摘 要：使用2016年、2018年和2020年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，采用OLS模型和PSM模型檢驗(yàn)了老年人健康狀況對(duì)家庭消費(fèi)的影響。研究發(fā)現(xiàn)：老年人健康狀況不佳會(huì)顯著減少家庭人均消費(fèi)，但對(duì)家庭生存型消費(fèi)無(wú)明顯影響，對(duì)家庭發(fā)展型消費(fèi)的影響較大。老年人的健康狀況對(duì)家庭消費(fèi)的影響因收入和城鄉(xiāng)差異而有所不同，對(duì)城鎮(zhèn)家庭和低收入家庭消費(fèi)的影響尤為明顯。此外，這種影響在家庭的不同類(lèi)型消費(fèi)支出上也表現(xiàn)出異質(zhì)性，特別是對(duì)低收入家庭的生存型消費(fèi)、中等收入家庭和鄉(xiāng)村家庭的發(fā)展型消費(fèi)有著更為顯著的影響。同時(shí)，子女?dāng)?shù)量能夠緩解老年人對(duì)健康狀況的擔(dān)憂，從而起到促進(jìn)消費(fèi)的作用，但這種緩解作用主要作用于家庭生存型消費(fèi)。

關(guān)鍵詞：老年人；健康狀況；家庭消費(fèi)；子女支持

中圖分類(lèi)號(hào)：F126.1" " " 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A" " " "文章編號(hào)：1674-5450（2025）02-0058-14

一、引言

2022年中共中央、國(guó)務(wù)院印發(fā)的《擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略規(guī)劃綱要（2022—2035年）》明確指出，進(jìn)一步發(fā)揮超大規(guī)模市場(chǎng)優(yōu)勢(shì)，必須堅(jiān)定實(shí)施擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略，擴(kuò)大居民消費(fèi)和有效投資[1]。擴(kuò)大內(nèi)需、刺激消費(fèi)已成為保持經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長(zhǎng)的核心策略與關(guān)鍵所在。近年來(lái)，我國(guó)的居民儲(chǔ)蓄率一直維持在較高水平，2023年我國(guó)居民的儲(chǔ)蓄率達(dá)到了31%，高于全球平均儲(chǔ)蓄率（26.5%）

4.5個(gè)百分點(diǎn)，居民整體消費(fèi)水平不高。當(dāng)前如何擴(kuò)大內(nèi)需，把巨額的儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)變成促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的有效需求，成為經(jīng)濟(jì)回穩(wěn)和持續(xù)增長(zhǎng)的內(nèi)在要求。

隨著人口老齡化程度的不斷加深，老年人的健康問(wèn)題成為積極應(yīng)對(duì)人口老齡化的關(guān)注焦點(diǎn)。群體層面和個(gè)體層面的老化是人口老齡化的兩大表現(xiàn)：就個(gè)體老化而言，主要體現(xiàn)在人體機(jī)能的自然衰退，老年人對(duì)健康資源（家庭照料、護(hù)理、醫(yī)療保健、康復(fù)等）的需求更為迫切，且保持健康水平的難度也隨之增加；從群體老化的角度看，隨著我國(guó)人均預(yù)期壽命的不斷延長(zhǎng)，老齡人口的數(shù)量無(wú)論是絕對(duì)值還是比例都在增加，這對(duì)勞動(dòng)力供應(yīng)、養(yǎng)老負(fù)擔(dān)及收入分配產(chǎn)生了顯著影響。

從家庭角度來(lái)看，受到傳統(tǒng)孝文化和“養(yǎng)兒防老”觀念的影響，老年人往往期望子女在成年后能回饋他們的養(yǎng)育之恩。在這種文化背景下，能夠獲得子女更多支持的老年人通常較少面臨抑郁、孤獨(dú)和營(yíng)養(yǎng)不良等問(wèn)題，從而保持更好的健康狀態(tài)[2]。

那么，家庭消費(fèi)支出會(huì)受到老年人健康狀況怎樣的影響？不同類(lèi)型的家庭是否會(huì)受到不同的影響？子女?dāng)?shù)量能否減輕老年人健康狀況不佳給家庭消費(fèi)帶來(lái)的負(fù)向影響？這種效應(yīng)在不同的消費(fèi)結(jié)構(gòu)和群體之間是否存在差異？本文將圍繞以上核心問(wèn)題展開(kāi)深入研究，構(gòu)建“老年人健康—子女支持—家庭消費(fèi)”理論框架，探究老年人健康狀況對(duì)消費(fèi)的影響。

二、文獻(xiàn)綜述與理論機(jī)制

（一）文獻(xiàn)綜述

1.家庭消費(fèi)影響因素的相關(guān)研究

家庭消費(fèi)的影響因素眾多，其中最主要的因素就是收入。收入是消費(fèi)的前提和基礎(chǔ)，可以穩(wěn)定居民消費(fèi)預(yù)期[3]。何平等認(rèn)為，不同收入水平的居民往往有不同的消費(fèi)模式和偏好[4]。按照生命周期理論，居民消費(fèi)行為受到跨期預(yù)算的制約，消費(fèi)者傾向于在一生的時(shí)間跨度內(nèi)，合理分配其收入，避免過(guò)度消費(fèi)或消費(fèi)不足，從而實(shí)現(xiàn)整個(gè)生命周期內(nèi)的福祉最大化[5]。此外，家庭消費(fèi)決策會(huì)受到家庭特征的影響，戶(hù)籍、家庭結(jié)構(gòu)等都會(huì)對(duì)家庭消費(fèi)產(chǎn)生影響[6]。Mo-

digliani等認(rèn)為老齡化能促進(jìn)居民家庭消費(fèi)，少兒撫養(yǎng)比對(duì)居民家庭消費(fèi)沒(méi)有影響[7]。老年撫養(yǎng)比對(duì)家庭的生存資料消費(fèi)具有促進(jìn)作用，而對(duì)享受資料消費(fèi)產(chǎn)生抑制效應(yīng)[8]。另一些研究則得出了相反結(jié)論，如張繼海等的研究發(fā)現(xiàn)老年人口比重增加會(huì)顯著抑制家庭消費(fèi)支出和消費(fèi)率[9-10]。同時(shí)，家庭消費(fèi)會(huì)受到戶(hù)主的受教育情況、子女?dāng)?shù)量、年齡、健康情況、家庭規(guī)模等的影響[11]，有研究認(rèn)為戶(hù)主的年齡和受教育程度不同，借貸情況差異對(duì)消費(fèi)的影響也不同[12]。家庭規(guī)模和家庭人口結(jié)構(gòu)對(duì)家庭消費(fèi)的影響尤為顯著，由于人口和家庭變化的慣性效應(yīng)，居民家庭消費(fèi)總體上呈現(xiàn)出增長(zhǎng)趨勢(shì)。然而，隨著時(shí)間的推移和趨勢(shì)的變化，人口因素對(duì)消費(fèi)的拉動(dòng)作用逐漸減弱，而家庭因素在推動(dòng)消費(fèi)增長(zhǎng)方面的作用則日益凸顯[13]。

