商業健康保險對家庭風險金融資產投資的影響研究

劉雪穎 王亞柯

(對外經濟貿易大學，北京 100029)

一、引言

近年來，隨著中國經濟持續快速發展，家庭資產迅速積累，金融資產在普通家庭資產中所占的比重逐漸增加，金融資產配置已經成為家庭投資決策的重要內容。經典的投資理論認為，為了實現最優資產配置，家庭在做資產配置決策時應該配置一定份額的風險資產。中國家庭財富報告(2019)顯示，中國居民家庭金融資產結構仍比較單一，依然集中于現金、活期存款和定期存款等無風險資產，風險資產的比重過低。家庭風險金融市場的有限參與既不利于居民財富的積累，也影響中國金融市場的健康發展。因此，研究家庭金融資產配置問題具有重要的理論和現實意義。

在國內金融市場運行穩中有進的背景下，如何破解家庭風險金融市場的有限參與之謎，受到了學術界的廣泛關注，相關研究也十分豐富。已有文獻從人口統計學特征、金融知識、背景風險等方面對家庭金融資產配置問題進行了研究(王英 等，2019；尹志超 等，2015；何興強 等，2009)。近年來，更是開始關注醫療保險對家庭風險資產投資的影響。例如，周欽等(2018)使用2002年中國家庭收入分配調查數據研究社會醫療保險對家庭資產選擇的影響，發現醫保參保家庭更加偏好較高風險水平的資產。也有研究發現社會醫療保險保障水平的提高，會促進家庭更多地參與風險金融市場(王穩 等，2020a;王穩 等，2020b)。但是，囿于中國特殊國情，社會醫療保險的保障水平有限。2018 年城鄉居民基本醫保住院費用實際報銷比例只有56.1%，意味著有近一半的醫療費用要居民自己承擔。當高額的醫療支出不完全可保時，自費醫療支出帶來的經濟負擔很可能使有些家庭陷入經濟困境，此時，保障水平更高且更為靈活有效的商業健康保險就顯得尤為重要。

中國的商業健康保險開始于20世紀80年代，初期發展較為緩慢，但在過去20年里，商業健康保險迎來了高速發展期。根據銀保監會發布的《2018年保險數據統計報告》，2018年商業健康保險原保費收入高達5448億元，相比1999年的37億元，原保費收入實現了147倍的快速增長(鄭秉文，2019)，是保險行業內增速最快的險種。快速發展的商業健康保險，能否作為社會醫療保障體系的有效補充，促進家庭風險資產投資呢？通過對本文所使用樣本數據(CHFS 2017)的初步統計發現，持有商業健康保險的家庭風險金融市場參與率和風險資產持有比例均顯著高于未參保家庭。在此基礎上，本文嘗試通過實證分析深入探究商業健康保險與家庭風險金融資產投資之間的關系，以期能為家庭金融資產配置的相關研究提供新的經驗證據。與以往研究相比，本文可能的貢獻在于：第一，在驗證了商業健康保險促進家庭風險金融資產投資的基礎上，進一步以健康風險和預防性儲蓄為傳導路徑，探究商業健康保險對家庭風險金融資產投資的中介效應，有助于明晰兩者之間的內在聯系。第二，運用多重中介效應模型研究商業健康保險對家庭風險金融資產投資的影響機制。與普通中介效應相比，多重中介效應模型提高了估計準確性，同時能夠確定特定中介效應的大小，實現對不同中介效應的比較分析。

