代際扶持視角下的醫(yī)療保險(xiǎn)與居民消費(fèi)
——基于世代交疊模型的分析

臧旭恒 張 倩

一、引言

經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下，我國投資驅(qū)動(dòng)型和出口拉動(dòng)型經(jīng)濟(jì)難以為繼，消費(fèi)的作用日益凸顯，增強(qiáng)消費(fèi)尤其是居民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用成為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵所在。通過對(duì)我國居民消費(fèi)基本情況的分析，可知消費(fèi)相對(duì)不足的現(xiàn)實(shí)仍較為明顯，釋放居民消費(fèi)潛力、擴(kuò)大居民消費(fèi)成為新時(shí)代我國經(jīng)濟(jì)改革的重要選擇。同時(shí)我國人口老齡化問題凸顯，“未富先老”“未備先老”的矛盾突出，贍養(yǎng)老人已成為子代家庭的重要負(fù)擔(dān)，發(fā)揮社會(huì)醫(yī)療保障對(duì)“家庭養(yǎng)老”的補(bǔ)充和替代，對(duì)于釋放居民家庭消費(fèi)潛力作用重大。

根據(jù)全國老齡辦公布的最新數(shù)據(jù)，目前中國已經(jīng)成為世界上老年人口最多的國家，并且人口老齡化問題仍在加劇。2005年至2016年我國少兒撫養(yǎng)比逐年下降，而老年撫養(yǎng)比則從10.7%逐年增加到15%。截至2017年底，我國60歲及以上老年人口已達(dá)2.41億人，占總?cè)丝诘?7.3%。預(yù)計(jì)到21世紀(jì)中葉，我國老年人口將達(dá)4.8億，占比將達(dá)34.9%注杜?。骸段覈夏耆艘堰_(dá)2.41億，專家：應(yīng)對(duì)人口老齡化面臨雙重壓力》， http://news.cnfol.com/chanyejingji/20180511/26413393.shtml， 訪問日期：2018年5月12日。，養(yǎng)老問題凸顯。計(jì)劃生育政策實(shí)施多年以來，“421”類型家庭數(shù)目眾多，已婚子女家庭作為社會(huì)最重要的消費(fèi)主體，養(yǎng)老負(fù)擔(dān)加大強(qiáng)化了其預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，消費(fèi)潛力無法釋放。而子代家庭所承擔(dān)的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)與社會(huì)公共保障制度的完善程度密切相關(guān)，父輩的社會(huì)保障狀況直接影響到子代家庭養(yǎng)老負(fù)擔(dān)的大小與消費(fèi)水平的高低。因此如何緩解子代家庭的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)、釋放子代家庭的消費(fèi)潛力、為老年人口提供更加完善的社會(huì)保障服務(wù)成為政府和學(xué)界的重要議題。

我國社會(huì)養(yǎng)老保障體系的建立分城鄉(xiāng)兩域獨(dú)立推進(jìn)，其中養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)是社會(huì)保障體系的重要組成部分，由于不同的社會(huì)保障類型對(duì)消費(fèi)影響的作用機(jī)制不同，本文將重點(diǎn)分析父輩的醫(yī)療保險(xiǎn)參與狀況與子代家庭消費(fèi)行為之間的關(guān)系。我國醫(yī)療保險(xiǎn)制度是由國家或社會(huì)為人民提供醫(yī)療服務(wù)或經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償?shù)囊环N社會(huì)保障制度，分城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)和新型農(nóng)村合作醫(yī)療(簡(jiǎn)稱新農(nóng)合)，三條主線各自逐步推進(jìn)。2016年初國務(wù)院印發(fā)《關(guān)于整合城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的意見》要求，推進(jìn)城鄉(xiāng)醫(yī)療保險(xiǎn)制度的整合工作。醫(yī)療保險(xiǎn)制度的逐步完善可以為降低居民支出不確定性，啟動(dòng)居民消費(fèi)提供最基本保障。

