社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭金融資產(chǎn)配置的影響機(jī)制

王 穩(wěn),桑 林

(對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 保險(xiǎn)學(xué)院，北京 100029)

一、問題提出

家庭金融資產(chǎn)配置是以家庭資產(chǎn)保值增值的需求為基礎(chǔ)，根據(jù)自身實(shí)際情況將風(fēng)險(xiǎn)和收益進(jìn)行最優(yōu)匹配，優(yōu)化投資決策的過程[1]。根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)的資產(chǎn)組合選擇理論，在“理性經(jīng)濟(jì)人”的假設(shè)條件下，家庭會(huì)投資所有已經(jīng)存在的投資項(xiàng)目，并根據(jù)自身風(fēng)險(xiǎn)偏好選擇非風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比重[2]。據(jù)相關(guān)統(tǒng)計(jì)，2017年中國家庭人均資產(chǎn)達(dá)到194 332元，相比2016年增長14.94%，但房產(chǎn)凈值占家庭資產(chǎn)的總比重過高，達(dá)到66.35%，金融資產(chǎn)約占16.26%，且結(jié)構(gòu)單一，主要集中在定期存款、活期存款和現(xiàn)金等無風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)(1)數(shù)據(jù)來源：《中國家庭財(cái)富報(bào)告(2018)》，http://paper.ce.cn/jjrb/html/2018-12/28/content_380359.htm。。甘犁等(2013)指出，中國居民表現(xiàn)出在風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場參與率極低且比重失衡等問題[3]，即所謂的“有限參與”現(xiàn)象。

家庭在進(jìn)行資產(chǎn)配置的過程中，面臨著來自消費(fèi)、就業(yè)等各方面的經(jīng)濟(jì)沖擊，其中健康沖擊是中國家庭面臨的主要不確定因素之一。相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，2017年醫(yī)院住院病人人均醫(yī)藥費(fèi)用為 8 890.7元，而全國居民人均可支配收入為25 974元(2)數(shù)據(jù)來源：《中國衛(wèi)生健康統(tǒng)計(jì)年鑒(2018)》《中國統(tǒng)計(jì)年鑒(2018)》。，醫(yī)療支出風(fēng)險(xiǎn)很可能導(dǎo)致家庭陷入經(jīng)濟(jì)困境，無疑會(huì)對居民家庭資產(chǎn)配置產(chǎn)生重要影響。

目前國內(nèi)對家庭資產(chǎn)配置影響因素的研究大多集中在生命周期、住房風(fēng)險(xiǎn)、財(cái)富效應(yīng)等方面[4-6]，而從社會(huì)保障角度來分析家庭資產(chǎn)配置的研究較少[7]，社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)作為社會(huì)保障體系的重要組成部分，是家庭健康籌資的重要渠道，那么社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)將如何影響家庭資產(chǎn)配置行為？它是否使家庭在資產(chǎn)選擇過程中風(fēng)險(xiǎn)和收益的匹配更加合理？為了回答以上問題，本文研究社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭金融資產(chǎn)配置的影響機(jī)制，并進(jìn)行了以下幾個(gè)方面的創(chuàng)新：首先，將資產(chǎn)配置的一般分析框架進(jìn)行了擴(kuò)展，從理論上分析社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭資產(chǎn)配置的影響；其次，通過建立Probit模型和Tobit模型，實(shí)證研究社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)產(chǎn)生的影響，在參保情況的基礎(chǔ)上加入了學(xué)者研究較少的保險(xiǎn)保障程度維度，對社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的衡量更加全面；最后，通過引入多重中介效應(yīng)模型，從財(cái)富效應(yīng)、預(yù)防性儲(chǔ)蓄和替代效應(yīng)三個(gè)角度研究其傳導(dǎo)機(jī)制，系統(tǒng)研究社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭資產(chǎn)配置的影響過程，以期提供有價(jià)值的理論參考。

二、文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)代資產(chǎn)選擇理論源于馬科維茨(Markowitz，1952)提出的均值方差理論和夏普(Sharpe，1964)的資本資產(chǎn)定價(jià)模型[2，8]。為了研究理性的家庭投資者如何根據(jù)自身稟賦條件合理分配家庭財(cái)富，以達(dá)到家庭整體效用最大化的目標(biāo)，坎貝爾和維塞拉(Campbell & Viceira，2002)最早提出了家庭資產(chǎn)配置的概念，即研究家庭如何對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)進(jìn)行配置[1]。

