商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響研究

劉雪穎 王亞柯

(對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)，北京 100029)

一、引言

近年來，隨著中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速發(fā)展，家庭資產(chǎn)迅速積累，金融資產(chǎn)在普通家庭資產(chǎn)中所占的比重逐漸增加，金融資產(chǎn)配置已經(jīng)成為家庭投資決策的重要內(nèi)容。經(jīng)典的投資理論認(rèn)為，為了實(shí)現(xiàn)最優(yōu)資產(chǎn)配置，家庭在做資產(chǎn)配置決策時(shí)應(yīng)該配置一定份額的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。中國家庭財(cái)富報(bào)告(2019)顯示，中國居民家庭金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)仍比較單一，依然集中于現(xiàn)金、活期存款和定期存款等無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比重過低。家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的有限參與既不利于居民財(cái)富的積累，也影響中國金融市場(chǎng)的健康發(fā)展。因此，研究家庭金融資產(chǎn)配置問題具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

在國內(nèi)金融市場(chǎng)運(yùn)行穩(wěn)中有進(jìn)的背景下，如何破解家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的有限參與之謎，受到了學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注，相關(guān)研究也十分豐富。已有文獻(xiàn)從人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征、金融知識(shí)、背景風(fēng)險(xiǎn)等方面對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置問題進(jìn)行了研究(王英 等，2019；尹志超 等，2015；何興強(qiáng) 等，2009)。近年來，更是開始關(guān)注醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的影響。例如，周欽等(2018)使用2002年中國家庭收入分配調(diào)查數(shù)據(jù)研究社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)家庭資產(chǎn)選擇的影響，發(fā)現(xiàn)醫(yī)保參保家庭更加偏好較高風(fēng)險(xiǎn)水平的資產(chǎn)。也有研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)保障水平的提高，會(huì)促進(jìn)家庭更多地參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)(王穩(wěn) 等，2020a;王穩(wěn) 等，2020b)。但是，囿于中國特殊國情，社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的保障水平有限。2018 年城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)保住院費(fèi)用實(shí)際報(bào)銷比例只有56.1%，意味著有近一半的醫(yī)療費(fèi)用要居民自己承擔(dān)。當(dāng)高額的醫(yī)療支出不完全可保時(shí)，自費(fèi)醫(yī)療支出帶來的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)很可能使有些家庭陷入經(jīng)濟(jì)困境，此時(shí)，保障水平更高且更為靈活有效的商業(yè)健康保險(xiǎn)就顯得尤為重要。

中國的商業(yè)健康保險(xiǎn)開始于20世紀(jì)80年代，初期發(fā)展較為緩慢，但在過去20年里，商業(yè)健康保險(xiǎn)迎來了高速發(fā)展期。根據(jù)銀保監(jiān)會(huì)發(fā)布的《2018年保險(xiǎn)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)報(bào)告》，2018年商業(yè)健康保險(xiǎn)原保費(fèi)收入高達(dá)5448億元，相比1999年的37億元，原保費(fèi)收入實(shí)現(xiàn)了147倍的快速增長(鄭秉文，2019)，是保險(xiǎn)行業(yè)內(nèi)增速最快的險(xiǎn)種?？焖侔l(fā)展的商業(yè)健康保險(xiǎn)，能否作為社會(huì)醫(yī)療保障體系的有效補(bǔ)充，促進(jìn)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資呢？通過對(duì)本文所使用樣本數(shù)據(jù)(CHFS 2017)的初步統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，持有商業(yè)健康保險(xiǎn)的家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與率和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有比例均顯著高于未參保家庭。在此基礎(chǔ)上，本文嘗試通過實(shí)證分析深入探究商業(yè)健康保險(xiǎn)與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資之間的關(guān)系，以期能為家庭金融資產(chǎn)配置的相關(guān)研究提供新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。與以往研究相比，本文可能的貢獻(xiàn)在于：第一，在驗(yàn)證了商業(yè)健康保險(xiǎn)促進(jìn)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步以健康風(fēng)險(xiǎn)和預(yù)防性儲(chǔ)蓄為傳導(dǎo)路徑，探究商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的中介效應(yīng)，有助于明晰兩者之間的內(nèi)在聯(lián)系。第二，運(yùn)用多重中介效應(yīng)模型研究商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響機(jī)制。與普通中介效應(yīng)相比，多重中介效應(yīng)模型提高了估計(jì)準(zhǔn)確性，同時(shí)能夠確定特定中介效應(yīng)的大小，實(shí)現(xiàn)對(duì)不同中介效應(yīng)的比較分析。

