补充医疗保险会促进老年家庭旅游消费吗？——来自CHARLS数据的经验分析

任明丽，孙 琦

（1.常州工学院经济与管理学院，江苏常州 213022；2.上海财经大学商学院，上海 200433）

引言

随着我国逐步进入老龄化社会，且老龄化程度不断加深，老年人消费成为一个重要的研究问题[1]。近年来，老年人的消费结构不断调整，以文化娱乐消费及旅游消费为代表的发展型消费的地位逐渐凸显，并成为老年人消费升级的方向[2]。其中，旅游活动作为增进民众幸福感与生活质量的活动[3-5]，不仅获得了老年人的深度参与，甚至推动产生了旅居养老及“候鸟型”养老的新模式。

与此同时，现实中存在着由未来的不确定性导致的风险，如患重大疾病的风险，老年人可能通过抑制当期消费来平抑未来不确定性带来的风险，而旅游消费作为一种发展型消费受到抑制的可能性加大，产生医疗消费对旅游消费的挤出效应[6]。如何解决这一问题？医疗保险无疑在降低未来不确定性、刺激当期消费上发挥着积极且重要的作用，但医疗保险是否在刺激旅游消费上也发挥着作用？如果发挥作用，其作用机制是什么？对这些问题的研究不仅能为进一步释放“人口红利”在消费中的作用提供指导、为促进“银发经济”的发展提供思路，还能对医疗保险的作用做出进一步认识，据此对保险政策做出相应的调整，为实现“2030 健康中国”中的“健康行为促进”这一目标提供有效路径。

我国全面覆盖的医疗保险为基本医疗保险①1998年，国务院颁布《国务院关于建立城镇职工基本医疗保险制度的决定》（国发〔1998〕44 号）。2003 年，国务院颁布《卫生部、财政部、农业部关于建立新型农村合作医疗制度意见》（国办发〔2003〕3 号）。2007年，劳动与社会保障部颁布《关于城镇居民基本医疗保险医疗服务管理的意见》（劳社部发〔2007〕40号），开始进行城镇居民基本医疗保险试点工作。2016年，国务院颁布《国务院关于整合城乡居民基本医疗保险制度的意见》（国发〔2016〕）。，基本医疗保险制度“低水平、广覆盖、保基本”的原则①《中华人民共和国社会保险法》第三条：社会保险制度坚持广覆盖、保基本、多层次、可持续的方针，社会保险水平应当与经济社会发展水平相适应。使其成为兜底性的保险制度，但很难满足不同人群的多层次需求[7-9]，尤其是对重大疾病及某一特定群体疾病风险的进一步保障[10]。相较于基本医疗保险，补充医疗保险具有保障范围更大、保障水平更高等特征，对老年人自身的医疗负担及健康风险具有更强的保障作用，对其作用效应的研究不仅有益于正视补充医疗保险对老年人医疗保障的价值，更有益于为当下医疗保险的结构调整及老年人医疗保险政策的制定提供参考。因此，本文运用中国健康与养老追踪调查数据（China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS），估计我国补充医疗保险对老年家庭旅游消费的影响效应，并在估计的基础上讨论了基本医疗保险及商业医疗保险对老年家庭旅游消费的作用。

1 理论基础及文献综述

1.1 不确定性与老年人消费

不确定性是指某一事物发展的结果有多种可能性，而每种可能性的概率是未知的，如收入的不确定性即收入的不可预测性，即收入的稳定性或收入风险[11]。如果收入及生活状态是稳定的，则事情发生的概率是确定的，但当出现重大疾病、疫情导致的失业等无法预测的状况时，则出现了不确定性，此时面临着平稳生活状况发生改变的风险，为了预防由不确定性带来的风险，居民会采用一些措施来进行对冲，如面对收入不确定性带来的风险，居民通过增加当期储蓄来预防未来收入下降带来的风险，由此产生了预防性储蓄[12-13]，而面对未来可能发生的重大疾病带来的风险，居民可能采用购买医疗保险的方式来抵御重大疾病带来的冲击。不同的措施可能会对当期消费产生不同的影响，已有理论表明，预防性储蓄可能会对当期消费产生挤出效应[14]，而医疗保险由于其类型不同，则对当期消费的影响尚未有定论[15]，但毋庸置疑的是，收入不确定性一直都是居民消费问题中一个至关重要的研究问题[16]。

不确定性对消费的影响不是单一的，而是应该划分为“优于预期”的正向不确定性和“劣于预期”的负向不确定性[16]，如王明康和刘彦平的研究发现，城镇居民持久收入对旅游消费具有显著的正向推动作用，而收入不确定性则产生明显的抑制作用[17]。与青壮年相比，不确定性对老年人消费的影响具有一定的独特性，年轻人面临的风险主要来源于收入和工作的风险，而老年人则主要面临健康的风险，包括医疗支出风险和生存风险[18]，健康风险会显著增加家庭财务脆弱性，商业医疗保险对家庭财务脆弱性有显著的改善作用，并且会降低健康风险对家庭财务脆弱性的边际影响[15]。

1.2 补充医疗保险与老年人消费

补充医疗保险购买的基础是基本医疗保险，基本医疗保险可以促进消费的观点已得到了一系列研究成果的支持。研究显示，基本医疗保险在对未来不确定性的降低方面发挥着积极作用，基本医疗保险缴费率增加1%，家庭消费将增加2.1%[19]。在其他条件相同的情况下，参保家庭的年非医疗消费支出比未参保家庭约高13.0%[20]，与未参保家庭相比，参加新型农村合作医疗（新农合）使非医疗支出类的家庭消费增加了约5.6%[21]。更细致的分析发现，参加新农合的家庭将显著增加居民热量、碳水化合物以及蛋白质等营养的摄入量[22]。

