動態(tài)健康沖擊下的中老年家庭金融風險評估

張 冀，史 曉，曹 楊

（對外經(jīng)濟貿(mào)易大學 保險學院,北京 100029）

一、引言

家庭金融風險是判斷國家經(jīng)濟發(fā)展趨勢和宏觀金融穩(wěn)定的重要先行性指標，而家庭金融風險的評估則是家庭經(jīng)濟決策和宏觀政策制定的前提和基礎。家庭收入降低、負債增加、健康支出增加、資產(chǎn)配置不合理等家庭金融風險不僅擴大了家庭財務風險敞口，而且還會通過家庭金融行為進一步傳導至宏觀經(jīng)濟和金融系統(tǒng)（Mian 和Sufi，2011；Mian 等，2013；殷劍峰和王增武，2018）。傳統(tǒng)家庭金融風險研究側(cè)重于評估單一風險源對家庭金融決策的影響，而忽視了風險之間的依賴性，結(jié)論可能存在偏差。近期相關研究從家庭金融脆弱性視角評估家庭金融風險，可以有效解決上述問題，因為家庭金融脆弱性不是基于風險源，而是根據(jù)家庭資產(chǎn)負債表的變化來整體評估家庭經(jīng)濟風險，規(guī)避了風險之間的依賴性，可以更直觀、更全面地刻畫家庭經(jīng)濟風險。國外研究表明，即使發(fā)達國家的家庭也存在金融脆弱性（Bernheim 等，2001，2003；Lusardi 等，2011；Ampudia 等，2016），甚至包括很多中等收入家庭（Hasler 等，2018），而中老年家庭的金融脆弱性更普遍。由于勞動能力減弱，中老年人尤其是老年人的收入能力下降，如果健康水平從好下降到一般，那么老年人勞動參與率將下降7%，遠遠大于年輕人的1%（Cai 和Kalb，2006）。而且，由于身體機能衰退，中老年人的患病率增加，健康狀況普遍較差，面臨較高的醫(yī)療支出風險。醫(yī)療支出增加與家庭收入降低使得中老年家庭存在更高的金融風險，而且我國老齡化程度日趨加劇，①第七次人口普查結(jié)果顯示，截至2020年11 月，我國60 歲及以上人口約2.64 億人，占全國總?cè)丝诘?8.7%，其中65 歲及以上人口約1.91 億人，占全國總?cè)丝诘?3.5%，即將達到中度老齡化的國際標準（60 歲及以上人口比例超過20%或65 歲及以上人口比例超過14%）。這必然會進一步增加全社會對醫(yī)療服務的需求，導致醫(yī)療價格上漲，因此，中老年家庭將面臨更嚴峻的家庭金融風險。

中老年人的健康狀況是影響家庭金融風險的重要因素，主要通過勞動力供給和醫(yī)療成本影響家庭收入和支出，進而影響家庭現(xiàn)金流、償付能力等家庭金融風險。

首先，負向健康沖擊會減少中老年人的勞動供給，降低家庭收入，進而加大家庭金融風險敞口。戶主的健康狀況惡化最多能導致其每周工作時數(shù)減少31 個小時，占其每周工作總時數(shù)的84%（Gertler 和Gruber，2002）。Benjamin 等（2003）發(fā)現(xiàn)60-70 歲男性老年人的勞動小時數(shù)減少，45%是由健康沖擊引起的，而同齡女性老年人的勞動時間下降，39%是由健康沖擊造成的。然而，也有觀點認為，負向健康沖擊導致家庭收入降低，但由于更差的健康需要更多的健康服務，反而會使得老年人增加勞動供給。Breslaw 和Stelcner（1987）發(fā)現(xiàn)負向健康沖擊降低了加拿大50 歲及以上的老年人進入勞動力市場的概率，但是由于養(yǎng)老金的降低或者其他福利的減少會導致老年人再次進入勞動力市場或者延遲退休年齡。此外，不同性質(zhì)的健康狀況對中老年家庭勞動力供給的影響不同，比如重大疾病對收入的影響要遠遠大于一般疾病。Kaiwij 和Vermeulen（2008）發(fā)現(xiàn)嚴重疾病，例如癌癥、心臟病、帕金森疾病等會明顯降低50-60 歲的老年人勞動參與，而不嚴重的慢性疾病的影響不大。

其次，健康沖擊也會通過家庭醫(yī)療支出影響家庭金融風險敞口和家庭金融決策（Merton，1969），但結(jié)論并不一致。一方面，家庭可以通過降低其他消費支出來應對醫(yī)療支出的增加。丁繼紅等（2013）、姜正和和陳震（2014）發(fā)現(xiàn)中國農(nóng)村家庭可以通過減少家庭耐用品的消費需求來應對健康惡化引發(fā)的醫(yī)療支出。何興強和史衛(wèi)（2014）也發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)家庭采用減少非食品消費的方式來應對包含戶主和非戶主在內(nèi)的家庭成員健康惡化所帶來的風險沖擊。但另一方面，也有研究發(fā)現(xiàn)疾病沖擊等對家庭非醫(yī)療消費支出并無顯著影響（Townsend，1994）。上述結(jié)論的差異可能是因為健康沖擊對不同收入家庭的金融風險存在異質(zhì)性影響或?qū)彝ワL險的影響機制不同，既有直接影響（Rosen 和Wu，2004），也有間接影響（Berkowitz 和Qiu，2006），從而引起家庭當前與未來消費的邊際效用不同和家庭金融決策的不同（Strauss 和Thomas，1998）。

很顯然，上述文獻分別從收入和支出視角研究健康沖擊對家庭福利產(chǎn)生影響的結(jié)論并不一致，可能的原因是健康種類的選擇和衡量指標存在差異性，這就需要從理論和實證上進行驗證。更為重要的是，健康沖擊可能同時影響家庭收入和支出，尤其是不同健康類型對收入和支出的影響也存在差異。