家庭的資產(chǎn)配置決策不僅取決于金融市場風(fēng)險(xiǎn)的大小，還要受到家庭自身稟賦條件等背景因素產(chǎn)生風(fēng)險(xiǎn)的影響，即背景風(fēng)險(xiǎn)(background risk)[9]。早期在風(fēng)險(xiǎn)厭惡研究中逐漸衍生出背景風(fēng)險(xiǎn)理論[11-12]，即金融市場風(fēng)險(xiǎn)等外生風(fēng)險(xiǎn)和家庭背景風(fēng)險(xiǎn)存在一定的替代性。當(dāng)家庭的背景風(fēng)險(xiǎn)惡化后，家庭在投資時(shí)會(huì)表現(xiàn)出更強(qiáng)的謹(jǐn)慎性和風(fēng)險(xiǎn)厭惡，對安全資產(chǎn)的偏好增強(qiáng)以降低風(fēng)險(xiǎn)暴露。之后隨著理論的不斷發(fā)展和研究的逐漸深入，背景風(fēng)險(xiǎn)由抽象的概念發(fā)展到具體的論證過程，而健康風(fēng)險(xiǎn)就是一種重要的背景風(fēng)險(xiǎn)。

愛德華茲(Edwards，2008)從效用的角度分析健康風(fēng)險(xiǎn)對家庭資產(chǎn)配置的影響，認(rèn)為健康狀況不同的居民當(dāng)前與未來消費(fèi)的邊際效用不同,從而使家庭在資產(chǎn)配置中做出不同的決策[10]。大多數(shù)針對健康狀況與家庭資產(chǎn)配置之間關(guān)系的研究都發(fā)現(xiàn)，隨著居民健康狀況的惡化，居民投資風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的概率及持有比重降低[11-12]，但伯科威茨和邱(Berkowitz & Qiu，2006)研究發(fā)現(xiàn)，在控制了其他因素后，健康水平對家庭資產(chǎn)配置沒有顯著影響[13]?？栠_(dá)克和威爾金斯(Cardak & Wilkins，2009)將醫(yī)療保險(xiǎn)作為健康狀況影響家庭資產(chǎn)配置的調(diào)節(jié)變量或影響渠道，研究其對家庭資產(chǎn)配置產(chǎn)生的間接影響[14]。高德曼和梅斯塔斯(Goldman & Maestas，2013)發(fā)現(xiàn)，享有醫(yī)療保險(xiǎn)的居民醫(yī)療支出風(fēng)險(xiǎn)明顯下降，通過背景風(fēng)險(xiǎn)和外部風(fēng)險(xiǎn)的替代效應(yīng)增加風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置[15]。國內(nèi)從健康風(fēng)險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)的角度研究其和家庭金融資產(chǎn)配置之間關(guān)系的文獻(xiàn)較少，實(shí)證研究結(jié)果和國外的研究結(jié)論基本一致[16-18]。

從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭資產(chǎn)配置產(chǎn)生影響主要有三種途徑：首先，社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)能夠減輕家庭的醫(yī)療負(fù)擔(dān)，通過降低家庭的實(shí)際醫(yī)療支出水平，產(chǎn)生財(cái)富效應(yīng)影響家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置[19-20]；其次，通過降低家庭未來支出風(fēng)險(xiǎn)，促使家庭降低預(yù)防性儲(chǔ)蓄水平，增加投資風(fēng)險(xiǎn)金融市場的可能[21-22]；最后，通過縮小家庭風(fēng)險(xiǎn)敞口，進(jìn)而調(diào)整資產(chǎn)整體風(fēng)險(xiǎn)水平，使其與風(fēng)險(xiǎn)承受能力相適應(yīng)，將安全資產(chǎn)向風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)轉(zhuǎn)移，產(chǎn)生一定的替代效應(yīng)[16，18]。

總之，社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)等因素的影響并沒有被納入傳統(tǒng)的家庭資產(chǎn)配置理論模型中。隨著背景風(fēng)險(xiǎn)概念的提出和理論的不斷發(fā)展，學(xué)者將許多經(jīng)典理論中沒有的變量加入資產(chǎn)配置模型中，以期對現(xiàn)實(shí)中的居民經(jīng)濟(jì)行為做出合理解釋，而且已有研究表明，部分變量對家庭資產(chǎn)配置行為具有顯著影響。

三、理論模型、計(jì)量模型設(shè)計(jì)及影響機(jī)制

坎貝爾和維塞拉(2002)基于資產(chǎn)配置視角建立了一個(gè)分析框架，以投資者的稟賦經(jīng)濟(jì)環(huán)境為基礎(chǔ)，在預(yù)算約束下進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和非風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的最優(yōu)選擇，以實(shí)現(xiàn)家庭效用最大化的目標(biāo)[1]。本文將社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)加入家庭資產(chǎn)配置模型，以對家庭資產(chǎn)配置的影響進(jìn)行理論分析，在此基礎(chǔ)上建立實(shí)證模型進(jìn)行檢驗(yàn)。

(一)理論模型

首先建立存在醫(yī)療支出風(fēng)險(xiǎn)和社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的兩期資產(chǎn)配置模型，進(jìn)行理論模型的推導(dǎo)，以分析變量間的數(shù)量關(guān)系。

