長期護(hù)理保險(xiǎn)、家庭收入水平與家庭消費(fèi)
——基于CHARLS數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

馬廣博，許 昆

安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)政與公共管理學(xué)院，安徽 蚌埠 233030

黨的十九大報(bào)告強(qiáng)調(diào)要不斷完善消費(fèi)體制，推動消費(fèi)升級，形成中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的新動能。實(shí)際上，在中國的經(jīng)濟(jì)實(shí)踐中，受制于經(jīng)濟(jì)政策不確定性和社會保障水平不高等因素，家庭消費(fèi)能力不足，消費(fèi)結(jié)構(gòu)也有待優(yōu)化，導(dǎo)致中國總體家庭消費(fèi)水平不高［1-2］。2016年，人力資源社會保障部發(fā)布政策文件，指出要以14個城市為試點(diǎn)①人力資源社會保障部印發(fā)《人力資源社會保障部辦公廳關(guān)于開展長期護(hù)理保險(xiǎn)制度試點(diǎn)的指導(dǎo)意見》，以14個城市為試點(diǎn)，分別是承德市、長春市、齊齊哈爾市、蘇州市、南通市、寧波市、安慶市、上饒市、濟(jì)南市、荊門市、廣州市、重慶市、成都市、石河子市。，從國家層面逐步推廣并致力于為被保險(xiǎn)人提供護(hù)理保障和經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償?shù)娜褡o(hù)理保險(xiǎn)制度［3］。然而對于長期護(hù)理保險(xiǎn)（簡稱長護(hù)險(xiǎn)）政策具體實(shí)施效果，學(xué)術(shù)界提出疑問。在此背景下，如何促進(jìn)家庭消費(fèi)受到學(xué)術(shù)界和政府的密切關(guān)注。特別是，長護(hù)險(xiǎn)政策是否影響了家庭消費(fèi)，長護(hù)險(xiǎn)政策通過何種機(jī)制對家庭消費(fèi)施加作用，是否在城鄉(xiāng)和東中西部維度存在差異？這些問題都亟待解答。

實(shí)際上，良好的制度環(huán)境是促進(jìn)家庭消費(fèi)的關(guān)鍵條件之一。一些學(xué)者從資源環(huán)境稟賦［4-5］、家庭財(cái)富情況［6-8］、市場金融環(huán)境［9-10］和社會保障情況［11］等視角探討家庭消費(fèi)的影響因素。隨著長護(hù)險(xiǎn)政策在我國的逐步推廣，學(xué)術(shù)界對長護(hù)險(xiǎn)政策是否影響家庭消費(fèi)十分關(guān)注。

關(guān)于長護(hù)險(xiǎn)政策與家庭消費(fèi)的關(guān)系，學(xué)術(shù)界呈現(xiàn)兩種觀點(diǎn)：一種觀點(diǎn)是長護(hù)險(xiǎn)政策會促進(jìn)家庭消費(fèi)，這種現(xiàn)象可以用生命周期消費(fèi)理論來解釋［12］。為達(dá)到效用最大化，可以將一部分醫(yī)療費(fèi)用支出由長護(hù)險(xiǎn)來承擔(dān)，并且被保險(xiǎn)人也能得到長期照護(hù)，使得家庭具有更充分的資金用于消費(fèi)等。例如，蔡偉賢等［13］運(yùn)用雙重差分法對第一批實(shí)施長護(hù)險(xiǎn)的城市進(jìn)行政策評估，發(fā)現(xiàn)該政策降低了家庭代際轉(zhuǎn)移支付成本，減輕了家庭負(fù)擔(dān)。另一種觀點(diǎn)指出長護(hù)險(xiǎn)政策會擠出家庭消費(fèi)。例如，Brown 等［14］認(rèn)為長護(hù)險(xiǎn)政策等醫(yī)療補(bǔ)助計(jì)劃為多數(shù)人提供了不完全的消費(fèi)平滑，長護(hù)險(xiǎn)政策等醫(yī)療保險(xiǎn)并沒有實(shí)質(zhì)性降低醫(yī)療費(fèi)用支出［15-16］，對家庭消費(fèi)的影響并不顯著。Attanasio 等［17］以養(yǎng)老金改革作為自然實(shí)驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老金收入的不足，導(dǎo)致居民消費(fèi)受到抑制。支持該觀點(diǎn)的學(xué)者還有Bloom［18］、Hungerford［19］、王延中［20］等。王延中等［20］認(rèn)為中國社會保障收入再分配能力不足，會對收入等產(chǎn)生逆向作用。

