家庭照料對(duì)城鄉(xiāng)失能老人和照料者健康的影響

李青原

一、引言

隨著中國(guó)人口老齡化和高齡化進(jìn)程的不斷加快，失能、半失能老年人口數(shù)量日益增多。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，截至2020年末，中國(guó)60歲及以上人口約2.64億人，占總?cè)丝诘?8.7%，其中65歲及以上人口約1.91億人，占總?cè)丝诘?3.5%，失能、半失能老年人口超過4200萬人。中國(guó)將面臨高齡化、失能化的困境，失能老人長(zhǎng)期照料服務(wù)體系的構(gòu)建成為民生重要議題。目前，中國(guó)長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)制度尚在建設(shè)之中，失能老人的長(zhǎng)期照料仍以家庭照料為主。城鄉(xiāng)家庭照料的效果如何？長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)制度如何更好地支持長(zhǎng)期照料？本文擬對(duì)此進(jìn)行探討。

以往研究中，多數(shù)研究圍繞失能老人的長(zhǎng)期照料需求、供給以及長(zhǎng)期照料模式的選擇展開。首先，失能老人的長(zhǎng)期照料需求存在著城鄉(xiāng)、性別、年齡等方面的差異，比如農(nóng)村失能老人的照料需求高于城鎮(zhèn)、女性的照料需求高于男性、高齡老人由于身體機(jī)能快速退化需要得到更多的照料。[1]不同群體所需的服務(wù)項(xiàng)目也存在較大差異。其次，從長(zhǎng)期照料的供給來看，家庭照料是中國(guó)失能老人長(zhǎng)期照料的主要模式，而夫妻雙殘、一戶多殘、兩代殘疾、家庭貧困、空巢家庭等現(xiàn)象的存在，以及家庭功能和傳統(tǒng)孝道觀念的弱化，加大了家庭照料的困難。[2-4]與此同時(shí)，社會(huì)照料服務(wù)得到了一定的發(fā)展。[5]社區(qū)居家照料逐漸介入長(zhǎng)期照料，但尚處于起步階段，且難以覆蓋農(nóng)村失能群體。[6-7]機(jī)構(gòu)照料作為家庭照料的補(bǔ)充可以提供更加專業(yè)的服務(wù)，但機(jī)構(gòu)承載能力有限且難以精確匹配社會(huì)照料資源。[1,8]總體來看，長(zhǎng)期照料服務(wù)暫且不能滿足失能老人多樣化的需求，這一供需失衡在農(nóng)村更為嚴(yán)峻。[9]進(jìn)一步地，研究認(rèn)為，失能老人的人口學(xué)特征、代際支持、經(jīng)濟(jì)狀況和醫(yī)療護(hù)理服務(wù)可及性等是影響照料服務(wù)選擇的重要因素。比如高齡老人和農(nóng)村老人傾向于接受家庭照料；[10-11]長(zhǎng)期與非家庭成員同住的老人或獨(dú)居老人更可能入住機(jī)構(gòu)，而子女?dāng)?shù)量較多或與子女同住的老人更可能接受家庭照料；[12-13]居住地醫(yī)療服務(wù)便捷、支付能力較強(qiáng)或較弱的老人傾向于選擇社會(huì)照料。[14]

一些對(duì)長(zhǎng)期照料效果的研究表明，接受長(zhǎng)期照料的失能老人其健康狀況變差的趨勢(shì)得到了一定程度的遏制，與機(jī)構(gòu)和社區(qū)提供的日間照料相比，家庭照料對(duì)認(rèn)知和身體功能退化的遏制作用更小。[15]另外，從照料者的角度看，家庭照料也會(huì)影響照料者的身體健康和心理健康。[16-18]與一般養(yǎng)老相比，照料失能老人需要花費(fèi)更多的時(shí)間和精力，這對(duì)照料者的身心健康可能產(chǎn)生更大的影響，進(jìn)而影響對(duì)失能老人的照料效果。有研究表明，家庭照料不利于照料者的身體健康和心理健康。[19-21]因此，照料者的健康同樣值得關(guān)注，兼顧被照料者與照料者的健康，是制度設(shè)計(jì)應(yīng)考慮的一個(gè)方向。