基本医疗保险对消费的促进表现出不同类型人群、不同类型消费上的异质性，如流动人口的参保者比未参保者人均非医疗消费支出高出6.5%，保障水平越高的医疗保险对流动人口消费的刺激作用越大[23]，其异质性表现在促进人口流入地的家庭消费，却抑制了人口流出地的家庭消费[24]。基本医疗保险对文化类消费影响的研究发现，基本医疗保险对城镇居民的文化消费增长并不会发挥作用，但进一步分析发现，在高收入、身体较健康的城镇居民中存在异质性，随着国民健康和收入水平的提高，医疗保险的文化消费效应将逐步得以实现[9]。

基本医疗保险对消费具有促进作用，但对高层次消费（如文化消费、旅游消费等）的促进作用却并不明显，基本医疗保险的补充医疗保险则可能对高层次消费发挥着积极的作用，如在降低居民生存资料消费占比的同时，提升了居民享受资料的消费占比[25]。相较于基本医疗保险而言，现有文献对补充医疗保险的研究并未给予足够的重视，关注点仍处于补充医疗保险的内涵及发展脉络[10，26]，补充医疗保险需求的影响因素、补充医疗保险的作用[27-29]等较浅层次的研究。国外补充医疗保险措施实施的时间较早，其侧重点主要在实践面临的参保对象、资金筹措、基金管理和待遇、补充保险对医疗费用支出的影响、补充医疗保险的逆向选择问题等方面[26]。较少有学者关注补充医疗保险对非医疗消费的影响，尤其是补充医疗保险对非惯常性消费的影响，如旅游消费及文化消费的影响。但现有研究表明，无论是参与居民基本医疗保险还是商业医疗保险都对居民消费有显著促进作用，基于此，本文提出如下假设：

H1：补充医疗保险促进老年家庭旅游消费

同时，补充医疗保险对老年家庭旅游消费的促进作用可能由于老年人购买补充医疗保险的变动情况发生变化，为了更细致地研究补充医疗保险对老年家庭消费的影响，本文进一步研究补充医疗保险对老年家庭旅游消费的冲击，即补充医疗保险从有到无（负向冲击）及补充医疗保险从无到有（正向冲击）对老年家庭旅游消费的影响，由是提出如下假设：

H2：补充医疗保险的负向冲击抑制老年家庭旅游消费

H3：补充医疗保险的正向冲击促进老年家庭旅游消费

1.3 医疗保险及补充医疗保险对消费促进作用的路径

医疗保险通过降低未来的不确定性风险促进了老年人的当期消费，而其主要的传导机制是怎样的？现有关于老年人消费影响因素的研究表明，在日常消费、医疗保健等生活必需品消费方面，主要受到经济条件和健康状态的影响，而较少受到其他因素的影响；但在社交娱乐、旅游度假等非生活必需品方面，则更容易受到年龄、经济条件、居住模式、社会参与和健康状态等多重因素的影响[29]。老年人所受的健康冲击会增加家庭的总消费，其主要的作用路径是显著增加老年家庭的医疗支出[30]，此时，医疗保险可以通过两条路径直接影响老年人的当期消费，一是通过对当期的医疗报销缓解生病人群当期的医疗费用压力，从而增加其当期的非医疗消费，二是通过对降低未来患病医疗费用支出的预期来降低现阶段的预防性储蓄，从而增加当期的消费[25，31]，即健康状况在老年家庭消费的影响中发挥着“储备”作用，据此，提出如下假设：

H4：老年人的健康状况不同，补充医疗保险对老年人旅游消费影响也不同，即老年人健康状况在补充医疗保险对老年家庭旅游消费的影响中发挥着调节作用

而对身体状况的度量方面，身体状况感知的度量因素之一是自评健康，自评健康被认为是估计死亡率最有力的预测因素之一，无论参考框架（如与自己比较或与他人比较）或反应形式如何，自评健康都可用于队列研究和人群健康的检测[32-33]。在老年人健康的评估中自评健康也被广泛应用，用来估计无法观测到的真实的健康状况[34-36]。此外，健康预期寿命通过将死亡率和患病率数据相结合，成为测量生命质量的重要指标之一[37]，而主观预期寿命与自我健康评估有关，并成为死亡率的一个强大预测因素[38]，因此成为自我状况评估的一个重要综合指标。社会情绪选择理论[39-40]的研究也表明，老年人对未来时间的感知也会影响其当期决策。因此，本部分试图分析自评健康及主观预期寿命是否在补充医疗保险对老年家庭旅游消费的影响中发挥着调节作用，即认为自己身体状况较好及未来还有很长时间生命的老年人更倾向增加当期旅游消费。

除了健康状况这一内部制约因素外，家庭的代际支持则从人际制约的角度对老年人的消费产生影响[41]。家庭支持属于社会支持的一种，社会支持指两个个体之间的一种资源交换，这种资源交换的目的是提高资源接受者的福利水平[42]。家庭支持中子女的支持对老年人的消费意愿具有影响，如老年人接受成年子女情感型和服务型支持对其消费意愿的影响显著[43]。此外，家庭中子女的支持还会对老年人的旅游消费产生影响，表现为家庭代际支持正向影响老年人的旅游消费意愿[41]。据此，提出如下假设：

H5：子女给予老人的支持不同，补充医疗保险对老年人家庭旅游消费的影响则不同，即家庭支持在补充医疗保险对老年家庭旅游消费的影响中发挥着调节作用

总而言之，从降低未来不确定性的角度来讲，无论是家庭中代际间的经济支持还是情感支持，都是从外部环境的角度影响老年人对未来不确定性的感知，而身体状况感知（如自评健康及主观预期寿命等）则从自我感知的角度影响其对未来可能存在风险的感知。