近年來，我國家庭消費增速（7.05%）低于收入增速（8.40%），而家庭負債增速（18.02%）遠遠高于收入增速（8.40%），②根據(jù)2014-2020年中國人民銀行和國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)計算得出。家庭金融風險不斷加大。而且，自費醫(yī)療健康支出增速遠超其他支出增速，尤其是中老年人重大疾病發(fā)生率的提高，中老年家庭財務面臨更大的風險。2020年初暴發(fā)的新冠肺炎疫情則進一步加大了家庭特別是中老年家庭對健康風險的擔憂。作為應對健康沖擊的主要金融工具，從理論上說，醫(yī)療保險可以有效降低家庭金融風險，然而實證結(jié)論卻存在差異。社會醫(yī)療保險側(cè)重于?；?，這決定了其保障程度不足，不能顯著減輕家庭自付醫(yī)療費用（Wagstaff 等，2009）；商業(yè)醫(yī)療保險盡管可以顯著降低家庭醫(yī)療支付，但只能應對普通疾病產(chǎn)生的醫(yī)療支出，而無法應對重大疾病產(chǎn)生的風險（Gertler 和Gruber，2002）。相反，F(xiàn)rench 和 Jones（2011）、Hugonnier 等（2013）認為如果家庭借助商業(yè)醫(yī)療保險對沖自行承擔醫(yī)療費的沖擊，則會降低健康風險預期。

健康沖擊對中老年家庭金融風險的影響尚未統(tǒng)一認識，醫(yī)療保險在緩沖健康沖擊對中老年家庭金融風險的作用方面也存在爭議。因此，本文關注的問題是：我國中老年家庭金融風險呈現(xiàn)何種變化趨勢？不同的家庭健康狀況變動對這種風險變化趨勢有何影響？健康沖擊如何影響中老年家庭金融風險？面對不同健康沖擊引起的家庭金融風險，保險是否可以有效降低中老年家庭金融風險？這些問題的解決不僅從理論上拓展了我國家庭金融研究的視角和方法，在實踐中也能為我國“后疫情”下的健康扶貧以及消費升級等政策制定提供依據(jù)。

本文構(gòu)建家庭金融脆弱性指標，整體評估我國中老年家庭金融風險的發(fā)展趨勢，重點分析自評、日常生活活動能力、常見慢性病以及重大慢性病四種健康狀況對中老年家庭金融脆弱性的影響及其傳導機制，并分析了保險在應對健康沖擊時的作用。研究發(fā)現(xiàn)：我國中老年家庭金融脆弱性上升趨勢明顯，而健康沖擊進一步加大了中老年家庭的金融脆弱性，尤其是中等收入家庭和農(nóng)村家庭，但不同種類的健康沖擊對中老年家庭金融脆弱性的影響程度和傳導機制具有顯著的異質(zhì)性，重大疾病對中老年家庭金融脆弱性的影響程度是其他健康沖擊的4 倍，主要是因為重大疾病不僅提高了中老年家庭的支出，而且還降低了中老年家庭的收入，而一般健康沖擊僅通過增加中老年家庭的支出影響家庭金融風險。進一步研究發(fā)現(xiàn)，商業(yè)健康保險可以顯著提高中老年家庭的償付能力，進而彌補社會醫(yī)療保險的不足，尤其是應對重大疾病風險。

本文可能的貢獻在于：第一，拓展了家庭金融脆弱性相關研究?，F(xiàn)有國外文獻盡管也構(gòu)建了流動性約束和償付能力，但忽視了家庭應對風險沖擊的能力。本文在國外研究基礎上，主要刻畫家庭金融風險的積累程度以及家庭應對風險沖擊的能力。另外，本文基于資產(chǎn)負債表構(gòu)建的家庭金融脆弱性能全面衡量家庭經(jīng)濟風險，拓展了基于期望效用理論針對單一風險而構(gòu)建的家庭脆弱性（張冀等，2016；楊文等，2012）。第二，構(gòu)建多維度健康指標，細分不同健康狀況變化對家庭金融脆弱性的影響。首先，分別構(gòu)建自評沖擊、日常生活能力沖擊、常見慢性病沖擊和重大疾病沖擊等動態(tài)變化健康指標；其次，增加了包含戶主及其配偶的健康指標，彌補了大多數(shù)研究僅關注戶主健康所產(chǎn)生的不足，更能反映家庭層面的健康沖擊對家庭金融風險的影響。第三，在計量方法上，將家庭金融脆弱性分解為高、低、無三種，拓展了現(xiàn)有局限于二分類變量的研究方法，進一步細化健康沖擊對家庭金融風險的影響。在實證上，結(jié)合隨機效應和有序Probit模型，不僅滿足有序分類變量的分析要求，而且也可利用隨機效應控制家庭層面的隨機異質(zhì)性，降低了參數(shù)的方差；采用最大似然法進行非線性工具變量回歸的參數(shù)估計，有效控制了健康沖擊對于家庭金融脆弱性的內(nèi)生性，規(guī)避了兩步最小二乘法（2SLS）在進行非線性工具變量回歸時的技術(shù)性難題。

二、理論分析和研究假設

（一）家庭金融脆弱性理論分析框架

家庭金融脆弱性是家庭金融研究領域的拓展性方向，但家庭金融的理論基礎還不健全（Campbell，2006），更多的是借助經(jīng)典金融學的理論分析框架來研究家庭層面的金融行為。因此，家庭金融脆弱性的理論基礎也處于探索階段，缺乏統(tǒng)一的理論分析框架（Leika 和 Marchettini，2017；張冀等，2020）。