在此基礎(chǔ)上，現(xiàn)有文獻(xiàn)還就長護(hù)險(xiǎn)政策對家庭消費(fèi)的異質(zhì)性進(jìn)行分析。長護(hù)險(xiǎn)對家庭消費(fèi)的影響隨著成員失能情況［21-22］、性別差異［23］、財(cái)富情況［24］等不同而存在差異。例如，Clare［23］基于英格蘭衛(wèi)生部社會保健統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫，分析性別的不平等現(xiàn)象對老年護(hù)理消費(fèi)的影響。朱銘來等［22］基于中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）數(shù)據(jù)庫四期數(shù)據(jù)，采用PSM-DID 方法對輕度失能和重度失能群體進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)重度失能老人的家庭照護(hù)擠出效應(yīng)更大。

長護(hù)險(xiǎn)側(cè)重于為被保險(xiǎn)人提供護(hù)理保障和一定的經(jīng)濟(jì)支持，該特質(zhì)具有調(diào)節(jié)家庭總體收入水平的能力。對于影響家庭消費(fèi)的中介機(jī)制，部分學(xué)者通過人口年齡結(jié)構(gòu)、家庭收入水平等來探討。例如，范兆媛等［25］基于中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）四期微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，從少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比視角切入，采用固定效應(yīng)和GMM短面板回歸等方法剖析人力資本對家庭消費(fèi)的中介效應(yīng)。蔣姣等［26］則強(qiáng)調(diào)收入對家庭消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的關(guān)鍵作用，收入差距過大會顯著抑制家庭消費(fèi)，并提出縮小收入差距是促進(jìn)消費(fèi)的新思路。支持該觀點(diǎn)的學(xué)者還有姜繼紅［27］、龔志民［28］和Gupta［29］等。

綜上所述，國內(nèi)外已就長護(hù)險(xiǎn)對家庭消費(fèi)的影響開展了廣泛研究，為揭示長護(hù)險(xiǎn)政策與家庭消費(fèi)之間的因果關(guān)系提供了一定的理論支撐，多數(shù)研究成果支持長護(hù)險(xiǎn)政策促進(jìn)家庭消費(fèi)這一結(jié)論。但仍存在以下不足：第一，基于中國特色社會主義現(xiàn)實(shí)國情的實(shí)證檢驗(yàn)還十分欠缺；第二，上述文獻(xiàn)較多分析長護(hù)險(xiǎn)對醫(yī)療費(fèi)用、代際支出等的作用，鮮有學(xué)者將長護(hù)險(xiǎn)政策與家庭消費(fèi)相聯(lián)系，本文試圖彌補(bǔ)這一缺憾，較為深入地考察長護(hù)險(xiǎn)對家庭消費(fèi)的影響；第三，現(xiàn)有研究未能充分識別長護(hù)險(xiǎn)政策對家庭消費(fèi)的作用傳導(dǎo)機(jī)制。

基于此，本文從長護(hù)險(xiǎn)政策出臺這一自然實(shí)驗(yàn)入手，考察該政策對家庭消費(fèi)的影響。本文旨在回答以下問題：①長護(hù)險(xiǎn)政策出臺之后，實(shí)驗(yàn)組和對照組的家庭消費(fèi)呈現(xiàn)出怎樣的變化趨勢？②將實(shí)施長護(hù)險(xiǎn)政策的城市設(shè)定為實(shí)驗(yàn)組，未實(shí)施長護(hù)險(xiǎn)政策的城市設(shè)定為對照組，運(yùn)用雙重差分法剖析政策沖擊對家庭消費(fèi)的影響，并從城鄉(xiāng)和東中西部視角切入，進(jìn)一步檢驗(yàn)該影響是否存在區(qū)域差異。③長護(hù)險(xiǎn)政策通過何種機(jī)制對家庭消費(fèi)施加了作用？這增進(jìn)了學(xué)術(shù)界對長護(hù)險(xiǎn)政策的認(rèn)識和理解，厘清政策傳導(dǎo)機(jī)制，從而對政府有關(guān)部門制定和實(shí)施政策具有一定借鑒意義。

一、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)樣本

基于CHARLS 中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查，以2011、2013、2015 和2018年四期數(shù)據(jù)作為研究樣本。選取原因如下：第一，CHARLS 數(shù)據(jù)庫在28 個省份開展調(diào)查，問卷涉及基本信息，健康狀況及功能，是否工作、退休與收入支出等內(nèi)容，且研究對象為45歲及以上中老年人，符合本文研究需要。第二，試點(diǎn)城市長護(hù)險(xiǎn)政策出臺的時間集中于2016年，CHARLS數(shù)據(jù)庫2011年、2013年、2015年、2018年四期數(shù)據(jù)具有時效性并符合雙重差分的時間節(jié)點(diǎn)要求。