本文基于照料者與被照料者的雙重視角，實(shí)證分析家庭照料對(duì)失能老人及其照料者健康的影響，評(píng)價(jià)家庭照料的效果；在此基礎(chǔ)上，通過分析家庭照料對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村的異質(zhì)性影響，為城鄉(xiāng)差異化的制度安排提供一定的研究基礎(chǔ)。

二、數(shù)據(jù)、變量與方法

(一)數(shù)據(jù)和樣本

本文數(shù)據(jù)來源于2018年中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)，該調(diào)查涵蓋了豐富的健康信息、養(yǎng)老和醫(yī)療信息、社區(qū)服務(wù)信息等，適用于本文研究，能夠?yàn)橹贫ê屯晟葡嚓P(guān)政策提供科學(xué)的基礎(chǔ)。

為了研究家庭照料對(duì)失能老人及其照料者健康的影響，首先，對(duì)失能老人進(jìn)行界定。與現(xiàn)有的相關(guān)研究一致，根據(jù)基本日常活動(dòng)和需要輔助工具的日常活動(dòng)，將失能老人定義為60歲以上且日?；顒?dòng)或需要輔助工具的日?；顒?dòng)中至少有一項(xiàng)需要幫助的人。①其次，對(duì)照料者進(jìn)行界定。相關(guān)經(jīng)驗(yàn)研究和CHARLS數(shù)據(jù)表明，配偶是失能老人最主要的照料者，其次是子女、兄弟姐妹和保姆等，本文主要以配偶為研究對(duì)象，在具有自理能力的配偶中，將為失能老人提供照料的配偶界定為照料者。最后，對(duì)數(shù)據(jù)中的異常值進(jìn)行處理，得到失能老人樣本組(包括受到照料的處理組與未受到照料的控制組)1672人，其中，男性617人，女性1055人；照料者樣本組(包括提供照料的處理組與未提供照料的控制組)7386人，其中，男性3883人，女性3503人。本文擬從多個(gè)維度衡量健康水平這一被解釋變量，因此，回歸分析所用的樣本量取決于被解釋變量的觀測(cè)量。

樣本中失能老人及其照料者的健康狀況如圖1所示。②對(duì)于失能老人而言，接受家庭照料的失能老人身體健康水平明顯低于未接受家庭照料的失能老人，這表明身體健康狀況更差的失能老人更可能受到家庭照料。然而兩組失能老人心理健康水平的差距隨年齡升高呈現(xiàn)波動(dòng)趨勢(shì)，暫且無法觀察到家庭照料在其中的影響。對(duì)于照料者而言，與未提供家庭照料的人相比，照料者身體健康的概率更低且抑郁的概率更高，這表明家庭照料可能會(huì)損害照料者的身體健康和心理健康。

圖1 失能老人及其照料者的健康狀況

(二)變量設(shè)置

1.被解釋變量

被解釋變量為健康水平，主要從身體健康和心理健康兩方面衡量。身體健康使用自評(píng)健康進(jìn)行度量，健康狀況包括“很不好、不好、一般、好、很好”，自評(píng)為健康，身體健康取值為1，否則取值為0。心理健康使用簡(jiǎn)版流調(diào)中心抑郁量表進(jìn)行測(cè)度，該量表包含“因小事煩惱、做事時(shí)難以集中精力、情緒低落、覺得做任何事都很費(fèi)勁、對(duì)未來充滿希望、感到害怕、睡眠不好、感到愉快、孤獨(dú)、覺得無法繼續(xù)自己的生活”10個(gè)條目并使用4級(jí)評(píng)分，回答“很少或根本沒有、不太多、有時(shí)或者有一半的時(shí)間、大多數(shù)的時(shí)間”分別對(duì)應(yīng)0、1、2、3分，其中第5和第8個(gè)為反向條目，采用反向計(jì)分，得分10分及以上表明存在抑郁癥狀或抑郁高風(fēng)險(xiǎn)。因此，如果得分為10分及以上，則心理健康狀況差，心理健康取值為1，否則取值為0。

2.解釋變量

核心解釋變量為是否進(jìn)行家庭照料，即失能老人是否接受了家庭照料、照料者是否提供了家庭照料?；谇拔膶?duì)失能老人和照料者的界定，進(jìn)一步定義家庭照料：如果失能老人過去一個(gè)月內(nèi)接受了由家庭成員提供的家庭照料，則家庭照料取值為1，否則取值為0；如果照料者樣本組中的個(gè)體為照料者，則家庭照料取值為1，否則取值為0。

