中老年家庭健康風(fēng)險(xiǎn)對(duì)金融資產(chǎn)配置的影響研究

摘要：本文使用中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，構(gòu)建健康風(fēng)險(xiǎn)QWB指標(biāo)，實(shí)證研究中老年家庭健康風(fēng)險(xiǎn)對(duì)金融資產(chǎn)配置的影響與作用機(jī)制，發(fā)現(xiàn)：中老年家庭健康風(fēng)險(xiǎn)程度高低顯著影響是否參與風(fēng)險(xiǎn)金融投資的決策，并且增減其風(fēng)險(xiǎn)金融投資的比例；面臨更大健康風(fēng)險(xiǎn)的中老年家庭醫(yī)療支出增加、勞動(dòng)供給減少、預(yù)期壽命可能性降低，影響中老年家庭對(duì)未來(lái)的不確定性估計(jì)，因此表現(xiàn)出減少風(fēng)險(xiǎn)金融投資參與和投資比例，并增加無(wú)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有的投資決策；醫(yī)療衛(wèi)生和社會(huì)保障財(cái)政支出在一定程度上減輕由健康風(fēng)險(xiǎn)導(dǎo)致的不確定性估計(jì)、有效提升健康人力資本存量，在中老年家庭健康風(fēng)險(xiǎn)影響風(fēng)險(xiǎn)金融投資參與的過(guò)程中呈現(xiàn)出顯著的負(fù)效應(yīng)?；诖?，應(yīng)深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革，推進(jìn)健康文化發(fā)展，鼓勵(lì)健康消費(fèi)，加速金融產(chǎn)品創(chuàng)新，以進(jìn)一步優(yōu)化中老年家庭的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)。

關(guān)鍵詞：中老年家庭；健康風(fēng)險(xiǎn)；金融資產(chǎn)配置；勞動(dòng)供給；預(yù)期壽命可能程度

中圖分類號(hào)：C979；F840.684 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A DOI：10.12186/2024.02.004

文章編號(hào)：2096-9864（2024）02-0027-11

經(jīng)典資產(chǎn)組合理論認(rèn)為，理性的投資者不會(huì)“把所有的雞蛋放在同一個(gè)籃子里”，而是讓資產(chǎn)參與風(fēng)險(xiǎn)市場(chǎng)投資以實(shí)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)分散和效用最大化。但在實(shí)際上，只有極少部分家庭投資風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，或者只會(huì)持有極少比重的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)［1-2］。這一現(xiàn)象不僅無(wú)法通過(guò)經(jīng)典資產(chǎn)組合理論解釋，而且還會(huì)通過(guò)資產(chǎn)價(jià)格溢價(jià)帶來(lái)經(jīng)濟(jì)成本、放大流動(dòng)性交易效果、阻礙市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)分散和投資者福利增加［1，3］。學(xué)術(shù)界將這一現(xiàn)象定義為風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的“有限參與問(wèn)題”。與西方發(fā)達(dá)國(guó)家相比，我國(guó)家庭金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)相對(duì)單一，更偏好無(wú)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，有限參與現(xiàn)象更加突出。《2018中國(guó)城市家庭財(cái)富健康報(bào)告》指出，我國(guó)家庭金融的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置較少，股票、基金和債券分別僅占比8.1%、3.2%和 0.7%［4］。探究限制或阻礙我國(guó)風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)有限參與的原因是當(dāng)前重要的辯題之一。

為揭開(kāi)金融市場(chǎng)的“有限參與之謎”，學(xué)界越來(lái)越關(guān)注不完全市場(chǎng)和有限理性假設(shè)下背景風(fēng)險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置決策的影響。背景風(fēng)險(xiǎn)是指除資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)因素以外的、由投資者或家庭個(gè)體特征導(dǎo)致的影響金融資產(chǎn)配置的其他風(fēng)險(xiǎn)因素［5］。繼C.Gollier等［6］分析背景風(fēng)險(xiǎn)來(lái)源之后，越來(lái)越多的研究發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)、社會(huì)資本、信貸約束等背景風(fēng)險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資決策具有顯著影響［7-9］。進(jìn)入新發(fā)展階段，健康狀況作為典型的背景風(fēng)險(xiǎn)，是人力資本的重要組成部分和創(chuàng)造財(cái)富的重要前提，健康風(fēng)險(xiǎn)勢(shì)必會(huì)在家庭金融資產(chǎn)配置的決策中扮演重要角色。