2.個(gè)體健康狀況對(duì)家庭消費(fèi)影響的研究

關(guān)于健康狀況和家庭消費(fèi)，學(xué)者們多認(rèn)為居民健康狀況差會(huì)引起家庭醫(yī)療保健消費(fèi)的增加，同時(shí)會(huì)導(dǎo)致工作時(shí)間的減少，從而減少家庭收入、降低非醫(yī)療保健方面的消費(fèi)支出[14]。丁繼紅等研究發(fā)現(xiàn)，疾病和人口老齡化會(huì)對(duì)農(nóng)村家庭的耐用品消費(fèi)需求產(chǎn)生負(fù)向影響[15]。李民等研究進(jìn)一步得出老年人的儲(chǔ)蓄率會(huì)隨著年齡增加而提高的結(jié)論，其主要原因是為了預(yù)防健康風(fēng)險(xiǎn)的沖擊[16]。Kadiyala等研究發(fā)現(xiàn)，家庭成員的死亡對(duì)貧困家庭的消費(fèi)水平產(chǎn)生了顯著的抑制作用[17]。祝福云等通過(guò)分析城鎮(zhèn)家庭的家庭成員健康狀況與消費(fèi)支出情況，發(fā)現(xiàn)家庭成員健康狀況較差的家庭，其家庭消費(fèi)支出總額相對(duì)更低[18]。從健康與個(gè)體經(jīng)濟(jì)行為來(lái)看，個(gè)體經(jīng)濟(jì)行為與健康狀況存在互動(dòng)關(guān)系。首先，勞動(dòng)者的身體素質(zhì)和健康狀況直接影響著生產(chǎn)效率和產(chǎn)出質(zhì)量。其次，健康狀況還通過(guò)影響人們的效用水平進(jìn)而作用于經(jīng)濟(jì)決策。當(dāng)個(gè)體健康狀況改善時(shí)，他們可能更傾向于增加健康消費(fèi)和健康投資，這進(jìn)一步影響到物質(zhì)資本投資、教育人力資本投資及其他消費(fèi)和儲(chǔ)蓄選擇。最后，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升會(huì)改善人們的營(yíng)養(yǎng)攝入和食物消費(fèi)水平，進(jìn)而對(duì)健康狀況產(chǎn)生積極影響[19]。

3.文獻(xiàn)述評(píng)

既有文獻(xiàn)圍繞健康狀況和家庭消費(fèi)得出了諸多有益結(jié)論，但從人口老齡化加劇、家庭老齡化視角，對(duì)老年人健康狀況與家庭消費(fèi)關(guān)系的研究尚在醞釀之中：第一，已有研究大多以預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄理論為基石，對(duì)普通家庭消費(fèi)進(jìn)行了深入而系統(tǒng)的研究，但較少專(zhuān)門(mén)研究老年人家庭。老年群體在社會(huì)中占據(jù)著特殊的地位，他們特殊的生理機(jī)能、心理狀態(tài)及行為習(xí)慣深刻影響著家庭的消費(fèi)能力、偏好、行為方式等多個(gè)方面，由此形成了老年人家庭消費(fèi)的特殊性。第二，大多數(shù)學(xué)者的研究主要聚焦于收入與社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)家庭消費(fèi)的正面推動(dòng)作用，很少有文獻(xiàn)從子女支持這一角度出發(fā)，深入探究子女支持在老年人健康狀況對(duì)家庭消費(fèi)的影響中所發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用。

（二）理論機(jī)制與研究假設(shè)

當(dāng)老年人的身體健康狀況出現(xiàn)問(wèn)題時(shí)，高昂的醫(yī)療費(fèi)用往往會(huì)使其家庭面臨較大的經(jīng)濟(jì)壓力，此時(shí)家庭通常會(huì)增強(qiáng)預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄的動(dòng)機(jī)。Kotlikoff提出，未來(lái)的不確定因素，特別是醫(yī)療費(fèi)用，會(huì)極大地激發(fā)家庭的儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，有時(shí)這種儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)甚至可能導(dǎo)向不必要的儲(chǔ)蓄行為[20]。相較于家庭中的其他成員，老年人由于身體機(jī)能的逐漸下降，更容易面臨各種健康問(wèn)題。為了應(yīng)對(duì)可能出現(xiàn)的醫(yī)療支出和其他緊急情況，家庭往往會(huì)選擇削減生活消費(fèi)支出，特別是那些非必需品的開(kāi)銷(xiāo)。

據(jù)此提出假設(shè)1：老年人健康狀況將會(huì)對(duì)家庭消費(fèi)支出產(chǎn)生顯著影響，老年人健康狀況越差，用于非醫(yī)療方面的家庭消費(fèi)支出越少。

同時(shí)，當(dāng)家庭面臨老年人健康狀況較差的情況時(shí)，家庭在消費(fèi)結(jié)構(gòu)方面也會(huì)做出調(diào)整，家庭成員往往會(huì)通過(guò)削減發(fā)展型消費(fèi)來(lái)減輕對(duì)生存型消費(fèi)的壓力，從而確保家庭基本生活需求的滿(mǎn)足。何興強(qiáng)等研究發(fā)現(xiàn)，除戶(hù)主外，家庭成員的主觀健康感受和老人撫養(yǎng)比對(duì)家庭消費(fèi)有重要影響，這些影響對(duì)家庭非食品消費(fèi)的負(fù)向關(guān)系明顯大于對(duì)家庭食品消費(fèi)的影響，對(duì)家庭消費(fèi)具有調(diào)節(jié)作用[21]。

據(jù)此提出假設(shè)2：老年人健康狀況對(duì)不同類(lèi)型的家庭消費(fèi)支出的影響存在差異。老年人健康狀況對(duì)家庭生存型消費(fèi)的影響較小，對(duì)家庭發(fā)展型消費(fèi)支出影響較大。

我國(guó)主要的養(yǎng)老方式是居家養(yǎng)老，子女在家庭經(jīng)濟(jì)中占據(jù)核心地位，并在成年后成為家庭收入的主要來(lái)源和養(yǎng)老的主要依靠。子女在老年人健康狀況對(duì)家庭消費(fèi)的影響中表現(xiàn)為：一方面，子女為老年人提供情感支持能使老年人的自信心得到增強(qiáng)，從而減輕一定的精神壓力[22]；另一方面，子女與家庭儲(chǔ)蓄和家庭養(yǎng)老之間存在替代效應(yīng)。郭志剛等研究發(fā)現(xiàn)，子女的數(shù)量越多，他們能為老年父母提供的代際支持和福利也更為豐富[23]。

據(jù)此提出假設(shè)3：子女?dāng)?shù)量越多，子女與老年人的關(guān)系越緊密，越能夠緩解老年人不健康給家庭消費(fèi)帶來(lái)的負(fù)向影響。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源與研究方法

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS），問(wèn)卷包含了社區(qū)、家庭、成人及少兒四種不同的調(diào)查主體，使我們能夠更加全面、細(xì)致地了解不同群體的生活狀況和經(jīng)濟(jì)行為。首先對(duì)樣本進(jìn)行了篩選，篩選出包含老年人的家庭樣本；其次對(duì)原始數(shù)據(jù)中的個(gè)人庫(kù)、家庭成員庫(kù)和家庭經(jīng)濟(jì)庫(kù)按照家庭編碼進(jìn)行匹配，將2016年、2018年、2020年不同年份的相關(guān)變量整合在一起；最后通過(guò)刪除樣本、縮尾處理等對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行整理，形成符合條件的9 863戶(hù)家庭、個(gè)人變量的混合截面數(shù)據(jù)。