2 数据、变量与模型

2.1 数据介绍

本文所用数据来自中国健康与养老追踪调查（CHARLS），CHARLS 数据采用多阶段分层抽样方法，旨在收集一套代表中国45岁以上中老年家庭和个人的高质量微观数据，目前已分别完成了全国28个省（自治区、直辖市）的150 个县450 个社区（村）的调查访问，截至2018 年，样本已覆盖1.24 万户家庭中的1.9 万名受访者①中国健康与养老追踪调查官网.“关于项目”板块[EB/OL].[2022-06-09].http://charls.pku.edu.cn/gy/gyxm.htm.。数据内容涵盖了45 岁以上人群及其配偶的个人基本信息、家庭情况、健康状况、体格测量、医疗服务利用和医疗保险、工作、退休和养老金、收入、消费、资产，以及社区基本情况等信息[44]。目前，CHARLS 数据已完成了2011年、2013年、2015年和2018年4期数据采集，本文采用2011—2018年数据构建面板数据，同时基于本文的研究目的，选取退休年龄作为判断是否为老年人的标准，我国女性正常的法定退休年龄最早为50周岁②我国目前实行的退休制度主要基于几个文件：对于工人来说，1978年制定的《国务院关于工人退休、退职的暂行办法》及1958年《关于工人、职员退休处理的暂行规定（草案）》。文件包括的主要内容为：全民所有制企业、事业单位和党政机关、群众团体的工人，符合下列条件之一的，应该退休：（1）男年满60 周岁，女年满50 周岁，连续工龄满10 年的；（2）从事井下、高空、高温、特别繁重体力劳动或者其他有害身体健康的工作，男年满55周岁、女年满45周岁，连续工龄满10年的；（3）男年满50周岁，女年满45周岁，连续工龄满10年，由医院证明，并经劳动鉴定委员会确认，完全丧失劳动能力的；（4）因工致残，由医院证明，并经劳动鉴定委员会确认，完全丧失劳动能力的。对干部来说，1978年制定的《国务院关于安置老弱病残干部的暂行办法》中规定：党政机关、群众团体、企业、事业单位的干部，符合下列条件之一的，都可以退休：（1）男年满60 周岁，女年满55周岁，参加革命工作年限满10年的;（2）男年满50周岁，女年满45周岁，参加革命工作年限满10年，经过医院证明完全丧失工作能力的;（3）因工致残，经过医院证明完全丧失工作能力的。，则本文的样本主要包含50 岁及50 岁以上的样本。

2.2 变量选取

2.2.1 自变量

补充医疗保险，主要指由于国家的基本医疗保险只能满足参保人的基本医疗需求，超过基本医疗保险范围之外的医疗需求可以通过补充医疗保险予以补充，是相对于基本医疗保险而言的，它可以对高额医疗费用给予进一步的保障[10]。我国的补充医疗保险主要包括公务员医疗补助、大额医疗费用补助、企业补充医疗保险、职工互助医疗保险及商业互助医疗保险5 种形式，而不同类型的补充医疗保险的覆盖范围又不尽相同。在本研究所用的数据中，补充医疗保险是对购买了基本医疗保险③在本文所用的CHARLS数据库中，基本医疗保险主要包括：城镇职工医疗保险（医保）、城镇居民医疗保险、新型农村合作医疗保险（合作医疗）、城乡居民医疗保险（合并城镇居民和新型农村合作医疗保险）、公费医疗、医疗救助、商业保险（单位购买、个人购买）、城镇无业居民大病医疗保险、其他医疗保险。的老年群体增加了“是否购买了与此基本保险相关的补充保险”的问题来进行补充医疗保险的识别，此处“购买”的前提条件是已购买了基本医疗保险。相比于基本医疗保险，补充医疗保险具有更强的医疗费用保障力度，由此能够给参保群体更强的心理安全感，同时，补充医疗保险更能看出医疗保险的购买意识及其保障力度对以旅游消费为代表的非必需的发展型消费的刺激能力。在数据中表示为：被访者购买了补充医疗保险记为1，否则记为0。

2.2.2 因变量

因变量为家庭年旅游消费，此处的年旅游消费指调研年调研节点向后推1 年的家庭旅游消费，如数据调研时间节点为2022年7月，此数据涵盖的范围则为2021年7月—2022年6月。

2.2.3 控制变量

控制变量包括个体特征、家庭特征及区域特征3 个部分，其中，个体特征包括个人收入、个人自评健康、个人未来10～15 年的主观预期寿命、婚姻状况、性别、年龄和受教育程度等，家庭特征包括家庭年总收入和家庭住房产权状况，区域特征则为家庭所处具体区域。个人收入主要包括调研节点时个体所获得的年工资性收入及奖金等收入，以金额表示。个人自评健康在调研问卷中采用两种自评健康状况评价量表，在调查时以随机形式出现，本文采用同样程度答案赋值相同、不同的答案重新赋值的方法进行了处理，处理后赋值情况为“极好=6”“很好=5”“好=4”“一般=3”“不好=2”“很不好=1”。个人未来10～15 年的主观预期寿命变量，此变量并非客观统计老年人的预期寿命，而是老年人对其未来能够活到某一年龄的预期，具体测度时通过问卷询问老年人未来活到某一年龄的可能性，如对60～69岁年龄段的调研对象询问“您未来活到80岁的可能性有多大？”选项为：几乎不可能、不太可能、有可能、很可能、简直一定，具体的数据赋值为：几乎不可能=1 和不太可能=2，表示“负向否定”状态；很有可能赋值为3，表示“居中”；很可能=4 和简直一定=5，表示“正向肯定”状态。个人的婚姻状况，主要为单身（包括未婚、丧偶等）和已婚，其中，已婚=1，单身=0。个人性别特征，其中，男性=1，女性=0。年龄特征，以具体年龄表示。受教育程度，包括小学及以下、初中、高中及高专、大学及以上等，此处的受教育程度以类别变量的形式存在。家庭年总收入，包括家庭过去1 年所获得的家庭农业收入、家庭办企业收入和家庭其他成员的收入的总和（家庭年总收入不包括户主及其配偶的工资收入及奖金收入等个人收入）。住房产权情况为完全拥有产权=1，部分拥有产权=2，未拥有产权=3。区域特征分为农村和城市，其中，城市=1，农村=0。