一、文獻(xiàn)綜述

H.S.Rosen等［10］最早關(guān)注健康狀況在家庭投資組合決策中的作用，發(fā)現(xiàn)健康狀況不佳的家庭往往傾向于擁有相對(duì)安全的投資組合，即安全資產(chǎn)在總財(cái)富中占比較高，債券和風(fēng)險(xiǎn)性資產(chǎn)占比較小。后來(lái)的學(xué)者繼續(xù)采用自評(píng)健康進(jìn)行研究，也有學(xué)者分別選取客觀診斷健康［11］、主客觀指標(biāo)相結(jié)合的方式［12］和醫(yī)療支出［13］衡量健康狀況，發(fā)現(xiàn)健康狀況惡化與較高安全資產(chǎn)持有之間存在相關(guān)性，健康狀況不佳會(huì)阻礙家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有，使家庭轉(zhuǎn)向持有安全性高、流動(dòng)性強(qiáng)的金融資產(chǎn)與房產(chǎn)。

這些研究明確了健康狀況不佳與低風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有之間的相關(guān)性，但并沒(méi)有完全弄明白這種關(guān)系是因果關(guān)系還是由于未觀察到的變量引起的問(wèn)題。M.K.Berkowitz等［14］在H.S.Rosen等的研究基礎(chǔ)上，控制金融財(cái)富效應(yīng)之后發(fā)現(xiàn)健康對(duì)金融資產(chǎn)配置的影響基本消失，得出了健康狀況與金融資產(chǎn)配置之間不存在直接的因果關(guān)系的結(jié)論。吳衛(wèi)星等［15］指出“第三類變量”可能存在并同時(shí)影響健康與家庭投資決策。也有學(xué)者認(rèn)為健康狀況與金融資產(chǎn)配置之間不存在相關(guān)性。何興強(qiáng)等［16］研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)前的健康狀況對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資并沒(méi)有顯著影響。此結(jié)論與李海榮等［17］的研究結(jié)論一致。

在H.S.Rosen等使用包括風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、時(shí)間展望期、遺產(chǎn)動(dòng)機(jī)、健康保險(xiǎn)在內(nèi)的“第三變量”進(jìn)行檢驗(yàn)但并沒(méi)有得出清晰的結(jié)論之后，學(xué)界開(kāi)始關(guān)注到健康狀況影響金融資產(chǎn)配置的機(jī)制問(wèn)題。

行為金融理論認(rèn)為，家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)金融資產(chǎn)配置決定及其組合具有顯著影響。風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度在資產(chǎn)配置決策中發(fā)揮著不可忽視的作用［18］。吳衛(wèi)星等［15］研究發(fā)現(xiàn)，健康狀況惡化帶來(lái)的部分風(fēng)險(xiǎn)會(huì)向風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度轉(zhuǎn)移，進(jìn)而影響股票投資與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資決定。何楊平等［19］也得出了健康風(fēng)險(xiǎn)通過(guò)降低家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)家庭進(jìn)入風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生抑制效果的結(jié)論。健康也可以通過(guò)改變時(shí)間展望期來(lái)影響投資組合選擇。周慧珺等［20］指出健康狀況惡化會(huì)導(dǎo)致預(yù)期壽命惡化、規(guī)劃周期縮短，對(duì)未來(lái)資產(chǎn)的流動(dòng)性需求增加使得家庭的非流動(dòng)性資產(chǎn)向流動(dòng)性資產(chǎn)轉(zhuǎn)移。而吳衛(wèi)星等［15］的實(shí)證結(jié)果則表明時(shí)間展望期并不能解釋健康狀況惡化的影響。有研究則發(fā)現(xiàn)健康狀況可以通過(guò)消費(fèi)的邊際效用影響家庭的投資行為，而這取決于健康與消費(fèi)和休閑的互補(bǔ)性［21］，但健康與消費(fèi)的互補(bǔ)性仍然是一個(gè)懸而未決的問(wèn)題［22］。岳崴等［23］、花秋玲等［24］則從流動(dòng)性視角，發(fā)現(xiàn)健康風(fēng)險(xiǎn)會(huì)加劇家庭金融脆弱性，促使家庭增大無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)與流動(dòng)性資產(chǎn)的配置比例以緩解家庭未來(lái)財(cái)務(wù)危機(jī)的壓力。