在實(shí)驗(yàn)組和對照組的設(shè)置中，考慮到CHARLS統(tǒng)計(jì)時間為當(dāng)年8月左右，如果統(tǒng)計(jì)期間相差半年以上的時間內(nèi)實(shí)施了長護(hù)險(xiǎn)政策，認(rèn)定其受到政策影響并處于處理組。結(jié)合時間與政策文本信息，本文將濟(jì)南市、上饒市、安慶市、成都市、廣州市、臨沂市、齊齊哈爾市、承德市的職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)參保人員，荊門市、吉林市的職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)及城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)參保人員，蘇州市、徐州市的職工醫(yī)療保險(xiǎn)及城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)參保人員作為實(shí)驗(yàn)組，將2017年前未實(shí)施長期護(hù)理保險(xiǎn)的城市作為對照組。部分城市如上海市、德州市、濰坊市、聊城市等因數(shù)據(jù)缺失或距離上述城市實(shí)施政策時間相差較大，刪除。

（二）變量定義與數(shù)據(jù)描述

本文主要被解釋變量為家庭消費(fèi)②依據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局公布的《居民消費(fèi)支出分類》，家庭消費(fèi)包括基本支出、食品支出、衣著支出、交通通信支出、生活服務(wù)支出、醫(yī)療保健支出、文教娛樂支出、耐用品支出和社會捐贈支出。，借鑒鄒紅［30］、Li［31］等的研究，對其取對數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化處理。通過參考已有文獻(xiàn)，選取家庭收入③家庭收入包括工資、資本收入、養(yǎng)老金收入、政府轉(zhuǎn)移收入和其他收入。缺失值采用插值法補(bǔ)齊。、性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、子女?dāng)?shù)量、自評健康狀況、日常生活能力、是否退休作為控制變量。變量的具體定義見表1。

表1 變量定義

表2給出了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。結(jié)果顯示，家庭消費(fèi)均值為38 508.435，標(biāo)準(zhǔn)差為59 982.354，最小值為0，最大值達(dá)到283 761，表明家庭消費(fèi)在研究時間區(qū)間內(nèi)存在較大差異，同時其他變量也在較大范圍內(nèi)波動，這為研究長期護(hù)理保險(xiǎn)政策對家庭消費(fèi)的影響提供了客觀基礎(chǔ)與研究素材。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

（三）識別策略與模型設(shè)定

本文運(yùn)用雙重差分法測量長護(hù)險(xiǎn)政策如何影響家庭消費(fèi)。具體而言，借鑒Moser［32］、葉芳［33］、陳林［34］和邊恕［35］等相關(guān)研究，本文設(shè)置分組變量treat，如果城市屬于長護(hù)險(xiǎn)政策以內(nèi)，treat 取1，否則取0。同時，根據(jù)長護(hù)險(xiǎn)政策出臺時間設(shè)置時間變量after，當(dāng)樣本量為2018年時，該變量取1，否則取0。計(jì)量模型如下：

在模型（1）中，下標(biāo)i，t分別代表城市和年份；Yit是家庭消費(fèi)；treati為分組變量，aftert為時間變量；controlit為控制變量；μi為不隨時間變化的個體效應(yīng)，λt為時間固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動項(xiàng)。值得注意的是，采用包括個體和時間效應(yīng)的雙向固定模型，減少可能影響本文識別結(jié)果的因素進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。重點(diǎn)觀察treati和aftert交互項(xiàng)系數(shù)β1，以衡量長護(hù)險(xiǎn)政策沖擊對家庭消費(fèi)的因果效應(yīng)。

二、長護(hù)險(xiǎn)政策對家庭消費(fèi)的影響

為考察長護(hù)險(xiǎn)政策是否以及如何影響家庭消費(fèi)，從以下三個部分進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)：①為滿足平行趨勢假定，繪制實(shí)驗(yàn)組與對照組家庭消費(fèi)的時間趨勢圖，觀察兩組家庭消費(fèi)的變化趨勢；②結(jié)合單變量雙重差分模型，初步考察長護(hù)險(xiǎn)政策對家庭消費(fèi)的因果關(guān)系；③引入一系列控制變量，包括個體和時間雙向固定效應(yīng)的雙重差分模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，更深層次實(shí)證檢驗(yàn)長護(hù)險(xiǎn)政策對家庭消費(fèi)的影響。