2.3 模型设定

本文采用两个模型估计补充医疗保险对老年人旅游消费的影响效应，其中，基准模型估计影响的主效应，冲击效应模型在主效应估计的基础上依据保险购买的变化进行了分组，研究补充医疗保险购买的变化对老年人旅游消费的冲击作用。此外在稳健性检验部分，本文采用倾向值匹配估计模型解决由于样本选择性带来的内生性问题，采用随机效应模型解决个体效应带来的内生性问题。

2.3.1 基准模型

基准模型是利用2011 年、2013 年、2015 年及2018年4期数据构成的面板数据进行的普通最小二乘（ordinary least squares，OLS）估计，在估计时控制了时间效应及地区效应，模型设定如下：

式（1）中，yjt表示家庭j的第t年的旅游消费支出，家庭中的xijt为个体i第t年购买补充医疗保险，i可能为户主，也可能为户主配偶，其中购买为1，未购买为0。zijt为一系列控制变量，家庭收入、住房产权情况、如年龄、婚姻状况、性别、受教育程度、自评健康状况、所处区域、调研年份等。εijt为随机误差项，包含诸如个人偏好、个人认知能力等不可观测的因素。

2.3.2 冲击效应模型

由于在实际情况中存在着由保险购买变化导致的分组，如果购买赋值为1，未购买赋值为0，则存在（1，1）、（1，0）、（0，1）、（0，0）4 组，其中，（1，1）及（0，0）组是不具有保险购买变化的组，（1，0）及（0，1）组是具有保险购买变化的组，相比较一直具有购买行为及一直不具有购买行为的组而言，从具有购买变动的组与没有购买变动的组之间的比较，则能看出补充医疗保险的购买行为对老年人旅游消费的冲击。本文参照前人研究[39-40]，将具有购买冲击效应的组称为处理组，没有购买冲击效应的称为对照组，从而构成两组变量，一组为冲击效应为负（-1，0）的组，一组为冲击效应为正（0，1）的组。

具体的估计模型为：

式（2）中，yj表示家庭j的年旅游消费支出，treat1ij表示个体i购买补充医疗保险的负向冲击（即前1年购买，后1年未购买），是负向冲击=-1，未发生冲击=0；treat2ij表示个体i购买保险的正向冲击（即前1 年未购买，后1 年购买），是正向冲击=1，未发生冲击=0。zij为一系列控制变量，如家庭收入、住房产权情况、如年龄、婚姻状况、性别、受教育程度、自评健康状况和所处区域等。εij为随机误差项，包含诸如个人偏好、个人认知能力等不可观测的因素。在模型估计时运用处理后的截面数据进行OLS估计。

2.3.3 倾向值匹配估计模型

由于我国的公共医疗保险及补充医疗保险采取自愿购买原则，因此可能产生逆向选择问题，即身体条件越差的老年人可能越愿意购买补充医疗保险；也可能存在着“收入效应”问题，即经济条件越好的老年人越愿意也有能力购买补充医疗保险。这是两条不同的作用路径，但不论是哪种路径，都可能存在着样本选择性偏差，由此造成内生性问题，使得估计结果有偏，为了解决由此导致的内生性问题，本文采用倾向值匹配估计（propensity score matching，PSM）模型解决样本选择性偏差问题。

倾向值匹配估计最初由Rosenbaum 和Rubin[45]提出，其基本原理是：对于可观测到的参加补充医疗保险的老人组，人为地构造一组与其（除了参保之外）特征最为接近的对照组，由于其他特征都近似，参保组和对照组在行为上的差异（旅游消费）则来自是否参加了补充医疗保险所产生的效应，这种效应被称为平均处理效应（average treatment effect，ATE）。具体的执行分为以下几个步骤。

首先，根据可观测的控制变量，预测个体进入处理组的条件概率，计算倾向值得分。此时可采用Logit 或Probit 模型估计出倾向值得分，此得分即为老年人参加补充医疗保险的概率。而在匹配变量选取上则遵照匹配变量同时影响原因变量及结果变量的选择，参照前人研究成果[25]选择可观测的人口特征、经济特征等进行匹配。

其次，选择合适的匹配方法，将参加补充医疗保险的老人组与对照组（未参加补充医疗保险的老人组）根据其倾向值得分进行每一个观测值的匹配。匹配方法有多种，如近邻匹配、核匹配和半径匹配等。其中，近邻匹配可采用多种形式，如1 对1匹配、1对多匹配。

最后计算平均处理效应，即购买补充医疗保险对老年人旅游消费的平均效应。其表达式可表示为：

式（3）中，ATE表示平均处理效应，Y1i表明个体i购买补充医疗保险时的家庭年旅游消费，Y0i表明匹配出的个体i未购买补充医疗保险时的家庭年旅游消费，insurance表示是否购买了补充医疗保险，购买=1，未购买=0。在实际估计时将2011 年、2013年、2015年及2018年4期数据看成一个混合截面数据进行估计。