二、文獻綜述與假說提出

保險作為風險管理的方法，能夠降低家庭風險敞口，彌補因背景風險發生而造成的經濟損失，從而降低家庭面臨的不確定性，因此保險會對家庭的資產配置行為產生重要影響。關于保險與家庭風險金融資產投資的研究，國外的成果相對豐富。Gormley et al.(2010)的研究發現，持有商業保險和參與社會保險均會對家庭股市參與產生顯著的正向影響。Cavapozzi et al.(2013)認為，對絕大部分歐洲國家來說，人壽保險對家庭金融資產選擇的影響十分重要，購買了人壽保險的個人更有可能參與股票和共同基金市場。Qiu(2016)運用美國消費者金融和健康退休調查數據，實證分析發現，相比沒有醫療保險的家庭，有醫療保險的家庭更有可能參與股票市場，并且會將更多的金融資產投資于股票。國內也有一些研究探討了保險對家庭金融資產配置的影響，主要是從社會保險的視角進行分析。社會養老保險方面，宗慶慶等(2015)利用2011年中國家庭金融調查數據，分析了養老保險對家庭風險金融資產配置的影響，發現基本養老保險能夠促進家庭參與風險金融市場、提高家庭持有風險金融資產比重，并且這種促進效應存在明顯的城鄉差異。社會醫療保險方面，王穩等(2020a，2020b)的研究發現，參與社會醫療保險能夠顯著促進家庭參與風險金融市場，這種促進作用主要通過直接效應發揮作用，并且社會醫療保險的保障水平也會對家庭的金融資產配置行為產生影響。李昂等(2016)在考慮了收入風險基礎上研究養老保險對城鎮家庭風險金融資產投資的影響，驗證了養老保險對家庭風險金融資產投資的促進效應，同時發現收入風險僅對臨近退休的家庭有顯著影響。吳洪等(2017)則發現養老保險對家庭風險金融資產投資的影響在不同凈資產水平家庭中存在顯著差異。目前，關于商業健康保險與家庭經濟決策的研究，集中于分析商業健康保險對家庭消費的影響。王美嬌等(2015)基于2011年中國家庭金融調查數據，發現商業健康保險能夠促進家庭非必要消費、改善家庭結構，并且影響遠大于基本醫療保險。吳慶躍等(2016)、文樂(2019)也驗證了商業健康保險對居民消費的促進作用。家庭風險金融資產投資方面，易行健等(2019)基于2013年中國家庭金融調查數據，發現購買商業醫療保險能夠增加家庭投資風險金融資產的可能性和投資份額。因此，本文提出:

假說1:參與商業健康保險會促進家庭風險金融投資。

家庭收入與其金融資產配置之間具有緊密聯系，收入越高可用于風險金融資產投資的資金越多。理論上，收入水平能夠影響家庭面臨的信貸約束和風險投資態度，進而影響家庭風險金融資產投資行為。隨著收入的增加，家庭受到的流動性約束和風險厭惡程度都在下降(吳衛星 等，2015;馬莉莉 等，2011)，此時家庭參與風險金融資產投資的可能性更高，風險金融資產的持有比例也會更高。很多關于家庭金融資產配置的實證研究均證實了收入水平對家庭風險金融資產投資的促進效應(盧亞娟 等，2014;宗慶慶 等，2015;易行健 等，2019)。此外，中國區域發展不均衡問題突出，表現為不同地區經濟發展水平存在較大差異、不同地區金融市場發達程度不同，可能導致不同地區家庭風險金融資產投資行為的差異。與中西部地區相比，東部地區金融市場更活躍，股票、債券等風險金融市場更成熟(王聰 等，2017)。有研究表明，區域因素對家庭金融資產配置具有顯著影響，家庭所在地區經濟發展水平越高，家庭越傾向于參與風險資產投資，并且風險金融資產投資比例越高(魏先華 等，2014)。因此，本文提出:

假說2:商業健康保險對不同收入、不同區域家庭風險金融資產投資的影響存在差異性。

背景風險是影響家庭風險金融市場參與的重要影響因素，早期文獻在研究風險厭惡時發現，家庭面臨的內生風險和金融市場風險等外生風險之間存在替代性，當內生風險增加時，家庭更傾向于投資無風險資產，降低風險暴露(Patt et al.，1987;Kimball，1993)。Gollier et al.(1996)正式提出背景風險的概念，并將背景風險因素納入理論模型進行分析，發現當背景風險增加時，易受風險影響的個人會變得更加厭惡風險，從而減少對風險資產的需求。之后，隨著研究的不斷深入，背景風險由抽象概念逐漸具體化，細分為勞動收入風險、健康風險、長壽風險等具體的風險源。其中，健康風險是背景風險的重要來源之一。較高的健康風險可能是導致家庭持有較低比例風險資產的原因，缺乏醫療保險的家庭會導致健康風險增加，從而減少了對風險資產的投資(Atella et al.，2012)。當健康風險降低時，為了調整家庭風險敞口至適度水平，家庭可能增加對風險資產的投資(周欽 等，2015)。Angrisani et al.(2018)利用健康和退休面板數據的研究發現，社會醫療保險能夠降低背景風險，從而促進家庭風險資產的投資。商業健康保險可能通過影響家庭的健康風險，進而影響家庭的風險金融資產投資。具體來說，商業健康保險能夠降低居民的醫療服務成本，提高醫療服務利用率，進而改善居民的健康狀況(Fisher，2003)，從而降低了家庭面臨的健康風險。當健康風險降低時，通過背景風險和外部風險的替代效應，家庭會增加對風險金融資產的投資。因此，本文提出:

假說3:商業健康保險通過降低家庭的健康風險促進家庭風險金融資產投資。

當人們面臨未來不確定時會進行額外的儲蓄，這部分儲蓄被稱為預防性儲蓄(Leland，1968)。預防性儲蓄理論認為，個體為了應對未來收入和支出的不確定性可能帶來的沖擊，會產生預防性儲蓄動機，并且面臨的不確定性越大，預防性儲蓄越強烈。此時，如果沒有充分的保險保障，投資者會減少風險投資和消費而增加預防性儲蓄，以應對未來可能發生的風險(Gormley et al.，2010)。醫療體系的不完善增加了人們未來面臨的醫療支出不確定性，此時人們會進行預防性儲蓄(Hubbard et al.，1995)。社會醫療保險能夠補償人們因疾病風險造成的經濟損失，以減少未來醫療支出的方式降低了人們未來醫療支出的不確定性,從而在一定程度上降低了家庭的預防性儲蓄動機(Chou et al.，2003；白重恩 等，2012；臧文斌 等，2012)。商業健康保險的保障水平明顯高于社會醫療保險，能夠在更大程度上降低家庭未來醫療花費的不確定性，對預防性儲蓄的釋放效應更強，家庭就會有更多的財富用于風險金融資產的投資。因此，本文提出:

假說4:商業健康風險通過降低家庭的預防性儲蓄水平促進家庭風險金融資產投資。

三、數據來源、變量說明與模型設定

(一)數據來源

本文所使用的數據來自于西南財經大學2017年在全國范圍內展開的中國家庭金融調查(China Household Finance Survey，CHFS)項目，樣本覆蓋全國29個省(自治區、直轄市)，355個縣(區、縣級市)，1428個村(居)委會，樣本規模為40011戶，包含了家庭人口統計特征、收入、消費、資產以及保險等信息，能夠全面地反映家庭金融資產情況，為本文研究工作的順利展開奠定了基礎。本文通過對原始數據進行清理，保留戶主年齡16～60周歲的家庭樣本，刪除家庭收入小于0的樣本，同時剔除一些缺失值，最終獲得20178個有效樣本。

(二)變量說明

1.被解釋變量

參照尹志超等(2015)，本文將家庭金融資產分為無風險金融資產和風險金融資產兩大類，其中無風險金融資產包括現金、定期存款、活期存款、股票賬戶現金、國債和政府債券，風險金融資產包括股票、基金、金融債券、企業債券、其他債券、金融衍生品、理財產品(互聯網理財、金融理財)、非人民幣資產、黃金和其他金融產品。選取的被解釋變量包括：

(1)風險金融市場參與：參與風險金融市場取值為1，否則取值為0。

(2)股票市場參與：參與股票市場取值為1，否則取值為0。

(3)風險金融資產占比：家庭持有的風險金融資產占金融資產的比重。

(4)股票資產占比：家庭持有的股票資產占金融資產的比重。

2.關鍵解釋變量

本文的關鍵解釋變量是商業健康保險。對于商業健康保險變量，本文定義如果家庭成員中至少有一人購買了商業健康保險，則該家庭為持有商業健康保險家庭，商業健康保險變量賦值為1，否則為0。

3.控制變量

參照家庭金融資產配置相關文獻(宗慶慶 等，2015；吳洪 等，2017)，本文選取的控制變量主要包括家庭層面特征變量、戶主特征變量以及地區變量(1)參照國家統計局劃分標準，東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；西部地區包括重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、廣西、內蒙古、青海、寧夏；中部地區包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南。。

家庭層面的控制變量主要包括投資風險態度指標(2)CHFS調查問卷中，有關于風險態度的詢問：如果您有一筆資金用于投資，您愿意選擇哪種投資項目？回答：1.高風險、高回報項目；2.略高風險、略高回報的項目；3.平均風險、平均回報的項目；4.略低風險、略低回報的項目；5.不愿意承擔任何風險。本文將答案為1和2定義為風險偏好，答案為3定義為風險中性，答案為4和5定義為風險厭惡。(風險偏好=1，風險中性=2，風險厭惡=3)、家庭收入、家庭金融資產、家庭負債情況(有負債=1，沒有=0)、是否擁有自有住房(有=1，無=0)、家庭成員健康狀況(用家庭中健康狀況差的人數表示)、家庭人口結構變量(少兒撫養比、老人贍養比(3)少兒撫養比：14歲以下孩子占家庭人口比例；老人贍養比：65歲以上老人占家庭人口比例。)、家庭所在地區變量(根據居住地劃分，家庭位于東部=1、中部=2、西部=3)等。

戶主特征變量包括戶主性別(男性=1，女性=0)、年齡、受教育程度(大專及以上學歷=1，其他=0)、婚姻狀況(已婚=1，其他=0)等。考慮到年齡的非線性影響，控制變量中加入了年齡的平方項。