（二）變量測(cè)量

被解釋變量為家庭人均消費(fèi)：食品、衣著、居住、家庭設(shè)備及用品、交通通信、文教娛樂(lè)及其他消費(fèi)性支出?？紤]到醫(yī)療保健支出與老年人健康狀況之間存在一定關(guān)聯(lián)性，為了避免這種直接關(guān)聯(lián)對(duì)研究結(jié)果產(chǎn)生干擾，本文在實(shí)證部分所使用的消費(fèi)數(shù)據(jù)特別將醫(yī)療保健支出予以排除。本文將食品、衣著、居住等生活必需支出定義為生存型消費(fèi)，將家庭設(shè)備及用品、交通通信、文教娛樂(lè)、其他消費(fèi)支出定義為發(fā)展型消費(fèi)。解釋變量為老年人健康狀況：根據(jù)問(wèn)卷中“您認(rèn)為自己的健康狀況如何”一問(wèn)的回答進(jìn)行衡量，并將受訪者回答的“不健康、一般、比較健康、很健康、非常健康”按照5～1分的順序逆向賦值。

控制變量：（1）家庭規(guī)模變量，用家庭的常住人口數(shù)量表示，家庭成員之間在消費(fèi)上存在一定的共享和分?jǐn)傂?yīng)；（2）家庭未成年人數(shù)量，由于未成年人尚未具備經(jīng)濟(jì)獨(dú)立和為家庭提供經(jīng)濟(jì)保障的能力，他們往往會(huì)對(duì)家庭的消費(fèi)模式和決策產(chǎn)生獨(dú)特的影響；（3）家庭收入自然對(duì)數(shù)變量，當(dāng)期可支配收入是影響當(dāng)期消費(fèi)的重要原因；（4）家庭凈資產(chǎn)自然對(duì)數(shù)變量，采用家庭各項(xiàng)資產(chǎn)加總減去家庭各項(xiàng)負(fù)債加總，家庭的消費(fèi)決策與其恒常收入水平密切相關(guān)；（5）個(gè)人特征變量方面，加入老年人的年齡、城鄉(xiāng)差異、性別、受教育程度、配偶狀況及醫(yī)療保險(xiǎn)種類(lèi)等多個(gè)因素。

調(diào)節(jié)變量：本文的調(diào)節(jié)變量包括子女?dāng)?shù)量、老年人與子女的關(guān)系，子女?dāng)?shù)量根據(jù)問(wèn)卷中對(duì)受訪者存活子女?dāng)?shù)的調(diào)查記錄。關(guān)于老年人與子女的關(guān)系根據(jù)問(wèn)卷中“過(guò)去6個(gè)月，您與您的子女的關(guān)系如何”一問(wèn)的回答進(jìn)行衡量，回答1～5分別代表“很不親近”“不大親近”“一般”“親近”“很親近”，然后把老年人與所有子女的關(guān)系評(píng)價(jià)加總，分值越高代表老年人與子女的關(guān)系越好。綜上，變量詳情見(jiàn)表1。

（三）模型選取

本文核心解釋變量是老年人健康狀況，并綜合考慮了除健康狀況以外的其他因素，如家庭特征和人口特征等，這些因素同樣對(duì)家庭消費(fèi)產(chǎn)生著不可忽視的影響，本文所構(gòu)建的模型如下：

lnYi=α0+α1Hi+βXi+εi

其中，lnYi代表家庭人均消費(fèi)支出對(duì)數(shù)，α0表示常數(shù)項(xiàng)，α1為回歸系數(shù)，Hi為老年人健康狀況，β為各種控制變量的系數(shù)，Xi為控制變量，εi為隨被解釋變量家庭消費(fèi)變化的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

由于本文的樣本數(shù)據(jù)時(shí)期范圍為三年（2016年、2018年、2020年），并涉及了9 863戶(hù)老年人家庭的跟蹤調(diào)查，這一橫截面數(shù)據(jù)的長(zhǎng)度使得樣本中不同老年人家庭的消費(fèi)行為可能存在顯著差異。因此，在建立回歸模型時(shí)，必須充分考慮到可能存在的異方差問(wèn)題。首先，可以在普通回歸模型估計(jì)后，采用異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤來(lái)進(jìn)行調(diào)整。這種方法能夠有效糾正異方差對(duì)回歸系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤的影響，從而得到更為準(zhǔn)確的估計(jì)結(jié)果。其次，還可以運(yùn)用廣義最小二乘法來(lái)估計(jì)回歸模型。在本文中，為了更準(zhǔn)確地分析老年人健康狀況對(duì)家庭消費(fèi)支出的影響，在后續(xù)的模型估計(jì)中采用普通最小二乘法模型，并在此基礎(chǔ)上使用異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤調(diào)整回歸結(jié)果。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

表2展示了老年人健康狀況對(duì)家庭消費(fèi)影響的回歸分析結(jié)果?；貧w之前，使用方差膨脹因子（VIF）診斷法進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，平均VIF值為1.44，同時(shí)容差的最小值為0.44（大于0.1），即不存在多重共線性問(wèn)題。老年人健康狀況對(duì)家庭消費(fèi)（不含醫(yī)療支出）的影響的實(shí)證結(jié)果如表2中模型（1）所示，老年人健康狀況與家庭人均消費(fèi)在5%的水平下呈顯著負(fù)相關(guān)，老年人不健康的家庭消費(fèi)比老年人健康的家庭消費(fèi)低3%，表明老年人健康狀況較差會(huì)降低家庭人均消費(fèi)水平。這一現(xiàn)象符合預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄理論，為了應(yīng)對(duì)未來(lái)健康風(fēng)險(xiǎn)，家庭會(huì)選擇減少當(dāng)期的消費(fèi)以平滑整個(gè)家庭周期的消費(fèi)支出。模型（2）檢驗(yàn)了老年人健康對(duì)家庭人均消費(fèi)支出（包含醫(yī)療消費(fèi)）的影響，老年人健康狀況對(duì)家庭人均消費(fèi)（含醫(yī)療消費(fèi)支出）在1%的水平上呈顯著正向影響，說(shuō)明醫(yī)療消費(fèi)支出與健康之間存在一定關(guān)聯(lián)性，醫(yī)療消費(fèi)支出極大地影響了家庭的人均消費(fèi)支出。

綜上所述，我們得到了如下結(jié)論：由模型（1）可知，老年人健康狀況會(huì)顯著影響家庭人均消費(fèi)，且呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，即老年人健康狀況越差，家庭人均消費(fèi)水平越低，由此假設(shè)1得證。經(jīng)模型（2）驗(yàn)證，醫(yī)療消費(fèi)支出與老年人健康狀況有一定的關(guān)聯(lián)性，為了避免醫(yī)療消費(fèi)支出對(duì)家庭人均消費(fèi)的直接影響，在后文進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)，我們均將家庭消費(fèi)支出中的醫(yī)療支出排除在外。

從家庭特征變量來(lái)看，模型（1）和模型（2）的家庭規(guī)模對(duì)于包含醫(yī)療支出與否的家庭人均消費(fèi)都存在顯著的負(fù)向作用；家庭人均凈資產(chǎn)、人均收入都對(duì)包含醫(yī)療支出與否的家庭人均消費(fèi)有著顯著的促進(jìn)效果，且影響程度大致相同。對(duì)于家庭人均消費(fèi)（不含醫(yī)療支出），家庭人均收入和家庭人均凈資產(chǎn)水平高的家庭人均消費(fèi)高，表1中家庭人均收入取對(duì)數(shù)的回歸系數(shù)顯著為正，穩(wěn)定在0.39。家庭人均資產(chǎn)取對(duì)數(shù)的回歸系數(shù)顯著為正，穩(wěn)定在0.023～

