商业健康保险存在幸福效应吗——来自CGSS数据的经验证据

周德水，占倩倩

（安徽财经大学 财政与公共管理学院，安徽 蚌埠 233030）

一、引言

党的十九届六中全会指出，人民对美好生活的向往就是我们的奋斗目标，增进民生福祉是我们坚持立党为公、执政为民的本质要求。习近平总书记强调：“让人民生活幸福是‘国之大者’，要使人民获得感、幸福感、安全感更加充实、更有保障、更可持续。”因此，提高国民幸福感已经成为党和政府关注的重要议题。中国经历了四十多年的改革开放和市场转型，人们的物质财富获得了极大增长，人民的生活水平也在不断提升。然而，中国国民幸福感与经济发展水平实际并不匹配，中国国民幸福感在世界范围内仍处于较低水平。根据2020年联合国发布的《世界幸福指数报告》显示，中国在全球149个国家和地区的幸福排名由2016年的79位下降至2019年的94位，幸福指数从5.273降低至5.124。虽然在2021年公布的数据中2020年中国排名上升至84名，幸福指数为5.339，但总的来看，我国的国民幸福感并没有出现显著提升，面临一个“幸福停滞”的增长困局[1]。伴随着经济的增长，居民对幸福的探寻已从物质层面渐渐转向生活质量的提高，开始关注健康保障等非物质因素。因此，研究提升国民幸福感的影响因素具有重要的现实意义。

在提升国民幸福感的决定因素上，基本医疗保险由于能够提高健康水平、保障民生、缓解贫困、维护社会公平稳定，对居民幸福感产生着基础性的重要影响。但商业健康保险作为基本医疗保险的重要补充，现阶段发展还不成熟，保险公司的盈利性质使其往往诱导顾客购买不适合的高额产品，存在保险市场竞争不充分、居民风险忧患意识缺乏等问题，使居民个人及家庭对参与商业健康保险的积极性不高，中国商业健康保险的覆盖率不足10%①。对此，2014年10月，国务院出台《加快发展商业健康保险的若干意见》，要求大力发展与基本医疗保险有机衔接的商业健康保险，鼓励商业保险机构与医疗卫生机构合作。《“健康中国2030”规划纲要》也提出健全多层次的医疗保障体系，鼓励个人还有企业积极参加商业健康保险及多种形式的补充保险。2020年3月，国务院发布《关于深化医疗保障制度改革意见》，再次明确要加快发展商业健康保险，丰富商业健康保险产品供给，完善商业健康保险个人所得税政策。上述政策文件展现出国家对于发展商业健康保险的重视，肯定了商业健康保险在促进健康中国中的积极作用。

商业健康保险作为对健康风险的投资，可以为人们未来的健康风险提供保障，延长人们对于寿命的预期，降低人们心中的不安情绪。主观幸福感是一种正向情绪体验，身心愉悦的人往往感到更幸福[2]，因而商业健康保险能够使参与者的幸福感得到提高。但由于商业健康保险价格较高，购买了商业健康保险的居民可支配收入降低[3]，用于自身发展型资料的消费减少，也可能导致幸福感下降。可见，商业健康保险对居民主观幸福感的影响在理论层面难以获得一致推断。基于此，本文将研究视角转向商业健康保险对居民幸福感的影响，希望对于健全多层次的医疗保障体系，助力推动健康中国战略提供借鉴。本文的创新之处在于：第一，研究角度新颖，本文从商业健康保险的视角切入，讨论商业健康保险与居民幸福感之间的关系，丰富和深化居民幸福感影响因素的研究。第二，基于针对非线性模型的中介效应检验方法（KHB）从健康效应和社会网络效应分析商业健康保险影响居民幸福感的作用机制，有助于更加清晰地认识商业健康保险引致居民幸福感的作用路径，拓宽研究深度。