地區變量是根據家庭所在省份劃分為東部地區、中部地區和西部地區。另外，為了控制地區間經濟發展水平差異，同時加入了各省份人均GDP變量進行回歸。

4.中介變量

(1)健康風險指標。在中介機制分析中，用家庭中健康狀況差的人口比例作為健康風險的代理變量，即健康風險中介變量=健康狀況差的人數/家庭規模。

(2)預防性儲蓄指標。用預防性儲蓄在金融資產中的比例作為預防性儲蓄的代理變量，即預防性儲蓄=(現金+活期存款+定期存款)/家庭金融資產。

5.描述性統計

表1比較了持有商業健康保險的家庭和沒有商業健康保險的家庭在家庭財富及風險金融資產投資上的均值差異。第一，從家庭財富變量上看，商業健康保險參保家庭的總資產和總收入均高于沒有商業健康保險的家庭。第二，兩類家庭的無風險金融資產參與率均高于風險金融資產參與率，商業健康保險參保家庭的無風險金融資產參與率略低于非參保家庭。第三，商業健康保險參保家庭的風險金融市場參與率和股票市場參與率明顯高于商業健康保險非參保家庭。第四，商業健康保險參保家庭的風險金融資產占比和股票資產占比均高于沒有商業健康保險的家庭。

表1 有無商業健康保險的家庭財富和資產配置情況

表2是主要變量的描述性統計結果。樣本中，參與風險金融市場和股票市場的家庭約有21.5%和7.5%，家庭持有風險資產和股票資產比例分別為8.4%和2.4%，可以看出家庭參與風險金融市場和風險金融資產持有比例均偏低。持有商業健康保險的家庭占比8.0%，參與率不高。戶主特征變量中，男性戶主占比81.3%，年齡均值47歲，受過大專以上高等教育的戶主比例為23.0%，88.9%的戶主已婚。家庭層面變量中，投資風險偏好、中性及厭惡的家庭比例分別為13.2%、24.9%、61.9%，可見大部分家庭的投資態度是風險厭惡型。本文用少兒撫養比和老人贍養比反映家庭人口結構，分別為12.0%和1.7%。家庭中健康狀況差的人數平均0.362，家庭總收入平均為11.509萬元，金融資產均值為10.016萬元。39.3%的家庭有負債，83.0%的家庭有自有住房。樣本家庭中，東部地區占比50.4%，中部地區占比26.0%，西部地區占比23.6%，位于東部地區省份的家庭比例較大。各省份人均GDP均值60860元。

表2 主要變量的描述性統計

(三)模型設定

1.家庭風險金融資產持有概率

本文運用Probit模型分析商業健康保險對家庭參與風險金融市場(股票市場)的影響，設定如下：

y=α+β1insurance+β2X+ε

其中：y表示家庭是否參與風險金融市場(股票市場)，家庭參與風險金融市場(股票市場)為1，否則記為0；insurance表示家庭商業健康保險參與情況，家庭購買商業健康保險為1，否則為0；X是控制變量，包括家庭特征、戶主特征以及地區變量等；ε是隨機擾動項。

2.家庭風險金融資產持有比重

因為家庭持有風險金融資產比重具有截斷特點，所以使用Tobit模型分析商業健康保險對家庭風險金融資產持有比重和股票資產持有比重的影響。模型設定如下：

ratio*=β1insurance+β2X+u， ratio=max(0，ratio*)

其中，ratio表示家庭風險金融資產占比(股票資產占比)，ratio*表示風險金融資產占比(股票資產占比)在(0，1)之間的觀測值，insurance和控制變量X與Probit模型一致。

3.商業健康保險對家庭風險資產投資的影響機制

商業健康保險可能影響家庭面臨的健康風險和預防性儲蓄，從而間接地對家庭風險金融資產配置產生影響。在商業健康保險對家庭風險資產投資具有顯著影響的前提下，為了驗證該中介機制，借鑒溫忠麟等(2004)的做法，本文構建多重中介效應檢驗模型研究商業健康保險對家庭風險資產投資影響的中介效應。

相比單一中介效應模型，多重中介效應模型具有以下優點：第一，與依次進行單一中介效應分析不同，多重中介效應模型將多個中介變量同時納入模型，考慮了不同中介變量之間的相互作用，可以降低由于遺漏變量導致的參數估計偏差，提高了估計精度，結果更準確。第二，多重中介效應模型能夠在其他中介變量存在的情況下，得到某一特定變量的中介效應。通過比較不同中介效應的大小，以及自變量對因變量直接效應和總效應的大小，有利于進一步分析(張涵 等，2016)。