（一）家庭消費(fèi)的時間趨勢圖

本文通過繪制實(shí)驗(yàn)組和對照組家庭消費(fèi)的時間趨勢圖，揭示兩組家庭消費(fèi)的動態(tài)時間變化趨勢，結(jié)果見圖1。

圖1顯示，在2016年長護(hù)險(xiǎn)政策出臺之前，兩組家庭消費(fèi)維持基本平行狀態(tài)。但在長護(hù)險(xiǎn)政策出臺之后，實(shí)驗(yàn)組家庭消費(fèi)高于對照組，并反映出差距增加的時間趨勢。

圖1 實(shí)驗(yàn)組和對照組家庭消費(fèi)的時間趨勢

（二）長護(hù)險(xiǎn)政策沖擊對家庭消費(fèi)的影響：單變量雙重差分結(jié)果

本文采用單變量雙重差分模型初步檢驗(yàn)長護(hù)險(xiǎn)政策對家庭消費(fèi)的靜態(tài)影響。具體地，將實(shí)施長護(hù)險(xiǎn)政策的城市設(shè)為實(shí)驗(yàn)組，未實(shí)施的城市設(shè)為對照組。before 表示長護(hù)險(xiǎn)政策出臺之前的時期（2011年、2013年和2015年），after 表示長護(hù)險(xiǎn)政策出臺之后的時期（2018年）。分別計(jì)算兩組家庭消費(fèi)在before 和after 時期的平均值，結(jié)合t檢驗(yàn)觀察兩組家庭消費(fèi)是否在政策沖擊前后表現(xiàn)出系統(tǒng)差異。

對照組家庭消費(fèi)均值在長護(hù)險(xiǎn)政策出臺之前為9.913，政策出臺之后達(dá)到10.306，增加了0.393（P＜0.001）；實(shí)驗(yàn)組在長護(hù)險(xiǎn)政策出臺之后增加了0.467（P＜0.001）。整體而言，長護(hù)險(xiǎn)政策出臺之后，實(shí)驗(yàn)組家庭消費(fèi)相較于對照組顯著上升，并且政策效應(yīng)為0.074（表3）。

表3 家庭消費(fèi)的單變量雙重差分檢驗(yàn)

（三）長護(hù)險(xiǎn)政策對家庭消費(fèi)的影響：雙重差分回歸結(jié)果

前文運(yùn)用單變量雙重差分法的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，長護(hù)險(xiǎn)政策出臺以后，實(shí)驗(yàn)組家庭消費(fèi)的促進(jìn)作用更為顯著。但上述檢驗(yàn)中并未引入其他控制變量，因此，為了厘清長護(hù)險(xiǎn)政策對家庭消費(fèi)沖擊的因果效應(yīng)，引入多個變量，采用包括城市和時間的雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)，結(jié)果見表4。

表4顯示，在引入控制變量之后，treat*after系數(shù)仍然為正，表明長護(hù)險(xiǎn)政策沖擊顯著增加了家庭消費(fèi)水平。同時，為揭示長護(hù)險(xiǎn)政策對家庭消費(fèi)沖擊的動態(tài)效應(yīng)，引入year2015和year2018兩個變量，在2015年和2018年取值為1，其他年份取0，然后分別與分組變量treat 做交互項(xiàng)。結(jié)果表明，長護(hù)險(xiǎn)政策對家庭消費(fèi)的促進(jìn)作用呈增強(qiáng)趨勢。

表4 長護(hù)險(xiǎn)政策對家庭消費(fèi)的影響：雙重差分檢驗(yàn)

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平行趨勢檢驗(yàn)

滿足基本平行趨勢假設(shè)是使用雙重差分法的必要條件。前文所述的圖1描述了實(shí)驗(yàn)組與對照組家庭消費(fèi)保持相對穩(wěn)定的時間變動趨勢，初步驗(yàn)證了平行趨勢假設(shè)。為進(jìn)一步論證，引入分組變量與長護(hù)險(xiǎn)政策出臺之前各個年份虛擬變量的交叉項(xiàng)進(jìn)行平行趨勢檢驗(yàn)，以考察動態(tài)發(fā)展效應(yīng)，其中分別在2011年和2013年取值為1，其他年份取值為0。具體實(shí)證結(jié)果見表5，treat*year2011 和treat*year2013 系數(shù)不顯著，表明在長護(hù)險(xiǎn)政策沖擊之前，兩組家庭消費(fèi)的差異沒有發(fā)生顯著變化。