0.024之間，消費(fèi)的家庭人均資產(chǎn)效應(yīng)小于家庭人均收入效應(yīng)。

從老年人個(gè)人特征來(lái)看，隨著年齡的增長(zhǎng)，家庭人均消費(fèi)水平呈現(xiàn)下降趨勢(shì)。特別是對(duì)家庭人均消費(fèi)支出（不含醫(yī)療支出）具有顯著的負(fù)向作用。隨著年齡的增加，老年人對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的擔(dān)憂程度會(huì)逐漸上升，特別是在其身體健康狀況不佳時(shí)，其預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄的動(dòng)機(jī)會(huì)增強(qiáng)。

此外，教育程度和戶(hù)口類(lèi)型也會(huì)對(duì)家庭消費(fèi)產(chǎn)生明顯的正向影響，城鎮(zhèn)戶(hù)籍老年人家庭消費(fèi)支出大于農(nóng)村老年人；老年人婚姻狀況對(duì)于家庭人均消費(fèi)（含醫(yī)療消費(fèi)支出）存在顯著的促進(jìn)作用；醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)家庭人均消費(fèi)也存在明顯的促進(jìn)作用；性別會(huì)對(duì)家庭人均消費(fèi)產(chǎn)生明顯的負(fù)向影響；家庭中未成年人增多也會(huì)促進(jìn)家庭人均消費(fèi)支出增加。

（二）老年人健康狀況對(duì)家庭消費(fèi)類(lèi)型的影響

為了檢驗(yàn)老年人健康狀況對(duì)家庭不同消費(fèi)項(xiàng)目的影響差異，將家庭消費(fèi)分為兩類(lèi)：家庭生存型消費(fèi)和家庭發(fā)展型消費(fèi)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。模型（1）結(jié)果顯示，老年人健康狀況對(duì)家庭生存型消費(fèi)的影響并不顯著，原因可能在于生存型消費(fèi)是家庭中為了滿(mǎn)足基本生活需求必不可少的消費(fèi)支出，即使健康狀況未來(lái)可能會(huì)變差，也不會(huì)對(duì)生存型消費(fèi)產(chǎn)生較大的影響。模型（2）結(jié)果顯示，老年人健康狀況對(duì)家庭發(fā)展型消費(fèi)具有顯著的負(fù)向影響，即家庭發(fā)展型消費(fèi)受到老年人健康狀況的負(fù)向影響更明顯?？赡艿脑蛟谟?，當(dāng)老年人健康狀況不佳時(shí)，家庭傾向于增加儲(chǔ)蓄并減少消費(fèi)支出，以此來(lái)應(yīng)對(duì)健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊，從而平滑整個(gè)家庭的消費(fèi)。

從家庭特征來(lái)看，家庭規(guī)模對(duì)家庭生存型消費(fèi)存在顯著負(fù)向影響。此外，家庭人均凈資產(chǎn)、人均收入都對(duì)家庭生存型消費(fèi)和發(fā)展型消費(fèi)有著顯著正向影響。并且人均收入、人均資產(chǎn)對(duì)家庭發(fā)展型消費(fèi)的影響更大。例如，家庭人均生存消費(fèi)的收入彈性約為0.38，而家庭人均發(fā)展消費(fèi)的收入彈性卻為0.43，表明生存型消費(fèi)具有更強(qiáng)的必需品性質(zhì)。

從老年人個(gè)人特征來(lái)看，老年人年齡越大，往往發(fā)展型消費(fèi)水平越低。此外，教育程度、戶(hù)口對(duì)家庭生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)都存在顯著的正向影響。受教育程度的回歸系數(shù)顯著為正，并且在模型（1）中的回歸系數(shù)為0.078，在模型（2）中的回歸系數(shù)為0.14，表明老年人受教育程度高，會(huì)更利于促進(jìn)家庭發(fā)展型消費(fèi)的支出。戶(hù)籍對(duì)家庭生存型消費(fèi)的影響程度大于發(fā)展型消費(fèi)。老年人婚姻狀況對(duì)于家庭生存型消費(fèi)存在顯著的促進(jìn)作用，對(duì)于家庭發(fā)展型消費(fèi)存在顯著的減弱作用。相比家庭發(fā)展型消費(fèi)，醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)家庭生存型消費(fèi)的促進(jìn)作用相對(duì)更大。性別會(huì)對(duì)家庭生存型消費(fèi)產(chǎn)生明顯的負(fù)向影響，對(duì)家庭發(fā)展型消費(fèi)的影響則不顯著。家庭中未成年人數(shù)量對(duì)家庭生存型消費(fèi)有顯著的正向影響，對(duì)發(fā)展型消費(fèi)的影響則不明顯。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

穩(wěn)健性檢驗(yàn)是確保模型結(jié)果穩(wěn)定可靠的關(guān)鍵步驟，本文通過(guò)調(diào)整樣本期、變量替換法、更換數(shù)據(jù)來(lái)源、傾向得分匹配法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1.調(diào)整樣本期

中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）每?jī)赡昱e行一次，截至目前累計(jì)進(jìn)行了5輪，分別為2010年、2012

年、2016年、2018 年及 2020年，由于最新的調(diào)查更具完整性、代表性、時(shí)效性，本文使用2020年CFPS數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，具體結(jié)果如表4所示。

在納入控制變量的基礎(chǔ)上，老年人健康狀況較差的家庭比老年人健康狀況較好的家庭人均消費(fèi)水平低0.056個(gè)單位，且在10%的顯著性水平下顯著，即老年人的健康狀況較差的家庭，其家庭人均消費(fèi)支出相對(duì)較低。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果和前文得到的模型結(jié)論基本一致，說(shuō)明前文得到的研究結(jié)果具有較高的穩(wěn)健性。

2.變量替換法

為得到更穩(wěn)健的結(jié)果，同時(shí)考慮到隨著社會(huì)的發(fā)展，人們面臨的各種環(huán)境的變化，健康不再只局限于身體方面，也包括心理上的健康，并且心理健康與生理健康相互影響。所以，本部分采用“心理健康”指標(biāo)，作為衡量健康狀況的標(biāo)準(zhǔn)，以替換解釋變量的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。老年人的心理健康狀況以CFPS問(wèn)卷中的CESD量表得分衡量，CESD量表得分越高，代表老年人的心理健康程度越差，具體結(jié)果如表5所示。

通過(guò)替換解釋變量，將心理健康變量帶入回歸模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，心理健康狀況對(duì)家庭消費(fèi)的回歸系數(shù)正負(fù)號(hào)不變，仍然在5%顯著性水平上顯著，說(shuō)明老年人心理健康對(duì)家庭消費(fèi)具有顯著負(fù)向影響，上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果和前文得到的模型結(jié)論一致，即研究結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

3.傾向得分匹配法

老年人健康狀況的自我評(píng)價(jià)會(huì)受到個(gè)人、家庭、社會(huì)等多方面因素的影響，本文采用傾向得分匹配方法來(lái)修正樣本自選擇偏差問(wèn)題，估計(jì)老年人健康狀況對(duì)家庭人均消費(fèi)的“處理效應(yīng)”。