1.模型A：基礎(chǔ)模型

Rp,t+1=αtRt+1+(1-αt)Rf,t+1

(1)

t+1期的財(cái)富水平為：

Wt+1=Wt(1+Rp,t+1)

(2)

(3)

s.t.Ct+1=Wt+1=Wt(1+Rp,t+1)

求解模型中，風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)和貼現(xiàn)因子可以省略，不影響模型求解結(jié)果。假設(shè)資產(chǎn)收益是對數(shù)正態(tài)分布的，將效用函數(shù)和約束條件對數(shù)線性近似后得到：

(4)

s.t.ct+1=wt+1=rp,t+1+wt

其中，rp,t+1=log(1+Rp,t+1)。將約束條件代入式(4)中的目標(biāo)函數(shù)得出：

(5)

將資產(chǎn)收益率的對數(shù)進(jìn)行泰勒展開后，可得：

(6)

代入式(5)，目標(biāo)函數(shù)的形式為：

(7)

最后，解出滿足約束條件的效用函數(shù)最大化的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置比例為：

(8)

2.模型B：加入醫(yī)療支出風(fēng)險(xiǎn)的資產(chǎn)配置模型

(9)

s.t.Ct+1=Wt+1-Ht+1

將約束條件進(jìn)行對數(shù)線性近似后，得到

(10)

將式(10)代入對數(shù)線性近似后的目標(biāo)函數(shù)，計(jì)算過程同基礎(chǔ)模型的處理過程類似，最終獲得家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的最優(yōu)解為:

(11)

其中，σht為醫(yī)療支出風(fēng)險(xiǎn)與金融資產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)間的相關(guān)系數(shù)，為了比較模型A和模型B之間風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比例的關(guān)系，將兩者相減可得:

(12)

3.模型C：加入社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的資產(chǎn)配置模型

在模型B的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步加入社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)變量，并且醫(yī)療支出可以部分報(bào)銷，假設(shè)報(bào)銷比例為λ，λ∈(0,1) ，則需要支付的醫(yī)療費(fèi)用為(1-λ)Ht+1，家庭的效用目標(biāo)函數(shù)和約束條件為：

(13)

s.t.Ct+1=Wt+1-(1-λ)Ht+1

計(jì)算的過程與模型B相同，通過將對數(shù)線性近似后的約束條件代入效用函數(shù)，最終獲得家庭最優(yōu)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置比例為：

(14)

比較模型A、B和C中風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的最優(yōu)配置比例可以發(fā)現(xiàn)：

(15)

上述分析表明，無醫(yī)療支出風(fēng)險(xiǎn)的家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置比例最高；有醫(yī)療支出風(fēng)險(xiǎn)但有醫(yī)療保險(xiǎn)保障的家庭次之；沒有醫(yī)療保險(xiǎn)且存在醫(yī)療支出風(fēng)險(xiǎn)的家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置比例最低。健康風(fēng)險(xiǎn)是影響家庭資產(chǎn)配置中的重要背景風(fēng)險(xiǎn)，也是家庭在實(shí)際的經(jīng)濟(jì)生活中必然面對的風(fēng)險(xiǎn)，醫(yī)療保險(xiǎn)在降低醫(yī)療支出風(fēng)險(xiǎn)的同時(shí)，增加家庭的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置比例。

(二)計(jì)量模型設(shè)計(jì)

基于以上理論分析，在實(shí)證檢驗(yàn)過程中，可以從家庭金融資產(chǎn)配置概率、規(guī)模和比例三個(gè)方面研究社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭金融資產(chǎn)配置的影響，并通過多重中介效應(yīng)模型對其影響機(jī)制進(jìn)行定量分析。

1.社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)與家庭金融資產(chǎn)配置概率

研究社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭金融資產(chǎn)配置概率的影響，可以構(gòu)建如下Probit 模型：

Pr(ASSET=1|INSURANCE,X)=Φ(α+β1INSURANCE+β2X+ε)

(16)

其中，被解釋變量ASSET是代表家庭是否配置金融資產(chǎn)的虛擬變量；INSURANCE代表家庭社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)情況，主要包括是否參保以及保障水平，是核心解釋變量；X代表所有的控制變量，具體見變量的說明部分。

2.社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)與家庭金融資產(chǎn)配置規(guī)模與比例

在分析社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對金融資產(chǎn)配置概率影響的基礎(chǔ)上，可以構(gòu)建Tobit 模型估計(jì)社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭金融資產(chǎn)配置規(guī)模以及配置比例的影響：

y=α+β1INSURANCE+β2X+μ,Y=max(0,y)

(17)

式(17)中，被解釋變量y表示家庭金融資產(chǎn)配置的規(guī)模以及比例，在實(shí)證分析中，由于未參與金融市場的家庭配置規(guī)模與比例均為0，被解釋變量是截尾的，本文參考研究家庭資產(chǎn)配置影響因素文獻(xiàn)中的做法[5，18]，采用Tobit 模型進(jìn)行估計(jì)。與式(16)相同，INSURANCE代表家庭社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)情況，X代表所有控制變量。