綜合現(xiàn)有文獻，關于家庭金融脆弱性的理論基礎研究側(cè)重于家庭金融脆弱性的理論界定和度量，且方法的差異性較大，主要集中在概率論、期望效用理論、現(xiàn)金流缺口以及家庭應對風險能力等理論方面。早期研究將家庭金融脆弱性視為一種風險，采用概率論方法測度風險發(fā)生的可能性（Pritchett 等，2000；Alwang 等，2001；Mansuri 和Healy，2002），如家庭陷入貧困的可能性，但這些局限于貧困家庭消費，且以貧困線為基準進行度量，而貧困線是動態(tài)的且具有一定主觀性，因此不具備普遍意義。后期研究采用期望效用理論，把期望貧困視為脆弱性（Ligon 和Schechter，2003），并用家庭確定性等價效用和期望效用之差來衡量脆弱性（Ligon 和 Schechter，2003；張冀等，2016）。盡管這種分析模式將個體主觀偏好反映到效用函數(shù)中，但不能直觀地反映家庭財務壓力，更重要的是期望效用模型中的部分參數(shù)是外生直接給定，比如CRRA函數(shù)的風險系數(shù)，這會對實證結(jié)果產(chǎn)生較大的影響偏差，所得結(jié)論可能受到質(zhì)疑。部分研究將家庭籌款能力、家庭賬單支付能力等視為家庭金融脆弱性，如家庭遭受負向風險沖擊后在一定時間內(nèi)能否籌集到一定數(shù)量的資金（Lusardi 等，2011），研究發(fā)現(xiàn)50%的美國家庭是脆弱的，包含部分中等收入家庭。然而，家庭這種應對能力僅是家庭金融脆弱性的一部分，且是外在表現(xiàn)形式，沒有反映出家庭金融脆弱性的本質(zhì)和核心，即家庭財務邊際和償付能力。近期研究根據(jù)家庭資產(chǎn)負債表構(gòu)建了包含家庭現(xiàn)金流約束和償付能力在內(nèi)的金融脆弱性，不僅可以有效測度家庭短期和長期財務風險，而且還能度量家庭整體金融風險，避免了風險間的依賴性，從而可以更直觀、更全面地刻畫家庭金融風險。

本文以Ampudia 等（2016）提出的家庭金融脆弱性指標為基礎，構(gòu)建家庭償付能力指標，并在此基礎上分析健康沖擊對家庭金融風險的傳導機制以及保險如何緩解健康沖擊對家庭金融脆弱性的影響。

（二）健康沖擊對中老年家庭金融脆弱性的傳導機制

健康沖擊通過對家庭支出端和收入端的影響來改變家庭財務邊際和償付能力，從而影響中老年家庭金融脆弱性。因為不同健康類型的沖擊對中老年家庭收入和支出的影響程度不同，所以其對中老年家庭金融脆弱性的影響路徑也存在差異。

首先，一般健康沖擊主要通過支出端的變化來影響中老年家庭金融脆弱性，尤其是對中等收入家庭的影響較大。低收入的中老年家庭在面臨健康沖擊時，可以通過改變家庭消費行為來抵御醫(yī)療成本的增加，比如通過減少非食品消費的方式來應對包含戶主和非戶主在內(nèi)的家庭成員健康惡化所帶來的風險沖擊（何興強和史衛(wèi)，2014），還可以降低當期教育投入（Mitra 等，2016）、降低家庭耐用品的消費需求（丁繼紅等，2013；姜正和和陳震，2014），因此，一般健康沖擊對低收入的中老年家庭總支出的影響不明顯，對其家庭金融風險的影響較小。高凈值高收入的中老年家庭在遭受健康沖擊時，可以享受到優(yōu)質(zhì)醫(yī)療資源，醫(yī)療成本較高，但家庭醫(yī)療支出占總支出的比重較小，因此，一般健康沖擊對其家庭總支出的影響較小，而且家庭有足夠的流動資產(chǎn)應對，所以一般健康沖擊對高收入的中老年家庭金融風險的影響也不大。但是，中等收入的中老年家庭的消費水平較高且具有較強的消費慣性，如子女教育和房屋負債，較難通過降低其他非醫(yī)療消費而抵御健康沖擊，因此，家庭總支出的增加可能加大了中等收入家庭的金融脆弱性。

其次，重大突發(fā)性疾病從支出端和收入端兩個渠道影響中老年家庭財務邊際和償付能力，但對不同收入家庭的影響有差異。一方面，重大疾病會導致中老年家庭醫(yī)療支出在短期內(nèi)迅速增加（許玲麗等，2012），從而增加家庭總支出，尤其是對中等收入的中老年家庭的影響最大。對于低收入的中老年家庭來說，由于重大疾病的治愈較難、伴隨的并發(fā)癥多且花費較高，家庭完全無力承擔，因此低收入的中老年家庭面對重大疾病時可能會拒絕就醫(yī)（費孝通，2019）。高收入的中老年家庭在面臨重大疾病沖擊時，由于醫(yī)療負擔占家庭總支出的比例相對較小，因此，重大疾病沖擊對高收入的中老年家庭的總支出的影響有限。然而，中等收入的中老年家庭會在短期內(nèi)增加家庭醫(yī)療支出，但由于財富積累有限，需通過借債等方式來應對醫(yī)療支出，從而降低了家庭的償付能力，加大了家庭金融脆弱性。另一方面，重大疾病會導致中老年家庭的收入和財富積累出現(xiàn)較大幅度下降（Smith，1999）。重大疾病直接減少了中老年人的勞動參與率，甚至阻礙中老年勞動者進入勞動力市場，導致中老年人提前退休（Gertler 和Gruber，2002）。對于已經(jīng)達到退休年齡的老年家庭來說，退休后的主要收入來源從工資性收入轉(zhuǎn)為退休金，但退休金與原來的工資相比較少，難以維持之前的生活水平，因此，部分退休的老年人會返聘或者找另外的工作，重新回到勞動力市場（鄒紅和喻開志，2015）。在我國農(nóng)村地區(qū)，出于生計的需要，老年人往往會一直工作，直到干不動為止（李琴等，2014）。重大疾病沖擊會顯著降低想要繼續(xù)工作的老年人的家庭收入。此外，重大疾病不僅在短期內(nèi)降低了進入勞動力市場的可能性，而且對家庭還存在長期影響，甚至長達15年（高夢滔和姚洋，2005）。

（三）保險對中老年家庭金融脆弱性的影響機制

作為家庭應對風險沖擊的金融工具，保險的作用早已在學術(shù)界形成共識。基于效用理論提出的壽險不確定理論認為，人壽保險可以降低家庭主要收入來源者因為健康沖擊或死亡而帶來的不確定性（Yaari，1965），其帶來的未來預期收入可以對未來消費起到平滑作用。另外，儲蓄只能應對部分家庭未來確定性支出，如教育、養(yǎng)老和購房，無法完全應對未來不確定性支出，如健康沖擊。盡管保險的持有成本較高，但可以彌補儲蓄無法應對的健康風險，因此，保險比儲蓄更具優(yōu)勢，可以更有效地降低家庭金融脆弱性程度（張冀等，2016）。