控制變量包括：性別、年齡、年齡的平方、婚姻、民族和受教育水平。其中，性別、婚姻和民族為虛擬變量：男性取值為1，女性取值為0；已婚且與配偶共同生活取值為1，其他情況(包括分居、離異、喪偶、單身等)取值為0；漢族取值為1，其他民族取值為0。為了控制地區(qū)層面的因素對(duì)健康的影響，按照省級(jí)行政區(qū)設(shè)置了地區(qū)變量，并生成一組地區(qū)虛擬變量。

3.工具變量

本文使用受訪者的子女?dāng)?shù)量和家庭成員數(shù)量③作為家庭照料的工具變量。從失能老人和照料者的角度來看，一方面，子女和家庭成員越多，失能老人得到家庭照料的可能性越大，并且照料者提供家庭照料的可能性也會(huì)受到子女和家庭成員數(shù)量的影響；另一方面，子女和家庭成員數(shù)量對(duì)失能老人的健康、照料者的健康均無直接影響。后文實(shí)證分析驗(yàn)證了工具變量的有效性和外生性。

從表1可以看到，全樣本身體健康的概率為72.5%，抑郁的概率為38.8%，整體身體健康和心理健康狀況較好；照料者樣本組的身體健康和心理健康水平均明顯高于失能老人樣本組。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

進(jìn)一步地，如表2所示，不管是失能老人樣本組，還是照料者樣本組，樣本組的身體健康和心理健康水平均存在顯著的城鄉(xiāng)差異：城鎮(zhèn)失能老人的身心健康狀況均優(yōu)于農(nóng)村失能老人；城鎮(zhèn)照料者的身心健康狀況均優(yōu)于農(nóng)村照料者。同時(shí)，城鎮(zhèn)居民提供家庭照料的比例顯著低于農(nóng)村。均值差異檢驗(yàn)的結(jié)果揭示了城鄉(xiāng)居民之間在健康水平(包括身體健康和心理健康)和家庭照料比例上的差異。這在一定程度上表明，在對(duì)家庭照料與健康之間的因果關(guān)系進(jìn)行統(tǒng)計(jì)推斷時(shí)，需要針對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民進(jìn)行異質(zhì)性分析。

(三)方法和模型

1.研究方法

研究家庭長(zhǎng)期照料對(duì)失能老人及其照料者健康的影響，實(shí)證分析中需要考慮并解決以下問題。首先，失能老人與照料者的健康水平可能反過來影響其是否接受或提供家庭照料，因此存在由雙向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。其次，是否接受或提供家庭照料是一個(gè)自選擇問題，這一決策受到自身和家庭等因素的影響而非隨機(jī)發(fā)生，還可能存在一些不可觀測(cè)因素，同時(shí)影響個(gè)人的決策及其健康水平，從而導(dǎo)致內(nèi)生性問題。第三，由于城鎮(zhèn)與農(nóng)村的資源稟賦、醫(yī)療服務(wù)、生活習(xí)慣等存在較大差異，長(zhǎng)期照料服務(wù)也會(huì)有明顯差別，因此家庭照料對(duì)城鄉(xiāng)居民健康的異質(zhì)性影響不容忽視。

在研究方法上，現(xiàn)有的相關(guān)研究多使用工具變量法分析長(zhǎng)期照料對(duì)失能老人健康的影響，以解決內(nèi)生性問題；并且往往使用傾向得分匹配法分析長(zhǎng)期照料對(duì)照料者健康的影響，以解決選擇偏誤問題。本文將借助工具變量，利用遞歸雙變量probit模型，對(duì)內(nèi)生性和自選擇問題進(jìn)行處理，估計(jì)得到家庭照料對(duì)失能老人及其照料者健康的因果效應(yīng)，并分析因果效應(yīng)的城鄉(xiāng)異質(zhì)性。

2. 模型設(shè)定

由于被解釋變量和核心解釋變量均為二元變量，且核心解釋變量為內(nèi)生變量，因此，本文使用遞歸雙變量probit模型，該模型包含了結(jié)果方程和選擇方程，能夠同時(shí)考慮兩個(gè)方程所涵蓋的信息并提高估計(jì)效率，采用完全信息極大似然法以得到無偏、一致估計(jì)。在實(shí)際操作中，利用擴(kuò)展的回歸模型進(jìn)行實(shí)證分析，該模型可以對(duì)解釋變量?jī)?nèi)生、非隨機(jī)分配、樣本選擇偏差這三類導(dǎo)