國(guó)內(nèi)外有關(guān)健康和金融資產(chǎn)配置的理論分析和實(shí)證研究均取得了明顯進(jìn)展，主要集中在因果關(guān)系研究上，現(xiàn)有相關(guān)研究仍存有突破空間：一是現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)健康風(fēng)險(xiǎn)度量不全面，多數(shù)學(xué)者使用自評(píng)健康衡量家庭健康風(fēng)險(xiǎn)，未能很好地反映健康風(fēng)險(xiǎn)潛在性、持續(xù)性和突發(fā)性；二是現(xiàn)有文獻(xiàn)大多未關(guān)注健康風(fēng)險(xiǎn)的內(nèi)生性問(wèn)題；三是關(guān)于健康風(fēng)險(xiǎn)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融投資影響的傳導(dǎo)機(jī)制討論較少，研究結(jié)論并不統(tǒng)一且未成系統(tǒng)。

基于此，本文擬從生命周期消費(fèi)理論、健康需求理論的視角探究健康對(duì)中老年家庭資產(chǎn)配置行為的作用機(jī)制，并使用中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS）數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

二、理論分析與研究假設(shè)

生命周期消費(fèi)理論將人的一生大致劃分為幼稚期、成長(zhǎng)期、成熟期和衰老期四個(gè)階段，主張理性的投資者應(yīng)當(dāng)根據(jù)一生的預(yù)期收入和財(cái)富平滑各階段的消費(fèi)水平以實(shí)現(xiàn)效用最大化的目標(biāo)。中老年群體處于生命周期的尾端，一方面，伴隨著衰老引發(fā)的生理機(jī)能退化成為中老年群體的主要困擾，因此相較于其他群體，其對(duì)健康風(fēng)險(xiǎn)更敏感；另一方面，隨著年齡增長(zhǎng)，中老年家庭已經(jīng)完成或即將完成家庭財(cái)富積累，家庭財(cái)富格局基本定型，已經(jīng)進(jìn)入或即將進(jìn)入儲(chǔ)蓄消耗階段［25］。因此，對(duì)于中老年家庭來(lái)說(shuō)，資產(chǎn)投資首先應(yīng)以保障家庭基本生活和家庭成員身體健康為目標(biāo)，限制家庭財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。面對(duì)健康風(fēng)險(xiǎn)帶來(lái)的不確定性，出于資產(chǎn)安全性目標(biāo)，中老年家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)和風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識(shí)增強(qiáng)［26］，促使家庭對(duì)金融資產(chǎn)配置做出調(diào)整。由此，本文提出第一個(gè)研究假設(shè)。

假設(shè)1：健康風(fēng)險(xiǎn)顯著降低家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有概率和持有比例。

健康需求理論認(rèn)為健康是一種持久存續(xù)的資本存量，作為消費(fèi)品的健康能夠直接獲得正向收益，通過(guò)勞動(dòng)獲得勞動(dòng)報(bào)酬是健康作為人力資本能夠獲得的間接收益。健康風(fēng)險(xiǎn)直接影響家庭勞動(dòng)供給，降低就業(yè)意愿、減少工作時(shí)長(zhǎng)、降低工作效率［27-28］，壓縮家庭工資性收入空間。健康風(fēng)險(xiǎn)對(duì)中老年家庭勞動(dòng)供給影響更為顯著。健康狀況惡化直接減少了中老年人的勞動(dòng)參與，加速中老年勞動(dòng)力退出市場(chǎng)，導(dǎo)致中老年人提前退休［29］。這種現(xiàn)象在我國(guó)農(nóng)村地區(qū)則不存在，只要身體狀況允許，農(nóng)村的老年人就會(huì)一直工作［30］。因此，健康風(fēng)險(xiǎn)可能通過(guò)對(duì)勞動(dòng)供給產(chǎn)生影響，降低工資性收入，增加中老年家庭對(duì)未來(lái)收入的不確定性預(yù)期、壓縮家庭資產(chǎn)規(guī)模，降低家庭投資基金、理財(cái)產(chǎn)品、衍生品等風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的概率和持有比例。