二、文獻(xiàn)綜述與假說提出

保險(xiǎn)作為風(fēng)險(xiǎn)管理的方法，能夠降低家庭風(fēng)險(xiǎn)敞口，彌補(bǔ)因背景風(fēng)險(xiǎn)發(fā)生而造成的經(jīng)濟(jì)損失，從而降低家庭面臨的不確定性，因此保險(xiǎn)會(huì)對(duì)家庭的資產(chǎn)配置行為產(chǎn)生重要影響。關(guān)于保險(xiǎn)與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的研究，國外的成果相對(duì)豐富。Gormley et al.(2010)的研究發(fā)現(xiàn)，持有商業(yè)保險(xiǎn)和參與社會(huì)保險(xiǎn)均會(huì)對(duì)家庭股市參與產(chǎn)生顯著的正向影響。Cavapozzi et al.(2013)認(rèn)為，對(duì)絕大部分歐洲國家來說，人壽保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)選擇的影響十分重要，購買了人壽保險(xiǎn)的個(gè)人更有可能參與股票和共同基金市場(chǎng)。Qiu(2016)運(yùn)用美國消費(fèi)者金融和健康退休調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，相比沒有醫(yī)療保險(xiǎn)的家庭，有醫(yī)療保險(xiǎn)的家庭更有可能參與股票市場(chǎng)，并且會(huì)將更多的金融資產(chǎn)投資于股票。國內(nèi)也有一些研究探討了保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響，主要是從社會(huì)保險(xiǎn)的視角進(jìn)行分析。社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)方面，宗慶慶等(2015)利用2011年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，分析了養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響，發(fā)現(xiàn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)能夠促進(jìn)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)、提高家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比重，并且這種促進(jìn)效應(yīng)存在明顯的城鄉(xiāng)差異。社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)方面，王穩(wěn)等(2020a，2020b)的研究發(fā)現(xiàn)，參與社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)能夠顯著促進(jìn)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)，這種促進(jìn)作用主要通過直接效應(yīng)發(fā)揮作用，并且社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的保障水平也會(huì)對(duì)家庭的金融資產(chǎn)配置行為產(chǎn)生影響。李昂等(2016)在考慮了收入風(fēng)險(xiǎn)基礎(chǔ)上研究養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響，驗(yàn)證了養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的促進(jìn)效應(yīng)，同時(shí)發(fā)現(xiàn)收入風(fēng)險(xiǎn)僅對(duì)臨近退休的家庭有顯著影響。吳洪等(2017)則發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響在不同凈資產(chǎn)水平家庭中存在顯著差異。目前，關(guān)于商業(yè)健康保險(xiǎn)與家庭經(jīng)濟(jì)決策的研究，集中于分析商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭消費(fèi)的影響。王美嬌等(2015)基于2011年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)商業(yè)健康保險(xiǎn)能夠促進(jìn)家庭非必要消費(fèi)、改善家庭結(jié)構(gòu)，并且影響遠(yuǎn)大于基本醫(yī)療保險(xiǎn)。吳慶躍等(2016)、文樂(2019)也驗(yàn)證了商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)居民消費(fèi)的促進(jìn)作用。家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資方面，易行健等(2019)基于2013年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)購買商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)能夠增加家庭投資風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的可能性和投資份額。因此，本文提出:

假說1:參與商業(yè)健康保險(xiǎn)會(huì)促進(jìn)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融投資。

家庭收入與其金融資產(chǎn)配置之間具有緊密聯(lián)系，收入越高可用于風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)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(fēng)險(xiǎn)投資態(tài)度，進(jìn)而影響家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資行為。隨著收入的增加，家庭受到的流動(dòng)性約束和風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度都在下降(吳衛(wèi)星 等，2015;馬莉莉 等，2011)，此時(shí)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的可能性更高，風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有比例也會(huì)更高。很多關(guān)于家庭金融資產(chǎn)配置的實(shí)證研究均證實(shí)了收入水平對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的促進(jìn)效應(yīng)(盧亞娟 等，2014;宗慶慶 等，2015;易行健 等，2019)。此外，中國區(qū)域發(fā)展不均衡問題突出，表現(xiàn)為不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在較大差異、不同地區(qū)金融市場(chǎng)發(fā)達(dá)程度不同，可能導(dǎo)致不同地區(qū)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資行為的差異。與中西部地區(qū)相比，東部地區(qū)金融市場(chǎng)更活躍，股票、債券等風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)更成熟(王聰 等，2017)。有研究表明，區(qū)域因素對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置具有顯著影響，家庭所在地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，家庭越傾向于參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資，并且風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資比例越高(魏先華 等，2014)。因此，本文提出:

假說2:商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)不同收入、不同區(qū)域家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響存在差異性。

背景風(fēng)險(xiǎn)是影響家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與的重要影響因素，早期文獻(xiàn)在研究風(fēng)險(xiǎn)厭惡時(shí)發(fā)現(xiàn)，家庭面臨的內(nèi)生風(fēng)險(xiǎn)和金融市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)等外生風(fēng)險(xiǎn)之間存在替代性，當(dāng)內(nèi)生風(fēng)險(xiǎn)增加時(shí)，家庭更傾向于投資無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，降低風(fēng)險(xiǎn)暴露(Patt et al.，1987;Kimball，1993)。Gollier et al.(1996)正式提出背景風(fēng)險(xiǎn)的概念，并將背景風(fēng)險(xiǎn)因素納入理論模型進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)當(dāng)背景風(fēng)險(xiǎn)增加時(shí)，易受風(fēng)險(xiǎn)影響的個(gè)人會(huì)變得更加厭惡風(fēng)險(xiǎn)，從而減少對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的需求。之后，隨著研究的不斷深入，背景風(fēng)險(xiǎn)由抽象概念逐漸具體化，細(xì)分為勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)、健康風(fēng)險(xiǎn)、長壽風(fēng)險(xiǎn)等具體的風(fēng)險(xiǎn)源。其中，健康風(fēng)險(xiǎn)是背景風(fēng)險(xiǎn)的重要來源之一。較高的健康風(fēng)險(xiǎn)可能是導(dǎo)致家庭持有較低比例風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的原因，缺乏醫(yī)療保險(xiǎn)的家庭會(huì)導(dǎo)致健康風(fēng)險(xiǎn)增加，從而減少了對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資(Atella et al.，2012)。當(dāng)健康風(fēng)險(xiǎn)降低時(shí)，為了調(diào)整家庭風(fēng)險(xiǎn)敞口至適度水平，家庭可能增加對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資(周欽 等，2015)。Angrisani et al.(2018)利用健康和退休面板數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)能夠降低背景風(fēng)險(xiǎn)，從而促進(jìn)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資。商業(yè)健康保險(xiǎn)可能通過影響家庭的健康風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而影響家庭的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資。具體來說，商業(yè)健康保險(xiǎn)能夠降低居民的醫(yī)療服務(wù)成本，提高醫(yī)療服務(wù)利用率，進(jìn)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(fēng)險(xiǎn)。當(dāng)健康風(fēng)險(xiǎn)降低時(shí)，通過背景風(fēng)險(xiǎn)和外部風(fēng)險(xiǎn)的替代效應(yīng)，家庭會(huì)增加對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資。因此，本文提出:

假說3:商業(yè)健康保險(xiǎn)通過降低家庭的健康風(fēng)險(xiǎn)促進(jìn)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資。

當(dāng)人們面臨未來不確定時(shí)會(huì)進(jìn)行額外的儲(chǔ)蓄，這部分儲(chǔ)蓄被稱為預(yù)防性儲(chǔ)蓄(Leland，1968)。預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論認(rèn)為，個(gè)體為了應(yīng)對(duì)未來收入和支出的不確定性可能帶來的沖擊，會(huì)產(chǎn)生預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，并且面臨的不確定性越大，預(yù)防性儲(chǔ)蓄越強(qiáng)烈。此時(shí)，如果沒有充分的保險(xiǎn)保障，投資者會(huì)減少風(fēng)險(xiǎn)投資和消費(fèi)而增加預(yù)防性儲(chǔ)蓄，以應(yīng)對(duì)未來可能發(fā)生的風(fēng)險(xiǎn)(Gormley et al.，2010)。醫(yī)療體系的不完善增加了人們未來面臨的醫(yī)療支出不確定性，此時(shí)人們會(huì)進(jìn)行預(yù)防性儲(chǔ)蓄(Hubbard et al.，1995)。社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)能夠補(bǔ)償人們因疾病風(fēng)險(xiǎn)造成的經(jīng)濟(jì)損失，以減少未來醫(yī)療支出的方式降低了人們未來醫(yī)療支出的不確定性,從而在一定程度上降低了家庭的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)(Chou et al.，2003；白重恩 等，2012；臧文斌 等，2012)。商業(yè)健康保險(xiǎn)的保障水平明顯高于社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)，能夠在更大程度上降低家庭未來醫(yī)療花費(fèi)的不確定性，對(duì)預(yù)防性儲(chǔ)蓄的釋放效應(yīng)更強(qiáng)，家庭就會(huì)有更多的財(cái)富用于風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資。因此，本文提出:

假說4:商業(yè)健康風(fēng)險(xiǎn)通過降低家庭的預(yù)防性儲(chǔ)蓄水平促進(jìn)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資。

三、數(shù)據(jù)來源、變量說明與模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來自于西南財(cái)經(jīng)大學(xué)2017年在全國范圍內(nèi)展開的中國家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey，CHFS)項(xiàng)目，樣本覆蓋全國29個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)，355個(gè)縣(區(qū)、縣級(jí)市)，1428個(gè)村(居)委會(huì)，樣本規(guī)模為40011戶，包含了家庭人口統(tǒng)計(jì)特征、收入、消費(fèi)、資產(chǎn)以及保險(xiǎn)等信息，能夠全面地反映家庭金融資產(chǎn)情況，為本文研究工作的順利展開奠定了基礎(chǔ)。本文通過對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)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(shí)剔除一些缺失值，最終獲得20178個(gè)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(chǎn)分為無風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)和風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)兩大類，其中無風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)包括現(xiàn)金、定期存款、活期存款、股票賬戶現(xiàn)金、國債和政府債券，風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)包括股票、基金、金融債券、企業(yè)債券、其他債券、金融衍生品、理財(cái)產(chǎn)品(互聯(lián)網(wǎng)理財(cái)、金融理財(cái))、非人民幣資產(chǎn)、黃金和其他金融產(chǎn)品。選取的被解釋變量包括：

(1)風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與：參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)取值為1，否則取值為0。

(2)股票市場(chǎng)參與：參與股票市場(chǎng)取值為1，否則取值為0。

(3)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比：家庭持有的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重。

(4)股票資產(chǎn)占比：家庭持有的股票資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重。

2.關(guān)鍵解釋變量

本文的關(guān)鍵解釋變量是商業(yè)健康保險(xiǎn)。對(duì)于商業(yè)健康保險(xiǎn)變量，本文定義如果家庭成員中至少有一人購買了商業(yè)健康保險(xiǎn)，則該家庭為持有商業(yè)健康保險(xiǎn)家庭，商業(yè)健康保險(xiǎn)變量賦值為1，否則為0。

3.控制變量

參照家庭金融資產(chǎn)配置相關(guān)文獻(xiàn)(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(qū)變量(1)參照國家統(tǒng)計(jì)局劃分標(biāo)準(zhǔn)，東部地區(qū)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(qū)包括重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、廣西、內(nèi)蒙古、青海、寧夏；中部地區(qū)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(fēng)險(xiǎn)態(tài)度指標(biāo)(2)CHFS調(diào)查問卷中，有關(guān)于風(fēng)險(xiǎn)態(tài)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(xiàng)目？回答：1.高風(fēng)險(xiǎn)、高回報(bào)項(xiàng)目；2.略高風(fēng)險(xiǎn)、略高回報(bào)的項(xiàng)目；3.平均風(fēng)險(xiǎn)、平均回報(bào)的項(xiàng)目；4.略低風(fēng)險(xiǎn)、略低回報(bào)的項(xiàng)目；5.不愿意承擔(dān)任何風(fēng)險(xiǎn)。本文將答案為1和2定義為風(fēng)險(xiǎn)偏好，答案為3定義為風(fēng)險(xiǎn)中性，答案為4和5定義為風(fēng)險(xiǎn)厭惡。(風(fēng)險(xiǎn)偏好=1，風(fēng)險(xiǎn)中性=2，風(fēng)險(xiǎn)厭惡=3)、家庭收入、家庭金融資產(chǎn)、家庭負(fù)債情況(有負(fù)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(shù)表示)、家庭人口結(jié)構(gòu)變量(少兒撫養(yǎng)比、老人贍養(yǎng)比(3)少兒撫養(yǎng)比：14歲以下孩子占家庭人口比例；老人贍養(yǎng)比：65歲以上老人占家庭人口比例。)、家庭所在地區(qū)變量(根據(jù)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(xué)歷=1，其他=0)、婚姻狀況(已婚=1，其他=0)等?？紤]到年齡的非線性影響，控制變量中加入了年齡的平方項(xiàng)。