表5 平行趨勢檢驗(yàn)

2.排除其他事件干擾

為盡量減少實(shí)驗(yàn)誤差，本文選取長護(hù)險(xiǎn)政策出臺之前的時期作為研究區(qū)間（2013年、2015年）進(jìn)行時間反事實(shí)檢驗(yàn)（表6），在此基礎(chǔ)上重新設(shè)置時間變量treat*year2013 與treat*year2015 進(jìn)行雙重差分檢驗(yàn)，其中treat*year2013 在2013年取值為1，否則為0；treat*year2015 在2015年取值為1，否則為0。發(fā)現(xiàn)treat*year2013與treat*year2015系數(shù)都不顯著，表明在長護(hù)險(xiǎn)政策沖擊之前，與對照組相比，實(shí)驗(yàn)組的家庭消費(fèi)沒有發(fā)生顯著變化，意味著長護(hù)險(xiǎn)政策對家庭消費(fèi)促進(jìn)作用的結(jié)論具有穩(wěn)健性，從而排除長護(hù)險(xiǎn)政策出臺之前因素引發(fā)本文結(jié)果的可能性。

表6 時間反事實(shí)檢驗(yàn)：2013—2015年

3.安慰劑檢驗(yàn)

為進(jìn)一步排除其他未知因素（如大病醫(yī)療保險(xiǎn)等醫(yī)療衛(wèi)生改革措施）對試點(diǎn)城市選擇的影響，確保本文所得結(jié)論是由長期護(hù)理保險(xiǎn)政策所引起的，需要進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)（placebo effect）。具體而言，對所有地級市進(jìn)行1 000 次抽樣，采用隨機(jī)抽樣的方法挑選實(shí)驗(yàn)組與控制組，并進(jìn)行OLS-DID 回歸。核密度分布結(jié)果如圖2所示，多數(shù)抽樣估計(jì)系數(shù)t的絕對值都在2 以內(nèi)，且P值都在0.1 以上，說明長期護(hù)理保險(xiǎn)政策在1 000 次的隨機(jī)抽樣中均沒有顯著效果，也表明長護(hù)險(xiǎn)政策對試點(diǎn)城市的家庭消費(fèi)的影響與其他衛(wèi)生政策等（如大病醫(yī)療保險(xiǎn)）未知因素的因果關(guān)系不大。

圖2 安慰劑檢驗(yàn)

三、長期護(hù)理保險(xiǎn)對家庭消費(fèi)的影響：異質(zhì)性檢驗(yàn)

上述結(jié)果顯示，長期護(hù)理保險(xiǎn)政策促進(jìn)了家庭消費(fèi)。在此背景下，基于城鄉(xiāng)和東中西部差異的家庭受到政策沖擊的力度也可能存在不同。因而，如果本文關(guān)于家庭消費(fèi)提升這一實(shí)證結(jié)果是長護(hù)險(xiǎn)政策出臺導(dǎo)致，那么也應(yīng)該觀察到這一效應(yīng)在不同維度上表現(xiàn)出異質(zhì)性?；诖?，本文從城鄉(xiāng)和東中西部差異視角切入，考察長護(hù)險(xiǎn)政策影響家庭消費(fèi)的橫截面差異。

（一）基于城鄉(xiāng)差異視角的檢驗(yàn)

表7結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)地區(qū)家庭消費(fèi)的treat*after系數(shù)顯著為正，這表明，長護(hù)險(xiǎn)政策沖擊顯著增加了城鎮(zhèn)地區(qū)的家庭消費(fèi)；與之不同，農(nóng)村地區(qū)家庭消費(fèi)的treat*after 系數(shù)并不顯著，說明長護(hù)險(xiǎn)政策沖擊導(dǎo)致實(shí)驗(yàn)組家庭消費(fèi)相對于對照組顯著上升，但與農(nóng)村地區(qū)相比，這一影響對于城鎮(zhèn)地區(qū)更為明顯。

表7 基于城鄉(xiāng)差異的異質(zhì)性檢驗(yàn)