由于當期保費支出在家庭支出中占比很小，因此，保險對家庭金融脆弱性的作用機制主要是通過提高償付能力來實現(xiàn)。普通健康風險對家庭金融風險不會產(chǎn)生較大影響，但家庭無法應對重大疾病產(chǎn)生的風險，而商業(yè)醫(yī)療保險對降低重大疾病所帶來的財務缺口具有顯著的抑制作用。French 和Jones（2011）、Hugonnier 等（2013）均構(gòu)建了家庭消費、資產(chǎn)和健康最優(yōu)決策模型，檢驗健康程度對退休家庭消費行為的影響，認為由健康風險引發(fā)的不確定性醫(yī)療支出減弱了退休動機，增強了儲蓄動機，但如果家庭借助商業(yè)醫(yī)療保險對沖自行承擔醫(yī)療費的沖擊，降低了健康風險預期，反而增加了消費，這表明商業(yè)醫(yī)療保險提高了家庭應對風險能力。對支出和收入進一步分析發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療保險會提高家庭及時就醫(yī)的概率，改善居民的健康狀況，促進居民提高勞動供給，從而增加了家庭勞動收入（姚瑤等，2014）。而且，醫(yī)療保險能夠降低家庭醫(yī)療自付成本，緩解醫(yī)療給家庭帶來的經(jīng)濟損失（王新軍和鄭超，2014）。

通過上述分析，本文提出如下假設：

假設1：健康沖擊顯著加大了中老年家庭的金融風險，尤其是對中等收入的中老年家庭。

假設2a：不同健康指標包含的信息有差異，重大疾病對中老年家庭金融風險的影響較大。

假設2b：一般健康沖擊通過家庭支出端影響中老年家庭的金融風險，而重大疾病通過支出端和收入端兩個渠道影響中老年家庭的金融風險。

假設3：醫(yī)療保險通過提高家庭償付能力的路徑緩解健康沖擊對中老年家庭金融風險的影響。

三、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

（一）模型構(gòu)建

現(xiàn)有相關研究將家庭金融脆弱性視為非連續(xù)離散變量，往往采用二元Probit模型（Ampudia等，2016；Leika 和Marchettini，2017）。本文在現(xiàn)有研究基礎上，采用隨機效應有序Probit模型（Random Effect Ordered Probit）進一步將家庭金融脆弱性分為三類，即高、低和無。另外，為了控制健康沖擊變量的內(nèi)生性，使用工具變量與上述模型相結(jié)合，并利用Wooldridge（2010）和White（1996）等研究提出的最大似然估計量對參數(shù)進行估計，有效地規(guī)避了傳統(tǒng)的兩步最小二乘法在處理非線性工具變量回歸時存在的問題。

在構(gòu)建隨機效應有序Probit模型時，假設存在一個潛變量HFF*。但由于潛變量觀測不到，能觀測到的是離散的HFF變量，因此建立其與HFF*之間的關系如下：

而潛變量HFF*本身符合如下模型：

其中，hsit為健康沖擊，xit為 其他外生變量。誤差項 εit由 兩部分組成，wi是不隨時間變化而只隨家庭變化的隨機效應，表示觀測不到的不隨時間變化的家庭異質(zhì)性，wi服 從均值為0，方差為的正態(tài)分布；vit是經(jīng)典誤差項，服從均值為0，方差為的正態(tài)分布；wi和vit相互之間不相關。在不考慮健康沖擊內(nèi)生性的前提下，由于經(jīng)典誤差項vit服從正態(tài)分布，因此可以得到下面的概率分布函數(shù)：

其中，Φ是標準正態(tài)分布的累計密度函數(shù)，假設回歸已經(jīng)根據(jù)vit的方差標準化。考慮到健康沖擊變量hsit具有內(nèi)生性，即hsit與 εit存在相關性，本文采取工具變量的方法對內(nèi)生性進行控制。假設工具變量為zit，則工具變量回歸的第一步回歸如下：

其中，uit符 合均值為0，方差為的正態(tài)分布，且與zit和xit均 不相關，因此工具變量zit符合排除性限制。Newey（1987）和Angrist（2001）均指出，在估計包含內(nèi)生變量并且因變量為有限取值變量的回歸模型時，傳統(tǒng)的兩步最小二乘法工具變量回歸的結(jié)果雖然是一致的，但是并不是最有效的。因為有序Probit回歸的因變量是典型的有限取值變量，所以本文沒有使用兩步最小二乘法進行工具變量回歸，而是根據(jù)式（3）和式（4）求出兩步回歸的整體概率似然函數(shù)之后，直接利用最大似然法進行參數(shù)估計。

（二）數(shù)據(jù)處理

本文使用的數(shù)據(jù)來自于中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）2011年、2013年和2015年調(diào)查數(shù)據(jù)，該調(diào)查旨在收集一套45 歲及以上人口、在全國具有代表性的微觀數(shù)據(jù)。CHARLS全國基線數(shù)據(jù)調(diào)查始于2011年，每隔兩年追蹤一次，樣本覆蓋中國28 個?。ㄗ灾螀^(qū)、市）150 個縣（區(qū)）的450 個村或居委會，內(nèi)容包括個人基本信息、家庭子女和父母信息、健康狀況、醫(yī)療服務利用和保險、工作、收入、消費以及社區(qū)基本情況等。

為了研究健康的動態(tài)變化對家庭金融脆弱性的影響，本文使用CHARLS2011年、2013年和2015年的三期面板數(shù)據(jù)。剔除健康、家庭收入、家庭支出等重要變量遺失和異常值后，匹配三期數(shù)據(jù)，最終得到平衡面板數(shù)據(jù)為18 015 個，即6 005 戶。