地區(qū)變量是根據(jù)家庭所在省份劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)。另外，為了控制地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異，同時(shí)加入了各省份人均GDP變量進(jìn)行回歸。

4.中介變量

(1)健康風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)。在中介機(jī)制分析中，用家庭中健康狀況差的人口比例作為健康風(fēng)險(xiǎn)的代理變量，即健康風(fēng)險(xiǎn)中介變量=健康狀況差的人數(shù)/家庭規(guī)模。

(2)預(yù)防性儲(chǔ)蓄指標(biāo)。用預(yù)防性儲(chǔ)蓄在金融資產(chǎn)中的比例作為預(yù)防性儲(chǔ)蓄的代理變量，即預(yù)防性儲(chǔ)蓄=(現(xiàn)金+活期存款+定期存款)/家庭金融資產(chǎn)。

5.描述性統(tǒng)計(jì)

表1比較了持有商業(yè)健康保險(xiǎn)的家庭和沒有商業(yè)健康保險(xiǎn)的家庭在家庭財(cái)富及風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資上的均值差異。第一，從家庭財(cái)富變量上看，商業(yè)健康保險(xiǎn)參保家庭的總資產(chǎn)和總收入均高于沒有商業(yè)健康保險(xiǎn)的家庭。第二，兩類家庭的無風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與率均高于風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與率，商業(yè)健康保險(xiǎn)參保家庭的無風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與率略低于非參保家庭。第三，商業(yè)健康保險(xiǎn)參保家庭的風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與率和股票市場(chǎng)參與率明顯高于商業(yè)健康保險(xiǎn)非參保家庭。第四，商業(yè)健康保險(xiǎn)參保家庭的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比和股票資產(chǎn)占比均高于沒有商業(yè)健康保險(xiǎn)的家庭。

表1 有無商業(yè)健康保險(xiǎn)的家庭財(cái)富和資產(chǎn)配置情況

表2是主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。樣本中，參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)和股票市場(chǎng)的家庭約有21.5%和7.5%，家庭持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和股票資產(chǎn)比例分別為8.4%和2.4%，可以看出家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)和風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有比例均偏低。持有商業(yè)健康保險(xiǎn)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(fēng)險(xiǎn)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(tài)度是風(fēng)險(xiǎn)厭惡型。本文用少兒撫養(yǎng)比和老人贍養(yǎng)比反映家庭人口結(jié)構(gòu)，分別為12.0%和1.7%。家庭中健康狀況差的人數(shù)平均0.362，家庭總收入平均為11.509萬元，金融資產(chǎn)均值為10.016萬元。39.3%的家庭有負(fù)債，83.0%的家庭有自有住房。樣本家庭中，東部地區(qū)占比50.4%，中部地區(qū)占比26.0%，西部地區(qū)占比23.6%，位于東部地區(qū)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(tǒng)計(jì)

(三)模型設(shè)定

1.家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有概率

本文運(yùn)用Probit模型分析商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)(股票市場(chǎng))的影響，設(shè)定如下：

y=α+β1insurance+β2X+ε

其中：y表示家庭是否參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)(股票市場(chǎng))，家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)(股票市場(chǎng))為1，否則記為0；insurance表示家庭商業(yè)健康保險(xiǎn)參與情況，家庭購買商業(yè)健康保險(xiǎn)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(qū)變量等；ε是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2.家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有比重

因?yàn)榧彝コ钟酗L(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比重具有截?cái)嗵攸c(diǎn)，所以使用Tobit模型分析商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有比重和股票資產(chǎn)持有比重的影響。模型設(shè)定如下：

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

其中，ratio表示家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比(股票資產(chǎn)占比)，ratio*表示風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比(股票資產(chǎn)占比)在(0，1)之間的觀測(cè)值，insurance和控制變量X與Probit模型一致。

3.商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的影響機(jī)制

商業(yè)健康保險(xiǎn)可能影響家庭面臨的健康風(fēng)險(xiǎn)和預(yù)防性儲(chǔ)蓄，從而間接地對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生影響。在商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資具有顯著影響的前提下，為了驗(yàn)證該中介機(jī)制，借鑒溫忠麟等(2004)的做法，本文構(gòu)建多重中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ脱芯可虡I(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資影響的中介效應(yīng)。

相比單一中介效應(yīng)模型，多重中介效應(yīng)模型具有以下優(yōu)點(diǎn)：第一，與依次進(jìn)行單一中介效應(yīng)分析不同，多重中介效應(yīng)模型將多個(gè)中介變量同時(shí)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(dǎo)致的參數(shù)估計(jì)偏差，提高了估計(jì)精度，結(jié)果更準(zhǔn)確。第二，多重中介效應(yīng)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(yīng)。通過比較不同中介效應(yīng)的大小，以及自變量對(duì)因變量直接效應(yīng)和總效應(yīng)的大小，有利于進(jìn)一步分析(張涵 等，2016)。