二、文獻(xiàn)回顧

縱觀國內(nèi)外研究醫(yī)療保險(xiǎn)與消費(fèi)的文章，大多數(shù)文獻(xiàn)集中在家庭內(nèi)部研究社會(huì)保障與居民消費(fèi)或儲(chǔ)蓄的關(guān)系，尚未從代際扶持的視角對(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)的外部性影響進(jìn)行跨代研究。且現(xiàn)有文獻(xiàn)多使用宏觀省際數(shù)據(jù)，鮮有文章在微觀家庭層面研究父輩醫(yī)療保險(xiǎn)狀況對(duì)已婚子女家庭消費(fèi)的影響，而在我國傳統(tǒng)的以“家庭養(yǎng)老”為主導(dǎo)的養(yǎng)老模式下，父輩的社會(huì)醫(yī)療保障狀況直接決定了父輩與子代之間的代際扶持進(jìn)而會(huì)影響子代家庭的消費(fèi)。與多數(shù)研究不同，本文以已婚子女家庭消費(fèi)為研究對(duì)象，從代際扶持的視角通過構(gòu)建世代交疊模型，使用中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)微觀數(shù)據(jù)，探討父輩的醫(yī)療保險(xiǎn)狀況對(duì)已婚子女家庭消費(fèi)的影響，并在實(shí)證研究部分進(jìn)一步就該問題在城鄉(xiāng)之間、子女性別、年齡以及中東西地區(qū)間的差異性影響進(jìn)行詳細(xì)分析。

三、影響機(jī)制及數(shù)理模型

(一)影響機(jī)制

近年來我國老齡化問題凸顯，65歲以上老齡人口數(shù)量持續(xù)增加，見圖1，家庭老年撫養(yǎng)比逐年推升，子代家庭承擔(dān)的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)將直接影響子代家庭的消費(fèi)決策與消費(fèi)模式。完善的醫(yī)療保險(xiǎn)可以降低居民的醫(yī)療開支，進(jìn)而降低預(yù)防性儲(chǔ)蓄，增加居民消費(fèi)。在“家庭養(yǎng)老”和老齡化問題的雙重背景下，父輩的醫(yī)療保險(xiǎn)狀況與子代家庭的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)的大小、消費(fèi)水平的高低密切相關(guān)。參加醫(yī)療保險(xiǎn)的父輩，其子女的養(yǎng)老醫(yī)療負(fù)擔(dān)降低，將會(huì)增加子代家庭的消費(fèi)，對(duì)子代家庭消費(fèi)產(chǎn)生溢出效應(yīng)。

數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計(jì)局

(二)擴(kuò)展的OLG模型

浮云一別，流水百年。由封閉、貧窮、落后、缺乏生機(jī)，到開放、富強(qiáng)、文明和充滿活力的歷史巨變，這些成就的取得得益于中國共產(chǎn)黨的領(lǐng)導(dǎo)，得益于四十年的改革開放，得益于中國人民永遠(yuǎn)向上的力量。

u=ln(c1)+γln(c2)

(1)

其中，c1、c2分別表示子代的當(dāng)期消費(fèi)和老年期消費(fèi)。γ=(1+ρ)-1是時(shí)間偏好因子，ρ>-1。當(dāng)期消費(fèi)由(2)式表示：

c1=Y-S-αβpay-bf

(2)

其中，S為當(dāng)期儲(chǔ)蓄，pay為子代為父輩生病所承擔(dān)的醫(yī)療費(fèi)用[注]為了分析簡(jiǎn)便，該模型中不考慮父輩動(dòng)用養(yǎng)老金進(jìn)行的醫(yī)療支出，僅指子代為父代支付的醫(yī)療費(fèi)用。。父輩生病的概率(α)越大、醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷的比例越低，子代的醫(yī)療負(fù)擔(dān)越重。bf為購買醫(yī)療保險(xiǎn)所需的費(fèi)用，若該費(fèi)用由父輩自行承擔(dān)則其值為0。老年期消費(fèi)由(3)式表示：

c2=(1+r)S

(3)

其中，r為利率，S為年輕時(shí)的儲(chǔ)蓄，模型中假設(shè)老年期沒有收入。

求解上述最優(yōu)化過程可得：

(4)

(4)式對(duì)1-β求導(dǎo)得：

(5)

顯然，子代家庭當(dāng)期消費(fèi)隨父代醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷比率提高而提高。所以父輩有無醫(yī)療保險(xiǎn)會(huì)影響子代家庭消費(fèi)，且父輩生病的概率越大、產(chǎn)生的醫(yī)療費(fèi)用越高，父輩有無醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)于子代家庭消費(fèi)的影響越大。