另一方面，個(gè)人的健康存量會(huì)隨年齡的增長(zhǎng)而貶值，需要健康人力資本投資來(lái)折抵由年齡增長(zhǎng)帶來(lái)的自然折舊。面對(duì)健康風(fēng)險(xiǎn)，中老年家庭可以通過(guò)改變家庭消費(fèi)行為平滑剛性醫(yī)療支出對(duì)家庭的影響，如降低非食品消費(fèi)、家庭耐用品需求等［31］。但這種調(diào)節(jié)是有限的，因?yàn)榧彝サ南M(fèi)水平往往具有較強(qiáng)的消費(fèi)慣性［32］，健康風(fēng)險(xiǎn)可能提高家庭消費(fèi)水平。健康風(fēng)險(xiǎn)還伴隨著未預(yù)期的醫(yī)療支出。已經(jīng)開(kāi)始消耗家庭儲(chǔ)蓄和養(yǎng)老金的中老年家庭，盡管已經(jīng)積累了相當(dāng)?shù)慕鹑谪?cái)富，足以緩沖小的意外開(kāi)支，但其生活水平可能難以覆蓋預(yù)期外的醫(yī)療支出［25］；對(duì)于仍有勞動(dòng)供給的中老年家庭，未預(yù)期的醫(yī)療支出增加了家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)和對(duì)未來(lái)支出的不確定性。因此，健康風(fēng)險(xiǎn)通過(guò)對(duì)家庭醫(yī)療支出產(chǎn)生影響，擴(kuò)大了中老年家庭的消費(fèi)支出、大量消耗家庭儲(chǔ)蓄，增加了中老年家庭對(duì)未來(lái)支出的不確定性預(yù)期，促使中老年家庭增加較安全的防御性資產(chǎn)持有，減少風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置，以應(yīng)對(duì)當(dāng)期或未來(lái)的健康支出。

另外，Z.Bodie［33］表明，視界長(zhǎng)度可以影響資產(chǎn)配置。健康資本存量水平較高的中老年人往往有更強(qiáng)的壽命預(yù)期，資產(chǎn)規(guī)劃周期更長(zhǎng)；健康狀況較差的則反之。較短的投資期限降低了未來(lái)收入流的現(xiàn)值，往往會(huì)促使家庭做出更安全的投資組合決策。因此，健康風(fēng)險(xiǎn)導(dǎo)致預(yù)期壽命惡化，可能改變中老年群體對(duì)壽命可能性程度的預(yù)期，降低投機(jī)動(dòng)機(jī)，選擇更安全的金融投資方式來(lái)規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，以維持基本生存需求。由此，本文提出第二個(gè)研究假設(shè)。

假設(shè)2：健康風(fēng)險(xiǎn)通過(guò)減少家庭勞動(dòng)供給、增加醫(yī)療支出、降低壽命預(yù)期可能程度，削弱家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資決策、減少家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的比例。

此外，除家庭醫(yī)療支出外，公共醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)建設(shè)也有利于提升居民健康人力資本存量。一方面，醫(yī)療服務(wù)可及性增強(qiáng)、支出規(guī)模擴(kuò)大有效改善醫(yī)療環(huán)境，使居民“病有所依”，保障并提升居民健康水平［34-35］；另一方面，公共衛(wèi)生支出能夠削弱由預(yù)期壽命增加導(dǎo)致的預(yù)防性儲(chǔ)蓄需求，有效緩解老齡化背景下的家庭支出不確定性［36］。因此，公共醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)建設(shè)能夠改善居民健康狀況，減少健康風(fēng)險(xiǎn)及其帶來(lái)的不確定性，進(jìn)而對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生影響。由此，本文提出第三個(gè)研究假設(shè)。

假設(shè)3：全面深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革對(duì)健康與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源、變量描述與模型設(shè)定

1.數(shù)據(jù)來(lái)源

本文研究的數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查。中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查旨在高質(zhì)量收集中國(guó)45歲及以上中老年家庭和個(gè)人的微觀數(shù)據(jù)，用以分析我國(guó)人口老齡化等問(wèn)題。本文采用CHARLS問(wèn)卷2011、2013、2015和2018年的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。截至2018年全國(guó)追訪完成時(shí)，其樣本已覆蓋全國(guó)28個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）總計(jì)1.24萬(wàn)戶家庭中的1.9萬(wàn)名受訪者，具有代表性。本研究所有的數(shù)據(jù)處理使用Stata17.0來(lái)完成。

2.變量描述

（1）被解釋變量

CHARLS數(shù)據(jù)擁有關(guān)于家庭資產(chǎn)的豐富信息，根據(jù)本文研究目標(biāo)，家庭金融資產(chǎn)作如下定義：家庭金融資產(chǎn)由風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)和無(wú)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)兩部分組成；風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)采用廣義定義，包括股票、基金、借出款等；無(wú)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)主要由現(xiàn)金、銀行存款、國(guó)庫(kù)券、住房公積金等組成。