表2 主要變量的城鄉(xiāng)差異t檢驗(yàn)

致估計(jì)結(jié)果有偏的問題進(jìn)行處理，并允許內(nèi)生變量為二元變量，以及允許加入內(nèi)生變量與其他解釋變量的交互項(xiàng)，適用于本文研究。由此，構(gòu)建如下擴(kuò)展的probit回歸模型：

(1)

(2)

其中，healthij為健康水平，包括身體健康SHRij和心理健康depressionij，i表示觀測(cè)到的第i個(gè)樣本，j=1表示被照料者即失能老人，j=2表示照料者；Xij為影響健康水平的控制變量向量；LTCij為是否進(jìn)行家庭照料；Zij為影響家庭照料的變量向量，包括Xij和排除性工具變量childrenij(子女?dāng)?shù))和memberij(家庭成員數(shù))；εij和ij為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。由于模型(1)為probit模型，因此，LTCij的系數(shù)估計(jì)值β1j并非家庭照料對(duì)健康的邊際效應(yīng)，實(shí)證分析中將進(jìn)一步估計(jì)邊際效應(yīng)。

三、家庭照料對(duì)健康影響的實(shí)證分析

(一)家庭照料對(duì)失能老人健康的影響

如前所述，由于存在內(nèi)生性與自選擇偏誤，基于遞歸雙變量probit模型，以失能老人的子女?dāng)?shù)和同住家庭成員數(shù)為工具變量，估計(jì)家庭照料對(duì)失能老人身體健康和心理健康的影響。估計(jì)結(jié)果如表3所示，報(bào)告了變量的系數(shù)估計(jì)值和邊際效應(yīng)。④

可以發(fā)現(xiàn)，家庭照料顯著改善了失能老人的心理健康水平。在表3模型(1)和模型(2)中，家庭照料對(duì)身體健康的系數(shù)估計(jì)值為0.153，但并不顯著，對(duì)心理健康的系數(shù)估計(jì)值為-1.211，且在1%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著。這表明，對(duì)于失能老人而言，家庭照料能顯著降低其心理抑郁的概率，但對(duì)其身體健康沒有顯著影響。對(duì)應(yīng)地估計(jì)邊際效應(yīng)得到，家庭照料使失能老人心理抑郁的概率顯著降低了37.3%。從失能老人的個(gè)人特征來看，男性失能老人抑郁的概率比女性

表3 家庭照料對(duì)失能老人健康的影響(全樣本)

低7.4%；年齡對(duì)失能老人的身體健康有顯著影響；子女?dāng)?shù)和家庭成員數(shù)越多，失能老人獲得家庭照料的概率越大。

表4所示為家庭照料對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村失能老人身體健康和心理健康的影響。首先，家庭照料顯著改善了城鎮(zhèn)失能老人的身體健康和心理健康水平。在表4模型(1)和模型(2)中，家庭照料的系數(shù)估計(jì)值分別為1.316和-1.582，且均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明家庭照料能夠顯著提高城鎮(zhèn)失能老人身體健康的概率，并降低其心理抑郁風(fēng)險(xiǎn)。對(duì)應(yīng)地估計(jì)邊際效應(yīng)得到，家庭照料使城鎮(zhèn)失能老人身體健康的概率顯著提高了42.8%，同時(shí)使其心理抑郁的概率顯著降低了45.6%。從城鎮(zhèn)失能老人的個(gè)人特征來看，年齡仍然只對(duì)身體健康有顯著影響；婚姻狀態(tài)對(duì)心理健康有顯著影響；子女?dāng)?shù)和家庭成員數(shù)越多，城鎮(zhèn)失能老人獲得家庭照料的概率越大。