二、文献综述

关于幸福的研究兴起于20世纪中叶，是一种以“快乐论”为导向，把幸福定义为个人追求快乐与避开痛苦的主观感受，因此称之为主观幸福感[4]。Easterlin（1974）对二战后美国人民的幸福感数据进行研究，发现美国人均收入虽然显著提升，但人民的幸福感却没有明显提高，与传统经济学中财富增加将使幸福增加的命题相悖[5]，但相对收入却与幸福感之间的关系较为密切[6～7]。一般来说，收入差距扩大会对幸福感产生负面影响[8～9]，且对不同收入阶层幸福感的影响存在差异[10]，这种效应被称为“攀比效应”。但也有学者发现，收入差距扩大不仅不会降低幸福感，反而提高了幸福感，产生较强的“示范效应”[11～12]。

随着经济的发展和社会变迁，人们不再满足于收入增加所带来的快乐，学者们开始关注非经济因素对主观幸福感的影响。部分学者认为恶劣的环境降低了居民的主观幸福感[13～14]，但是通过环境治理，居民身心健康得到提升，其幸福感又有了显著提高[15]。还有学者指出政府质量的高低是提升居民幸福感的重要先决条件[16]，政府质量的提高能大幅增加公众的主观幸福感[17]，且对幸福感的促增效应要高于经济增长的影响[1]。此外，部分学者肯定了数字化对幸福感的积极影响，认为互联网能够丰富人们的日常生活，显著提高幸福感[18～19]。也有学者持相反观点，认为人工智能嵌入社会生活给老年人带来了数字鸿沟，使其幸福感下降[20]。

目前学界较多关注社会保障与主观幸福感的关系，Hochman和Skopek（2013）实证检验发现养老保险能够提升居民对幸福的感知[21]。国内学者也进行了相似的探究，并得出了同样的结论[22]。何晓斌和董寅茜（2021）还指出医疗相较于养老对幸福感的作用更紧迫也更重要[23]。目前关注商业健康保险与居民幸福感的相关研究还相对有限，部分学者探究了商业健康保险对居民健康和消费的影响，发现购买了商业健康保险的居民其健康水平有明显的提升[24～25]，并且购买商业健康保险还提高了居民的医疗服务利用水平[26]；商业健康保险的增长对居民消费具有正向促进作用，能够降低居民未来医疗支出的不确定性，从而降低预防性储蓄，刺激消费[27～28]。

既然商业健康保险可以给人们的健康和消费带来正向影响，那么参与商业健康保险的人是否比没有参与的人更加幸福？孙武军和顾蔚文（2021）认为在拥有社会保险的基础上，商业保险能够显著提升家庭幸福感，并且收入越高这种边际幸福感也会越高[29]。就商业健康保险的功能看，基本医疗保险倾向于满足公众普遍的共性需求，但在实际生活中，个体的健康状况不同，对医疗保险的需求也各异，而商业健康保险可以满足这种差异化需求，承担着完善医疗保障体系、预防健康风险的责任。但是与发达国家相比，我国的商业健康保险发展历程较短、制度不够完善，国民对商业健康保险也缺乏系统认识，因此学界对商业健康保险与幸福感的关系缺乏系统研究，本文力图通过实证方法来检验两者之间的效用，拓展商业健康保险的研究空间。

三、数据来源、变量界定与计量模型

（一）数据来源

本文数据来源于中国人民大学发布的中国综合社会调查（CGSS）数据，具体采用2015年和2017年组成的混合截面数据。该调查始于2003年，是我国最早的具有综合性与连续性特征的学术调查项目，涵盖了全国28个省、自治区和直辖市，通过多阶分层随机抽样，每期对全国范围内的一万多户家庭进行调查，全面系统地收集个人、家庭、社区等多个层面的数据，内容涉及个人基本特征、家庭经济情况、社会认同感以及健康等多方面内容，具有权威性、科学性和大样本特征。本文使用的CGSS数据是官方公布的最新两期调查数据，在研究过程中，剔除了相关缺失值和不符合研究样本的变量，最终两期数据合计可用样本量为14966个，满足本文研究需要。

（二）变量界定

本文的被解释变量是居民幸福感，由个人对幸福感的主观评价来衡量。根据问卷设计，向受访者询问“总体来说，您觉得您的生活是否幸福?”，受访者在“感到非常不幸福、不幸福、一般、比较幸福、非常幸福”这5个等级中进行选择，依次赋值为1～5。如表1所示，受访样本中幸福感的均值是3.8219，说明整体上居民的幸福程度处于中等及以上水平。