在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步引入treat*year2015 與treat*year2018 變量考察長護(hù)險(xiǎn)政策沖擊家庭消費(fèi)的動態(tài)效應(yīng)。結(jié)果顯示，對于農(nóng)村地區(qū)，長護(hù)險(xiǎn)政策的影響逐漸減弱，而城鎮(zhèn)地區(qū)不僅長護(hù)險(xiǎn)政策的作用強(qiáng)度相對較大，而且也表現(xiàn)出增加的時間趨勢。以上結(jié)果表明，與農(nóng)村地區(qū)相比，長護(hù)險(xiǎn)政策對城鎮(zhèn)地區(qū)家庭消費(fèi)的促進(jìn)作用更大。

如何解釋這一現(xiàn)象？實(shí)際上，長護(hù)險(xiǎn)政策是主要為被保險(xiǎn)人提供護(hù)理保障和經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償?shù)囊环N制度安排。其主要實(shí)施對象為城鎮(zhèn)職工，雖然近年來覆蓋范圍由城鎮(zhèn)職工逐步擴(kuò)大到城鄉(xiāng)居民，但由于各城市長護(hù)險(xiǎn)受益人群界定范圍、資金籌集水平差異等的影響，農(nóng)村地區(qū)長護(hù)險(xiǎn)政策未能達(dá)到全面有效覆蓋，這會導(dǎo)致農(nóng)村地區(qū)對政策的反應(yīng)靈敏程度下降很多。另外，城鎮(zhèn)地區(qū)受政策的直接影響作用較大，獲得政策資金支持的力度較大，更容易獲得經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償，進(jìn)而促進(jìn)家庭消費(fèi)。

（二）基于東中西部差異視角

表8結(jié)果顯示，西部地區(qū)家庭消費(fèi)treat*after 系數(shù)不顯著，而東部地區(qū)和中部地區(qū)的treat*after 系數(shù)顯著為正，且東部地區(qū)家庭消費(fèi)系數(shù)絕對值和顯著性都低于中部地區(qū)，表明長護(hù)險(xiǎn)政策對東部和中部地區(qū)施加了相對較大的影響。

表8 基于東中西部差異的異質(zhì)性檢驗(yàn)

引入變量treat*after2015 和變量treat*after2018揭示其動態(tài)效應(yīng)。結(jié)果顯示，與西部地區(qū)相比，東部和中部地區(qū)對長護(hù)險(xiǎn)政策沖擊的反應(yīng)更為敏捷。以上結(jié)果表明，長護(hù)險(xiǎn)政策對東部和中部地區(qū)家庭消費(fèi)的促進(jìn)作用更大。實(shí)際上，受長護(hù)險(xiǎn)政策試點(diǎn)范圍、財(cái)政支持力度和供需失衡等影響，長護(hù)險(xiǎn)政策對西部地區(qū)家庭消費(fèi)的影響不顯著，這也印證了林治芬［36］的觀點(diǎn)，她認(rèn)為社會保障存在顯著的地區(qū)差異，可以采用轉(zhuǎn)移支付的方法達(dá)到公平公正的效果。

四、基于家庭收入視角的作用機(jī)制檢驗(yàn)

前文發(fā)現(xiàn)，與對照組相比，長護(hù)險(xiǎn)政策出臺顯著促進(jìn)了家庭消費(fèi)。同時，作為側(cè)重提供護(hù)理服務(wù)和經(jīng)濟(jì)支持的一種制度安排，長護(hù)險(xiǎn)政策會為被保險(xiǎn)人提供一定的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償，這便增加了家庭收入水平，有助于減輕家庭護(hù)理服務(wù)壓力。接下來一個問題就是，長護(hù)險(xiǎn)政策是否通過家庭收入水平的渠道對家庭消費(fèi)施加影響？

（一）長護(hù)險(xiǎn)政策對家庭收入水平的影響

借鑒溫忠麟［37］、Thapa［38］和江艇［39］等學(xué)者研究的處理方法，通過以下步驟進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)：

假定Yit為家庭消費(fèi)，Mit為家庭收入水平，treat為長期護(hù)理保險(xiǎn)實(shí)施與否的啞變量。具體地，在模型（2）成立的基礎(chǔ)上，首先使用模型（3）檢驗(yàn)長護(hù)險(xiǎn)政策與家庭收入之間的關(guān)系，如果treat 的回歸系數(shù)a顯著為正，則說明長護(hù)險(xiǎn)政策顯著增加了家庭收入；其次，在模型（4）中同時將是否實(shí)施長護(hù)險(xiǎn)政策與家庭收入水平作為自變量對家庭消費(fèi)進(jìn)行回歸，如果treat 的回歸系數(shù)顯著性變化，則說明家庭收入水平是長護(hù)險(xiǎn)政策影響家庭消費(fèi)的作用機(jī)制（完全中介或部分中介）。