其次，家庭照料顯著改善了農(nóng)村失能老人的心理健康水平。在表4模型(3)和模型(4)中，家庭照料對(duì)身體健康的系數(shù)估計(jì)值為0.010但并不顯著，對(duì)心理健康的系數(shù)估計(jì)值為-1.275且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明對(duì)于農(nóng)村失能老人而言，家庭照料僅能顯著降低其心理抑郁風(fēng)險(xiǎn)，對(duì)其身體健康沒有顯著作用。對(duì)應(yīng)地估計(jì)邊際效應(yīng)得到，家庭照料使農(nóng)村失能老人心理抑郁的概率顯著降低了38.3%，這一影響明顯小于城鎮(zhèn)失能老人。子女?dāng)?shù)和家庭成員數(shù)越多，農(nóng)村失能老人獲得家庭照料的概率越大。

因此，家庭照料有助于改善失能老人的健康狀況，并且對(duì)健康的影響存在一定的城鄉(xiāng)差異。家庭照料對(duì)城鎮(zhèn)失能老人身體健康和心理健康均產(chǎn)生積極影響；但僅對(duì)農(nóng)村失能老人的心理健康產(chǎn)生積極作用。

(二)家庭照料對(duì)照料者健康的影響

表5所示為家庭照料對(duì)照料者身體健康和心理健康的影響?？梢园l(fā)現(xiàn)，家庭照料會(huì)損害照料者的身體健康和心理健康。在表5模型(1)和模型(2)中，家庭照料對(duì)身體健康和心理健康的系

表4 家庭照料對(duì)城鄉(xiāng)失能老人健康的影響

數(shù)估計(jì)值分別為-0.590和1.458，邊際效應(yīng)值分別為-0.187和0.509，且均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。這表明，對(duì)于照料者而言，家庭照料使照料者身體健康的概率顯著降低18.7%，并使其抑郁的概率顯著提高50.9%。從照料者的個(gè)體特征來看，與女性照料者相比，男性照料者身體健康的概率提高3.1%，抑郁的概率降低8.5%；與其他婚姻狀態(tài)相比，已婚照料者身體健康的概率提高7.5%，抑郁的概率降低7.6%；漢族照料者抑郁的概率比其他民族高3.6%；年齡對(duì)身體健康和心理健康均有顯著影響；受教育程度越高的照料者，身體健康和心理健康水平越高；子女?dāng)?shù)越多、家庭成員數(shù)越少，城鄉(xiāng)居民提供家庭照料的概率越大。

表6所示為家庭照料對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村照料者身體健康和心理健康的影響。首先，家庭照料顯著降低了城鎮(zhèn)照料者的心理健康水平。在表6模型(1)和模型(2)中，家庭照料對(duì)身體健康的系數(shù)估計(jì)值為-0.334，但不顯著，對(duì)心理健康的系數(shù)估計(jì)值為1.183，且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。這表明家庭照料對(duì)城鎮(zhèn)照料者的身體健康沒有影響，但不利于照料者的心理健康，會(huì)增加其出現(xiàn)

表5 家庭照料對(duì)照料者健康的影響(全樣本)

抑郁的風(fēng)險(xiǎn)。對(duì)應(yīng)地估計(jì)邊際效應(yīng)得到，家庭照料使城鎮(zhèn)照料者抑郁的概率顯著提升了41.7%。從城鎮(zhèn)照料者的個(gè)人特征來看，男性照料者的心理健康水平高于女性；已婚照料者的身體健康和心理健康水平均高于其他婚姻狀態(tài)的照料者；其他民族照料者的身體健康水平高于漢族；受教育程度越高的照料者，身體健康和心理健康水平也越高。另外，選擇方程的估計(jì)結(jié)果與前文一致。

其次，家庭照料顯著降低了農(nóng)村照料者的身體健康和心理健康水平。在表6模型(3)和模型(4)中，家庭照料的系數(shù)估計(jì)值分別為-0.573和1.422，且均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明家庭照料顯著降低了農(nóng)村照料者身體健康的概率，同時(shí)提高了其出現(xiàn)抑郁的概率。對(duì)應(yīng)地估計(jì)邊際效應(yīng)得到，家庭照料使農(nóng)村照料者身體健康的概率降低了18.8%，并使其心理抑郁的概率提升了49.4%，這一影響明顯大于城鎮(zhèn)照料者。從農(nóng)村照料者的個(gè)人特征來看，男性照料者的身體健康和心理健康水平均高于女性；年齡對(duì)身體健康和心理健康均有顯著影響；已婚照料者的身體健康和心理健康水平均高于其他婚姻狀態(tài)的照料者；漢族照料者的身體健康水平高于其他民族；受教育程度越高的照料者，身體健康和心理健康水平也越高。另外，選擇方程的估計(jì)結(jié)果與前文一致。