用于機(jī)制分析的中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

ASSETi=β1insurance+γ1Xi+ε1i

Mediatori=β2insurance+γ2Xi+ε2i

ASSETi=β3insurance+λMediatori+γ3Xi+ε3i

其中：β1代表商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置影響的總效應(yīng)，β2代表商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)中介變量的效應(yīng)，β3是在控制了中介變量的影響后，商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的直接影響效應(yīng)；γ1、γ2和γ3代表其他控制變量的估計(jì)系數(shù)；λ是在控制了商業(yè)健康保險(xiǎn)的影響后，中介變量對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響，β2λ為間接效應(yīng)，即中介效應(yīng)。檢驗(yàn):H0∶β2λ=0，如果拒絕原假設(shè)，則中介效應(yīng)顯著。采用的檢驗(yàn)方法為非參數(shù)百分位Bootstrap法，該方法適用于多重中介效應(yīng)分析，并且與其他方法相比，結(jié)果更為準(zhǔn)確(方杰 等，2014)。由于本文數(shù)據(jù)為大樣本數(shù)據(jù)，因此抽取次數(shù)定為N=5000，將得到的樣本估計(jì)值由小到大排序，如果中介效應(yīng)95%置信區(qū)間不包括0，則中介效應(yīng)顯著，否則中介效應(yīng)不顯著。

四、實(shí)證分析

(一)基準(zhǔn)分析

首先，利用Probit模型檢驗(yàn)商業(yè)健康保險(xiǎn)參與對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)和股票資產(chǎn)持有概率的影響；然后，利用Tobit模型分析商業(yè)健康保險(xiǎn)參與對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)和股票資產(chǎn)持有比重的影響?；貧w結(jié)果如表3所示，結(jié)果已轉(zhuǎn)換成邊際效應(yīng)，假說1得到了驗(yàn)證。

1.商業(yè)健康保險(xiǎn)與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與

從表3第1列和第2列可知，在控制了風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、家庭特征、戶主特征以及地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等變量后，購買商業(yè)健康保險(xiǎn)能夠顯著提高家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)和股票市場(chǎng)的可能性，回歸系數(shù)分別為6.16%和1.33%，并且均在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。

表3 商業(yè)健康保險(xiǎn)與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資

在控制變量方面，投資的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)和股票市場(chǎng)的參與有顯著影響，風(fēng)險(xiǎn)偏好和風(fēng)險(xiǎn)中性的家庭投資風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)和股票資產(chǎn)的可能性顯著高于風(fēng)險(xiǎn)厭惡的家庭。Hong et al.(2004)、Guiso et al.(2008)認(rèn)為居民的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，本文結(jié)論與其一致。

從戶主特征變量的回歸結(jié)果可以看出，戶主性別對(duì)兩個(gè)市場(chǎng)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(fēng)險(xiǎn)金融和股票市場(chǎng)參與概率顯著降低，說明家庭風(fēng)險(xiǎn)金融投資存在性別差異。戶主年齡與家庭股票市場(chǎng)參與概率存在倒U形關(guān)系，表明隨著年齡增大，股票市場(chǎng)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(jié)論一致。戶主的受教育程度對(duì)兩個(gè)市場(chǎng)參與具有顯著影響，受過高等教育的戶主更傾向于投資風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)和股票。這可能是因?yàn)槭芙逃潭仍礁?，所具有的投資水平和金融知識(shí)水平越高，對(duì)投資組合風(fēng)險(xiǎn)的敏感度越低(王聰 等，2012)。戶主已婚對(duì)兩個(gè)市場(chǎng)的參與概率具有負(fù)向影響。從家庭特征變量回歸結(jié)果看，少兒比例和老人比例越高，家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融和股票市場(chǎng)的可能性越低，但家庭人口結(jié)構(gòu)變量對(duì)股票市場(chǎng)參與的影響并不顯著。家庭健康狀況顯著影響風(fēng)險(xiǎn)市場(chǎng)的參與，健康狀況差的人數(shù)越多，家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)可能性越低。這與雷曉燕等(2010)的研究結(jié)論一致。家庭收入水平對(duì)金融市場(chǎng)參與概率的影響顯著為正，但是對(duì)股票市場(chǎng)參與概率的影響為負(fù)。這可能是因?yàn)槭杖胨皆礁咴接欣诩彝ネ顿Y多樣化，金融資產(chǎn)水平越高的家庭越傾向于參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)和股票市場(chǎng)。這證明了家庭金融資產(chǎn)投資中的財(cái)富效應(yīng)。擁有負(fù)債的家庭參與兩個(gè)市場(chǎng)的概率顯著高于沒有負(fù)債的家庭，可能是因?yàn)槌钟胸?fù)債的家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好程度更高。擁有自有住房對(duì)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融和股票市場(chǎng)具有負(fù)向影響，與吳衛(wèi)星等(2007)的研究結(jié)論一致，體現(xiàn)了住房對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融和股票市場(chǎng)參與的擠出效應(yīng)。從區(qū)域變量和GDP變量的回歸結(jié)果可知，東部地區(qū)對(duì)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)具有促進(jìn)作用，但是區(qū)域變量對(duì)家庭股票市場(chǎng)的參與影響并不顯著。另外，GDP代表所在地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，實(shí)證結(jié)果表明所在地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，家庭參與兩個(gè)市場(chǎng)的可能性越大。

2.商業(yè)健康保險(xiǎn)與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)(股票資產(chǎn))占比

表3第3列和第4列的被解釋變量分別為家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比和股票資產(chǎn)占比，結(jié)果顯示，在控制相關(guān)變量后，參與商業(yè)健康保險(xiǎn)能夠顯著提高家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)和股票資產(chǎn)的持有比重，回歸系數(shù)分別為2.97%和0.49%，并且均在1%水平上顯著。