本文的解释变量是商业健康保险，向受访者询问“您是否有商业健康保险？”，受访者回答“有”或“无”，在本研究中，将回答为“有”赋值为1，回答为“无”赋值为0。从表1中可以看到，样本中拥有商业健康保险的居民比例为13.1%，说明受访样本中商业健康保险的覆盖率整体水平较低。

在本文的控制变量上，考虑了个人特征、家庭特征和社会经济特征。个人特征包括性别、年龄、受教育程度、婚姻状况、户籍；家庭特征考察了家庭规模、家庭经济级别对居民幸福感的影响；社会经济特征包括是否拥有小汽车、互联网使用、股票投资和社会公平感。变量的定义与描述性统计见表1。

表1 主要变量的描述性统计

表1 主要变量的描述性统计（续）

（三）计量模型

由于本文关注的受访者主观幸福感变量属于五分类定序变量，所以运用Ordered Logit（Ologit）模型估计商业健康保险对居民幸福感的影响具有合理性。Ologit模型的具体形式如下：

式（1）中，Happiness*表示受访者主观幸福感的潜变量，CMIi（Commercial Medical Insurance）表示本文的解释变量即商业健康保险变量；Xi是本文设定的一系列控制变量，具体包括个人特征、家庭特征和社会经济特征。α是常数项，β、γ表示本文关注的待估系数，μi表示随机误差项。

本实验以熟地黄不同炮制品即清蒸熟地黄、酒炖熟地黄、九蒸九晒熟地黄为研究对象，通过测定实验大鼠小肠推进率及血清D-木糖、GAS、MTL水平观察不同炮制品对苦寒泻下合并劳倦过度型脾虚大鼠胃肠运动的影响，为临床安全合理使用熟地黄提供实验依据。同时实验制备了九蒸九晒熟地黄（缺黄酒）、九蒸九晒熟地黄（缺砂仁）、九蒸九晒熟地黄（缺黄酒和砂仁）3个样品，初步探讨了九蒸九晒炮制方法中辅料的作用。

在统计样本时，受访者是否拥有商业健康保险可能并不符合随机抽样的条件，而是根据个人特征自主决定的选择过程，如果直接对其进行回归可能会因为非随机抽样而出现选择性偏误。因此，本文运用倾向得分匹配法进行反事实估计。这种方法需要先将受访者样本分成参与组和控制组，然后根据参与组和控制组样本中的相似特性加以匹配，再通过对比没有参与商业健康保险的群体，以及没有参与商业健康保险的群体如果参与的情形下，分析其结果。这种反事实估计可以估算出商业健康保险对居民幸福感影响的平均处理效果（ATT），平均处理效应的计算公式如下：

式（2）中，Y1表示参与商业健康保险居民的幸福感数值，Y0表示假设参与组中的样本没有参与商业健康保险的幸福感数值。由于Y0不能被直接观测，所以通过反事实对E(Y0|D=1)即ATT的数值进行观测，即为ATT估计中的反事实效应。

四、实证分析与讨论

（一）基准回归

表2是基于Ologit模型估计的商业健康保险影响居民幸福感的基准回归。列（1）仅加入了个人特征的控制变量，结果显示商业健康保险的估计值在1%的统计水平上显著，且系数值为正，说明参与商业健康保险能够显著提高居民幸福感；列（2）加入个人特征与家庭特征的控制变量，结果仍然显示商业健康保险对居民幸福感具有显著的促进作用；列（3）加入社会经济特征，发现商业健康保险的幸福效应仍然存在；列（4）进一步控制省份效应，商业健康保险的正向影响依然在1%的统计水平上显著，且系数值与列（3）相近。这些结果说明，无论怎样添加控制变量，商业健康保险对居民幸福感均具有显著的正向影响。

表2 商业健康保险对居民幸福感影响的计量估计结果

表2中性别变量均在1%的统计水平上显著，但系数值符号为负，说明男性居民幸福感低于女性；年龄变量在1%的统计水平上显著为负，说明随着年龄的增加，居民的幸福感在下降，但是年龄的平方项为正，这表明随着年龄的持续增长，其对幸福感的负向影响在减弱。教育变量显示，随着教育程度的提升居民幸福感显著提高。婚姻对居民幸福感有显著影响，有配偶的居民比无配偶的居民感到更幸福。户口变量的系数值在列（1）中为正，加入家庭特征、社会经济特征与省份效应后，系数值为负，但在统计水平上并不显著，说明户籍对居民幸福感影响不显著。