（三）指標構(gòu)建

1.健康沖擊（hsit）

早期大多數(shù)研究采用自評和日常生活活動能力兩種健康指標來衡量中老年人健康狀態(tài)，但各有優(yōu)缺點。比如，自評能反映客觀測量指標無法反映的、自我知曉的私人健康信息，但較主觀，存在較高的測量誤差（Disney 等，2006）；而日常生活活動能力較少受到受訪者面臨的經(jīng)濟社會因素的影響，較少存在測量偏誤，但大多用于測評高齡人口的身體狀況，主要是因為相對年輕的中年人較少身體受限（Strauss 和Thomas，1995）。隨著慢性病發(fā)病率的提高，尤其是45 歲及以上人群的慢性病發(fā)病比例很大，對慢性病的研究受到學術(shù)界的關注。另外，受制于數(shù)據(jù)可得性，大多數(shù)文獻采用健康的現(xiàn)狀這一指標，但這無法反映出健康狀態(tài)的變化，造成研究深度不足。本文數(shù)據(jù)庫包含自評、日常生活活動能力以及慢性病相關數(shù)據(jù)，有利于分析不同健康狀況對家庭金融脆弱性的影響，尤其是數(shù)據(jù)庫中的跟蹤數(shù)據(jù)有利于構(gòu)建健康指標的動態(tài)變化。綜合以上分析，本文選取了自評健康（sfr），日常生活活動能力（ADLs）、常見慢性?。╟hr_com）和重大疾?。╟hr_maj），①由于重大疾病一旦發(fā)生，就很難短時間治愈，且考慮到CHARLS 數(shù)據(jù)為2011-2015年僅四年的時間跨度，從無到有重大慢性病的家庭較少，因此本文將家庭若患有癌癥、中風、心臟病中的任一種疾病，界定為有重大疾病沖擊，賦值為1，否則為0。本文在穩(wěn)健性檢驗中也將重大疾病進行標準化及差分處理，得出的結(jié)果依然穩(wěn)健。通過標準化及差分處理，構(gòu)建了4 個健康沖擊指標，即自評健康沖擊（Δsfr，以下簡稱自評沖擊）、日常生活活動能力沖擊（ΔADLs，以下簡稱日?；顒記_擊）、常見慢性病沖擊（Δchr_com）以及重大疾病沖擊（chr_maj）。

自評健康選取了家庭對健康的自我評價指標，取值為1-5；日常生活能力包括獨立穿衣、洗澡、吃飯、起床下床、上廁所、控制大小便、做家務、做飯、買東西、吃藥、管錢的難易程度，取值為11-44；慢性病指標選取了有代表性的7 種慢性病，即高血壓、血脂異常、糖尿病或血糖升高、癌癥、慢性肺部疾病、心臟病以及中風，②目前，我國以心腦血管疾病、癌癥、慢性呼吸系統(tǒng)疾病、糖尿病這四類疾病為代表的慢性非傳染性疾病導致的死亡人數(shù)占總死亡人數(shù)的88%，導致的疾病負擔占總疾病負擔的70%以上。因此，本文根據(jù)該調(diào)查問卷設置的問題，選取與上述四種慢性病匹配的慢性疾病。并將癌癥、中風、心臟病界定為重大疾?。–oile，2004），其余4 種慢性病界定為常見慢性病。家庭成員若患有癌癥、中風、心臟病中的任何一種疾病，則界定為有重大疾病沖擊，賦值為1；否則為0。常見慢性病根據(jù)受訪者患有慢性病的數(shù)量，取值為0-4。

除重大疾病沖擊外，其余健康沖擊指標是由自評健康、日常生活活動能力和常見慢性病經(jīng)過標準化及差分處理得到的。具體計算方法以常見慢性病沖擊為例，將每一位受訪者的常見慢性病數(shù)量進行加總，③遺憾的是，受數(shù)據(jù)限制，本文中的受訪者包括主要受訪者及其配偶，缺少家庭其他成員的健康狀況，故只能采用虛擬戶主和配偶的健康狀況來代表家庭整體健康狀況。以家庭為單位求每個家庭患有常見慢性病的數(shù)量（Fscore），再利用式（5）進行標準化處理（Gertler 和Gruber，2002），得到2011年、2013年和2015年每個家庭的常見慢性病得分（chr_com_st）。在此基礎上，對常見慢性病得分作差，最終計算出2011-2013年、2013-2015年的家庭常見慢性病數(shù)量的動態(tài)變化，即常見慢性病沖擊。同理，可求得自評沖擊和日?；顒記_擊。式（5）如下：

2.家庭金融脆弱性（HFFit）

家庭金融脆弱性反映的是家庭金融風險的積累程度和應對風險沖擊的能力。其中，風險積累程度可以采用財務邊際衡量，而應對能力可以用家庭當期收入和家庭流動性資產(chǎn)維持家庭現(xiàn)有生活水平的時間即償付能力來衡量。具體如下：

家庭財務邊際：

家庭償付能力：

家庭金融脆弱性：

式（6）中，F(xiàn)Mit為 財務邊際，反映了家庭當期流動性狀況；Yit是家庭收入，包括家庭工資收入、農(nóng)業(yè)收入、個體經(jīng)營或開辦私營企業(yè)的收入、家庭獲得政府轉(zhuǎn)移支付收入、金融資產(chǎn)收益及租金收入等；LCit是家庭支出，包含家庭基本生活支出和負債，其中，基本生活支出包括食品支出、日常生活支出、教育和培訓支出、醫(yī)療支出、交通費、稅費和雜費，負債包括貸款（包含一年的房貸）、借款（包含向其他家庭、單位或個人的借款）。式（7）中，CFit是償付能力，LAit為流動性資產(chǎn)，包括現(xiàn)金、銀行存款、股票、基金及債券。

根據(jù)式（6）和式（7）構(gòu)建式（8），HFFit是家庭金融脆弱性。HFFit=-1為無家庭金融脆弱性，即家庭收入足夠覆蓋家庭支出和負債；HFFit=0為低家庭金融脆弱性，即家庭收入小于包含負債的基本生活支出，但流動性資產(chǎn)可以補償部分基本生活支出；HFFit=1為高家庭金融脆弱性，即家庭收入小于家庭支出和負債，且收入加流動性資產(chǎn)之和也不足以補償家庭的基本生活支出和負債。

3.控制變量（xit）

控制變量主要包括戶主特征變量、家庭特征變量和地區(qū)變量。其中，戶主特征包括戶主年齡及年齡的平方、戶主的性別、戶主戶籍、戶主受教育年限；家庭特征包括家庭規(guī)模、撫養(yǎng)比、贍養(yǎng)比、家庭是否有社會醫(yī)療保險、家庭是否有商業(yè)醫(yī)療保險、家庭是否有工資收入、家庭人均收入、家庭是否有借貸、房屋資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的比例；地區(qū)變量包括家庭屬于西部、中部或東部的虛擬變量，各個地市的國內(nèi)生產(chǎn)總值。