控制變量對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)和股票資產(chǎn)比重的影響與控制變量對(duì)家庭參與兩個(gè)市場(chǎng)的影響大致相同。風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度方面，風(fēng)險(xiǎn)偏好和風(fēng)險(xiǎn)中性的家庭持有兩種資產(chǎn)的比重顯著高于風(fēng)險(xiǎn)厭惡的家庭。從戶主特征變量來看，家庭持有兩種資產(chǎn)的比重也存在顯著的性別差異，戶主為女性的家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比和股票資產(chǎn)占比更高。戶主年齡及其二次項(xiàng)對(duì)家庭股票資產(chǎn)比重的影響存在倒U形關(guān)系，戶主的受教育程度與家庭持有兩種資產(chǎn)的比重正相關(guān)，戶主已婚能夠顯著降低家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比，但是與股票資產(chǎn)占比的負(fù)向關(guān)系并不顯著。從家庭特征變量來看，少兒撫養(yǎng)比和老人贍養(yǎng)比與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，但是與家庭股票資產(chǎn)占比的負(fù)向關(guān)系并不顯著。家庭健康狀況差的人數(shù)越多，家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)和股票資產(chǎn)的比例越低。家庭收入水平對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比的影響顯著為正，但是對(duì)股票資產(chǎn)占比的影響為負(fù)。家庭金融資產(chǎn)水平與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)和股票資產(chǎn)的占比存在顯著的正向關(guān)系，證明了家庭金融資產(chǎn)投資中的財(cái)富效應(yīng)。擁有負(fù)債的家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)和股票資產(chǎn)的比例更高。擁有自有住房對(duì)持有兩種資產(chǎn)的比重具有負(fù)向影響，存在擠出效應(yīng)。家庭所在地人均GDP越高，家庭持有兩種資產(chǎn)的比重越高。

(二)異質(zhì)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(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)不同收入組家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響，實(shí)證結(jié)果已轉(zhuǎn)換成邊際效應(yīng)。由表4可以看出，商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)低收入組和高收入組家庭的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資均存在促進(jìn)作用，只是對(duì)高收入組家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的促進(jìn)效應(yīng)更大。造成這種結(jié)果差異的原因可能是，高收入組家庭的收入水平較高，預(yù)防性儲(chǔ)蓄需求較低，并且受到流動(dòng)性約束的可能更低，擁有商業(yè)健康保險(xiǎn)之后，預(yù)防性儲(chǔ)蓄水平進(jìn)一步降低，因此會(huì)有更多的資金可以用于風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資。

表4 商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資影響的收入異質(zhì)性

2.地區(qū)分組

不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度不同，金融發(fā)展水平也存在顯著差異，因此有必要考察商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資影響的區(qū)域異質(zhì)性?？紤]到不同地區(qū)樣本量的差異，將樣本家庭按照所處區(qū)域，分為東部地區(qū)和中西部地區(qū)兩組，分別考察商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)不同地區(qū)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響，實(shí)證結(jié)果如表5所示，估計(jì)系數(shù)已轉(zhuǎn)換成邊際效應(yīng)結(jié)果。從風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與、風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比重和股票資產(chǎn)比重來看，商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)東部和中西部地區(qū)家庭均有正向影響，并且對(duì)東部地區(qū)家庭的促進(jìn)作用大于中西部家庭。原因可能是東部地區(qū)金融市場(chǎng)相對(duì)成熟，并且家庭財(cái)富水平更高，因此東部地區(qū)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融投資的概率更大，并且風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置比例要明顯高于中西部家庭。在股票市場(chǎng)參與方面，商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)中西部家庭的促進(jìn)作用更大，原因可能是對(duì)于金融市場(chǎng)不夠成熟的中西部地區(qū)來說，家庭可用于風(fēng)險(xiǎn)投資的資金較少，并且參與股票市場(chǎng)是投資首選。可以看出，中西部地區(qū)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與、風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)和股票資產(chǎn)比重均低于東部地區(qū)家庭。

表5 商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資影響的區(qū)域異質(zhì)性

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性問題

一方面，家庭參與商業(yè)健康保險(xiǎn)情況與家庭不可觀測(cè)的一些特征有密切聯(lián)系；另一方面，影響家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的因素較多，會(huì)因?yàn)檫z漏變量而導(dǎo)致解釋變量與誤差項(xiàng)相關(guān)，從而造成內(nèi)生性問題。因此，為了避免內(nèi)生性帶來的估計(jì)偏差，本文嘗試運(yùn)用工具變量法進(jìn)行實(shí)證分析。工具變量的選取要遵循兩個(gè)基本條件：外生性和相關(guān)性。因此，本文選取剔除本家庭后家庭所在市一級(jí)的商業(yè)健康保險(xiǎn)參保率作為工具變量。該工具變量與本家庭不可觀測(cè)的特征不相關(guān)，但是能夠影響該家庭參與商業(yè)健康保險(xiǎn)，較好地滿足了工具變量要求的兩個(gè)條件。工具變量估計(jì)結(jié)果如表6所示，結(jié)果已轉(zhuǎn)換成邊際效應(yīng)。

表6 商業(yè)健康保險(xiǎn)與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資—工具變量回歸

表6結(jié)果第1列和第2列是運(yùn)用工具變量估計(jì)商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)和股票市場(chǎng)參與的影響。從DWH內(nèi)生性檢驗(yàn)可知，p值均小于0.05，表明變量存在內(nèi)生性。此外，表6中報(bào)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(jì)結(jié)果可以看出，擁有商業(yè)健康保險(xiǎn)使家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)和股票市場(chǎng)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(yè)健康保險(xiǎn)依然能夠顯著提高家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融和股票市場(chǎng)的概率。表6結(jié)果的第3列和第4列顯示的是商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的工具變量回歸結(jié)果。DWH內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果表明商業(yè)健康保險(xiǎn)變量具有內(nèi)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(jié)果顯示，參與商業(yè)健康保險(xiǎn)使家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比重和股票資產(chǎn)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(yè)健康保險(xiǎn)依然能夠顯著提高家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比和股票資產(chǎn)的占比。工具變量的回歸結(jié)果表明本文結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