首先，進(jìn)行共同支撐檢驗(yàn)是確保傾向得分匹配有效的重要前提。該檢驗(yàn)的目的是驗(yàn)證參照組（即老年人自評(píng)不健康的群體）與處理組（即老年人自評(píng)健康的群體）在傾向得分上是否存在足夠多的共同取值范圍。共同支撐假設(shè)要求兩組在傾向得分上擁有相同部分，這是進(jìn)行有效匹配的基礎(chǔ)。本文采用最近鄰匹配（k=4）、卡尺內(nèi)最近鄰匹配（k=1；caliper=0.01）和核匹配（核函數(shù)為二次核；帶寬為 0.06）三種方法進(jìn)行匹配，以最鄰近匹配為例進(jìn)行變量匹配共同支撐檢驗(yàn)，具體結(jié)果如圖1所示。本文處理組樣本與參照組樣本的傾向得分具有較大范圍的重疊，絕大多數(shù)樣本都在共同取值范圍內(nèi)，樣本損失量較少，匹配效果良好，滿(mǎn)足共同支撐假設(shè)。

同時(shí)，還需要分析匹配后參照組與處理組之間是否存在顯著差異的檢驗(yàn)，即進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)。由表6可知，經(jīng)三種匹配方法匹配后，各協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差從13.8%減少到0.8%～1.4%；偽R2從匹配前的0.022下降到匹配后的0.000；LR統(tǒng)計(jì)量從匹配前的300.19下降到0.95～2.76。由此可見(jiàn)，經(jīng)過(guò)各種匹配方法處理后，有效降低了控制組和處理組之間的差異，樣本均值更加接近，并緩解了樣本自選擇導(dǎo)致的估計(jì)偏誤，匹配效果較好。

表7為3種傾向得分匹配方法估計(jì)老年人健康狀況對(duì)家庭人均消費(fèi)的平均處理效應(yīng)結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)在消除了控制組和處理組的自選擇偏誤后，所有匹配方法獲得的平均處理效應(yīng)均顯著為負(fù)，老年人自評(píng)不健康對(duì)家庭人均消費(fèi)仍存在顯著負(fù)向影響，且與上述基準(zhǔn)模型結(jié)論一致，佐證了研究結(jié)果的穩(wěn)健性，假設(shè)1成立。

（四）異質(zhì)性分析

受家庭收入及城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)體制影響，老年人家庭之間具有一定的差異，這可能導(dǎo)致老年人健康狀況對(duì)家庭消費(fèi)的影響不同。為了進(jìn)一步考察老年人健康狀況對(duì)不同樣本家庭消費(fèi)的影響差異，根據(jù)家庭收入和城鄉(xiāng)屬性對(duì)樣本家庭進(jìn)行分類(lèi)，以做進(jìn)一步分析。

1.家庭收入水平差異分析

根據(jù)家庭收入的離散特征，取家庭人均收入分位數(shù)最低的25%的樣本作為低收入家庭，中下25%和中上25%的樣本作為中等收入家庭，最高25%的樣本作為高收入家庭。表8模型（1）～（3）結(jié)果顯示，相對(duì)于中等收入家庭和高收入家庭而言，老年人健康狀況對(duì)低收入家庭人均消費(fèi)支出具有更為顯著的負(fù)向影響。

老年人健康狀況對(duì)不同收入家庭消費(fèi)類(lèi)型的影響不同（見(jiàn)表9）。模型（1）～（3）分別考察了老年人健康狀況對(duì)低收入、中等收入和高收入家庭生存型消費(fèi)的影響，結(jié)果顯示，老年人健康狀況對(duì)低收入家庭生存型消費(fèi)具有顯著負(fù)向影響，而對(duì)中等收入和高收入家庭生存型消費(fèi)沒(méi)有明顯影響。模型（4）～（6）分別考察了老年人健康狀況對(duì)低收入、中等收入和高收入家庭發(fā)展型消費(fèi)的影響，結(jié)果顯示，老年人健康狀況對(duì)低收入家庭和高收入家庭的發(fā)展型消費(fèi)沒(méi)有明顯的影響，而對(duì)中等收入家庭的發(fā)展型消費(fèi)具有顯著的負(fù)向影響。

2.城鄉(xiāng)差異分析

按照城鄉(xiāng)屬性將總樣本分為城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭，再以此探討老年人健康狀況對(duì)城鄉(xiāng)家庭消費(fèi)的影響，具體結(jié)果如表10所示。老年人健康狀況對(duì)鄉(xiāng)村家庭消費(fèi)支出沒(méi)有顯著的影響，而對(duì)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)具有顯著負(fù)向影響。表11進(jìn)一步考察了老年人健康狀況對(duì)城鄉(xiāng)家庭不同消費(fèi)類(lèi)型的影響，模型（1）和模型（3）為鄉(xiāng)村家庭，模型（2）和模型（4）為城鎮(zhèn)家庭。結(jié)果顯示：老年人健康狀況對(duì)城鎮(zhèn)家庭發(fā)展型消費(fèi)存在較為顯著的負(fù)向影響，對(duì)城鎮(zhèn)家庭的生存型消費(fèi)的負(fù)向影響則不顯著。同時(shí)，老年人健康狀況對(duì)鄉(xiāng)村家庭的生存型消費(fèi)和發(fā)展型消費(fèi)均會(huì)產(chǎn)生較為顯著的負(fù)向影響，尤其是對(duì)發(fā)展型消費(fèi)的影響更為顯著。

（五）子女支持的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

1.總消費(fèi)中的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

為了研究子女支持在老年人健康狀況影響家庭消費(fèi)支出的過(guò)程中能否發(fā)揮作用，本文采用子女?dāng)?shù)量、老年人與子女的關(guān)系這兩個(gè)變量代表子女支持，并將其與老年人健康狀況生成交互項(xiàng)進(jìn)行驗(yàn)證，結(jié)果如表12所示。模型（1）、（2）回歸結(jié)果表明，隨著子女?dāng)?shù)量的增加，老年人健康狀況對(duì)家庭消費(fèi)的負(fù)效應(yīng)會(huì)逐漸減弱，增加子女?dāng)?shù)量可以在一定程度上減輕老年人健康問(wèn)題對(duì)家庭消費(fèi)支出的負(fù)向影響。

表12中模型（3）、（4）回歸結(jié)果顯示，老年人健康狀況和與子女關(guān)系交互項(xiàng)回歸系數(shù)顯著為正，表明老年人與子女的關(guān)系能夠抑制老年人不健康對(duì)家庭消費(fèi)支出的負(fù)向影響。但老年人與子女關(guān)系和家庭消費(fèi)支出負(fù)相關(guān)，綜合考量，在抑制家庭消費(fèi)的過(guò)程中，老年人健康狀況、老年人與子女關(guān)系的作用呈現(xiàn)出一種此消彼長(zhǎng)的替代關(guān)系。具體而言，當(dāng)老年人的健康狀況不佳時(shí)，家庭可能會(huì)傾向于減少消費(fèi)以應(yīng)對(duì)醫(yī)療費(fèi)用等的支出，而此時(shí)如果老年人與子女關(guān)系緊密，子女可能會(huì)提供更多的情感和經(jīng)濟(jì)支持，從而在一定程度上緩解因健康狀況差帶來(lái)的消費(fèi)壓力。