（四）描述性統(tǒng)計

1.中老年家庭金融脆弱性的描述性統(tǒng)計

從表1 可以看出，我國中老年家庭金融脆弱性普遍存在且上升趨勢明顯，尤其是低脆弱性家庭占比。從增幅上看，2011-2015年無脆弱性家庭占比降低了28.58%，遠低于低脆弱家庭占比的增幅（115.16%），表明近年來我國中老年家庭金融風險加大，這在一定程度上解釋了居民消費增速低于收入增速，而負債增速遠遠高于收入增速現(xiàn)象。

表1 中老年家庭金融脆弱性分布及收入異質(zhì)性分析（%）

盡管中老年家庭的金融脆弱性總體上呈上升趨勢，但不同收入家庭呈現(xiàn)明顯的異質(zhì)性表現(xiàn)。參照何興強和楊銳鋒（2019）對高中低收入家庭的界定，以家庭總收入的25%、75%為臨界值，構(gòu)造低收入、中等收入和高收入家庭，具體而言，收入最低的25%為低收入家庭，收入中間的50%為中等收入家庭，收入最高的25%為高收入家庭。對于低收入的中老年家庭群體來說，高脆弱性家庭的占比逐漸降低，反映出低收入的中老年家庭盡管普遍存在脆弱性，但脆弱性程度逐漸下降，說明低收入的中老年家庭金融風險逐步得到化解，這得益于近年來我國強有力的扶貧攻堅政策；對于中等收入的中老年家庭來說，無脆弱性家庭占比逐年下降，低脆弱和高脆弱家庭占比逐年增加，反映出中等收入的中老年家庭的金融風險積累程度增加。高收入的中老年家庭中，無脆弱性家庭占比和低脆弱性家庭占比略微上升，高脆弱性家庭占比小幅下降，整體而言，高收入的中老年家庭脆弱性變化較小。結(jié)合家庭金融風險整體上升的結(jié)論，我們可以推測出：我國家庭金融風險整體上升的主要來源是中等收入的中老年家庭。

2.健康沖擊與中老年家庭金融脆弱性的描述性統(tǒng)計

從表2 可以看出，2011-2015年我國中老年家庭日?；顒記_擊、常見慢性病沖擊的均值都為正，有重大疾病沖擊的中老年家庭占比為21.9%，反映出我國中老年家庭健康水平呈惡化趨勢。健康沖擊在不同程度脆弱性家庭中的均值不同，且在有脆弱性的家庭中，健康惡化程度都最高，反映出健康惡化與中老年家庭金融風險可能存在很強的相關性。

表2 健康沖擊與中老年家庭金融脆弱性的描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果及分析

（一）基準回歸結(jié)果

本部分采用隨機效應有序Probit模型分析不同健康沖擊對中老年家庭金融風險的影響。表3 列（1）-列（4）分別以自評沖擊（Δsfr）、日常活動沖擊（ΔADLs）、常見慢性病沖擊（Δchr_com）和重大疾病沖擊（chr_maj）作為健康沖擊的度量指標，在控制其他因素的前提下，考察健康沖擊對中老年家庭金融脆弱性的影響。結(jié)果表明：不利的健康沖擊（健康狀況變差）會顯著增加中老年家庭陷入高脆弱性的概率，有利的健康沖擊（健康狀況變好）會顯著降低中老年家庭陷入高脆弱性的概率?？赡艿脑蚴牵翰焕慕】禌_擊會減少家庭成員的勞動供給，使家庭收入降低，而且不利的健康沖擊可能增加家庭的醫(yī)療支出，從而增加家庭金融脆弱性。

由于表3a的參數(shù)結(jié)果只能從顯著性和參數(shù)符號方面給出有限信息，因此，通過計算健康沖擊對中老年家庭金融脆弱性的邊際效應來分析這些變量如何影響中老年家庭陷入金融脆弱性的概率。從表3b可以看出，慢性病沖擊比日?；顒記_擊和自評沖擊對中老年家庭金融脆弱性的影響更大，其中重大疾病沖擊是自評沖擊和日?；顒記_擊的4 倍。這與假設2a一致。

表3 健康沖擊對中老年家庭金融脆弱性影響的全樣本回歸分析

（二）異質(zhì)性分析①限于篇幅，本文沒有列出異質(zhì)性分析的實證結(jié)果，如有需要可向作者索取。

盡管全樣本分析得到的結(jié)論是，不利的健康沖擊會顯著增加中老年家庭金融脆弱性的概率，但這沒有考慮樣本之間的異質(zhì)性。收入、戶籍的差異會造成不同的健康意識、投資理財意識及消費支出習慣，因此，本文在全樣本分析的基礎上進行相應的異質(zhì)性分析。

收入的異質(zhì)性結(jié)果顯示：首先，從整體上看，四個健康沖擊均能顯著提高中等收入的中老年家庭金融風險，這驗證了本文的假設1，即健康沖擊顯著增加了中老年家庭金融脆弱性，尤其是中等收入家庭。除自評沖擊外，其余三種健康沖擊對中等收入中老年家庭的影響更大。因為中等收入的中老年家庭收入來源單一，主要依靠勞動供給獲得工資收入，且有消費慣性，所以較易受到健康沖擊的影響。其次，不同健康沖擊對不同收入的中老年家庭金融脆弱性的影響具有差異性。自評沖擊主要作用于低收入的中老年家庭，日常活動沖擊、常見慢性病沖擊和重大疾病沖擊主要作用于中等收入的中老年家庭。

戶籍的異質(zhì)性結(jié)果顯示：首先，健康沖擊顯著增加了中老年家庭的金融脆弱性，且在農(nóng)村中老年家庭中表現(xiàn)更為明顯。由于城鎮(zhèn)與農(nóng)村的社會保障制度不同，城鎮(zhèn)職工普遍享有城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險，能明顯減輕家庭醫(yī)療負擔，而農(nóng)村家庭享有新農(nóng)合，但報銷范圍和比例較低，作用相對有限，因此農(nóng)村中老年家庭更易受到健康沖擊的影響。其次，不同的健康沖擊對不同戶籍的中老年家庭陷入金融脆弱性具有差異性影響。自評沖擊和日?；顒記_擊能顯著增加農(nóng)村中老年家庭的金融脆弱性。農(nóng)村從事自由勞動的家庭較多，自評沖擊和日?；顒記_擊的增加，可能會降低農(nóng)村家庭的勞動參與，甚至增加家庭醫(yī)療支出。城鎮(zhèn)中老年家庭由于有固定的收入或者退休金，因此自評沖擊和日?；顒記_擊不會影響其工資所得，對其家庭金融風險的影響較小。常見慢性病沖擊和重大疾病沖擊對所有中老年家庭金融風險的影響均顯著。