2.3.4 随机效应模型

本文估计补充医疗保险对老年人旅游消费的影响，但老年人是否购买补充医疗保险受其个人偏好及个人特质的影响，可能存在着风险厌恶型的老年人更倾向于购买补充医疗保险，以此降低未来的不确定性给当期心理及情绪带来的冲击[7]。这些问题使得购买补充医疗保险的群体存在着系统性的偏差，即某一类特征（如风险厌恶型）的群体更倾向购买补充医疗保险，由此导致样本可能产生遗漏个体特征的遗漏变量问题。由于本文是4年期的短面板数据，因此采用随机效应模型解决个体效应带来的影响，在模型选定前本文对使用固定效应模型还是选择随机效应模型进行了Hausman检验，检验结果支持随机效应模型（random effect，RE）的选择。具体模型为：

式（4）中，yjt表示家庭j的第t年的旅游消费支出，家庭中的xijt为个体i第t年购买补充医疗保险，i可能为户主，也可能为户主配偶，其中购买为1，未购买为0，μi表示不可观察的不随时间改变的个体效应，zijt为一系列控制变量，家庭收入、住房产权情况、如年龄、婚姻状况、性别、受教育程度、自评健康状况、所处区域和调研年份等。εijt为随机误差项，包含诸如文化、群体性心理等不可观测的因素。

2.4 数据描述

将样本按照过去1年是否具有家庭旅游消费进行分组，主要分为包含所有样本的全样本组、具有家庭旅游消费组及无家庭旅游消费组进行统计性描述。

2.4.1 全样本组的数据描述

由表1可见，在全样本组中，家庭年旅游消费均值约为432 元，基本医疗保险的参保比例约为92.9%，补充医疗保险的参保比例则为8.1%，样本的平均年龄为62岁，男性占比49.5%，86.0%的老年人是已婚状态。从学历来看，小学及以下的老年人占比69.1%，其次为初中学历18.8%，大学及以上的学历占比仅为2.1%。全样本显示，老年人的自评健康的均值约为3.0，即处于“一般”状态，老年人对其具有的10～15年预期寿命的主观判断均值约为3.1，即处于“正向肯定”区间。个人年收入约为12 499元，家庭年收入的均值约为11 112 元，有83.2%的老年人居住在具有完全产权的住房中，而也有11.8%的老年人居住的住房完全没有产权。从区域特征来看，39.5%的老年人居住在城市中。

表1 数据的统计描述及组别之间T检验Tab.1 Statistical description of data and T-test between groups

2.4.2 旅游消费组的数据描述

具有旅游消费的样本情况显示，此类老年家庭平均年旅游消费约为4825元，这低于已有研究中全民旅游消费估计的7766 元[46]。基本医疗保险的参保率为94.1%，补充医疗保险的参保率为21.9%，老年人的平均年龄为61 岁，男性占比约50.9%，已婚老年人占比约为90.1%。从学历构成来看，小学及以下的老年人约占48.1%，初中学历的老年人约为22.6%，大学以上学历的老年人为8.5%。而从健康状况来看，具有旅游消费的老年人自评健康均值约为3.2，未来10～15年的主观预期寿命的确定值约为3.5，同处于“正向肯定”状态，但要高于全样本组。再来看经济状况，此组老年人的个人年收入约为20 283元，家庭年收入平均约为16 032元，具有完全产权住房的老人为86.6%，完全没有产权住房的老人为9.1%，而从区域来看，具有旅游消费的老年人66.3%居住在城市中。

2.4.3 非旅游消费组的数据描述

非旅游消费的家庭基本医疗保险的参保率约为92.8%，补充医疗保险的参保率为6.7%，此组老年人的平均年龄约为62 岁，男性占比约49.3%，已婚占比约85.6%。学历情况显示，此组老年人小学及以下学历占比约71.1%，初中学历占比18.4%，大学及以上则为1.4%。从健康情况来看，此组老年人自评健康的均值约为3.0，10～15年主观预期寿命的判断值约为3.0，低于全样本组。具有完全产权住房的老年人占比约为82.9%，完全没有产权住房的老年人占比约12.0%，此组老年人居住在城市中的占比最少，约为36.9%。

2.4.4 旅游消费组与非旅游消费组对比分析

对具有旅游消费的老年人及没有旅游消费的老年人进行比较分析（表1），结果显示，两组老年人在各项指标上均有较大差别，平均来讲，具有旅游消费的老人组各方面均优于没有旅游消费的老人组，比如补充医疗保险的参保率高出约15.1%，个人年收入高出约8845元，家庭年收入高出约5404元，具有完全产权住房的老年人占比高出3.7%，具有大学学历的老年人高出7.0%，居住在城市中的老年人高出约29.4%。而具有小学及以下学历的老年人占比则低了约22.9%，无完全产权住房的老年人占比低了2.9%。由此可见，具有旅游消费的老年群体与不具有旅游消费的老年群体相比，表现出学历高、经济状况好、保险意识高、健康状况好及城镇人口比例高的特点。

2.5 多重共线性检验

针对核心解释变量及控制变量可能存在多重共线性的情况，本文采取方差膨胀因子（variance inflation factor，VIF）来验证变量之间的多重共线性，当VIF 值小于10 时，通常认为不存在多重共线性[47-48]，本文主要解释变量的VIF 在1 左右，因此认为变量之间不存在多重共线性。