2.不同消費(fèi)類(lèi)型中的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

表13中模型（1）、（2）檢驗(yàn)了老年人健康狀況與子女支持對(duì)家庭生存型消費(fèi)的交互影響。結(jié)果表明，子女?dāng)?shù)量的增加緩解了老年人自評(píng)不健康對(duì)家庭生存型消費(fèi)的負(fù)向影響；同時(shí)，老年人健康狀況和老年人與子女關(guān)系的交互項(xiàng)回歸結(jié)果顯著為正，說(shuō)明老年人與子女關(guān)系越好，越能夠緩解老年人健康狀況對(duì)家庭生存型消費(fèi)帶來(lái)的負(fù)向效應(yīng)。表13中模型（3）、（4）檢驗(yàn)了老年人健康狀況與子女支持對(duì)家庭發(fā)展型消費(fèi)的交互影響。結(jié)果顯示，老年人健康狀況與子女?dāng)?shù)量交互項(xiàng)對(duì)于家庭發(fā)展型消費(fèi)無(wú)顯著影響；老年人健康狀況和老年人與子女關(guān)系的交互項(xiàng)顯著為正，即老年人與子女關(guān)系越融洽，越能緩解老年人口健康狀況對(duì)家庭發(fā)展型消費(fèi)的負(fù)向影響。

需要說(shuō)明的是，前文表3結(jié)果顯示老年人健康狀況對(duì)家庭生存型消費(fèi)無(wú)明顯影響，但表13結(jié)果顯示子女支持卻可以在其中起到緩解作用，為了針對(duì)這一結(jié)果作出解釋?zhuān)疚陌凑兆优當(dāng)?shù)量、老年人與子女關(guān)系得分的均值把老年人家庭分為兩類(lèi)樣本，家庭生存型消費(fèi)的回歸結(jié)果如表14所示。模型（1）為子女?dāng)?shù)量小于整體均值的樣本，結(jié)果顯示老年人健康狀況對(duì)家庭生存型消費(fèi)存在顯著的負(fù)效應(yīng)；模型（2）為子女?dāng)?shù)量大于整體均值的樣本，老年人健康狀況對(duì)家庭生存型消費(fèi)不存在顯著影響；模型（3）為老年人與子女關(guān)系得分小于整體均值的家庭，結(jié)果顯示老年人健康狀況對(duì)家庭生存型消費(fèi)存在顯著的負(fù)效應(yīng)，模型（4）為老年人與子女關(guān)系得分大于整體均值的樣本，老年人健康狀況對(duì)家庭生存型消費(fèi)不存在顯著影響。該結(jié)果表明雖然老年人健康狀況并不能顯著影響家庭生存型消費(fèi)，但對(duì)于子女支持低于樣本均值的家庭，老年人較差的健康狀況會(huì)顯著降低家庭生存型消費(fèi)，也證明子女支持可以降低健康狀況不佳老年人家庭的生存型消費(fèi)的負(fù)向影響。

3.調(diào)節(jié)效應(yīng)異質(zhì)性分析

（1）不同收入水平家庭的總消費(fèi)中調(diào)節(jié)效應(yīng)的異質(zhì)性分析

子女支持的調(diào)節(jié)效應(yīng)可能會(huì)因家庭收入水平不同而不同，為了厘清子女支持對(duì)哪類(lèi)家庭能起到最大調(diào)節(jié)作用，表15展示了不同收入水平的家庭中子女支持調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果。模型（1）～（3）為子女?dāng)?shù)量在低收入、中等收入和高收入家庭中的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，子女?dāng)?shù)量與老年人健康狀況交互項(xiàng)的回歸系數(shù)在模型（2）、（3）中顯著，這說(shuō)明子女?dāng)?shù)量增多不能緩解低收入家庭中老年人不健康對(duì)家庭消費(fèi)的負(fù)向影響，只能在中等收入和高收入家庭中發(fā)揮一定的調(diào)節(jié)效應(yīng)。模型（4）～（6）為老年人與子女關(guān)系得分在低收入、中等收入和高收入家庭中的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)，與子女關(guān)系得分和老年人健康狀況交互項(xiàng)的回歸系數(shù)僅在模型（2）中顯著，這說(shuō)明老年人與子女關(guān)系越好越能緩解中等收入家庭中老年人不健康對(duì)家庭消費(fèi)的負(fù)向影響。

需要說(shuō)明的是，前文表8分析結(jié)果顯示老年人健康狀況對(duì)于低收入家庭消費(fèi)有明顯影響，對(duì)于中等收入家庭消費(fèi)無(wú)明顯影響，但表15中子女支持在中等收入家庭中具有顯著調(diào)節(jié)效應(yīng)，為了針對(duì)這一現(xiàn)象做出解釋?zhuān)疚牟扇⊥拔囊粯拥姆椒ǎ凑兆优當(dāng)?shù)量、老年人與子女關(guān)系得分的均值分為兩類(lèi)樣本，分別對(duì)中等收入家庭人均消費(fèi)進(jìn)行回歸，結(jié)果如表16所示。模型（1）為子女?dāng)?shù)量小于整體均值的樣本，結(jié)果顯示，老年健康狀況對(duì)中等收入家庭人均消費(fèi)存在顯著的負(fù)向影響。模型（2）為子女?dāng)?shù)量大于整體均值的樣本，老年人健康狀況對(duì)中等收入家庭人均消費(fèi)不存在顯著影響。模型（3）為老年人與子女關(guān)系得分小于整體均值的家庭，結(jié)果顯示，老年人健康狀況對(duì)中等收入家庭人均消費(fèi)存在顯著的負(fù)效應(yīng)。模型（4）為老年人與子女關(guān)系得分大于整體均值的家庭，老年人健康狀況對(duì)中等收入家庭人均消費(fèi)不存在顯著影響。該分析結(jié)論表明，雖然老年人健康狀況并不能顯著影響中等收入家庭的人均消費(fèi)，但在子女支持低于整體均值的家庭來(lái)說(shuō)，老年的健康狀況較差，會(huì)使中等收入家庭的消費(fèi)水平降低。

（2）不同收入水平家庭的消費(fèi)類(lèi)型中調(diào)節(jié)效應(yīng)的異質(zhì)性分析

由于子女支持在老年健康狀況與低收入家庭、中等收入家庭、高收入家庭的不同消費(fèi)類(lèi)型之間可能存在不一樣的關(guān)系。所以仍需要進(jìn)一步檢驗(yàn)在不同的收入水平家庭中子女支持對(duì)不同消費(fèi)類(lèi)型的調(diào)節(jié)效應(yīng)。表17模型（1）～（3）結(jié)果顯示子女支持對(duì)低收入家庭生存型消費(fèi)調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著，對(duì)中等收入家庭和高收入家庭的生存型消費(fèi)具有一定的調(diào)節(jié)效應(yīng)。表18模型（1）～（3）檢驗(yàn)了子女?dāng)?shù)量在不同收入水平家庭發(fā)展型消費(fèi)中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，模型（4）～（6）檢驗(yàn)了老年人與子女關(guān)系在不同收入水平家庭生存型消費(fèi)中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，子女支持對(duì)不同收入水平家庭發(fā)展型消費(fèi)均不具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。