3.社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭資產(chǎn)配置的影響機(jī)制

在社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭資產(chǎn)配置具有顯著影響的前提下，借鑒普里徹和海耶斯(Preacher & Hayes，2008)的單步多重中介模型(single-step-multiple-mediator model)[23]，構(gòu)建如下中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ脱芯可鐣?huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭金融資產(chǎn)配置的影響機(jī)制。

ASSETi=β1INSURANCEi+γ1Zi+ε1i

(18)

MEDIATORi=β2INSURANCEi+γ2Zi+ε2i

(19)

ASSETi=β3INSUEACEi+λMEDIATORi+γ3Zi+ε3i

(20)

四、實(shí)證檢驗(yàn)

(一)數(shù)據(jù)來源與變量選取

本文使用的數(shù)據(jù)源自2013年中國家庭金融調(diào)查(China household finance survey，CHFS)數(shù)據(jù)庫。樣本覆蓋了全國29個(gè)省份(不含新疆、西藏、港澳臺(tái)地區(qū))262個(gè)縣(市)、1 048個(gè)社區(qū)，共獲得28 142個(gè)家庭的微觀數(shù)據(jù)，提供了受訪家庭的詳細(xì)資產(chǎn)配置情況、是否參與社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)、家庭的資產(chǎn)與收入、人口統(tǒng)計(jì)等特征等方面的詳細(xì)信息。數(shù)據(jù)清理過程中，剔除了缺失值及嚴(yán)重的異常值后，使用14 345個(gè)家庭進(jìn)行研究分析，其中包括城鎮(zhèn)家庭10 091個(gè)、農(nóng)村家庭4 254個(gè)。

1.家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)

中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)中，金融資產(chǎn)包括存款、現(xiàn)金、股票、債券、基金、金融衍生品、理財(cái)產(chǎn)品、非人民幣資產(chǎn)、黃金以及借出款。本文將除存款及現(xiàn)金外的其他金融資產(chǎn)列為風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，作為本文的核心被解釋變量。為了更全面地衡量風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置情況，被解釋變量主要從風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置概率、規(guī)模和比例三個(gè)方面進(jìn)行衡量：首先，對配置概率的取值，受訪家庭參與之前列出的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)中的任意一項(xiàng)，則賦值為1，否則為0；其次，配置規(guī)模采用家庭持有所有金融資產(chǎn)的市值總額衡量；最后，配置比例用風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)與家庭總體金融資產(chǎn)比值衡量，是取值在0～1之間的連續(xù)變量。由表1描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果可以看出，樣本家庭配置風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的概率為0.23，配置規(guī)模的均值是1.58萬元，配置風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占總體金融資產(chǎn)的比值平均只有0.09?？傮w來講，中國家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置概率低，規(guī)模小，在整體金融資產(chǎn)中占比極低，研究影響風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的因素及如何促進(jìn)家庭參與金融市場具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

2.社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)

社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)作為核心解釋變量，主要選取家庭社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)參與情況和保障水平兩個(gè)角度進(jìn)行衡量。如果家庭中有一人及以上未參保社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)，賦值為0，否則為1。由于家庭異質(zhì)性和地區(qū)社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度的不同(3)CHFS2013問卷中，社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)主要包括公費(fèi)醫(yī)療、城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)和新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)四類。，樣本家庭中保障水平也存在一定差異。為了更加全面衡量家庭的社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)情況，同時(shí)表示保險(xiǎn)為家庭提供的實(shí)際風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)情況，本文引入代表家庭社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)保障水平的變量，計(jì)算公式為：家庭保障水平=社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷的醫(yī)療消費(fèi)/家庭總體醫(yī)療消費(fèi)。由表1可以看出，樣本平均的社會(huì)保障水平僅為0.28，實(shí)際報(bào)銷比例和社會(huì)保險(xiǎn)制度的名義報(bào)銷比例存在一定差距，保障水平嚴(yán)重不足。

3.控制變量

在實(shí)證分析過程中，控制變量主要包括家庭特征、戶主特征以及其他保險(xiǎn)情況三個(gè)方面。

(1)家庭特征。主要包括家庭財(cái)富水平、自有住房、家庭規(guī)模以及健康狀況。代表家庭財(cái)富的變量為家庭人均年收入的對數(shù)。本文用家庭人口數(shù)表示家庭規(guī)模。在風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)之外的其他各種資產(chǎn)中，房產(chǎn)占比很大，會(huì)對其他資產(chǎn)的配置情況產(chǎn)生重要影響，因此在解釋變量中加入家庭是否擁有自有住房的虛擬變量。此外，健康風(fēng)險(xiǎn)是影響家庭資產(chǎn)配置的背景風(fēng)險(xiǎn)中的一種，本文選取家庭中個(gè)人自評健康的平均值代表家庭健康狀況，以更全面評價(jià)整個(gè)家庭的健康水平。