四、數(shù)據(jù)及變量說明

(一)數(shù)據(jù)來源

本文所用家庭微觀數(shù)據(jù)全部來源于北京大學(xué)中國社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心主持的中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)項(xiàng)目。CFPS自2010年正式展開，每?jī)赡曜粉櫿{(diào)查一次，本文使用CFPS2010、CFPS2012、CFPS2014三年數(shù)據(jù)構(gòu)造混合截面數(shù)據(jù)。CFPS根據(jù)三階段不等概率整群抽樣原理，三次調(diào)查抽樣范圍依次涵蓋14798、13315、13946個(gè)家庭，包含家庭庫、成人庫、兒童庫和家庭關(guān)系庫四個(gè)子庫。本文所用數(shù)據(jù)均來源于家庭庫、成人庫和家庭關(guān)系庫三個(gè)子庫，并根據(jù)個(gè)人編碼和家庭編碼對(duì)其進(jìn)行匹配和匯總并最終得到本文所用數(shù)據(jù)。

(二)數(shù)據(jù)篩選及處理組的構(gòu)造

數(shù)據(jù)匹配和匯總過程如下：第一步：在家庭關(guān)系庫中定位在婚、離婚、同居和喪偶個(gè)體，并獲得其個(gè)人編碼；第二步：定位上述個(gè)體的母親并獲得其個(gè)人編碼，因女性較男性壽命長(zhǎng)，定位父親得到的樣本量有限，故選擇定位母親；第三步，根據(jù)母親的個(gè)人編碼，從成人庫中獲取母親的醫(yī)療保險(xiǎn)狀況，并提取其健康、年齡等信息，整合到相關(guān)變量；第四步，定位個(gè)體所在家庭，并在家庭庫中提取該家庭相關(guān)信息。若母親有醫(yī)療保險(xiǎn)，則其子代家庭數(shù)據(jù)屬于處理組。否則，屬于控制組。以該規(guī)則定義的處理變量以bx表示。為更加細(xì)致地考察父輩醫(yī)療保險(xiǎn)狀況對(duì)子代家庭消費(fèi)的影響，在保持控制組不變的情況下，本文對(duì)處理組進(jìn)行如下劃分，以生成不同的處理變量[注]三種醫(yī)療保險(xiǎn)籌資比例不同，具體待遇各地也不盡相同。城鎮(zhèn)職工的繳費(fèi)比例最高，報(bào)銷比例也高。居民和新農(nóng)合的繳費(fèi)比例低，待遇稍低。因受限于數(shù)據(jù)，本文將三種醫(yī)療保險(xiǎn)做合并處理。。

1.根據(jù)統(tǒng)計(jì)局標(biāo)準(zhǔn)，將處理組家庭分為城鎮(zhèn)和農(nóng)村兩類。其中，bxrural的處理組僅包含農(nóng)村家庭；而bxurban的處理組僅包含城市家庭。

2.將處理組家庭按地域分為東中西三部分。bxeast的處理組僅包含西部地區(qū)家庭，bxmiddle和bxwest同理定義。本文的東部地區(qū)指北京、天津、遼寧、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東；西部地區(qū)指四川、重慶、貴州、云南、陜西、甘肅、廣西；中部地區(qū)指山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南。

3.將處理組個(gè)體按性別和城鄉(xiāng)分為四類，以考察城鄉(xiāng)男方和女方父母的醫(yī)療保險(xiǎn)狀況對(duì)個(gè)體家庭的不同影響。其中，bxmale的處理組為男方母親有醫(yī)療保險(xiǎn)；而bxfemale的處理組為女方母親有醫(yī)療保險(xiǎn)。

4.將處理組個(gè)體按年齡分為兩類，以考察不同年齡的已婚子女其父輩的醫(yī)療保險(xiǎn)狀況對(duì)個(gè)體家庭的不同影響。根據(jù)樣本的可得性，我們將處理組按照年齡分為三組，分別是age≤45，4555。其中age≤45表示小于45歲的已婚子女，其余類推。

本文所用結(jié)果變量為子代家庭的消費(fèi)對(duì)數(shù)。采用對(duì)數(shù)，是因?yàn)楦鶕?jù)對(duì)數(shù)形式能較為方便的計(jì)算處理組相對(duì)于控制組收入變化的百分比。本文所用協(xié)變量如表1、表2所示。

表1協(xié)變量描述性統(tǒng)計(jì)(處理組)

表2協(xié)變量描述性統(tǒng)計(jì)(控制組)

guojia指就職于國企、事業(yè)單位和政府部門的家庭成員數(shù)量；shdw來源于問題“您在本地的社會(huì)地位？”，以家庭成員中最高者為準(zhǔn)；bcn和bjkn來源于問題“家庭有幾個(gè)人身體變差了(自評(píng)健康)”和“家庭有幾個(gè)不健康的人(自評(píng)健康)”；描述性統(tǒng)計(jì)中給出的age65n指65歲以上的家庭成員數(shù)量；若子女與父母不同灶，則將不同灶母親的健康、年齡與社會(huì)地位狀況合并至子代家庭。