（三）內(nèi)生性問題

盡管上文控制了戶主特征、家庭特征和地區(qū)變量，但仍存在難以克服的內(nèi)生性問題。第一，遺漏變量。殘差項中可能存在既影響健康沖擊又影響家庭金融風險的因素。比如家庭的消費習慣，假如家庭對未來的收入比較有信心，則會傾向于增加支出，從而引起家庭金融脆弱性上升，但是消費所帶來的幸福感可能使得家庭的健康狀況變好，而這個消費習慣是缺失信息，這部分影響被歸入了健康沖擊之中，從而使得估計值偏小。第二，反向因果。家庭金融風險的高低會影響中老年人的健康狀況。比如，家庭金融風險較高的家庭，迫于生存需求，可能會增加勞動參與或者勞動時長，從而影響中老年人的健康狀況。

為了解決上述問題，我們首先構(gòu)建雙向固定效應模型，控制不隨時間變化的家庭層面的遺漏變量，以降低遺漏變量對估計結(jié)果造成的影響；①限于篇幅，本文沒有列出雙向固定效應模型的實證結(jié)果，如有需要可向作者索取。其次，使用工具變量法解決內(nèi)生性問題，發(fā)現(xiàn)不利的健康沖擊仍能顯著增加中老年家庭的金融風險。

本文選取各省人均蔬菜消費量（Mete 和Schultz，2002）、各省門診病人次均醫(yī)藥費（Schultz 和Tansel，1997）、②各省人均蔬菜消費量和各省門診病人次均醫(yī)藥費的數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局。家庭是否經(jīng)歷交通事故或重大意外傷害（周慧珺等，2020）、家庭主要受訪者是否喝酒和家庭主要受訪者是否鍛煉身體（Cai 和Kalb，2006）這5 個工具變量進行分析：（1）人均蔬菜消費量直接影響了家庭營養(yǎng)的獲取情況，從而影響家庭健康水平，但蔬菜消費占家庭日常總消費的比例較小，因此不會顯著地直接影響家庭金融風險。（2）健康服務價格直接影響了家庭醫(yī)療服務的使用情況，若價格太高，大多數(shù)家庭可能無法看病，導致更嚴重的健康沖擊，而各省份的平均醫(yī)療服務價格由于消除了個體醫(yī)療服務成本的異質(zhì)性，不會直接影響家庭的金融風險。（3）經(jīng)歷過交通事故或重大意外傷害的受訪者的健康狀況顯然要差于沒有經(jīng)歷過意外事故的受訪者。（4）喝酒行為直接影響健康狀況，但不會直接對家庭金融風險產(chǎn)生作用，即家庭主要受訪者是否喝酒僅通過家庭健康來影響家庭金融風險。（5）參加體育鍛煉會改善家庭成員的健康狀況，同樣也不會對家庭金融風險產(chǎn)生作用。因此，上述工具變量的選取是合適的。對工具變量進行相關檢驗，發(fā)現(xiàn)：識別不足檢驗顯示P＜0.05，說明工具變量與內(nèi)生解釋變量顯著相關；弱工具變量檢驗的F統(tǒng)計量及相應的P值說明不存在弱工具變量的問題；過度識別檢驗的Sargan統(tǒng)計量及對應的P值說明沒有理由拒絕所有工具變量都是外生的這一原假設。上述檢驗結(jié)果表明，工具變量符合要求。工具變量的估計結(jié)果如表4 所示。

表4 工具變量的估計結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗③限于篇幅，本文沒有列出穩(wěn)健性檢驗的實證結(jié)果，如有需要可向作者索取。

為驗證上述實證結(jié)論的穩(wěn)健性，本文進行了如下的穩(wěn)健性檢驗：1.改變自變量，包括以下幾種情況：（1）自評健康賦值改為1、2 和3。（2）日常生活能力賦值改為0 和1。（3）將重大疾病沖擊分為家庭是否患有心臟病、家庭是否患有癌癥和家庭是否患有中風三個虛擬變量。①為了更精準地估計癌癥、心臟病、中風對家庭金融風險的影響，本文分別篩選出了患有癌癥的家庭和健康的家庭、患有心臟病的家庭和健康的家庭、患有中風的家庭和健康的健康，以剔除其他慢性病的干擾。（4）將重大疾病沖擊按照式（5）進行差分，用重大疾病的變化衡量重大疾病沖擊。2.改變因變量。由于教育支出與醫(yī)療支出的偶然性較大，因此將基本日常生活支出中的教育與醫(yī)療支出去掉，其他保持不變。3.為了控制健康絕對水平的影響，加入上一期調(diào)查的健康狀況作為控制變量。4.本文用受訪者及其配偶的健康狀況反映家庭健康沖擊，因此進一步控制配偶個體特征進行回歸。5.將家庭健康沖擊拆分為受訪者1 和受訪者2 的健康沖擊，降低人為確定戶主導致的偏差。上述穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果和本文的基準結(jié)果是一致的，說明本文的研究結(jié)論有較好的穩(wěn)健性。