(2)個(gè)人特征層面。主要采用戶主特征控制人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征因素對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的配置的影響。主要有戶主的年齡、性別、教育程度(4)CHFS 2013數(shù)據(jù)中將教育程度分為9種，為沒上過學(xué)、小學(xué)、初中、高中、中專/職高、大專/高職、本科、碩士、博士，在教育年限中分別賦值0、6、9、10、12、13、15、16、22。、婚姻狀況以及工作情況。風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度是影響風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的重要因素，研究中加入這一變量，1～5代表風(fēng)險(xiǎn)偏好程度逐漸增加。

(3)其他保險(xiǎn)情況。本文還加入了代表家庭參與其他保險(xiǎn)情況的虛擬變量以控制其對風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響，主要是補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)和養(yǎng)老保險(xiǎn)。此外，在回歸中還加入了控制城鄉(xiāng)差異的戶籍虛擬變量和地區(qū)差異的地區(qū)虛擬變量。

表1 主要變量說明及描述性統(tǒng)計(jì)

(二)基本回歸結(jié)果

表2是根據(jù)Probit模型和Tobit模型進(jìn)行回歸后得出的結(jié)果，由于兩種模型本身的回歸系數(shù)經(jīng)濟(jì)學(xué)意義不大，為了比較不同變量回歸結(jié)果間的差異，表2列出平均邊際效應(yīng)。

根據(jù)基本回歸結(jié)果，在控制其他變量的情況下，社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置有顯著的正向影響。具體來講，回歸結(jié)果列(1)顯示，相比未完全參保家庭，社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)參保家庭險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置概率平均提升了14.3%，結(jié)果在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。根據(jù)回歸列(3)和列(5)的結(jié)果，風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)在配置規(guī)模和配置比例上也都獲得了提升，但顯著性水平有所降低。相對是否參保，社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)保障水平對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響更加穩(wěn)健?；貧w列(2)、列(4)和列(6)的結(jié)果表明，社會(huì)保障水平每提升1%，家庭配置風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的概率提高0.2%，配置規(guī)模和配置比例也分別提升了2.855%和0.131%，結(jié)果均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。這表明，社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)是影響家庭金融資產(chǎn)配置的重要因素，參與社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)保障水平的提升都會(huì)顯著提高家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的概率、規(guī)模和比例。

控制變量的個(gè)體特征中，年齡、教育程度、婚姻狀況以及風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度都對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生重要的影響。年齡及其平方項(xiàng)對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的配置概率、規(guī)模與比例的影響均在1%的顯著性水平上顯著。在某一年齡拐點(diǎn)之前，隨著年齡的增加，家庭資產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置增加，超過年齡拐點(diǎn)之后，年齡與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置負(fù)相關(guān)，教育程度對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的影響顯著為正，可能的原因是風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資需要一定的金融知識(shí)，受教育程度越高，對金融知識(shí)的接受能力也越強(qiáng)，對風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的配置也更多。此外，已婚家庭相對未婚家庭配置了更多的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，隨著戶主的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度提高，家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的概率規(guī)模和比例都顯著提升。收入水平的提升顯著提高家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場的概率和深度，家庭財(cái)富的增加放松了家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置約束，為家庭增加風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置提供了條件。家庭的整體健康狀況對風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置影響顯著，良好健康狀況能促進(jìn)家庭配置風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)。戶籍和地區(qū)虛擬變量在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的城鄉(xiāng)差異和地區(qū)差異顯著。

表2 基本回歸結(jié)果

表2(續(xù))

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平顯著，括號(hào)內(nèi)表示t值。

(三)內(nèi)生性處理

1.社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)是否參保對風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的影響

雖然社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)在樣本家庭中的參保比例達(dá)到87%，參與社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的保障程度由參與社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)種類和當(dāng)?shù)氐谋ｋU(xiǎn)制度決定，但為了處理可能存在的內(nèi)生性問題，本文通過使用傾向得分匹配(propensity score matching，PSM)和廣義傾向得分(generalized propensity score,GPS)的方法對之前Probit模型和Tobit模型的回歸結(jié)果進(jìn)行進(jìn)一步的修正與檢驗(yàn)。

PSM的具體操作過程主要分三步。首先構(gòu)建以是否參保作為被解釋變量的Probit模型，解釋變量與前文其他控制變量相同。其次，利用不同的匹配方法將處理組和對照組的傾向得分進(jìn)行匹配，匹配后處理組和控制組的變量間差異顯著下降，從而有效降低選擇性偏差。為了結(jié)果的穩(wěn)健性，本文使用三種匹配方法進(jìn)行了匹配。最后，得到平均處理效應(yīng)(average treatment effect on treated，ATT)，即匹配后處理組和對照組家庭配置風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的差異，以此評估社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)在提高家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的凈效果：

ATT的計(jì)算公式為：

(21)