（3）城鄉(xiāng)家庭總消費(fèi)中調(diào)節(jié)效應(yīng)異質(zhì)性分析

表19展示了子女支持對(duì)城鄉(xiāng)居民家庭消費(fèi)水平的調(diào)節(jié)效應(yīng)，模型（1）、（3）檢驗(yàn)了子女支持在老年人健康狀況影響農(nóng)村居民家庭消費(fèi)水平中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，結(jié)果顯示，子女?dāng)?shù)量越多，老年人與子女的關(guān)系越好，越能夠緩解老年人不健康給家庭人均消費(fèi)帶來(lái)的負(fù)向影響。模型（2）、（4）檢驗(yàn)了子女支持在老年人健康狀況影響城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)水平中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，子女支持對(duì)城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)的調(diào)節(jié)效應(yīng)并不顯著。

需要說(shuō)明的是，表10結(jié)果顯示老年人健康狀況對(duì)農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)無(wú)明顯影響，而表19結(jié)果顯示子女支持能夠緩解老年人不健康對(duì)農(nóng)村家庭人均消費(fèi)的負(fù)向影響，對(duì)于這一現(xiàn)象的解釋?zhuān)扇『颓拔南嗤姆椒?，?duì)子女?dāng)?shù)量和老年人與子女的關(guān)系得分按均值劃分為兩類(lèi)樣本進(jìn)行回歸，結(jié)果如表20所示：模型（1）為子女?dāng)?shù)量低于整體均值的農(nóng)村居民家庭樣本回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)老年人健康狀況對(duì)家庭人均消費(fèi)具有顯著影響；模型（2）則為子女?dāng)?shù)量高于整體均值的農(nóng)村居民家庭樣本回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)老年人健康狀況對(duì)于家庭消費(fèi)的影響不顯著；模型（3）為老年人與子女關(guān)系得分低于整體均值的鄉(xiāng)村家庭樣本回歸結(jié)果，老年人健康狀況差會(huì)顯著減少家庭消費(fèi)；模型（4）為老年人與子女關(guān)系得分高于整體樣本均值的農(nóng)村居民家庭樣本回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)老年人健康狀況對(duì)家庭人均消費(fèi)沒(méi)有顯著影響。以上回歸結(jié)果表明，雖然老年人健康狀況并不能顯著影響全部農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)，但對(duì)于子女支持低于整體樣本均值的家庭，較差的老年人健康狀況會(huì)使農(nóng)村居民家庭消費(fèi)水平顯著降低。

（4）城鄉(xiāng)家庭消費(fèi)類(lèi)型中調(diào)節(jié)效應(yīng)異質(zhì)性分析

表21檢驗(yàn)了子女支持在老年健康狀況對(duì)城鄉(xiāng)家庭消費(fèi)類(lèi)型影響中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。表21中模型（1）～（4）結(jié)果顯示子女支持對(duì)城鎮(zhèn)居民家庭生存型消費(fèi)調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著，子女支持的調(diào)節(jié)效應(yīng)僅體現(xiàn)在農(nóng)村居民家庭生存型消費(fèi)方面。表22模型（1）、（2）檢驗(yàn)了子女?dāng)?shù)量在城鄉(xiāng)居民家庭發(fā)展型消費(fèi)中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，模型（3）、（4）檢驗(yàn)了老年人與子女關(guān)系在城鄉(xiāng)居民家庭發(fā)展型消費(fèi)中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。結(jié)果顯示，子女支持對(duì)城鄉(xiāng)居民家庭發(fā)展型消費(fèi)均不具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。

五、研究結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

本文基于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，采用OLS模型和PSM模型檢驗(yàn)了老年人健康狀況對(duì)家庭消費(fèi)的影響和群體差異。1.老年人健康狀況較差會(huì)顯著抑制家庭人均消費(fèi)，而這種抑制效應(yīng)主要體現(xiàn)在家庭發(fā)展型消費(fèi)上，對(duì)家庭生存型消費(fèi)的影響不大。2.在群體差異方面，老年人健康狀況較差會(huì)使低收入家庭人均消費(fèi)顯著降低，對(duì)于中等收入家庭、高收入家庭消費(fèi)的負(fù)向作用不明顯。在消費(fèi)類(lèi)型方面，老年人健康狀況越差，對(duì)低收入家庭的生存型消費(fèi)、中等收入家庭的發(fā)展型消費(fèi)的負(fù)向影響越大。3.從城鄉(xiāng)差異來(lái)看，老年人不健康會(huì)顯著降低城鎮(zhèn)家庭人均消費(fèi)，對(duì)鄉(xiāng)村家庭消費(fèi)的負(fù)向作用不明顯。在消費(fèi)類(lèi)型方面，老年人不健康只是對(duì)鄉(xiāng)村家庭發(fā)展型消費(fèi)具有顯著影響，而對(duì)城鄉(xiāng)家庭的生存型消費(fèi)影響均不顯著。4.子女支持能夠有效緩解老年人不健康對(duì)家庭消費(fèi)造成的負(fù)向影響。子女?dāng)?shù)量越多，老年人與子女的關(guān)系越好，越能緩解老年人健康狀況對(duì)家庭消費(fèi)的負(fù)向影響，從而起到促進(jìn)家庭消費(fèi)的作用。5.子女支持僅對(duì)中等收入家庭消費(fèi)水平具有調(diào)節(jié)效應(yīng)，對(duì)低收入家庭和高收入家庭的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。同時(shí)，子女支持在鄉(xiāng)村老年人家庭消費(fèi)中發(fā)揮著積極的調(diào)節(jié)效應(yīng)，在城鎮(zhèn)老年人家庭消費(fèi)中則不具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。6.子女支持對(duì)中等收入、高收入家庭的生存型消費(fèi)具有積極的調(diào)節(jié)效應(yīng)，但對(duì)低收入家庭生存型消費(fèi)不具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。對(duì)于低收入、中等收入、高收入家庭的發(fā)展型消費(fèi)來(lái)說(shuō)，子女支持的調(diào)節(jié)效應(yīng)均不顯著。7.在子女支持低于整體樣本均值的家庭中，老年人健康狀況差會(huì)降低鄉(xiāng)村居民家庭消費(fèi)水平，且會(huì)顯著降低中等收入家庭的消費(fèi)水平。8.子女支持在鄉(xiāng)村家庭生存型消費(fèi)中發(fā)揮著重要的“緩沖器”作用。然而，對(duì)于家庭發(fā)展型消費(fèi)而言，子女支持并不能有效抑制老年人不健康對(duì)鄉(xiāng)村或城鎮(zhèn)居民家庭發(fā)展型消費(fèi)的負(fù)向影響。

（二）啟示

本文得到的啟示如下：1.在人口老齡化日益加劇的背景下，拉動(dòng)家庭消費(fèi)需要關(guān)注老年群體健康促進(jìn)和預(yù)防機(jī)制，完善老年人健康服務(wù)體系。針對(duì)老年人更容易受到健康問(wèn)題的沖擊、恢復(fù)能力相對(duì)較弱、恢復(fù)周期較長(zhǎng)的特征，要高度重視老年群體的健康促進(jìn)和預(yù)防機(jī)制，通過(guò)加強(qiáng)健康教育、推廣健康生活方式、完善醫(yī)療保障體系等措施，提高老年人的健康水平和生活質(zhì)量，進(jìn)而提升家庭應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的能力。

2.要關(guān)注家庭消費(fèi)異質(zhì)性，提升政策精準(zhǔn)度。相關(guān)政策需充分考量老年人家庭城鄉(xiāng)差異、家庭收入差異、個(gè)體健康差異，以適配不同老年群體的需求。3.要重視子女支持的調(diào)節(jié)作用，提升家庭養(yǎng)老功能。近年來(lái)我國(guó)正在逐步放寬生育政策，提升生育率對(duì)保障老年群體的晚年生活、應(yīng)對(duì)人口老齡化具有重要作用。4.提升教育和專(zhuān)業(yè)技能培訓(xùn)質(zhì)量。針對(duì)低收入且健康狀況易受影響的老年人家庭，應(yīng)給予一定的政策傾斜，增強(qiáng)居民的人力資本和就業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，促進(jìn)其家庭增收。5.在促進(jìn)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的過(guò)程中，需要關(guān)注不同家庭消費(fèi)類(lèi)型之間的差異，制定更為精準(zhǔn)的政策措施來(lái)應(yīng)對(duì)不同消費(fèi)類(lèi)型受到的影響。

參考文獻(xiàn)：

［1］ 中共中央、國(guó)務(wù)院印發(fā)《擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略規(guī)劃綱要（2022—2035年）》［J］.中華人民共和國(guó)國(guó)務(wù)院公報(bào)，2023（1）：11-27.