五、實(shí)證分析

p(Xi)=Pr(Di=1|Xi)=exp(βXi)|1+exp(βXi)=E(Di=1|Xi)

(6)

其中X是協(xié)變量，為一系列可能影響個(gè)體是否接受處理的因素。D為處理變量，取值范圍為[0，1]。個(gè)體傾向得分越高，接受處理的概率越大；然后對(duì)處理組和控制組進(jìn)行匹配。常用的匹配方法包括近鄰匹配、半徑匹配、核匹配和馬氏匹配。近鄰匹配就是尋找與處理組傾向得分值最為接近控制組、半徑匹配指在特定范圍內(nèi)對(duì)處理組和控制組進(jìn)行匹配、核匹配是構(gòu)造一個(gè)虛擬對(duì)象對(duì)兩組進(jìn)行匹配，構(gòu)造的原則是對(duì)控制變量做權(quán)重平均，權(quán)重的取值與兩組傾向得分差異負(fù)相關(guān)[注]張群、吳石磊、郭燕：《基于PSM法估算文化的消費(fèi)差異影響》，《統(tǒng)計(jì)與決策》2013第14期。，在馬氏匹配中，首先根據(jù)協(xié)變量計(jì)算馬氏距離，然后進(jìn)行近鄰匹配；最后計(jì)算處理組平均處理效應(yīng)，以衡量處理組的毛收益。計(jì)算公式為：

ATT=E(Y1i-Y0i|Di=1)=E{E[Y1i-Y0i|Di=1，p(Xi)]}

=E{E[Yi1|Di=1，p(Xi)]-E[Y1i|Di=0，p(Xi)]|Di=1}

(7)

該方法的有效性依賴于重疊假設(shè)和平衡性假設(shè)。重疊假設(shè)要求處理組和控制組的傾向得分有較大的共同取值范圍。對(duì)此，本文僅保留傾向得分具有重疊部分的個(gè)體。下表中的control和treat分別表示經(jīng)上述處理后的控制組和處理組樣本數(shù)量，可見本文的估計(jì)滿足共同支撐假設(shè)。平衡性假設(shè)要求匹配以后的控制組和處理組在各協(xié)變量上無顯著差異，一般通過觀察匹配后兩組變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差絕對(duì)值來判斷。一般認(rèn)為該值要小于20。下文中的bias表示標(biāo)準(zhǔn)化偏差絕對(duì)值大于20的協(xié)變量數(shù)量，0表示無，1表示有1個(gè)[注]即使如此，匹配后的標(biāo)準(zhǔn)偏差明顯減小，較大程度上平衡了協(xié)變量在兩組的分布。?？梢?，絕大多數(shù)估計(jì)滿足平衡性假設(shè)。所以，本文的估計(jì)是有效的。此外，為增強(qiáng)估計(jì)的穩(wěn)健性，我們分別使用1對(duì)4匹配、馬氏匹配、半徑匹配、基于uniform的核匹配以及基于biweight的核匹配。

本文首先估計(jì)全樣本情形下父輩是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)已婚子女家庭消費(fèi)的影響。結(jié)果如表3所示：從ATT來看，5種匹配結(jié)果均顯著為正，有醫(yī)療保險(xiǎn)的父輩其子代的家庭消費(fèi)顯著高于父輩沒有醫(yī)療保險(xiǎn)的子代家庭。其平均處理效應(yīng)約為0.17，比控制組家庭消費(fèi)提高18%左右?？梢姡哟彝ニ袚?dān)的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)與社會(huì)公共保障制度的完善程度密切相關(guān)，父輩的社會(huì)保障狀況直接影響到子代家庭養(yǎng)老負(fù)擔(dān)的大小與消費(fèi)水平的高低，父輩若有社會(huì)保障，社會(huì)養(yǎng)老可在一定程度上替代“家庭養(yǎng)老”，減輕子代對(duì)父輩的代際扶持負(fù)擔(dān)和醫(yī)療負(fù)擔(dān)，進(jìn)而釋放子代家庭的消費(fèi)潛力，對(duì)子代家庭消費(fèi)具有溢出效應(yīng)。