本文數(shù)據(jù)樣本量較大，大樣本數(shù)據(jù)的匹配方法一般為1∶1近鄰匹配[24]，為了結(jié)果的穩(wěn)健性，表3還給出了半徑匹配以及核匹配的匹配結(jié)果。匹配后，對家庭配置風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的概率的處理效應(yīng)為-0.035，t值為-2.26，說明在消除了混淆變量的影響后，未完全參保醫(yī)療保險(xiǎn)的家庭比完全參保家庭配置風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的概率低3.5%，小于基本回歸結(jié)果中的14.3%，在5%的水平上顯著。不管是半徑匹配還是核匹配，處理效應(yīng)均為負(fù)，且在1%的水平上顯著，說明參保社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置概率的正向影響穩(wěn)健。在控制混淆變量后，是否參保對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置規(guī)模和比例的影響不再顯著，但結(jié)果均為負(fù)值。說明基本回歸結(jié)果中Tobit模型的回歸結(jié)果存在一定內(nèi)生性的影響，家庭擁有社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與深度雖然有一定的正向影響，但這種正向的影響并不顯著。

表3 PSM內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平顯著，括號(hào)內(nèi)表示t值。

2.社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)保障水平對風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的影響

傾向分匹配法(PSM)能很好解決社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)參與的自我選擇效應(yīng)產(chǎn)生的內(nèi)生性，但該方法僅適用于核心解釋變量為二元變量的情況，為了檢驗(yàn)社會(huì)醫(yī)療保障水平對家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的影響，本文采用廣義傾向得分法(GPS)，將保障水平作為連續(xù)的處理變量，研究每一個(gè)保障水平上社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響。

本文根據(jù)希拉諾和因本斯(Hirano & Imbens，2004)[25]的做法，通過估計(jì)出“劑量反應(yīng)”函數(shù)(dose response function)，在給定連續(xù)的處理變量(醫(yī)療保險(xiǎn)保障水平)和廣義傾向得分下描述任一保障水平所對應(yīng)結(jié)果變量(家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置)的條件期望。控制變量為X，處理變量為T，定義廣義傾向得分R=r(T,X)，令社會(huì)保障水平T的條件密度函數(shù)為r(t,X)=fT|X(t|X)，結(jié)果變量Yi(t)=Yi(Ti) 。假定在給定廣義傾向得分的密度函數(shù)r(t,X) 時(shí)，密度函數(shù)與控制變量X相互獨(dú)立，即：

fT(t|r(t,Xi),Yi(t))=fT(t|r(t,Xi))

(22)

具體的廣義傾向得分法實(shí)施主要包括三個(gè)階段。首先在給定控制變量X的情況下，估計(jì)處理變量的條件分布。

L(β)≡Ti×Λ(Xiβ)+(1-Λ(Xiβ))

(23)

(24)

(25)

]

(26)

此時(shí)廣義傾向得分已經(jīng)控制了個(gè)體的選擇效應(yīng)，任意兩個(gè)社會(huì)保障水平上家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的差異可以解釋為社會(huì)保障水平變化對資產(chǎn)配置產(chǎn)生的凈影響，即處理效應(yīng)(pairwise treatment effect，PTE)，E(Δt)=E(Y(t2)-Y(t1)),t2、t1∈[0,1]。在計(jì)算完全無保障家庭相比任意社會(huì)醫(yī)療保障水平帶來的家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置凈影響時(shí)，將t1賦值為0即可，并通過Bootstrap方法計(jì)算的最終結(jié)果如表4所示。

注：(1)*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平顯著，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤；(2)為了得到不同社會(huì)保障水平與完全無保障家庭金融資產(chǎn)配置的差異，表格內(nèi)處理效應(yīng)計(jì)算公式為E(Δt)=E(Y(t)-Y(0)),t∈[0,1]。

由表4可以看出，在社會(huì)保障水平很低時(shí)，保障水平的提高并不能促進(jìn)家庭的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置，甚至對配置概率和配置比例都有顯著的負(fù)向影響。可能的原因是，當(dāng)醫(yī)療保障水平很低時(shí)，并不能很好地緩解醫(yī)療支出風(fēng)險(xiǎn)對家庭財(cái)富的沖擊[27-28]，人們重點(diǎn)關(guān)注的是社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的繳費(fèi)，導(dǎo)致參保對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)產(chǎn)生了一定的擠出作用。當(dāng)社會(huì)保障水平超過0.3且低于0.6時(shí)，社會(huì)保障水平的提高對家庭金融資產(chǎn)配置的概率、規(guī)模和比例都起到了顯著的提升作用。即社會(huì)保障水平在0.3到0.6的區(qū)間時(shí)，社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭醫(yī)療風(fēng)險(xiǎn)支出能夠起到很好的保障作用，且超過由于醫(yī)療保險(xiǎn)繳費(fèi)對風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)產(chǎn)生的擠出作用，最終影響為正向。但當(dāng)保障水平超過0.6時(shí)，對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置概率的正向作用減弱，對家庭資產(chǎn)配置規(guī)模和比例的影響甚至轉(zhuǎn)為負(fù)向。在醫(yī)療保險(xiǎn)保障水平到達(dá)0.6左右時(shí)，社會(huì)保障水平的提高對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的規(guī)模和水平達(dá)到最大，即如果以提高家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置為目標(biāo)，最優(yōu)的社會(huì)保障水平為0.6左右。參考表1描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果，目前家庭的醫(yī)療保險(xiǎn)保障水平均值為0.28，保障水平的提高對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置將起到明顯的促進(jìn)作用。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