五、健康沖擊影響家庭金融脆弱性的路徑討論

（一）健康沖擊對中老年家庭金融風險的影響機制

本文采用固定效應模型分別分析四種健康沖擊對不同收入中老年家庭的支出和收入的影響。表5 的結(jié)果發(fā)現(xiàn)：健康沖擊顯著增加了中老年家庭的人均總支出，并且降低了中老年家庭的人均純收入，從而提高了中老年家庭的金融風險，但不同健康沖擊對不同收入的中老年家庭的影響機制存在異質(zhì)性。在支出端，一般疾病沖擊和重大疾病沖擊對低收入和高收入的中老年家庭支出的影響較小，但卻顯著增加了中等收入的中老年家庭支出。在收入端，一般健康沖擊對高、中、低收入中老年家庭的人均純收入的影響不顯著，但是重大疾病沖擊會顯著降低中低收入的中老年家庭的人均純收入。因為重大疾病沖擊會降低家庭勞動力供給，從而降低家庭工資性收入，而高收入家庭的收入來源主要為財產(chǎn)性收入，并非依賴工資性收入，所以對高收入家庭的總收入影響不顯著。因此，一般健康沖擊主要從支出端影響家庭金融風險，尤其是對中等收入家庭，而重大疾病從支出端和收入端兩個渠道影響家庭金融風險，這驗證了本文的假設2b。

表5 健康沖擊對中老年家庭金融風險的影響機制

（二）中老年家庭應對健康風險再討論：醫(yī)療保險

本文從兩個角度檢驗醫(yī)療保險對中老年家庭金融脆弱性的影響機制。第一，從家庭收入和家庭支出的角度，探討醫(yī)療保險能否發(fā)揮對健康沖擊的調(diào)節(jié)作用。第二，從長期來看，醫(yī)療保險能否通過緩解健康沖擊所帶來的風險，提升中老年家庭償付能力，從而降低中老年家庭金融風險。為此，本文引入健康沖擊和醫(yī)療保險的交互項來檢驗醫(yī)療保險對中老年家庭支出端（人均醫(yī)療支出med_exp）、收入端（人均純收入per_income）以及償付能力（CF）的作用，運用固定效應模型得出實證結(jié)果。

表6 的結(jié)果顯示，社會醫(yī)療保險在提高中老年家庭應對風險能力方面的作用是有限的。社會醫(yī)療保險僅能顯著降低自評沖擊對中老年家庭人均醫(yī)療支出的影響，對其他健康沖擊的作用不顯著；而且社會醫(yī)療保險尚未發(fā)揮出緩解健康沖擊對中老年家庭人均純收入的負向作用。對償付能力的進一步探討發(fā)現(xiàn)，社會醫(yī)療保險僅能緩解自評沖擊和日常活動沖擊引起的償付能力降低，而對緩解常見慢性病沖擊和重大疾病沖擊引起的償付能力下降的效果不顯著?？赡艿脑蛟谟?，我國社會醫(yī)療保險側(cè)重于保基本（解堊，2008），疾病保障范圍小，效果顯現(xiàn)周期長（Hamid 等，2011）。為了準確評估商業(yè)醫(yī)療保險對健康風險引起的中老年家庭金融脆弱性的影響，本文將樣本限定為已經(jīng)參加社會醫(yī)療保險的家庭，驗證在具有社會醫(yī)療保險基礎上商業(yè)醫(yī)療保險對健康沖擊引發(fā)的中老年家庭金融脆弱性的作用，發(fā)現(xiàn)商業(yè)醫(yī)療保險可以顯著降低健康沖擊所帶來的中老年家庭醫(yī)療成本的增加，并且可以緩解重大疾病沖擊對中老年家庭人均純收入的負向影響。此外，商業(yè)醫(yī)療保險可以有效對沖常見慢性病沖擊和重大疾病沖擊對償付能力的影響。這是因為，相比于社會醫(yī)療保險，商業(yè)醫(yī)療保險可以為中老年家庭提供更多的經(jīng)濟補償和保障，中老年家庭應對健康沖擊的能力得到更顯著的提高。這驗證了本文的假設3。

表6 醫(yī)療保險、健康沖擊與中老年家庭金融脆弱性

六、結(jié)論與建議

本文基于家庭資產(chǎn)負債表，構(gòu)建包含財務邊際和償付能力在內(nèi)的家庭金融脆弱性來衡量家庭金融風險，并分析了四種健康沖擊對中老年家庭金融脆弱性的影響及其傳導機制。研究發(fā)現(xiàn)：（1）我國中老年家庭的金融脆弱性上升趨勢明顯，而健康沖擊進一步加大了中老年家庭的金融脆弱性，尤其是中等收入家庭和農(nóng)村家庭。（2）不同種類的健康沖擊對中老年家庭金融脆弱性的影響程度和傳導機制具有顯著異質(zhì)性。其中，重大疾病對中老年家庭金融脆弱性的影響程度是其他健康沖擊的4 倍，這是因為重大疾病不僅提高了中老年家庭的醫(yī)療支出，而且還降低了中老年家庭的收入水平，而一般健康沖擊僅從支出端影響了家庭金融脆弱性。（3）社會醫(yī)療保險在提高中老年家庭應對健康風險沖擊能力上的作用有限，而商業(yè)健康保險可以顯著彌補社會醫(yī)療保險的不足部分，可以通過提高中老年家庭的償付能力，緩解健康沖擊對家庭金融風險的作用，尤其是應對重大疾病風險。

準確刻畫各種健康狀況變化對中老年家庭金融風險的影響程度是健康扶貧和“健康中國”政策實施的基礎。社會醫(yī)療保險和商業(yè)醫(yī)療保險可以有效降低家庭金融風險，其中，社會醫(yī)療保險可以應對一般健康沖擊引發(fā)的家庭金融風險，盡管社會醫(yī)療保險覆蓋率已經(jīng)很大，但由于其無法應對重大疾病沖擊，因此應提高商業(yè)醫(yī)療保險的覆蓋面，加大政策扶持，鼓勵家庭持有更多的商業(yè)醫(yī)療保險，尤其是重大疾病險。比如，提高年齡門檻，對于已經(jīng)退休的老年家庭，由于老年人群年齡一般超出了商業(yè)重疾險門檻，因此建議放寬健康險的年齡界限，讓更多的中老年家庭獲得商業(yè)保險保障。提升對稅優(yōu)型健康險的宣傳，加大稅優(yōu)型商業(yè)健康保險的優(yōu)惠力度，尤其是加大對老年人可以免體檢的長期重疾險產(chǎn)品的優(yōu)惠力度，建議保險公司履行社會責任，降低中老年人的健康險費率，通過稅收優(yōu)惠方式，讓利中老年人。本文的研究結(jié)論為“健康中國”政策的制定和實施、降低中老年家庭的金融風險提供了具有針對性的依據(jù)。