3 实证分析

3.1 补充医疗保险对老年人旅游消费的影响

首先，对基准模型进行回归估计，结果如表2中模型1 所示，在控制了个人特征、家庭特征、区域特征及时间效应的情况下，具有补充医疗保险的老年人与没有补充医疗保险的老年人相比，其家庭旅游支出增长约53.8%，H1 成立。由此也可看出，补充医疗保险的购买刺激了家庭旅游消费的增长，以全样本中家庭平均432 元的旅游消费为例，家庭成员从不具有补充医疗保险到具有补充医疗保险，家庭旅游消费的增长约为151 元，而若以具有旅游消费家庭的样本来看，其家庭平均旅游消费为4825 元，若家庭成员从不具有补充理疗保险到具有补充医疗保险，家庭旅游消费的增长约为1689元。

其次，考虑补充医疗保险对家庭旅游消费的冲击，由表2中模型2的回归结果可见，在控制了个人特征、家庭特征及区域特征的情况下，平均来讲，补充医疗保险对家庭旅游消费的负向冲击将会导致家庭年旅游消费降低约68.5%，而补充医疗保险对家庭旅游消费的正向冲击将会使家庭年旅游消费增长约35.0%，由此可见，负向冲击的作用要略大于正向冲击的作用，H2及H3成立。这也表明，补充医疗保险对家庭旅游消费具有较大的冲击作用，当老年人从参保变为不参保时或从不参保变为参保时，从有到无的冲击要大于从无到有的冲击，产生这种现象的原因可由前景理论[49]进行解释。前景理论表明，人们对损失和获得的敏感程度是不同的，损失时的痛苦感要超过获得时的愉悦感，由于损失厌恶，人们对损失重视要多于对收益的重视[50]，由此老年人对于“损失”的敏感性要大于“获得”的敏感性，从而在负向冲击产生时会规避发展型的旅游消费，降低冲击对当下心理状况的影响。

表2 补充医疗保险对老年人旅游消费的影响Tab.2 Impact of supplementary medical insurance on tourism consumption of the elderly

此外，回归结果还可看出，除医疗保险之外，受教育程度、个人收入、对自己预期寿命的主观判断及所在区域也对家庭旅游消费的变化产生影响。其中，受教育程度越高，旅游消费的增加越大，健康状况越好的老年人越可能增加旅游消费，觉得未来还有很长的生命时间的老年人更愿意增加当期旅游消费，城市的老年人则比农村的老年人旅游消费的倾向要高，且区域因素对家庭旅游消费的影响力仅次于教育状况的影响力。而值得注意的是，家庭收入对家庭旅游消费的影响并不显著，这可能是由于个人收入在一定程度上对家庭收入的影响产生了替代作用，也可能是由于具有补充医疗保险且具有旅游消费的家庭，本身家庭收入状况已达到一定的水平，在家庭决策中，家庭收入并非主要考虑变量，与之相比，健康、受教育程度及个人收入因素则发挥更大的作用。

3.2 稳健性检验

为了检验估计结果的稳健性，本部分采用倾向值匹配估计处理样本的自选择问题，采用随机效应模型处理不可观测的个体效应，采用缩尾的方法处理数据中异常值带来的影响。

3.2.1 医疗保险对老年人旅游消费影响自选择问题的解决

（1）平衡性检验与共同支撑检验

首先，对匹配样本进行平衡性检验，平衡性检验的目的是检验匹配后的样本是否满足条件独立分布假设，这一识别条件要求匹配后样本不存在系统性偏差[51]。表3显示了半径匹配的平衡性检验结果，当采用倾向值匹配法对样本进行半径匹配之后，参保组与对照组之间的标准偏差均有不同程度的消减，由表3可见，匹配前参保组及对照组偏差最大的变量是区域变量（标准偏差为86.0），其次为受教育程度变量（标准偏差为77.6）、个人收入变量（标准偏差为41.9）、10～15 年主观预期寿命变量（标准偏差为37.9）。匹配之后，各变量的组间偏差均发生了消减，其中，区域变量的偏差消减为7.1，受教育程度变量偏差消减为0.8，个人收入变量消减为6.1，主观预期寿命变量消减为2.5，年龄变量偏差消减为-4.1，较好地完成了参保组与对照组的样本匹配。

表3 平衡性检验Tab.3 Balance test

其次，进行共同支撑检验，共同支撑检验的目的是检验匹配后的样本是否在参保组与未参保组之间具有良好的可比性。此检验常用的方式是比较匹配前后倾向值的核密度函数，即倾向值得分的分布是否一致。从图1和图2可以看出：匹配前，两组样本的倾向值得分的概率分布存在明显差异（图1），匹配后，参保组与未参保组的倾向值得分分布几乎重叠在一起（图2），这说明两组之间的分布差异较小，采用倾向得分法估计的平均处理效应可靠。

图1 匹配前倾向得分的核密度函数Fig.1 Kernel density function of propensity score before matching

图2 匹配后倾向得分的核密度函Fig.2 Kernel density function of propensity score after matching

（2）因果处置效应估计

在对参保组与对照组进行匹配之后进行的平均处理效应（average treatment effect，ATE）的估计显示，在采用多种形式进行匹配之后，半径匹配及核匹配结果显著，匹配后的平均处理效应约为0.4，即处理样本选择性偏差之后，当户主或其配偶购买了补充医疗保险后，其家庭旅游消费上涨的幅度约为40%。若以全样本中家庭平均432元的旅游消费为例，家庭成员由不具有补充医疗保险到具有补充医疗保险，家庭旅游消费的增长约173 元。以具有旅游消费家庭的样本来看，其家庭旅游消费均值为4825元，若家庭成员从不具有补充医疗保险到具有补充医疗保险，其家庭旅游消费增长约为1930元。