前文采用了傾向得分匹配法處理由于樣本選擇偏差產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。為了進(jìn)一步解決由于遺漏變量和互為因果產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，應(yīng)用工具變量法對之前Probit模型和Tobit模型的回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。合格的工具變量是與內(nèi)生變量解釋變量相關(guān)，且與殘差項(xiàng)不相關(guān)的外生變量，即滿足相關(guān)性和外生性原則。根據(jù)工具變量的選取要求，同時(shí)結(jié)合社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的理論與經(jīng)驗(yàn)認(rèn)知，選取同一縣(市)家庭平均參加社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的比例以及保障水平分別作為核心解釋變量家庭社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)參與情況和保障水平的工具變量。理論上，某一城市家庭參與社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的比例和保障程度是由當(dāng)?shù)氐纳鐣?huì)保障制度決定的，與家庭微觀層面的不可觀測信息并不直接相關(guān)，只能通過影響單個(gè)家庭社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)狀況來影響家庭金融資產(chǎn)持有情況，滿足工具變量相關(guān)性和外生性的原則。

工具變量回歸結(jié)果如表5所示。利用同城市家庭平均參加社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的比例以及保障水平作為工具變量回歸，第一階段F值分別為67.98和156.77，均大于10且高度顯著，不存在弱工具變量的問題，進(jìn)一步說明工具變量的有效性。根據(jù)沃爾德檢驗(yàn)的結(jié)果，核心解釋變量家庭社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)保障水平是內(nèi)生變量，應(yīng)該采用工具變量進(jìn)行回歸，列(2)、列(4)和列(6)的結(jié)果相比基本回歸更為準(zhǔn)確。但家庭是否參加社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)并不具有顯著的內(nèi)生性，可能的原因是中國基本實(shí)現(xiàn)了社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的全覆蓋，由于自選擇和反向因果產(chǎn)生的內(nèi)生性并不強(qiáng)。通過對比表5與表2回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在控制其他變量的基礎(chǔ)上，利用工具變量回歸結(jié)果邊際效應(yīng)更高，忽略家庭社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)狀況的內(nèi)生性會(huì)低估其對風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的促進(jìn)作用。不管是PSM還是工具變量的回歸結(jié)果都顯示，家庭參與社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)能夠顯著提高配置風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的概率。家庭保障水平的提高對配置風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的概率、規(guī)模和比例均有正向影響，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平顯著，這與基本回歸GPS處理內(nèi)生性后的結(jié)果一致，結(jié)果具有穩(wěn)健性。但社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭配置風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的影響機(jī)制還不明確，本文將在第五部分進(jìn)行進(jìn)一步分析。

表5 工具變量回歸結(jié)果

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平顯著，括號(hào)內(nèi)表示t值。

五、社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)影響機(jī)制的實(shí)證分析

通過前文的理論模型推導(dǎo)和實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生重要的影響。通過對現(xiàn)有文獻(xiàn)的分析，社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生影響的三個(gè)主要途徑是：財(cái)富效應(yīng)、預(yù)防性儲(chǔ)蓄水平以及替代效應(yīng)。本文通過建立中介效應(yīng)模型針對社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響機(jī)制問題進(jìn)行定量分析。

首先，選取分別代表三種影響機(jī)制的中介變量。財(cái)富效應(yīng)為社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)實(shí)際為家庭減輕的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，用實(shí)際醫(yī)療支出占家庭總收入的比重衡量，計(jì)算公式為財(cái)富效應(yīng)=實(shí)際醫(yī)療支出/家庭年收入；預(yù)防性儲(chǔ)蓄水平，可選取家庭資產(chǎn)中流動(dòng)性最高的現(xiàn)金和活期存款占家庭總資產(chǎn)的比重衡量，計(jì)算公式為預(yù)防性儲(chǔ)蓄=(現(xiàn)金+活期存款)/家庭總資產(chǎn)；在替代效應(yīng)中，房產(chǎn)是家庭資產(chǎn)中占比最高的安全資產(chǎn)，故采用房產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重衡量，計(jì)算公式為替代效應(yīng)=房產(chǎn)/家庭總資產(chǎn)。根據(jù)計(jì)量模型設(shè)計(jì)部分的多重中介效應(yīng)模型，通過非參數(shù)百分位Bootstrap法(N=5 000)，利用軟件Mplus 7.4處理得到中介效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果如表6所示。