用于機制分析的中介效應檢驗模型如下：

ASSETi=β1insurance+γ1Xi+ε1i

Mediatori=β2insurance+γ2Xi+ε2i

ASSETi=β3insurance+λMediatori+γ3Xi+ε3i

其中：β1代表商業健康保險對家庭風險金融資產配置影響的總效應，β2代表商業健康保險對中介變量的效應，β3是在控制了中介變量的影響后，商業健康保險對家庭風險金融資產配置的直接影響效應；γ1、γ2和γ3代表其他控制變量的估計系數；λ是在控制了商業健康保險的影響后，中介變量對家庭金融資產配置的影響，β2λ為間接效應，即中介效應。檢驗:H0∶β2λ=0，如果拒絕原假設，則中介效應顯著。采用的檢驗方法為非參數百分位Bootstrap法，該方法適用于多重中介效應分析，并且與其他方法相比，結果更為準確(方杰 等，2014)。由于本文數據為大樣本數據，因此抽取次數定為N=5000，將得到的樣本估計值由小到大排序，如果中介效應95%置信區間不包括0，則中介效應顯著，否則中介效應不顯著。

四、實證分析

(一)基準分析

首先，利用Probit模型檢驗商業健康保險參與對家庭風險金融資產和股票資產持有概率的影響；然后，利用Tobit模型分析商業健康保險參與對家庭風險金融資產和股票資產持有比重的影響。回歸結果如表3所示，結果已轉換成邊際效應，假說1得到了驗證。

1.商業健康保險與家庭風險金融市場參與

從表3第1列和第2列可知，在控制了風險態度、家庭特征、戶主特征以及地區經濟發展水平等變量后，購買商業健康保險能夠顯著提高家庭參與風險金融市場和股票市場的可能性，回歸系數分別為6.16%和1.33%，并且均在1%統計水平上顯著。

表3 商業健康保險與家庭風險金融資產投資

在控制變量方面，投資的風險態度對家庭風險金融市場和股票市場的參與有顯著影響，風險偏好和風險中性的家庭投資風險金融資產和股票資產的可能性顯著高于風險厭惡的家庭。Hong et al.(2004)、Guiso et al.(2008)認為居民的風險態度與風險金融資產投資呈負相關關系，本文結論與其一致。

從戶主特征變量的回歸結果可以看出，戶主性別對兩個市場的參與有顯著影響，與戶主為女性的家庭相比，戶主為男性的家庭風險金融和股票市場參與概率顯著降低，說明家庭風險金融投資存在性別差異。戶主年齡與家庭股票市場參與概率存在倒U形關系，表明隨著年齡增大，股票市場參與隨年齡先增大后降低。這與Shum et al.(2006)、尹志超等(2015)的研究結論一致。戶主的受教育程度對兩個市場參與具有顯著影響，受過高等教育的戶主更傾向于投資風險金融資產和股票。這可能是因為受教育程度越高，所具有的投資水平和金融知識水平越高，對投資組合風險的敏感度越低(王聰 等，2012)。戶主已婚對兩個市場的參與概率具有負向影響。從家庭特征變量回歸結果看，少兒比例和老人比例越高，家庭參與風險金融和股票市場的可能性越低，但家庭人口結構變量對股票市場參與的影響并不顯著。家庭健康狀況顯著影響風險市場的參與，健康狀況差的人數越多，家庭參與風險金融市場可能性越低。這與雷曉燕等(2010)的研究結論一致。家庭收入水平對金融市場參與概率的影響顯著為正，但是對股票市場參與概率的影響為負。這可能是因為收入水平越高越有利于家庭投資多樣化，金融資產水平越高的家庭越傾向于參與風險金融市場和股票市場。這證明了家庭金融資產投資中的財富效應。擁有負債的家庭參與兩個市場的概率顯著高于沒有負債的家庭，可能是因為持有負債的家庭風險偏好程度更高。擁有自有住房對家庭參與風險金融和股票市場具有負向影響，與吳衛星等(2007)的研究結論一致，體現了住房對風險金融和股票市場參與的擠出效應。從區域變量和GDP變量的回歸結果可知，東部地區對家庭參與風險金融市場具有促進作用，但是區域變量對家庭股票市場的參與影響并不顯著。另外，GDP代表所在地區的經濟發展水平，實證結果表明所在地區經濟發展水平越高，家庭參與兩個市場的可能性越大。

2.商業健康保險與家庭風險金融資產(股票資產)占比

表3第3列和第4列的被解釋變量分別為家庭風險金融資產占比和股票資產占比，結果顯示，在控制相關變量后，參與商業健康保險能夠顯著提高家庭風險金融資產和股票資產的持有比重，回歸系數分別為2.97%和0.49%，并且均在1%水平上顯著。

