：王冬年

基金項目：國家社會科學基金一般項目（23BRK015）