［2］ 黃慶波，胡玉坤，陳功.代際支持對(duì)老年人健康的影響：基于社會(huì)交換理論的視角［J］.人口與發(fā)展，2017（1）：43-54.

［3］ 方福前，夏杰長(zhǎng)，楊汝岱，等.擴(kuò)大國(guó)內(nèi)需求與形成消費(fèi)和投資相互促進(jìn)的良性循環(huán)［J］.消費(fèi)經(jīng)濟(jì)，2024（2）：1-10.

［4］ 何平，謝介仁.中國(guó)家庭收入：消費(fèi)關(guān)系研究［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2009（7）：32-35.

［5］ Modigliani F. The Life Cycle Hypothesis of Saving， the Demand for Wealth and the Supply of Capltal［J］.Social Res-

earch， 1966（33）： 160-217.

［6］ 王芳，黃莉芳.家庭特征對(duì)居民消費(fèi)支出的影響分析：基于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)［J］.數(shù)理統(tǒng)計(jì)與管理，2019（3）：381-393.

［7］ Modigliani F， Cao S L. The Chinese Saving Puzzle and the Life-Cycle Hypothesis［J］.Journal of Economic Literat-

ure，2004（1）：145-170.

［8］ 范兆媛，王子敏.人口年齡結(jié)構(gòu)與居民家庭消費(fèi)升級(jí)：基于中介效應(yīng)的檢驗(yàn)［J］.湘潭大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2020（2）：62-68.

［9］ 張繼海，姚健，劉文玲.家庭內(nèi)部人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)家庭消費(fèi)的影響研究：基于消費(fèi)支出、消費(fèi)率和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的實(shí)證分析［J］.南開(kāi)經(jīng)濟(jì)研究，2023（12）：237-255.

［10］ 孫曉琳，趙佳佳，劉天軍.數(shù)字鄉(xiāng)村視角下老齡化與農(nóng)村家庭消費(fèi)研究：來(lái)自數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)與中國(guó)家庭金融追蹤調(diào)查的證據(jù)［J］.人口與發(fā)展，2024（1）：56-67.

［11］ 趙昕東，李林.家庭經(jīng)濟(jì)因素和人口特征如何影響不同收入等級(jí)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)［J］.數(shù)理統(tǒng)計(jì)與管理，2016（6）：1076-1085.

［12］ 王慧玲，孔榮.正規(guī)借貸促進(jìn)農(nóng)村居民家庭消費(fèi)了嗎：基于PSM方法的實(shí)證分析［J］.中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2019

（8）：72-90.

［13］ 傅崇輝，傅愈，伍麗群，等.中國(guó)家庭戶(hù)規(guī)模結(jié)構(gòu)變動(dòng)及其對(duì)居民消費(fèi)的影響［J］.人口研究，2021（1）：98-113.

［14］ 羅楚亮.健康風(fēng)險(xiǎn)與貧困人口的消費(fèi)保險(xiǎn)［J］.衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)研究，2006（1）：36-38.

［15］ 丁繼紅，應(yīng)美玲，杜在超.我國(guó)農(nóng)村家庭消費(fèi)行為研究：基于健康風(fēng)險(xiǎn)與醫(yī)療保障視角的分析［J］.金融研究，2013（10）：154-166.

［16］ 李民，倪晨旭，王震.長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)老年家庭支出行為的影響：基于健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊的視角［J］.中國(guó)醫(yī)療保險(xiǎn)，2024（2）：11-19.

［17］ S Kadiyala， B Rogers， A Quisambing， etc. The Effectof Prime Age Adult Mortalityon Household Composition and Consumption in Rural Ethiopia［J］. Food Policy， 2011（36）： 647-655.

［18］ 祝福云，陳媛，周穎.健康中國(guó)背景下健康風(fēng)險(xiǎn)與城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)［J］.中國(guó)發(fā)展，2019（1）：50-55.

［19］ 王弟海，崔小勇，龔六堂.健康在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用：基于文獻(xiàn)研究的視角［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2015

（8）：107-127.

［20］ Laurence J Kotlikoff， Lawrence H Summers. The Role of Intergenerational Transfers in Aggregate Capital Accumulation［J］.Journalof Political Economy， 1981（4）： 706-732.

［21］ 何興強(qiáng)，史衛(wèi).健康風(fēng)險(xiǎn)與城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2014（5）：34-48.

［22］ 王萍，高蓓.代際支持對(duì)農(nóng)村老年人認(rèn)知功能發(fā)展趨勢(shì)影響的追蹤研究［J］.人口學(xué)刊，2011（3）：70-79.

［23］ 郭志剛，張愷悌.對(duì)子女?dāng)?shù)在老年人家庭供養(yǎng)中作用的再檢驗(yàn)：兼評(píng)老年經(jīng)濟(jì)供給“填補(bǔ)”理論［J］.人口研究，1996（2）：7-15.

Influences of Health Status of the Elderly on Family Consumption

——On the Moderating Effect of Childrens Support

Yang Shengli， Chen Xin

（College of Economics， Hebei University， Baoding Hebei 071000）

Abstract：By the data of 2016， 2018 and 2020 CFPS， this study applies OLS model and PSM model to examine the impact of health status of the elderly on familyconsumption. It is found that the poor health status of the elderly will significantly reduce the per capita consumption of the family， but it has no significant impact on the family survival consumption， the impact on the family development consumption is greater. The impact of the health status of older persons on familyconsumption varies according to income and urban-rural differences， and the impact on consumption of urban households and low-income households is particularly pronounced. In addition， this effect also shows heterogeneity in different types of familyconsumption expenditure， especially for the subsistence consumption of low-income households， middle-income households and rural households. At the same time， the number of children can ease the health concerns of the elderly， thus playing a role in promoting consumption， but this role of mitigation is mainly on the" family survivalconsumption.

Key words：the elderly; health status; family consumption; childrens support

【責(zé)任編輯：李 菁" " 責(zé)任校對(duì)：趙 踐】

收稿日期： 2024-12-25

基金項(xiàng)目： 國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（24BRK03A）

作者簡(jiǎn)介： 楊勝利，男，河北滄州人，河北大學(xué)教授，主要從事人口與健康研究；陳欣，女，內(nèi)蒙古赤峰人，河北大學(xué)人口學(xué)碩士研究生，主要從事老齡經(jīng)濟(jì)研究。