此处值得注意的是，处理样本选择性偏差之后的估计结果低于上文中OLS的估计结果，高于保险正向冲击的估计结果。也可从表2 和表4 看出，处理内生性之后的补充医疗保险对家庭旅游消费的影响效应有所下降，即可能存在着由于样本选择性偏差而导致高估补充医疗保险对家庭旅游消费影响效应。

表4 补充医疗保险对旅游消费影响的平均处理效应Tab.4 Average treatment effect of supplementary medical insurance on tourism consumption

3.2.2 医疗保险对老年人旅游消费影响个体效应的解决

由随机效应估计结果可见（表5），补充医疗保险对老年家庭旅游消费的影响由53.8%提高到78.1%，可见在控制个体效应之后，补充医疗保险对老年家庭旅游消费的影响有所提高，主效应的估计结果可能低估了补充医疗保险对家庭旅游消费的影响程度，个体效应在补充医疗保险对老年家庭旅游消费的影响中发挥着重要作用，即个人旅游偏好等无法观测的个体特征在家庭旅游消费的决策中发挥着巨大作用，忽略这些影响因素，将导致低估补充医疗保险对老年人家庭旅游消费的影响。

表5 随机效应模型的检验结果Tab.5 The results of random effects model

3.2.3 医疗保险对老年人旅游消费影响异常值的解决

考虑到主效应估计及倾向值匹配的估计可能受到异常值的影响，本文主效应估计是在将异常值进行处理后所进行的OLS 估计。倾向值匹配法中可能存在共同支撑条件，可能会受到倾向得分分布的尾部影响，而使得估计结果不稳定，本文参照贾俊雪等[51]的研究，采用修剪策略，即将尾部修剪后的数据进行倾向得分匹配，以此消除尾部数据的影响，若修剪后的估计结果与原有数据估计结果一致，则表明估计结果是不依赖于倾向得分分布的尾部，是可靠的。

本文采取了2%、5%及10%共3种修剪水平，即将倾向值得分在分布两端2%、5%和10%水平的数据剔除，看其匹配结果。结果表明（表6）：当将数据进行缩尾处理时，补充医疗保险对老年人旅游消费影响的平均处理效应在[0.363，0.605]，由此可见，极值在数据中发挥着较大的作用，但当缩尾为5%和10%时则平均处理效应在0.4左右，结果表现出区间上的稳健性。

表6 稳健性检验结果Tab.6 Robustness check

3.3 医疗保险对老年家庭旅游消费影响的机制分析

3.3.1 健康状况的储备效应

由表7 中的调节效应回归结果可见，自评健康在补充医疗保险与家庭旅游消费的影响关系中发挥着正向调节作用，自评健康与参保交互项的回归系数为0.399，表现为自评健康越好的老年人在具有补充医疗保险后旅游消费的支出越大，调节变量加强了补充医疗保险对家庭旅游消费的影响力度，H4成立。具体而言（图3），对于自评健康较好的组，如果参加了补充医疗保险，则其家庭旅游消费明显增强(斜率β=0.79，p=0.00)，而对于自评健康不好的老年人，是否参加补充医疗保险对其家庭旅游消费的影响并不显著(斜率β=0.01，p=0.94) 。究其原因，自评健康表明了老年人对自己身体状况的感知，是其心理安全感的主要表现，自评健康更好的老年人，当具有了补充医疗保险之后，“心理保险”+“经济保险”所带来的双重保险将降低其未来不确定性预期，从而敢于进行当期的发展型消费。

图3 自评健康的调节效应Fig.3 The moderating effect of self-rated health

研究结果显示（图4、表7），未来10～15 年的主观预期寿命直接影响着老年家庭旅游消费，表现为对自己未来10～15 年预期寿命越乐观肯定的老年人，越会增加当期家庭旅游消费，主观预期寿命与参保的交互项显著且为正，表明主观预期寿命在补充医疗保险对家庭旅游消费影响中的正向调节作用显著，即未来10～15 年主观预期寿命越乐观的老年人，其购买补充医疗保险后，家庭旅游消费的增长幅度越大(β=0.63，p=0.00)，但此效果在10～15年主观预期寿命悲观的老年人家庭中并不显著(β=0.16，p=0.29)。这也与已有的研究成果相一致，乐观的主观寿命预期使得老年人对物质文化和精神文化生活有着较高的期待，他们渴望通过提高文化娱乐消费来提升闲暇时间的生活品质[53]，即心理状况越乐观的老年人越有可能提高其旅游倾向[52]。

图4 主观预期寿命的调节效应Fig.4 The moderating effect of subjective life expectancy

表7 子女支持、自评健康的调节效应分析Tab.7 Moderating effects of children support and self-rated health

由此可见，乐观的预期寿命与较好的自评健康从健康的角度为老年家庭旅游消费提供了积极的“心理储备”。而社会情绪选择理论[40]也指出，随着年龄的增长，人们开始关注当下的生活质量及情绪体验，旅游这一提升幸福感的活动被关注则成为必然。

3.3.2 家庭支持的放大效应

已有研究将家庭支持分为情感支持与经济支持[54]，本文也依据这种分类方法。其中，情感支持选取“多长时间可以见到孩子”以及“多长时间跟孩子通过电话、短信、邮件或者电子邮件等联系方式进行联系”两个问题进行测量，两个问题分别命名为见面频率及电话频率两个变量，在具体测量时处理为赋值0～8 的连续变量，其中，几乎从来不联系=0，每年1次=1、半年一次=2、每3个月一次=3、每月1次=4、每半月1 次=5、每周1 次=6、每周2～3 次=7、差不多每天=8。子女的经济支持则采用过去1 年子女给予父母的金钱和物品等经济支持，统一折算成货币额。