控制變量對家庭風險金融資產和股票資產比重的影響與控制變量對家庭參與兩個市場的影響大致相同。風險態度方面，風險偏好和風險中性的家庭持有兩種資產的比重顯著高于風險厭惡的家庭。從戶主特征變量來看，家庭持有兩種資產的比重也存在顯著的性別差異，戶主為女性的家庭風險金融資產占比和股票資產占比更高。戶主年齡及其二次項對家庭股票資產比重的影響存在倒U形關系，戶主的受教育程度與家庭持有兩種資產的比重正相關，戶主已婚能夠顯著降低家庭風險金融資產占比，但是與股票資產占比的負向關系并不顯著。從家庭特征變量來看，少兒撫養比和老人贍養比與家庭風險金融資產占比存在顯著的負相關關系，但是與家庭股票資產占比的負向關系并不顯著。家庭健康狀況差的人數越多，家庭持有風險金融資產和股票資產的比例越低。家庭收入水平對風險金融資產占比的影響顯著為正，但是對股票資產占比的影響為負。家庭金融資產水平與風險金融資產和股票資產的占比存在顯著的正向關系，證明了家庭金融資產投資中的財富效應。擁有負債的家庭持有風險金融資產和股票資產的比例更高。擁有自有住房對持有兩種資產的比重具有負向影響，存在擠出效應。家庭所在地人均GDP越高，家庭持有兩種資產的比重越高。

(二)異質性分析

1.收入分組

將樣本家庭按照收入由小到大分成兩組，處于高50%的家庭為高收入組，處于低50%的家庭為低收入組，分別考察商業健康保險對不同收入組家庭風險金融資產投資的影響，實證結果已轉換成邊際效應。由表4可以看出，商業健康保險對低收入組和高收入組家庭的風險金融資產投資均存在促進作用，只是對高收入組家庭風險金融資產投資的促進效應更大。造成這種結果差異的原因可能是，高收入組家庭的收入水平較高，預防性儲蓄需求較低，并且受到流動性約束的可能更低，擁有商業健康保險之后，預防性儲蓄水平進一步降低，因此會有更多的資金可以用于風險金融資產的投資。

表4 商業健康保險對家庭風險金融資產投資影響的收入異質性

2.地區分組

不同地區的經濟發達程度不同，金融發展水平也存在顯著差異，因此有必要考察商業健康保險對家庭風險金融資產投資影響的區域異質性。考慮到不同地區樣本量的差異，將樣本家庭按照所處區域，分為東部地區和中西部地區兩組，分別考察商業健康保險對不同地區家庭風險金融資產投資的影響，實證結果如表5所示，估計系數已轉換成邊際效應結果。從風險金融市場參與、風險金融資產比重和股票資產比重來看，商業健康保險對東部和中西部地區家庭均有正向影響，并且對東部地區家庭的促進作用大于中西部家庭。原因可能是東部地區金融市場相對成熟，并且家庭財富水平更高，因此東部地區家庭參與風險金融投資的概率更大，并且風險金融資產配置比例要明顯高于中西部家庭。在股票市場參與方面，商業健康保險對中西部家庭的促進作用更大，原因可能是對于金融市場不夠成熟的中西部地區來說，家庭可用于風險投資的資金較少，并且參與股票市場是投資首選。可以看出，中西部地區家庭風險金融市場參與、風險金融資產和股票資產比重均低于東部地區家庭。

表5 商業健康保險對家庭風險金融資產投資影響的區域異質性

(三)穩健性檢驗

1.內生性問題

一方面，家庭參與商業健康保險情況與家庭不可觀測的一些特征有密切聯系；另一方面，影響家庭風險金融資產投資的因素較多，會因為遺漏變量而導致解釋變量與誤差項相關，從而造成內生性問題。因此，為了避免內生性帶來的估計偏差，本文嘗試運用工具變量法進行實證分析。工具變量的選取要遵循兩個基本條件：外生性和相關性。因此，本文選取剔除本家庭后家庭所在市一級的商業健康保險參保率作為工具變量。該工具變量與本家庭不可觀測的特征不相關，但是能夠影響該家庭參與商業健康保險，較好地滿足了工具變量要求的兩個條件。工具變量估計結果如表6所示，結果已轉換成邊際效應。