因此，家庭照料不利于照料者的身心健康，并且對(duì)城鄉(xiāng)照料者的影響存在一定的差異。對(duì)于農(nóng)村照料者而言，家庭照料顯著降低了其身體健康和心理健康水平；而對(duì)于城鎮(zhèn)照料者而言，家庭照料僅顯著降低了其心理健康水平。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

前文實(shí)證分析了家庭照料對(duì)失能老人及其照料者身體健康和心理健康的因果效應(yīng)及城鄉(xiāng)差異。本部分將失能老人替換為所有的失能者(包括60歲以下人口)，即研究對(duì)象為全體失能人員及其照料者，以檢驗(yàn)研究結(jié)論的穩(wěn)健性。穩(wěn)健性檢驗(yàn)的主要結(jié)果如表7所示。

首先，對(duì)于失能者而言，不管是全樣本還是城鄉(xiāng)分組樣本，估計(jì)結(jié)果均與失能老人的估計(jì)結(jié)果一致。模型(1)和模型(2)的系數(shù)估計(jì)值分別為0.512和-1.095，前者不顯著而后者在1%的水平上顯著，表明家庭照料使得失能者心理抑郁的概率降低；模型(3)和模型(4)的系數(shù)估計(jì)值分別為1.326和-1.090，且分別在1%和10%的水平上顯著，表明家庭照料能夠使城鎮(zhèn)失能者身體健康的概率增加、心理抑郁的概率降低；模型(5)和模型(6)的系數(shù)估計(jì)值分別為0.172

表6 家庭照料對(duì)城鄉(xiāng)照料者健康的影響

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

和-1.319，前者不顯著而后者在1%的水平上顯著，表明家庭照料能夠使農(nóng)村失能者心理抑郁的概率降低。

其次，對(duì)于照料者而言，不管是全樣本還是城鄉(xiāng)分組樣本，估計(jì)結(jié)果也與前文照料者的估計(jì)結(jié)果一致。模型(1)和模型(2)的系數(shù)估計(jì)值分別為-0.538和1.225，且均在1%的水平上顯著，表明家庭照料使照料者身體健康的概率降低、心理抑郁的概率增加；模型(3)和模型(4)的系數(shù)估計(jì)值分別為-0.301和1.014，前者不顯著而后者在1%的水平上顯著，表明家庭照料使城鎮(zhèn)照料者心理抑郁的概率增加；模型(5)和模型(6)的系數(shù)估計(jì)值分別為-0.530和1.139，且均在1%的水平上顯著，表明家庭照料使農(nóng)村照料者身體健康的概率降低、心理抑郁的概率增加。

因此，檢驗(yàn)結(jié)果表明本文的估計(jì)結(jié)果和研究結(jié)論是穩(wěn)健的。簡(jiǎn)而言之，家庭照料能夠顯著改善城鎮(zhèn)失能老人的身心健康、農(nóng)村失能老人的心理健康，但不利于城鎮(zhèn)照料者的心理健康、農(nóng)村照料者的身心健康。

四、結(jié)論與討論

(一)結(jié)論

第一，家庭照料有助于改善失能老人的身體健康和心理健康，但對(duì)農(nóng)村失能老人的身體健康沒有顯著影響。家庭照料使城鎮(zhèn)失能老人身體健康的概率增加42.8%、心理抑郁的概率降低45.6%；并且使農(nóng)村失能老人抑郁的概率降低38.3%。第二，家庭照料不利于照料者的身體健康和心理健康，但對(duì)城鎮(zhèn)照料者的身體健康沒有顯著影響。家庭照料使農(nóng)村照料者身體健康的概率降低18.8%、心理抑郁的概率增加49.4%；并且使城鎮(zhèn)照料者抑郁的概率增加41.7%。由此來看，傳統(tǒng)家庭照料雖然有助于保障和維持失能老人的身心健康，但對(duì)提供長(zhǎng)期照料的家庭成員的身心健康帶來了較大損害，同時(shí)由于家庭小型化和老年空巢化，照料服務(wù)由單一家庭轉(zhuǎn)向市場(chǎng)和社會(huì)將是一種必然。