在我國城鄉(xiāng)特殊的“二元結(jié)構(gòu)”下，居民收入水平、社會(huì)保障程度都存在較大的城鄉(xiāng)差異，因此進(jìn)一步將處理組家庭按照城鄉(xiāng)分為兩組，結(jié)果顯示五種匹配方式下城市家庭父輩有醫(yī)療保險(xiǎn)的子代家庭消費(fèi)顯著高于父輩沒有醫(yī)療保險(xiǎn)的子代家庭。其平均處理效應(yīng)約為0.26，比控制組家庭消費(fèi)平均提高近30%，農(nóng)村家庭在五種匹配方式下皆不顯著，父輩醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)子代家庭消費(fèi)的影響存在顯著的城鄉(xiāng)差異?？赡艿慕忉屖牵旱谝?，城鄉(xiāng)二元差異下居民收入差距較大，城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)和職工醫(yī)療保險(xiǎn)的繳費(fèi)額比“新農(nóng)合”高，“社會(huì)養(yǎng)老”顯示出較強(qiáng)地替代“家庭養(yǎng)老”特征，醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)城市子代家庭消費(fèi)的提振作用較大。第二，農(nóng)村較城市觀念落后，消費(fèi)理念更新緩慢，對(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)的接受度和信任度需要一個(gè)相對(duì)緩慢的過程，醫(yī)療保險(xiǎn)只能在一定程度上削弱農(nóng)村居民的儲(chǔ)蓄意愿，農(nóng)村居民對(duì)未來仍然有較大的收入和支出不確定性，預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)仍然強(qiáng)勁，因此農(nóng)村子代家庭的消費(fèi)狀況在父輩是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)上并沒有表現(xiàn)出顯著區(qū)別，我們可以得到結(jié)論：對(duì)父輩提供代際扶持所帶來的醫(yī)療負(fù)擔(dān)的提高顯著抑制了城鎮(zhèn)子代家庭的消費(fèi)支出，而這一影響在農(nóng)村不顯著。

表3父輩醫(yī)療保險(xiǎn)如何影響子女家庭消費(fèi)：全樣本與城鄉(xiāng)分樣本

進(jìn)一步將處理組家庭按照區(qū)域分為東中西三組，表4的結(jié)果顯示在五種匹配方式下，東部地區(qū)家庭父輩有醫(yī)療保險(xiǎn)的子代家庭消費(fèi)顯著高于父輩沒有醫(yī)療保險(xiǎn)的子代家庭消費(fèi)，其平均處理效應(yīng)為0.24，處理組比控制組家庭消費(fèi)平均提高近27%，中西部家庭在五種匹配方式下皆不顯著，父輩是否有醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)子代家庭消費(fèi)的影響存在顯著的區(qū)域差異，可能的解釋是東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度和開放程度較高，收入較高。收入較高區(qū)域的老人撫養(yǎng)成本相對(duì)更高，父輩的醫(yī)療保險(xiǎn)保障可以替代子代提供給父輩的代際扶持，從而減輕子代家庭對(duì)父輩的贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)，對(duì)子女家庭的消費(fèi)產(chǎn)生溢出作用。同時(shí)東部地區(qū)較中西部地區(qū)更容易接受新鮮事物，父輩有醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)子代家庭消費(fèi)的提振作用在東部地區(qū)顯著。還有研究發(fā)現(xiàn)不同地區(qū)老齡化的差異是造成東部消費(fèi)高于西部的重要原因[注]李曉嘉、蔣承：《我國農(nóng)村家庭消費(fèi)傾向的實(shí)證研究——基于人口年齡結(jié)構(gòu)的視角》，《金融研究》2014年第9期。，限于樣本數(shù)據(jù)，我們的研究沒法進(jìn)一步證實(shí)這一點(diǎn)。

表4父輩醫(yī)療保險(xiǎn)如何影響子女家庭消費(fèi)：按區(qū)域分組

為了進(jìn)一步考察“家庭養(yǎng)老”模式中兒子和女兒在贍養(yǎng)老人的孝道責(zé)任中所承擔(dān)的角色，接下來我們按照城鄉(xiāng)和性別細(xì)分樣本進(jìn)行更加深入地考察，“男”表示子代家庭中的男方父輩有醫(yī)療保險(xiǎn)，“女”表示子代家庭中的女方父輩有醫(yī)療保險(xiǎn)。表5的結(jié)果顯示性別的城鄉(xiāng)差異同城鄉(xiāng)差異一致，父輩有無醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)城市子女家庭消費(fèi)影響較大，有醫(yī)療保險(xiǎn)的父輩其子女家庭消費(fèi)顯著提高，而對(duì)農(nóng)村子女家庭消費(fèi)影響不顯著。進(jìn)一步比較城市中兒子和女兒的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)對(duì)其消費(fèi)的影響，發(fā)現(xiàn)除了馬氏匹配之外，在其他四種匹配方式下，城市中父輩有醫(yī)療保險(xiǎn)的女兒，其家庭消費(fèi)比父輩沒有醫(yī)療保險(xiǎn)的女兒的家庭消費(fèi)高，平均提高53%，兒子的家庭消費(fèi)平均提高40%，可見，城市樣本中父輩有無醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)女兒消費(fèi)的影響大于對(duì)兒子的影響。