表9結(jié)果顯示，長護(hù)險(xiǎn)政策顯著增加了家庭收入水平。上述發(fā)現(xiàn)印證了劉暢［11］的觀點(diǎn)，其認(rèn)為應(yīng)注重社會保障體系設(shè)置的合理性與有效性，處理好收入分配的關(guān)鍵性問題。同時，將長護(hù)險(xiǎn)政策與家庭收入水平同時置于模型中作為解釋變量對家庭消費(fèi)進(jìn)行回歸。實(shí)證結(jié)果顯示，長護(hù)險(xiǎn)政策回歸系數(shù)的顯著性顯著下降，家庭消費(fèi)的回歸系數(shù)在1%水平下顯著為正，表明家庭收入水平越高，消費(fèi)水平也越高?？傮w看，上述結(jié)果支持了本文的邏輯，即長護(hù)險(xiǎn)政策增加了家庭收入水平進(jìn)而增加了家庭消費(fèi)。

表9 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

為增強(qiáng)結(jié)論的可靠性，本文對長護(hù)險(xiǎn)政策與家庭消費(fèi)的中介效應(yīng)進(jìn)行Sobel 檢驗(yàn)。發(fā)現(xiàn)Z值的系數(shù)在1%水平下顯著，即中介效應(yīng)通過了顯著性檢驗(yàn)，表明家庭收入水平確實(shí)在長護(hù)險(xiǎn)政策與家庭消費(fèi)之間發(fā)揮了中介作用。

（二）長護(hù)險(xiǎn)政策影響家庭總收入水平的異質(zhì)性檢驗(yàn)

上述結(jié)果實(shí)證檢驗(yàn)了長護(hù)險(xiǎn)政策通過家庭收入水平影響家庭消費(fèi)的作用機(jī)制。值得注意的是，與農(nóng)村相比，長護(hù)險(xiǎn)政策對城鎮(zhèn)的增加作用更大；與西部地區(qū)相比，長護(hù)險(xiǎn)政策對東部和中部地區(qū)的增加作用更大。因而，如果本文理論分析機(jī)制成立，還可以檢驗(yàn)長護(hù)險(xiǎn)政策出臺后，城鎮(zhèn)（東部和中部地區(qū)）家庭收入水平上升幅度相對更大?；诖耍疚姆謩e從城鄉(xiāng)差異和東中西部視角進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)。結(jié)果如表10所示。

本文從城鄉(xiāng)差異視角進(jìn)行長護(hù)險(xiǎn)政策影響家庭收入水平的異質(zhì)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表10 所示。城鎮(zhèn)地區(qū)家庭收入水平系數(shù)在1%水平下顯著為正，表明在城鎮(zhèn)地區(qū)，長護(hù)險(xiǎn)政策沖擊顯著增加了家庭收入水平；而在農(nóng)村地區(qū)，長護(hù)險(xiǎn)政策對家庭收入水平的影響較城鎮(zhèn)地區(qū)弱。這表明，相較于農(nóng)村地區(qū)，長護(hù)險(xiǎn)政策對城鎮(zhèn)地區(qū)家庭收入水平的沖擊作用更大。

從東中西部區(qū)域差異進(jìn)行長護(hù)險(xiǎn)政策影響家庭收入水平的異質(zhì)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表10所示。結(jié)果顯示，對于東部和中部地區(qū)，treat系數(shù)顯著為正，且中部地區(qū)系數(shù)大于東部地區(qū)，而西部地區(qū)的系數(shù)不顯著。這意味著與東部和西部地區(qū)相比，長護(hù)險(xiǎn)政策出臺對中部地區(qū)家庭收入水平的增加作用更大。

表10 長護(hù)險(xiǎn)影響家庭總收入水平的異質(zhì)性檢驗(yàn)

以上實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明，與農(nóng)村（西部地區(qū)）相比，長護(hù)險(xiǎn)政策對城鎮(zhèn)（東部和中部地區(qū)）的影響更大，這進(jìn)一步支持了長護(hù)險(xiǎn)政策通過家庭收入渠道影響家庭消費(fèi)的理論機(jī)制。