(二)討論

家庭照料是目前中國(guó)長(zhǎng)期照料的主要方式。然而，由于人口老齡化進(jìn)程與城鎮(zhèn)化加速、家庭結(jié)構(gòu)小型化、空巢化相伴隨，尤其是“421”和“842”的三代家庭人口結(jié)構(gòu)模式使得家庭護(hù)理功能弱化，“一人失能、全家失衡”成為不少家庭面臨的難題，因此，長(zhǎng)期照料的社會(huì)需求逐漸增大，失能人員長(zhǎng)期護(hù)理保障不足已經(jīng)成為亟待解決的社會(huì)性問題。

為了滿足失能人員的長(zhǎng)期照料需求，同時(shí)緩解家庭照料壓力，2016年，中國(guó)長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)開始試點(diǎn)。截至2020年，長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)試點(diǎn)城市增至49個(gè)。長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)制度已經(jīng)在試點(diǎn)地區(qū)取得了一定的成效，各試點(diǎn)地區(qū)結(jié)合當(dāng)?shù)貙?shí)際，制定了參保范圍和待遇支付標(biāo)準(zhǔn)等，并形成了多種護(hù)理模式。比如，青島護(hù)理服務(wù)提供了專護(hù)、院護(hù)、家護(hù)、巡護(hù)四種保障模式，從而豐富和拓展了社會(huì)照料。

本文認(rèn)為應(yīng)加強(qiáng)長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)制度對(duì)社會(huì)照料的鼓勵(lì)和支持，尤其是支持發(fā)展由社會(huì)機(jī)構(gòu)和社區(qū)提供上門服務(wù)和日托服務(wù)的居家照料，并以此減輕家庭照料者負(fù)擔(dān)、提升家庭照料效果。此外，考慮到家庭照料的效果存在城鄉(xiāng)差異，對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村的長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)制度安排也應(yīng)各有側(cè)重。具體地，第一，有效使用服務(wù)和現(xiàn)金補(bǔ)貼兩種方式，使失能老人有條件接受更加專業(yè)的社會(huì)照料服務(wù)(重點(diǎn)為上門服務(wù)和日托服務(wù))，尤其是對(duì)農(nóng)村失能老人提供必要的、專業(yè)的照料服務(wù)，彌補(bǔ)家庭照料的不足，更好地保障失能老人的身心健康，并緩解家庭照料壓力。第二，在社會(huì)機(jī)構(gòu)和社區(qū)進(jìn)行居家照料的過程中，對(duì)家庭照料者提供一定的技術(shù)支持，從而在社會(huì)照料之余有效發(fā)揮家庭照料對(duì)失能老人身體健康的積極影響。第三，不管是社會(huì)照料還是家庭照料，適當(dāng)對(duì)照料者提供一定的心理咨詢服務(wù)和幫助，以降低其在長(zhǎng)期照料中抑郁的風(fēng)險(xiǎn)。總而言之，需要構(gòu)建和完善以失能老人為主、兼顧照料者的長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)制度，需要圍繞服務(wù)和現(xiàn)金補(bǔ)貼，對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村提供差異化的制度安排。

注釋：

① CHARLS問卷通過基本日?；顒?dòng)(ADL：穿衣、洗澡、吃飯、上下床、上廁所、控制大小便)和需要輔助工具的日?；顒?dòng)(IADL：做家務(wù)、做飯、購(gòu)物、管錢、吃藥、打電話)調(diào)查了受訪者日常生活自理能力。ADL和IADL問題均有四個(gè)選項(xiàng)：沒有困難、有困難但可以完成、有困難需要幫助、無法完成，任何一項(xiàng)有困難則定義為日常生活自理能力有困難，任何一項(xiàng)有困難且需要幫助則定義為日常生活需要幫助。

② 圖1曲線上的每一點(diǎn)表示每一特定年齡的平均健康水平。

③ 子女指的是受訪者健在的子女，家庭成員指的是與受訪者共同居住且共享生活收支的人。

④ 由于probit模型的系數(shù)估計(jì)值并不代表邊際影響，因此本文利用margins命令使用反事實(shí)方法估計(jì)得到了邊際效應(yīng)，即假定解釋變量變化1個(gè)單位，被解釋變量的平均變化。