本文選擇風(fēng)險(xiǎn)金融投資參與、風(fēng)險(xiǎn)金融投資比例作為被解釋變量。將風(fēng)險(xiǎn)金融投資參與定義為家庭是否參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的行為決策，將風(fēng)險(xiǎn)金融投資比例定義為家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占家庭總金融資產(chǎn)的比例。統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，中老年家庭參與股票市場(chǎng)投資的占比為1.13%，比家庭參與基金市場(chǎng)的占比高 0.53個(gè)百分點(diǎn)，遠(yuǎn)低于家庭持有現(xiàn)金與銀行存款的占比（94.43%）。

（2）解釋變量

參考趙忠等［37］、丁繼紅等［31］的做法，本文采用R.M.Kaplan等［38］構(gòu)建的生活質(zhì)量指標(biāo)（Quality of WellBeing Scale，QWB）作為健康風(fēng)險(xiǎn)的衡量指標(biāo)。中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查中擁有關(guān)于健康方面豐富的微觀數(shù)據(jù)，為構(gòu)建QWB打下了堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。QWB由行動(dòng)指標(biāo)（Mobility Scale，MOB）、體力活動(dòng)指標(biāo)（Physical Activity Scale，PAC）、社會(huì)活動(dòng)指標(biāo)（Social Activity Scale，SAC）和癥狀情況指標(biāo)（Symptom Problem Complexes，CPX）4個(gè)指標(biāo)構(gòu)成。通過(guò)隨機(jī)樣本調(diào)查確定的權(quán)重對(duì)4個(gè)指標(biāo)進(jìn)行賦重，最終統(tǒng)一為測(cè)量健康狀況的單一指標(biāo)QWB。QWB指標(biāo)構(gòu)建的內(nèi)容、計(jì)算公式權(quán)重見(jiàn)表1。

統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，樣本中中老年個(gè)人完全健康的比例為0.14%，男女比例約為1GA6FA）1。按照個(gè)體性別劃分，中老年男性個(gè)體的QWB平均值為0.71，平均健康狀況優(yōu)于中老年女性個(gè)體。按照戶主性別劃分，男性戶主的QWB平均值也高于女性戶主，但與個(gè)體均值相比，戶主性別的平均健康值差距更大，女性戶主的QWB平均值僅為0.62。按地理區(qū)域劃分，城市個(gè)體的QWB均值為0.70，高于農(nóng)村個(gè)體QWB均值（0.67）。

（3）控制變量

本文參考吳衛(wèi)星等［15］、周慧珺等［20］、花秋玲等［24］的做法，選取戶主的性別、受教育程度、婚姻狀況、家庭規(guī)模、城鄉(xiāng)地區(qū)特征作為人口統(tǒng)計(jì)學(xué)控制變量，選擇家庭是否負(fù)有債務(wù)、家庭是否擁有房產(chǎn)、家庭總消費(fèi)水平、家庭總資產(chǎn)水平作為家庭經(jīng)濟(jì)情況控制變量。具體變量設(shè)置見(jiàn)表2。

3.模型設(shè)定

為研究中老年家庭金融風(fēng)險(xiǎn)是否會(huì)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融投資參與產(chǎn)生顯著影響，本文采用Probit回歸模型，設(shè)定回歸方程如下：

其中，i代表樣本家戶，j代表家戶所在省份，t代表時(shí)間；被解釋變量whe_riskastijt代表樣本中第i個(gè)家戶在t時(shí)期風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有情況；whe_ riskastijt*為金融投資參與的潛變量；αj代表省份固定效應(yīng)；Tt代表時(shí)間固定效應(yīng)；εijt為誤差項(xiàng)。

為研究中老年家庭金融風(fēng)險(xiǎn)是否會(huì)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融投資比例產(chǎn)生顯著影響，本文采用Tobit模型，設(shè)定回歸方程如下：

四、實(shí)證分析

1.描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果分析

變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3。由表3可知，我國(guó)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融投資參與和投資比例均值分別為0.081和0.051，參與風(fēng)險(xiǎn)金融投資的平均水平較低。另外，是否擁有房產(chǎn)的均值為 0.752，表明我國(guó)家庭重視房產(chǎn)投資，可能擠出了可用于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的份額。