五、研究結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

如何有效促進(jìn)家庭消費(fèi)是學(xué)術(shù)界和社會共同關(guān)注的焦點(diǎn)問題。本文應(yīng)用CHARLS中2011—2018年四期數(shù)據(jù)，以各城市出臺的長護(hù)險(xiǎn)政策為自然實(shí)驗(yàn)，運(yùn)用雙重差分法考察長護(hù)險(xiǎn)政策對家庭消費(fèi)的影響。本文實(shí)證結(jié)果顯示：第一，在長護(hù)險(xiǎn)政策出臺之前，實(shí)驗(yàn)組和對照組家庭消費(fèi)維持基本平行的趨勢。但政策出臺之后，實(shí)驗(yàn)組家庭消費(fèi)高于對照組，并反映出隨時間不斷擴(kuò)大的趨勢。第二，雙重差分檢驗(yàn)結(jié)果顯示，與對照組相比，長護(hù)險(xiǎn)政策有利于增加家庭消費(fèi)，并且長護(hù)險(xiǎn)政策對家庭消費(fèi)的促進(jìn)作用具有豐富的異質(zhì)性。一方面，城鎮(zhèn)地區(qū)對長護(hù)險(xiǎn)政策的促進(jìn)作用更大，另一方面，與西部地區(qū)相比，東部地區(qū)和中部地區(qū)家庭消費(fèi)受長護(hù)險(xiǎn)政策影響相對較大。第三，進(jìn)一步考察長護(hù)險(xiǎn)政策對于家庭消費(fèi)的傳導(dǎo)機(jī)制，結(jié)果表明，實(shí)驗(yàn)組對家庭收入水平的敏感性增強(qiáng)，并且該效應(yīng)對城鎮(zhèn)和東中部地區(qū)尤為顯著。本文實(shí)證結(jié)果清晰揭示出“長護(hù)險(xiǎn)政策—家庭收入水平—家庭消費(fèi)”這一傳導(dǎo)機(jī)制。

（二）啟示與政策建議

為了有效發(fā)揮長護(hù)險(xiǎn)政策對家庭消費(fèi)的促進(jìn)作用，政府在制定相關(guān)政策時，應(yīng)注重短期與長期相結(jié)合，根據(jù)區(qū)域特征采取差異化改革措施，為長護(hù)險(xiǎn)政策的有效實(shí)施創(chuàng)造良好的內(nèi)外部條件。

從短期來看，政府要因地制宜地制定和推行長護(hù)險(xiǎn)政策，統(tǒng)籌考慮家庭所在地區(qū)等特征并采取差別化策略。可以根據(jù)失能人員的具體身體狀況、受教育程度等特點(diǎn)選擇能夠滿足人員多樣化的護(hù)理需求。同時，要全方位多層次地實(shí)現(xiàn)控費(fèi)目標(biāo)，當(dāng)然，控制費(fèi)用是以個人健康為首要前提［40］，注重減輕護(hù)理者的醫(yī)療負(fù)擔(dān)與加強(qiáng)照護(hù)相結(jié)合，通過替代效應(yīng)減輕醫(yī)療費(fèi)用支出，可適當(dāng)采用政府補(bǔ)貼、市場互助等方式。

從長期來看，我國長護(hù)險(xiǎn)政策仍處于起步階段，政府要積極推動長護(hù)險(xiǎn)政策的發(fā)展與落實(shí)，不斷提高護(hù)理保障水平。實(shí)證結(jié)果顯示，受長護(hù)險(xiǎn)政策沖擊，與農(nóng)村（西部地區(qū)）相比，長護(hù)險(xiǎn)政策對城鎮(zhèn)（東部和中部地區(qū)）的促進(jìn)作用更大。因而，政府在制定并推行政策時應(yīng)該對城鎮(zhèn)和東中部地區(qū)重點(diǎn)關(guān)注，加大長護(hù)險(xiǎn)補(bǔ)貼力度，可以將家庭成員的非正式護(hù)理服務(wù)納入費(fèi)用支付范圍，緩解家庭壓力，不局限于增加醫(yī)療支出費(fèi)用，進(jìn)而促進(jìn)家庭整體消費(fèi)水平。

當(dāng)然，本文還存在一些問題。受制于樣本的可得性，本文僅從實(shí)施長護(hù)險(xiǎn)政策的城市角度出發(fā)，未從細(xì)微處考察家庭層面的具體信息，所得結(jié)論能否推廣到其他省市仍然有待進(jìn)一步論證，這也是后續(xù)研究的重點(diǎn)之一。隨著國家層面的政策支持，長護(hù)險(xiǎn)政策受到廣泛關(guān)注，消費(fèi)話題也持續(xù)升溫，相信長護(hù)險(xiǎn)政策和消費(fèi)話題在可預(yù)期的時間范圍內(nèi)會涌現(xiàn)更多高質(zhì)量的研究成果。