在前文中，社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)是否參保對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的規(guī)模和比例影響并不顯著，故在影響機(jī)制分析中不分析其中介效應(yīng)。是否參保對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的總效應(yīng)顯著，但三種中介變量的中介效應(yīng)均不顯著，主要通過直接效應(yīng)發(fā)揮作用。社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)保障水平對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的總效應(yīng)顯著，95%的置信區(qū)間均不包含零值，再一次印證了前文中是否參加社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)和保障水平顯著影響家庭資產(chǎn)配置的結(jié)論。

在社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)保障水平對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置概率的中介效應(yīng)分析中，替代效應(yīng)顯著(平均效應(yīng)=0.006，95%置信區(qū)間=[0.003，0.008])。當(dāng)自變量醫(yī)療保險(xiǎn)保障水平增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的時(shí)候，因變量家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的可能性將增加0.055個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，其中0.006個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差是通過替代效應(yīng)產(chǎn)生的影響，占總體效應(yīng)的11%。社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)保障水平對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置規(guī)模的中介效應(yīng)分析結(jié)果顯示，財(cái)富效應(yīng)產(chǎn)生一定的負(fù)向影響，但中介效應(yīng)很小，占比最高的仍然是替代效應(yīng)，占總效應(yīng)的比重高達(dá)28%，對風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置比例的影響結(jié)果與對配置規(guī)模的影響結(jié)果基本一致。社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)能夠通過降低家庭風(fēng)險(xiǎn)敞口，使家庭安全資產(chǎn)向風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)轉(zhuǎn)移，從而提高金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置水平，提高資產(chǎn)配置效率。

綜合來講，社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)保障水平對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生的影響中，財(cái)富效應(yīng)和預(yù)防性儲(chǔ)蓄水平的中介效應(yīng)均不顯著，最重要的中介變量是房產(chǎn)產(chǎn)生的替代效應(yīng)。

表6 醫(yī)療保險(xiǎn)影響風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的標(biāo)準(zhǔn)化、間接效應(yīng)和總效應(yīng)(Bootstrap=5 000)

六、結(jié)論及建議

隨著中國經(jīng)濟(jì)的高速增長，金融市場迅速發(fā)展和居民財(cái)富觀念不斷變化，家庭資產(chǎn)配置逐漸從固定資產(chǎn)和一般商品向金融產(chǎn)品和服務(wù)轉(zhuǎn)移。合理引導(dǎo)居民參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場，不僅在微觀層面上能夠豐富家庭投資渠道、提高家庭財(cái)產(chǎn)性收入，而且在宏觀層面上能在擴(kuò)大金融消費(fèi)需求的同時(shí)為金融市場的發(fā)展起到一定程度的推動(dòng)作用。

本文基于社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的角度，分析家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響因素。在建立存在醫(yī)療支出風(fēng)險(xiǎn)和社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的兩期資產(chǎn)配置模型的理論基礎(chǔ)上，通過建立Probit模型和Tobit 模型進(jìn)行實(shí)證研究得出以下結(jié)論：首先，社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)是家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的重要影響因素，參保社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置概率平均提升了14.3%，在經(jīng)過PSM處理控制了內(nèi)生性之后，這一提升作用下降為3.5%，但仍在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)保障水平的提高對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的概率、規(guī)模和比例均起到一定的促進(jìn)作用；其次，家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的最優(yōu)實(shí)際家庭保障水平為60%，中國現(xiàn)有的社會(huì)醫(yī)療實(shí)際保障水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于這一最優(yōu)水平；最后，社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭資產(chǎn)配置影響機(jī)制的研究表明，替代效應(yīng)是主要的中介變量，即社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)主要通過降低家庭資產(chǎn)中安全資產(chǎn)(主要是房產(chǎn))的比重提高家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資，財(cái)富效應(yīng)和預(yù)防性儲(chǔ)蓄水平的中介效應(yīng)并不顯著。

目前，中國正處于全面建設(shè)小康社會(huì)的關(guān)鍵時(shí)期，國家正在大力推進(jìn)金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，同時(shí)社會(huì)醫(yī)療體制改革和大病保險(xiǎn)制度改革也在深化發(fā)展。社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)是社會(huì)保障體系的重要組成部分，對于家庭未來不確定性支出的保障、家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的調(diào)整以及家庭資產(chǎn)配置效率的提高具有重要作用。因此，建議中國社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)體制改革應(yīng)在擴(kuò)大覆蓋面的基礎(chǔ)上，不斷提升實(shí)際保障水平，確定合理報(bào)銷目錄，完善補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)制度，降低居民醫(yī)療支出風(fēng)險(xiǎn)，減輕居民就醫(yī)經(jīng)濟(jì)壓力，最終提升居民的經(jīng)濟(jì)安全感。