2.基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

中老年家庭健康風(fēng)險(xiǎn)對(duì)金融資產(chǎn)配置影響的回歸結(jié)果見(jiàn)表4。由表4可知，健康狀況更好的家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融投資的概率更高、風(fēng)險(xiǎn)金融投資比例也更高。由于QWB指標(biāo)與健康風(fēng)險(xiǎn)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，因此健康狀況惡化的風(fēng)險(xiǎn)顯著影響家庭金融資產(chǎn)投資決策，顯著降低中老年家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的概率和投資比例。從邊際效應(yīng)來(lái)看，QWB指標(biāo)減少1個(gè)單位，中老年家庭持有股票、基金等風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的平均概率下降0.05，持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的平均比例下降0.38。一方面，當(dāng)中老年家庭遭受健康風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，由于醫(yī)療支出消耗家庭的交易性持幣，家庭金融資產(chǎn)規(guī)?？s小、削弱家庭抗風(fēng)險(xiǎn)能力；另一方面，為規(guī)避健康風(fēng)險(xiǎn)負(fù)面影響，中老年家庭采取更加保守的投資策略，增加對(duì)安全資產(chǎn)和高流動(dòng)性資產(chǎn)的需求，驅(qū)使中老年家庭增加現(xiàn)金、存款等無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資比例，降低風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資概率和比例。

在人口統(tǒng)計(jì)因素方面，受教育程度、性別與金融資產(chǎn)投資均顯著正相關(guān)，家庭規(guī)模則呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，婚姻狀況僅顯著影響風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資比例。在家庭經(jīng)濟(jì)情況方面，家庭房產(chǎn)持有會(huì)顯著擠壓風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資，債務(wù)持有和家庭支出增加則顯著推動(dòng)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融投資，家庭總資產(chǎn)與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有的比例和概率呈顯著正相關(guān)，具有明顯財(cái)富效應(yīng)。

3.內(nèi)生性分析

為盡可能消除由遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，本文分別選擇是否經(jīng)歷過(guò)重大意外事故、除個(gè)體外社區(qū)人均健康狀況作為工具變量，使用兩階段最小二乘法（2SLS）重新檢驗(yàn)回歸結(jié)果。兩個(gè)工具變量的第一步回歸結(jié)果見(jiàn)表5（1）（4）列，結(jié)果顯示，健康狀況與是否經(jīng)歷過(guò)重大意外事故呈顯著負(fù)相關(guān)、與除個(gè)體外社區(qū)人均健康狀況呈顯著正相關(guān)，強(qiáng)相關(guān)性均成立；（2）（3）列結(jié)果顯示，經(jīng)歷過(guò)重大意外事故與中老年家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有的可能性和比例呈顯著負(fù)相關(guān)；（5）（6）列結(jié)果顯示，除個(gè)體外社區(qū)人均健康狀況與中老年家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有的可能性和比例顯著正相關(guān)，結(jié)果均與基準(zhǔn)回歸結(jié)論一致。另外，分別對(duì)工具變量做弱工具變量檢驗(yàn)，均在1%水平上顯著通過(guò)檢驗(yàn)。

4.異質(zhì)性分析

（1）資產(chǎn)類型異質(zhì)性分析

金融資產(chǎn)類型不同，面對(duì)健康風(fēng)險(xiǎn)中老年家庭的投資行為也不同。資產(chǎn)類型異質(zhì)性分析結(jié)果見(jiàn)表6。由表6可知，當(dāng)健康狀況較好時(shí)，家庭的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有量和無(wú)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有量均顯著增加，因此家庭金融資產(chǎn)持有總量增加。從持有比例來(lái)看，健康狀況變好會(huì)顯著增大風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有比例，現(xiàn)金等無(wú)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有比例則顯著降低。相反，當(dāng)健康狀況惡化時(shí)，中老年家庭將減少風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置，轉(zhuǎn)向更為保守的無(wú)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)。另外，健康狀況與存款和股票持有比例呈顯著正相關(guān)，并且健康狀況對(duì)股票持有比例的邊際效應(yīng)更大；但健康狀況并不顯著影響中老年家庭的基金持有比例。

（2）城鄉(xiāng)異質(zhì)性分析

近年來(lái)，我國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展迅速，城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的差異逐漸弱化。城鄉(xiāng)異質(zhì)性分析結(jié)果見(jiàn)表7。由表7可知，城鄉(xiāng)子樣本均對(duì)城鄉(xiāng)中老年家庭金融資產(chǎn)持有的概率和比例具有顯著影響，其主要區(qū)別在于健康狀況惡化的邊際效應(yīng)大小。健康狀況惡化1個(gè)單位，農(nóng)村地區(qū)中老年家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的平均概率和平均持有比例分別降低0.041 8、0.358 1，變化幅度均小于城市樣本。其原因可能在于城鄉(xiāng)之間財(cái)富規(guī)模、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)之間仍然存在差異。