由表7 可见，子女给予父母的经济支持不仅直接影响父母的家庭旅游消费，同时在父母参保对父母家庭旅游消费的影响中发挥着调节作用。子女经济支持额度较高的家庭，老年人如若参加了补充医疗保险，则其旅游消费支出会显著加强(斜率β=12.36，p=0.00)（图5），而子女经济支持额度低的父母，其参加了补充医疗保险，其旅游消费则会下降，且下降幅度较大(斜率β=-10.55，p=0.00)。这也印证了子女较大的经济支持会给老年人带来一定的心理安全感，使其敢于增加旅游消费这种非必需品的消费支出，而若子女经济支持少，父母购买补充医疗保险的支出可能替代其他非必需品的消费，消费类型之间的“替代效应”可能使其降低发展型消费。

图5 子女经济支持的调节效应Fig.5 The moderating effect from children economic support

经济支持之外，子女的情感支持对老年家庭旅游消费的影响表现出了异质性。其中，子女给父母打电话的频率直接影响着父母的家庭旅游消费，与子女电话联系越频繁的老年家庭，其旅游消费越高，但与父母电话联系频率在父母参保对父母家庭旅游消费的影响中的调节作用并不显著。而子女与父母的见面频率则对父母家庭旅游消费的影响并不显著，其中的作用机制有待后续研究。

总之，无论是经济支持还是情感支持，只要能获得子女的支持，则老年人旅游消费的动机就会增强，子女支持对老年人的家庭旅游消费的影响体现出了“放大”效应，H5成立。

4 结论及进一步讨论

本文借研究补充医疗保险是否会刺激老年家庭旅游消费，从微观层面讨论这样一个问题：更有力度的保障（如补充医疗保险）是否能够进一步提高老年人的晚年福利。此时更有力度的保障表现为：通过购买能承受得起的保险可以规避未来正常的但却可能承受不起的风险，如患大病的风险。此处的晚年福利不仅包括有饭吃、有衣穿、有房住，还包括满足精神需求的更高层次的消费，如旅游消费，此类消费往往是弹性较大的、非必需的消费，但却可能在老年人晚年的精神满足方面发挥着重要的作用。从研究结果来看，可以得出以下的一些结论。

一是，补充医疗保险在促进老年家庭旅游消费上发挥着显著且巨大的作用，当处理了样本选择性偏差及遗漏变量带来的内生性之后，平均来讲，参保组与未参保组相比，其家庭旅游消费将增加，增加的比重约在40%左右。若按全样本中家庭年平均旅游消费432 元计算，则可能使家庭年旅游消费增加173 元；若按具有旅游消费的老年家庭进行估计，则家庭平均旅游消费增加约1930元。

二是，补充医疗保险对老年家庭旅游消费的冲击可分为负向冲击及正向冲击，负向冲击的力度大于正向冲击的力度，正向冲击研究表明，若从没有补充医疗保险到变为具有补充医疗保险，则其家庭旅游消费将增长35%，负向冲击研究则表明，若从有补充医疗保险变为没有补充医疗保险，则家庭的旅游消费将降低68.5%。

三是，身体状况变量，诸如自评健康及10～15年的主观预期寿命也在补充医疗保险对老年人家庭消费的影响中发挥着调节作用。而子女的经济支持不仅直接影响老年家庭旅游消费，还在补充医疗保险对老年家庭旅游消费的影响关系中发挥着调节作用。自我感知身体状况越好和越乐观的老年人，购买补充医疗保险后，其家庭旅游消费在当期的力度越大；子女给予经济支持力度越大的老年人，补充医疗保险对其家庭旅游消费的影响越大。总之，身体状况好、与子女有较好的关系，若有更强力度的医疗保障，则老年人进行旅游消费的倾向更加明显。

研究结论基本印证了外部环境的支持、老年人自我感知的良好及积极的保障制度是降低老年人对未来风险的担忧，从而增加当期消费的主要影响因素。此外，笔者还在上文研究的基础上对基本医疗保险及商业医疗保险做了进一步讨论。本文通过基本医疗保险的特征及文献的回顾，提出“基本医疗保险在老年家庭旅游消费中可能无法发生促进作用”的假设，也是基于此假设，研究重点放在了补充医疗保险的旅游消费效应上。而本文所基于的假设是否成立？同样利用CHARLS数据，针对基本医疗保险对老年家庭旅游消费的影响进行回归分析，结果显示，基本医疗保险对老年人消费促进的作用不显著（OLS 回归结果β=-0.15，p=0.40）。与补充医疗保险地位相当的商业医疗保险在老年人的旅游消费促进中是否发挥作用呢？为此同样运用CHARLS数据做了商业保险（包括个人购买及单位购买）对老年家庭旅游消费的促进估计，结果显示，商业保险对老年家庭旅游消费促进的作用也不显著（OLS回归β=0.24，p=0.49）。产生这一结果的原因可能为：基本医疗保险的保障力度较为薄弱，可能对生活必需品的消费发挥着作用[7,21-23]，但对更高层次的消费保障促进力度较小；而商业医疗保险促进作用不显著的原因可能是老年人其商业医疗保险的购买意识可能还较为薄弱，导致商业医疗保险在老年人中的覆盖面较小，有意识且有能力购买商业医疗保险的老年人，经济状况可能较好，则其旅游消费的影响及促进因素可能并非来自生活保障力度，而是更多的由偏好、健康及其他因素决定。而这是本文后期需要关注的问题。

本文的政策价值体现在：可将补充医疗保险覆盖范围中居民报销最多的项目列入基本医疗保障的范畴，以此加大基本医疗保障的保障力度，这不仅能够降低未来的不确定性，从而增加当期非必需品的消费，还能提高居民的高层次消费，达到老年人福利水平逐步提高的目的。