2.更換關(guān)鍵解釋變量

為了驗(yàn)證本文結(jié)果是否穩(wěn)健，更換關(guān)鍵解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性分析。社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)同樣發(fā)揮著降低家庭未來醫(yī)療支出不確定的作用，因此本文將社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)也納入分析。將關(guān)鍵解釋變量定義為家庭醫(yī)療保險(xiǎn)參與情況，反映家庭擁有社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)或商業(yè)健康保險(xiǎn)的情況，如果家庭參與社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)或商業(yè)健康保險(xiǎn)，則家庭醫(yī)療保險(xiǎn)變量賦值為1，否則為0。表7的估計(jì)結(jié)果顯示參與醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的正面作用依舊存在，表明本文實(shí)證結(jié)果具有一定穩(wěn)健性。

表7 更換關(guān)鍵解釋變量

3.傾向得分匹配法(PSM)

在估計(jì)商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響時(shí)，考慮到可能存在樣本選擇偏誤帶來內(nèi)生性問題，為了進(jìn)一步檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文將用傾向得分匹配(PSM)法再次研究商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)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(yè)健康保險(xiǎn)的家庭之間不存在顯著差異，從而能夠很好地控制商業(yè)健康保險(xiǎn)自選擇造成的估計(jì)偏誤。匹配變量為基準(zhǔn)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(jìn)行實(shí)證分析。從表8結(jié)果可以看出，傾向得分匹配法的估計(jì)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，三種匹配方法的結(jié)果均顯示商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資有顯著的促進(jìn)作用。

表8 傾向得分匹配法

五、商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響機(jī)制分析

前文理論分析表明，商業(yè)健康保險(xiǎn)可能通過改善家庭成員的健康狀況、降低自費(fèi)醫(yī)療支出等方式降低家庭面臨的健康風(fēng)險(xiǎn)，從而對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資產(chǎn)生影響。另外，商業(yè)健康保險(xiǎn)還會(huì)通過降低家庭未來支出的不確定性，促使家庭減少預(yù)防性儲(chǔ)蓄，提高家庭將財(cái)富投資于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場(chǎng)的可能性。

為了驗(yàn)證這兩種影響機(jī)制的存在性，接下來通過建立多重中介效應(yīng)模型進(jìn)行中介分析。相對(duì)于簡單中介效應(yīng)模型，多重中介模型具有很多優(yōu)勢(shì)。多重中介模型可以在控制其他中介變量的前提下，每個(gè)中介變量的特定中介效應(yīng)，避免因?yàn)楹雎云渌薪樽兞慷鴮?dǎo)致的估計(jì)偏誤。另外，多重中介模型還可以對(duì)比不同中介變量的效應(yīng)大小，區(qū)分中介變量的重要性(方杰 等，2014)。本文選取健康風(fēng)險(xiǎn)和預(yù)防性儲(chǔ)蓄兩個(gè)指標(biāo)作為中介變量，驗(yàn)證商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的中介效應(yīng)。在中介機(jī)制分析中，用家庭中健康狀況差的人口比例作為健康風(fēng)險(xiǎn)的代理變量；用預(yù)防性儲(chǔ)蓄在金融資產(chǎn)中的比例作為預(yù)防性儲(chǔ)蓄的代理變量，即(現(xiàn)金+活期存款+定期存款)/家庭金融資產(chǎn)。

本文將利用Mplus軟件建立結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行多重中介分析，通過非參數(shù)百分位Bootstrap法驗(yàn)證中介效應(yīng)。商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的中介效應(yīng)分析結(jié)果見表9?？梢钥吹?，在商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與概率的機(jī)制分析中，預(yù)防性儲(chǔ)蓄和健康風(fēng)險(xiǎn)的中介效應(yīng)都很顯著。其中，預(yù)防性儲(chǔ)蓄對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與概率的平均效應(yīng)為0.452，95%置信區(qū)間為[0.409,0.497]，置信區(qū)間不包括0，說明預(yù)防性儲(chǔ)蓄的中介效應(yīng)顯著。健康風(fēng)險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與概率的平均效應(yīng)為0.082，95%置信區(qū)間為[0.071,0.093]，健康風(fēng)險(xiǎn)的中介效應(yīng)同樣也很顯著。可以看出，商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與概率是通過直接效應(yīng)和中介效應(yīng)共同發(fā)揮作用，從效應(yīng)大小來看，預(yù)防性儲(chǔ)蓄的中介機(jī)制對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與的影響最大，占總效應(yīng)的61.7%。

在商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有比重的影響機(jī)制分析中，只有預(yù)防性儲(chǔ)蓄中介效應(yīng)顯著。預(yù)防性儲(chǔ)蓄對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有比重的平均效應(yīng)為0.115，95%置信區(qū)間為[0.104，0.127]，置信區(qū)間不包括0，說明預(yù)防性儲(chǔ)蓄的中介效應(yīng)顯著。健康風(fēng)險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與概率的平均效應(yīng)為0，且并不顯著?？梢钥闯觯虡I(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與概率影響是通過直接效應(yīng)和預(yù)防性儲(chǔ)蓄的中介效應(yīng)發(fā)揮作用，此時(shí)健康風(fēng)險(xiǎn)不再發(fā)揮中介效應(yīng)作用。從效應(yīng)大小來看，預(yù)防性儲(chǔ)蓄的中介機(jī)制對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有比重的影響最大，占總效應(yīng)的95%。