5.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文采用更換解釋變量、替換計(jì)量模型的方法對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表8。（1）（2）列表示受訪者自評(píng)健康水平作為解釋變量的回歸結(jié)果，（3）列表示用logit回歸結(jié)果，（4）列表示普通最小二乘估計(jì)結(jié)果，均與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，說(shuō)明結(jié)果具有穩(wěn)健性。

五、影響機(jī)制分析

1.中介效應(yīng)分析

（1）勞動(dòng)供給

投資者勞動(dòng)能力和效率與身體狀況密切相關(guān)，身體狀況不佳的投資者勞動(dòng)供給能力越弱，預(yù)期的未來(lái)勞動(dòng)性收入越少，家庭資產(chǎn)規(guī)模越小，從而影響家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資決策。加入周工作小時(shí)后，勞動(dòng)供給的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表9，與表4回歸結(jié)果相比，表9各參數(shù)的顯著性沒(méi)有發(fā)生明顯變化。勞動(dòng)供給在99%的水平上會(huì)顯著影響中老年家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資決策，健康狀況的邊際效應(yīng)明顯減弱，說(shuō)明健康狀況惡化的影響會(huì)部分轉(zhuǎn)化為勞動(dòng)供給的減少，對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生影響。

（2）醫(yī)療支出

面臨健康狀況惡化，中老年家庭醫(yī)療支出顯著增加，從而影響家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資決策。加入醫(yī)療支出因素后，醫(yī)療支出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表10，與表4回歸結(jié)果相比，健康狀況對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融投資參與和風(fēng)險(xiǎn)金融投資比例依然表現(xiàn)為顯著的正相關(guān)，但變量的邊際效應(yīng)均有降低。另外，醫(yī)療支出均在95%的水平上顯著，表明中老年家庭醫(yī)療支出顯著影響了家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融投資決策和投資參與的比例。因此，在中老年家庭風(fēng)險(xiǎn)金融投資參與和風(fēng)險(xiǎn)金融投資比例的決定因素中，醫(yī)療支出會(huì)顯著削弱健康狀況的影響能力。換言之，健康狀況惡化會(huì)部分轉(zhuǎn)化為醫(yī)療支出增加，阻礙家庭風(fēng)險(xiǎn)金融投資行為。

（3）預(yù)期壽命可能程度

身體狀況不佳的投資者預(yù)期壽命可能性程度越弱，投資規(guī)劃周期越短、越厭惡風(fēng)險(xiǎn)，從而影響家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資決策。加入預(yù)期壽命可能程度因素后，預(yù)期壽命可能程度的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表11，與表4回歸結(jié)果相比，健康狀況的邊際效應(yīng)減小。代表預(yù)期壽命可能程度的虛擬變量表現(xiàn)為顯著的正向作用，表示預(yù)期壽命可能程度越強(qiáng)，中老年家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融投資的概率和比例均越高?；貧w結(jié)果說(shuō)明，健康狀況表現(xiàn)會(huì)顯著影響中老年人對(duì)壽命的預(yù)期，從而對(duì)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的深度和廣度產(chǎn)生顯著作用。

2.調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

2016年8月19日，習(xí)近平總書(shū)記在全國(guó)衛(wèi)生與健康大會(huì)上指出我國(guó)醫(yī)療改革已取得一定成就，但醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革已進(jìn)入“深水區(qū)”，到了“啃硬骨頭”的攻堅(jiān)期［39］。為分析醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革對(duì)金融資產(chǎn)配置的調(diào)節(jié)作用，分別將各省份財(cái)政醫(yī)療衛(wèi)生支出占GDP比重、各省份財(cái)政社會(huì)保障和就業(yè)支出占GDP比重及其與健康狀況的交互項(xiàng)納入基礎(chǔ)模型，回歸結(jié)果見(jiàn)表12。表12（1）（3）列結(jié)果顯示，健康狀況與各省份醫(yī)療支出占比、社會(huì)保障和就業(yè)支出占比的交互項(xiàng)均在95%的水平上顯著，且交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)。這說(shuō)明進(jìn)入深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革階段后，我國(guó)各省份醫(yī)療衛(wèi)生支出、社會(huì)保障和就業(yè)支出在中老年家庭健康狀況對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融投資參與的影響上具有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用。換句話說(shuō)，各省份醫(yī)療衛(wèi)生、社會(huì)保障和就業(yè)的財(cái)政支出顯著削弱了健康風(fēng)險(xiǎn)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融投資參與的抑制作用。因此，增加醫(yī)療衛(wèi)生財(cái)政支出、社會(huì)保障和就業(yè)財(cái)政支出，有利于弱化健康風(fēng)險(xiǎn)給中老年家庭帶來(lái)的不確定性，降低中老年家庭的預(yù)防性儲(chǔ)蓄需求，鼓勵(lì)中老年家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融投資。表12（2）（4）列結(jié)果顯示，醫(yī)療衛(wèi)生支出、社會(huì)保障和就業(yè)支出對(duì)中老年家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融投資的參與程度并沒(méi)有顯著影響。