家庭规模的估计系数显示，家中人数越多的家庭感到越幸福，中国家庭有着传统的“多子多福”生育观念，也是家族繁荣旺盛的标志，家庭兄弟姐妹能够互相帮助，是衡量幸福感的重要因素；家庭经济级别的系数值在1%的统计水平上显著为正，说明家庭经济级别越高，越能够显著提高居民幸福感，这与传统经济学理论相符。拥有小汽车的居民感到更幸福，汽车具备消费品和资产的双重属性，可以满足人们的安全、社交和尊重需求，也可以作为物质增加人们的心理满足感；互联网使用越频繁的居民越幸福，这可能是因为互联网使居民的生活更加便捷化、智能化和个性化，工作也更有效率，从而提高了幸福感；社会公平感与幸福存在显著正向关联，觉得社会越公平的人幸福感越高；而股票投资对幸福感没有显著影响。

（二）反事实估计——倾向得分匹配法（PSM）

由于是否参加商业健康保险是居民自选择的结果，所以存在选择性偏差问题，进而导致计量结果的估计偏误。基于反事实估计的倾向得分匹配可以较好地解决这一问题。本文使用最近邻匹配、半径匹配与核匹配进行估计，估计结果如表3所示。最近邻匹配的估计结果在匹配前ATT值为0.2326，在匹配后ATT值降至0.0759，并且在1%的统计水平上显著，表明商业健康保险可以使居民幸福感显著提升7.59%。本文还估计了半径匹配和核匹配的结果，结论基本保持一致。

表3 倾向得分匹配估计结果

平衡性检验结果如表4所示，大多数变量在匹配前的P值显著，匹配后则不显著，同时匹配后的样本标准差均小于10%，这表明样本选择偏差在很大程度上被消除，样本的均衡性较好。基于Ologit模型估计的伪R2在匹配后为0.001，说明样本在通过倾向得分匹配纠正选择性偏差后对商业健康保险的影响效应显著降低，证明反事实的倾向得分匹配估计具有可靠性。

表4 匹配结果的平衡性检验

五、进一步分析

（一）商业健康保险对居民幸福感的异质效应

如表5所示，商业健康保险对中高收入群体和中低收入群体都表现为显著正向影响，并且对中高收入群体幸福感的影响显著高于中低收入群体，说明在都拥有商业健康保险的情况下，中高收入人群比中低收入人群感到更幸福。在社会信任分组上，高社会信任组中商业健康保险在1%的统计水平上显著为正，而在低社会信任组中商业健康保险的系数虽然为正，但没有统计显著性，说明商业健康保险对高社会信任群体的幸福效应要显著高于低社会信任群体。社会信任是一种对外界的情感态度，产生于日常交往活动过程中并影响着个体交往行为[30]。商业健康保险与基本医疗保险的不同之处在于盈利性质，中低收入与低社会信任群体对保险公司和保险产品缺乏一定认识和信任，即使参与了商业健康保险，该人群的幸福感提升程度也相对有限。中高收入和高社会信任群体往往经济水平和支付能力相对较高，商业健康保险支出在其收入中所占比重较低，不会挤占生活中的其他支出，并且对外界事物往往具有良好的预期，从而显著提高了幸福感。综上可知，商业健康保险对居民幸福感的影响存在异质性，在中高收入和高社会信任的样本中效应更大。

表5 基于收入与社会信任的异质效应检验

（二）影响机制检验——中介效应分析法（KHB）

上述研究分析已经证明，商业健康保险能够提高居民幸福感，并且这种影响是稳健的。那么，商业健康保险是通过什么影响机制来促进居民幸福感的呢？为探明上述疑问，本文将进一步讨论商业健康保险影响居民幸福感的作用机制。