表5父輩醫(yī)療保險(xiǎn)如何影響子女家庭消費(fèi)：城鄉(xiāng)分樣本按性別分組

表6父輩醫(yī)療保險(xiǎn)如何影響子女家庭消費(fèi)：按年齡分組

五、結(jié)論及政策建議

本文從代際扶持的視角，對(duì)世代交疊模型進(jìn)行擴(kuò)展，利用中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)對(duì)父輩醫(yī)療保險(xiǎn)狀況與子代家庭消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，研究表明父輩參加醫(yī)療保險(xiǎn)的子代家庭消費(fèi)顯著高于父輩沒有參加醫(yī)療保險(xiǎn)的子代家庭消費(fèi)，處理組比控制組家庭消費(fèi)顯著提高18%左右。通過對(duì)樣本進(jìn)一步的細(xì)分研究發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)消費(fèi)的影響存在顯著的城鄉(xiāng)差異和區(qū)域差異，該影響在城市較為顯著，城市家庭父輩有保險(xiǎn)的子代家庭消費(fèi)比父輩沒有保險(xiǎn)的子代家庭消費(fèi)平均提高近30%，對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)影響不顯著；通過按照性別和城鄉(xiāng)細(xì)分樣本發(fā)現(xiàn)，女兒與兒子的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)在城鄉(xiāng)間表現(xiàn)出顯著差異，城市中父輩有保險(xiǎn)的女兒其家庭消費(fèi)比沒有保險(xiǎn)的家庭消費(fèi)平均提高53%，兒子的家庭消費(fèi)提高40%，對(duì)女兒的影響大于對(duì)兒子的影響，女兒在“家庭養(yǎng)老”中承擔(dān)的責(zé)任高于兒子；東部地區(qū)家庭父輩有保險(xiǎn)的子代家庭消費(fèi)比父輩沒有保險(xiǎn)的子代家庭消費(fèi)平均提高近27%，中西部地區(qū)家庭消費(fèi)差異不顯著；父輩有醫(yī)療保險(xiǎn)的成年子女中，對(duì)45歲至55歲之間的子女家庭消費(fèi)影響顯著。醫(yī)療保險(xiǎn)可以在一定程度上替代“家庭養(yǎng)老”，減輕子代家庭的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)，對(duì)子代家庭消費(fèi)具有溢出效應(yīng)。

綜上，社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)保障制度在家庭外部效應(yīng)上對(duì)消費(fèi)有顯著影響，據(jù)此可以為我國提振居民消費(fèi)，降低居民儲(chǔ)蓄率提供有效的政策建議。政府應(yīng)該進(jìn)一步完善包括醫(yī)療保險(xiǎn)在內(nèi)的社會(huì)保障體系建設(shè)，發(fā)揮醫(yī)療保險(xiǎn)等社會(huì)保障對(duì)“家庭養(yǎng)老”的替代作用，減輕子代家庭贍養(yǎng)老人的醫(yī)療養(yǎng)老負(fù)擔(dān)，釋放居民消費(fèi)潛力。鑒于城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)和職工醫(yī)療保險(xiǎn)的繳費(fèi)額比“新農(nóng)合”高、城市居民的醫(yī)療保障比農(nóng)村居民高之現(xiàn)狀，應(yīng)著力實(shí)現(xiàn)社會(huì)保障服務(wù)供給的均等化，進(jìn)一步提高農(nóng)村居民醫(yī)療保障水平，降低農(nóng)村居民和中西部地區(qū)廣大居民支出的不確定性。應(yīng)加大對(duì)社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的宣傳力度，特別是在農(nóng)村及中西部地區(qū)的醫(yī)療保障宣傳工作，改變落后地區(qū)的落后觀念，提高人們對(duì)社會(huì)保險(xiǎn)的接受度與信任度，更新觀念，促進(jìn)居民消費(fèi)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)，進(jìn)而擴(kuò)大內(nèi)需，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)健康持續(xù)增長(zhǎng)。