表6 商業健康保險與家庭風險金融資產投資—工具變量回歸

表6結果第1列和第2列是運用工具變量估計商業健康保險對家庭風險金融市場和股票市場參與的影響。從DWH內生性檢驗可知，p值均小于0.05，表明變量存在內生性。此外，表6中報告的一階段F值為149.47，顯著大于10，工具變量t值為12.23，這說明本文使用的工具變量是有效的，不存在弱工具變量的問題。從工具變量回歸的估計結果可以看出，擁有商業健康保險使家庭風險金融市場和股票市場參與概率分別提高了37.7%和31.0%，并且在1%水平上顯著，表明商業健康保險依然能夠顯著提高家庭參與風險金融和股票市場的概率。表6結果的第3列和第4列顯示的是商業健康保險對家庭風險金融資產配置的工具變量回歸結果。DWH內生性檢驗結果表明商業健康保險變量具有內生性，一階段F值和工具變量t值表明工具變量是有效的。回歸結果顯示，參與商業健康保險使家庭風險金融資產比重和股票資產比重分別增加了31.5%和26.6%，并且在1%水平上顯著，表明商業健康保險依然能夠顯著提高家庭風險金融資產占比和股票資產的占比。工具變量的回歸結果表明本文結果具有一定的穩健性。

2.更換關鍵解釋變量

為了驗證本文結果是否穩健，更換關鍵解釋變量進行穩健性分析。社會醫療保險同樣發揮著降低家庭未來醫療支出不確定的作用，因此本文將社會醫療保險也納入分析。將關鍵解釋變量定義為家庭醫療保險參與情況，反映家庭擁有社會醫療保險或商業健康保險的情況，如果家庭參與社會醫療保險或商業健康保險，則家庭醫療保險變量賦值為1，否則為0。表7的估計結果顯示參與醫療保險對家庭風險金融資產投資的正面作用依舊存在，表明本文實證結果具有一定穩健性。

表7 更換關鍵解釋變量

3.傾向得分匹配法(PSM)

在估計商業健康保險對家庭風險金融資產投資的影響時，考慮到可能存在樣本選擇偏誤帶來內生性問題，為了進一步檢驗回歸結果的穩健性，本文將用傾向得分匹配(PSM)法再次研究商業健康保險對家庭風險金融資產投資的影響。傾向得分匹配(PSM)法通過匹配使得參與和未參與商業健康保險的家庭之間不存在顯著差異，從而能夠很好地控制商業健康保險自選擇造成的估計偏誤。匹配變量為基準回歸中所有的控制變量，采取最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配三種方法進行實證分析。從表8結果可以看出，傾向得分匹配法的估計結果與基準回歸結果一致，三種匹配方法的結果均顯示商業健康保險對家庭風險金融資產投資有顯著的促進作用。

表8 傾向得分匹配法

五、商業健康保險對家庭風險金融資產投資的影響機制分析

前文理論分析表明，商業健康保險可能通過改善家庭成員的健康狀況、降低自費醫療支出等方式降低家庭面臨的健康風險，從而對家庭風險金融資產投資產生影響。另外，商業健康保險還會通過降低家庭未來支出的不確定性，促使家庭減少預防性儲蓄，提高家庭將財富投資于風險資產市場的可能性。

為了驗證這兩種影響機制的存在性，接下來通過建立多重中介效應模型進行中介分析。相對于簡單中介效應模型，多重中介模型具有很多優勢。多重中介模型可以在控制其他中介變量的前提下，每個中介變量的特定中介效應，避免因為忽略其他中介變量而導致的估計偏誤。另外，多重中介模型還可以對比不同中介變量的效應大小，區分中介變量的重要性(方杰 等，2014)。本文選取健康風險和預防性儲蓄兩個指標作為中介變量，驗證商業健康保險對家庭風險金融資產投資的中介效應。在中介機制分析中，用家庭中健康狀況差的人口比例作為健康風險的代理變量；用預防性儲蓄在金融資產中的比例作為預防性儲蓄的代理變量，即(現金+活期存款+定期存款)/家庭金融資產。

本文將利用Mplus軟件建立結構方程模型進行多重中介分析，通過非參數百分位Bootstrap法驗證中介效應。商業健康保險對家庭金融風險資產配置的中介效應分析結果見表9。可以看到，在商業健康保險對家庭風險金融市場參與概率的機制分析中，預防性儲蓄和健康風險的中介效應都很顯著。其中，預防性儲蓄對家庭風險金融市場參與概率的平均效應為0.452，95%置信區間為[0.409,0.497]，置信區間不包括0，說明預防性儲蓄的中介效應顯著。健康風險對家庭風險金融市場參與概率的平均效應為0.082，95%置信區間為[0.071,0.093]，健康風險的中介效應同樣也很顯著。可以看出，商業健康保險對家庭風險金融市場參與概率是通過直接效應和中介效應共同發揮作用，從效應大小來看，預防性儲蓄的中介機制對家庭風險金融市場參與的影響最大，占總效應的61.7%。