商业健康保险可以帮助人们提高医疗服务利用率，改善居民健康状况[31]。健康是重要的人力资本[32]，也是人民最具普遍意义的美好生活需要，保持健康状态无疑可以让人们对未来生活抱有美好期待，从而使其幸福感得到提高[4]。因此本文认为商业健康保险能够通过促进居民健康状况来提升幸福感，即存在“健康效应”。

目前我国商业健康保险以重疾险为主，商业健康保险可以对居民患有严重疾病时的大额医疗支出给予一定补偿，具有一定储蓄功能。商业健康保险会相对减少家庭当前的预防性储蓄，用于生活与社交的支出消费会相对增加[28]，从而丰富居民的社会网络。与此同时，商业健康保险由于具有盈利性质，保险公司对顾客往往具有较好的服务态度，购买过程中的交流互动能够提升居民对商业健康保险的认知。另外，我国作为一个传统的关系型社会，社会网络是影响居民幸福感的重要因素，社会网络越丰富的居民其幸福感越高[33]。因此商业健康保险能够丰富社会网络，对居民幸福感产生间接推动作用，即具有“社会网络效应”。对此，本文采用Karlson等（2012）[34]提出的KHB方法检验上述机制是否存在。

由表6可知，健康的间接效应在1%的统计水平上显著，系数符号为正，这表明商业健康保险会通过提高居民的健康水平间接提高幸福感；社会网络效应显示，社会网络的间接效应同样在1%的统计水平上显著为正，这意味着商业健康保险也会通过丰富居民的社会网络间接提升幸福感。对表6中的数据进一步计算可知，健康的间接效应占总效应的比例为25.36%，社会网络的间接效应占总效应的比例为12%，这说明健康的间接效应大于社会网络的间接效应。因此，商业健康保险不仅会直接提升居民幸福感，还会通过提高居民的健康水平和丰富居民的社会网络间接提高幸福感，其中提升健康水平的间接效应更大。

表6 基于KHB方法的中介效应检验

六、结论与建议

本文使用2015年和2017年两期中国综合社会调查（CGSS）数据库的混合截面数据，运用Ologit模型和倾向得分匹配法，研究了居民参加商业健康保险对其幸福感的影响。研究发现，第一，参加商业健康保险能够显著促进居民幸福感，利用倾向得分匹配法进行反事实估计，结论依然成立。第二，异质性分析结果显示，商业健康保险对中高收入群体的幸福感促增作用大于中低收入群体，并且对高社会信任群体的幸福效应要显著高于低社会信任群体。第三，基于针对非线性模型的中介效应分析法（KHB）的机制检验结果表明，商业健康保险不仅对居民幸福感有直接效应，还存在间接效应，这种间接效应通过提高居民的健康水平和丰富居民的社会网络间接提高幸福感，其中健康水平发挥的间接效应更大。

可见，大力发展商业健康保险不仅可以有效提高我国居民的整体幸福感，而且可以与基本医疗保险形成有效互补。据此提出以下建议：第一，政府要为商业健康保险发展提供更多政策支持。一个可行的措施是，对普惠性商业健康保险产品提供税收相对优惠措施，通过对购买商业健康保险的居民给予一定补贴等经济手段，双向引导商业健康保险与民生保障相结合。第二，收入和社会信任的提高会使商业健康保险的幸福效应增强。因此在提高居民收入水平的同时，政府应强化对商业健康保险的规范性宣传，向公众大力宣传和科普商业健康保险对于个人的保障作用，让居民对商业健康保险有全面的认识，消除人们心中对商业健康保险的疑虑，以提高群众对商业健康保险的认可度；保险公司也要积极推出种类不同、价格多样的普惠性保险产品，让人们可以根据自身情况选择适合的保险项目，从而让商业健康保险能够更好地向中低收入群体和低社会信任群体惠及，以提升他们的幸福感。第三，促进健康和丰富社会网络是商业健康保险影响居民幸福感的重要途径。为此，一方面，可以扩大商业健康保险的疾病保障范围和层次，挖掘和推广普惠性商业健康保险，提升居民参与商业健康保险的积极性，以提高居民健康保障层次；另一方面，提升商业保险从业人员的服务水平，使顾客与保险公司产生良好社会互动，有助于促进信息共享和传递，进一步扩大居民的社会网络，从而增进其幸福感。

注释：

①数据来源于2019年中国保险行业协会。