在商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭股票市場(chǎng)參與概率的影響機(jī)制分析中，預(yù)防性儲(chǔ)蓄和健康風(fēng)險(xiǎn)的中介效應(yīng)都很顯著。其中，預(yù)防性儲(chǔ)蓄對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與概率的平均效應(yīng)為0.346，95%置信區(qū)間為[0.314,0.382]，置信區(qū)間不包括0，說明預(yù)防性儲(chǔ)蓄的中介效應(yīng)顯著。健康風(fēng)險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與概率的平均效應(yīng)為0.070，95%置信區(qū)間為[0.058，0.082]，健康風(fēng)險(xiǎn)的中介效應(yīng)同樣也很顯著?？梢钥闯?，商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭股票市場(chǎng)參與概率影響是通過直接效應(yīng)和中介效應(yīng)共同發(fā)揮作用，從效應(yīng)大小來看，預(yù)防性儲(chǔ)蓄的中介機(jī)制對(duì)家庭股票市場(chǎng)參與的影響最大，占總效應(yīng)的60.3%。

在商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭股票資產(chǎn)持有比重的影響機(jī)制分析中，只有預(yù)防性儲(chǔ)蓄中介效應(yīng)顯著，直接效應(yīng)和健康風(fēng)險(xiǎn)的中介效應(yīng)均不顯著。預(yù)防性儲(chǔ)蓄對(duì)家庭股票資產(chǎn)持有比重的平均效應(yīng)為0.036，95%置信區(qū)間為[0.036，0.041]，置信區(qū)間不包括0，說明預(yù)防性儲(chǔ)蓄的中介效應(yīng)顯著。健康風(fēng)險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與概率的平均效應(yīng)為0，且不顯著?？梢钥闯?，商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭股票資產(chǎn)持有比重的影響是通過預(yù)防性儲(chǔ)蓄的中介效應(yīng)發(fā)揮作用，此時(shí)健康風(fēng)險(xiǎn)不再發(fā)揮中介效應(yīng)和直接效應(yīng)作用。通過多重中介效應(yīng)模型分析發(fā)現(xiàn)，假說3和假說4得到了驗(yàn)證。

六、結(jié)論與建議

利用2017年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)(CHFS)，本文研究商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響。基于Probit和Tobit模型的回歸結(jié)果顯示：商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的參與概率以及風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有比重均有顯著的正向影響；在考慮商業(yè)健康保險(xiǎn)內(nèi)生性后，實(shí)證結(jié)果依然穩(wěn)健。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步運(yùn)用多重中介效應(yīng)模型，分析商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響機(jī)制，結(jié)果表明：在家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與概率方面，商業(yè)健康保險(xiǎn)通過直接效應(yīng)、預(yù)防性儲(chǔ)蓄和健康風(fēng)險(xiǎn)的中介效應(yīng)產(chǎn)生影響，其中預(yù)防性儲(chǔ)蓄效應(yīng)最大；在家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有比重方面，商業(yè)健康保險(xiǎn)通過直接效應(yīng)和預(yù)防性儲(chǔ)蓄的中介效應(yīng)產(chǎn)生影響，并且中介效應(yīng)大于直接效應(yīng)；在家庭股票市場(chǎng)參與概率方面，商業(yè)健康保險(xiǎn)通過直接效應(yīng)、預(yù)防性儲(chǔ)蓄和健康風(fēng)險(xiǎn)的中介效應(yīng)產(chǎn)生影響，其中預(yù)防性儲(chǔ)蓄效應(yīng)最大；在家庭股票資產(chǎn)持有比重方面，商業(yè)健康保險(xiǎn)完全通過預(yù)防性儲(chǔ)蓄的中介效應(yīng)產(chǎn)生影響。另外，在控制變量中，家庭投資的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、家庭收入和金融資產(chǎn)水平、家庭人口結(jié)構(gòu)變量、家庭負(fù)債和住房情況、地區(qū)變量、健康狀況、戶主性別、年齡、受教育程度和婚姻狀態(tài)均能夠影響家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資行為。

基于以上研究結(jié)論，提出以下建議：首先，鑒于商業(yè)健康保險(xiǎn)有促進(jìn)家庭金融資產(chǎn)投資的正面效應(yīng)，應(yīng)該大力發(fā)展商業(yè)健康保險(xiǎn)。政府可以采取諸如補(bǔ)貼商業(yè)健康保險(xiǎn)保費(fèi)的方式，降低居民購買商業(yè)健康保險(xiǎn)的成本，從而促進(jìn)更多的家庭購買商業(yè)健康保險(xiǎn)。其次，醫(yī)療保險(xiǎn)的保障水平?jīng)Q定其降低家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄的規(guī)模，可以進(jìn)一步完善醫(yī)療保障體系，降低家庭的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，使得家庭更愿意參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資。具體可采取諸如擴(kuò)大社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)疾病報(bào)銷范圍、提高報(bào)銷比例等措施提高社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)保障水平，為居民家庭提供更經(jīng)濟(jì)且更高程度的保障，降低家庭面臨的醫(yī)療支出不確定性，從而促使家庭更多參與風(fēng)險(xiǎn)投資。最后，鑒于目前中國商業(yè)健康保險(xiǎn)的參與率較低，政府和保險(xiǎn)公司應(yīng)該大力宣傳商業(yè)健康保險(xiǎn)知識(shí)，增強(qiáng)人們的健康保險(xiǎn)參保意識(shí)，促使更多家庭購買商業(yè)健康保險(xiǎn)。大力發(fā)展商業(yè)健康保險(xiǎn)，不僅有利于完善中國醫(yī)療保障體系，而且有利于優(yōu)化居民金融資產(chǎn)配置和促進(jìn)金融市場(chǎng)發(fā)展。