六、結(jié)論與建議

隨著生活質(zhì)量和醫(yī)療服務(wù)水平的提高，我國(guó)人均壽命大幅延長(zhǎng)，老齡化程度加深。健康狀況已經(jīng)成為中老年家庭必須面對(duì)的風(fēng)險(xiǎn)，對(duì)家庭資產(chǎn)配置產(chǎn)生顯著影響。本文使用中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)并參考已有研究，構(gòu)建了衡量健康風(fēng)險(xiǎn)的生活質(zhì)量QWB指標(biāo)，實(shí)證研究了中老年家庭健康風(fēng)險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響，對(duì)影響機(jī)制進(jìn)行了討論與檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)：其一，中老年家庭健康風(fēng)險(xiǎn)顯著影響風(fēng)險(xiǎn)金融投資的選擇，并且降低其風(fēng)險(xiǎn)金融投資的比例。其二，面臨更大健康風(fēng)險(xiǎn)的中老年家庭與更高的家庭醫(yī)療支出、更少的勞動(dòng)供給和更弱的預(yù)期壽命強(qiáng)度相匹配，進(jìn)而影響家庭風(fēng)險(xiǎn)金融投資決策。在健康風(fēng)險(xiǎn)增加、健康狀況惡化的情況下，中老年人對(duì)未來(lái)收入和支出的不確定性估計(jì)顯著加重，由預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)外在表現(xiàn)為減少風(fēng)險(xiǎn)金融投資參與和投資比例并增加無(wú)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有。健康狀況良好的家庭則情況與之相反。其三，2016年后，全面深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革對(duì)中老年家庭健康風(fēng)險(xiǎn)與是否參與風(fēng)險(xiǎn)金融投資的關(guān)系具有顯著的削弱作用，醫(yī)療衛(wèi)生財(cái)政支出、社會(huì)保障和就業(yè)財(cái)政支出在一定程度上減輕由健康風(fēng)險(xiǎn)導(dǎo)致的不確定性估計(jì)，有效提升健康人力資本存量。

基于以上研究結(jié)論，綜合我國(guó)實(shí)際國(guó)情，本文提出以下幾點(diǎn)建議：首先，政府應(yīng)繼續(xù)推進(jìn)“健康中國(guó)”建設(shè)，深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革，健全社會(huì)保障體系，提高基本公共衛(wèi)生服務(wù)水平，減少中老年人健康風(fēng)險(xiǎn)；推進(jìn)健康文化發(fā)展，拓寬健康信息獲取渠道，呼吁中老年群體重視健康問(wèn)題，增強(qiáng)個(gè)人健康管理意識(shí)，提升中老年人健康素養(yǎng)。其次，全社會(huì)應(yīng)鼓勵(lì)健康消費(fèi)，推進(jìn)遠(yuǎn)程醫(yī)療等新業(yè)態(tài)，引導(dǎo)高新技術(shù)支持醫(yī)療產(chǎn)業(yè)發(fā)展，建立體系完整、結(jié)構(gòu)優(yōu)化的健康產(chǎn)業(yè)體系，鼓勵(lì)地區(qū)間健康資源共享與合作，改善健康不平等狀況。再次，金融機(jī)構(gòu)應(yīng)加速產(chǎn)品創(chuàng)新，增強(qiáng)產(chǎn)品吸引力，提高中老年家庭財(cái)產(chǎn)性收入，進(jìn)一步優(yōu)化中老年家庭的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)。

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［責(zé)任編輯：侯圣偉］

收稿日期：2023-12-18

基金項(xiàng)目：浙江省社會(huì)科學(xué)規(guī)劃課題（22LLXC04Z）；國(guó)家社科基金青年項(xiàng)目（20CSH024）

作者簡(jiǎn)介：俞嘉祺（1999—），女，浙江省寧波市人，浙江工商大學(xué)碩士研究生，主要研究方向：家庭金融；韋宏耀（1988—），男，安徽省馬鞍山市人，浙江工商大學(xué)副教授，博士，主要研究方向：財(cái)富分配、家庭金融和數(shù)字金融。