在商業健康保險對家庭風險金融資產持有比重的影響機制分析中，只有預防性儲蓄中介效應顯著。預防性儲蓄對家庭風險金融資產持有比重的平均效應為0.115，95%置信區間為[0.104，0.127]，置信區間不包括0，說明預防性儲蓄的中介效應顯著。健康風險對家庭風險金融市場參與概率的平均效應為0，且并不顯著。可以看出，商業健康保險對家庭風險金融市場參與概率影響是通過直接效應和預防性儲蓄的中介效應發揮作用，此時健康風險不再發揮中介效應作用。從效應大小來看，預防性儲蓄的中介機制對家庭風險金融資產持有比重的影響最大，占總效應的95%。

在商業健康保險對家庭股票市場參與概率的影響機制分析中，預防性儲蓄和健康風險的中介效應都很顯著。其中，預防性儲蓄對家庭風險金融市場參與概率的平均效應為0.346，95%置信區間為[0.314,0.382]，置信區間不包括0，說明預防性儲蓄的中介效應顯著。健康風險對家庭風險金融市場參與概率的平均效應為0.070，95%置信區間為[0.058，0.082]，健康風險的中介效應同樣也很顯著。可以看出，商業健康保險對家庭股票市場參與概率影響是通過直接效應和中介效應共同發揮作用，從效應大小來看，預防性儲蓄的中介機制對家庭股票市場參與的影響最大，占總效應的60.3%。

在商業健康保險對家庭股票資產持有比重的影響機制分析中，只有預防性儲蓄中介效應顯著，直接效應和健康風險的中介效應均不顯著。預防性儲蓄對家庭股票資產持有比重的平均效應為0.036，95%置信區間為[0.036，0.041]，置信區間不包括0，說明預防性儲蓄的中介效應顯著。健康風險對家庭風險金融市場參與概率的平均效應為0，且不顯著。可以看出，商業健康保險對家庭股票資產持有比重的影響是通過預防性儲蓄的中介效應發揮作用，此時健康風險不再發揮中介效應和直接效應作用。通過多重中介效應模型分析發現，假說3和假說4得到了驗證。

六、結論與建議

利用2017年中國家庭金融調查數據(CHFS)，本文研究商業健康保險對家庭風險金融資產投資的影響。基于Probit和Tobit模型的回歸結果顯示：商業健康保險對家庭風險金融市場的參與概率以及風險金融資產的持有比重均有顯著的正向影響；在考慮商業健康保險內生性后，實證結果依然穩健。在此基礎上，進一步運用多重中介效應模型，分析商業健康保險對家庭風險金融資產配置的影響機制，結果表明：在家庭風險金融市場參與概率方面，商業健康保險通過直接效應、預防性儲蓄和健康風險的中介效應產生影響，其中預防性儲蓄效應最大；在家庭風險金融資產持有比重方面，商業健康保險通過直接效應和預防性儲蓄的中介效應產生影響，并且中介效應大于直接效應；在家庭股票市場參與概率方面，商業健康保險通過直接效應、預防性儲蓄和健康風險的中介效應產生影響，其中預防性儲蓄效應最大；在家庭股票資產持有比重方面，商業健康保險完全通過預防性儲蓄的中介效應產生影響。另外，在控制變量中，家庭投資的風險態度、家庭收入和金融資產水平、家庭人口結構變量、家庭負債和住房情況、地區變量、健康狀況、戶主性別、年齡、受教育程度和婚姻狀態均能夠影響家庭風險金融資產投資行為。

基于以上研究結論，提出以下建議：首先，鑒于商業健康保險有促進家庭金融資產投資的正面效應，應該大力發展商業健康保險。政府可以采取諸如補貼商業健康保險保費的方式，降低居民購買商業健康保險的成本，從而促進更多的家庭購買商業健康保險。其次，醫療保險的保障水平決定其降低家庭預防性儲蓄的規模，可以進一步完善醫療保障體系，降低家庭的預防性儲蓄動機，使得家庭更愿意參與風險金融資產投資。具體可采取諸如擴大社會醫療保險疾病報銷范圍、提高報銷比例等措施提高社會醫療保險保障水平，為居民家庭提供更經濟且更高程度的保障，降低家庭面臨的醫療支出不確定性，從而促使家庭更多參與風險投資。最后，鑒于目前中國商業健康保險的參與率較低，政府和保險公司應該大力宣傳商業健康保險知識，增強人們的健康保險參保意識，促使更多家庭購買商業健康保險。大力發展商業健康保險，不僅有利于完善中國醫療保障體系，而且有利于優化居民金融資產配置和促進金融市場發展。