長期護理保險對老年人主觀幸福感的影響*
——基于CHARLS面板數(shù)據(jù)的實證分析

朱秀媛,顧?quán)镟?陳慶,高麗娜

(1.南京中醫(yī)藥大學(xué)養(yǎng)老服務(wù)與管理學(xué)院,江蘇 南京 210023;2.南京醫(yī)科大學(xué)醫(yī)政學(xué)院;3.南京中醫(yī)藥大學(xué)衛(wèi)生經(jīng)濟管理學(xué)院 )

全國第七次人口普查的數(shù)據(jù)顯示,2020年我國60歲及以上老年人口占總?cè)丝诒戎貫?8.7%,預(yù)計再用10年中國將進入超級老齡化階段[1]。隨著我國老齡化程度的加劇,實現(xiàn)“成功老齡化”對家庭和社會均具有深刻的影響。雖然目前沒有統(tǒng)一的測量成功老齡化的指標(biāo),但有部分學(xué)者[2-3]將老年人的主觀幸福感作為評估成功老齡化的重要指標(biāo)。因此在積極老齡化的背景下,研究如何提高老年人的主觀幸福感,增進老年人福祉具有重要的現(xiàn)實意義。

社會保障制度是增進老年人福祉和提升老年人主觀幸福感的重要制度安排。人力資源和社會保障部的數(shù)據(jù)顯示,截至2022年末,全國基本養(yǎng)老保險參保人數(shù)達10.5億[4]。為應(yīng)對人口老齡化帶來的挑戰(zhàn),健全我國社會保障體系,解決日益突出的失能老人照護問題,長期護理保險應(yīng)運而生。2016年6月人力資源和社會保障部頒布了《關(guān)于開展長期護理保險制度試點的指導(dǎo)意見》,探索建立符合我國國情的長期護理保險制度(簡稱長護險)。長護險是為失能和失智人員的基本生活照料和醫(yī)療護理提供資金和服務(wù)保障的社會保障制度。其目的是保障失能人員的基本生活權(quán)益,提升其生活質(zhì)量。已有研究對長護險制度的效果評估,多集中在檢驗長護險制度對老年人健康狀況、生活滿意度及照護負擔(dān)等的影響[5-7]。然而,長護險試點對參保老年人主觀幸福感是否存在影響,不同老年群體中主觀幸福感是否存在異質(zhì)性,以及長護險試點對老年人主觀幸福感的影響路徑,待進一步研究。因此本文旨在通過對長護險試點地區(qū)的實證分析,探究長護險對老年人主觀幸福感的影響,以期為長護險試點工作的進一步落實、推動健康老齡化提供參考。

1 研究設(shè)計

1.1 數(shù)據(jù)來源

本文使用2013年、2015年與2018年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(China Health and Retirement Longitudinal Study,CHARLS)三期數(shù)據(jù)。CHARLS項目由北京大學(xué)國家發(fā)展研究院組織開展,包含中國45歲及以上中老年人個人及其家庭的微觀數(shù)據(jù)。截至2018年,調(diào)查樣本已覆蓋全國1.24萬戶家庭的1.9萬名受訪者。本文剔除45～59歲樣本,僅保留老年樣本,剔除變量缺失值后,共獲得15887個有效樣本。

1.2 變量賦值和定義

1.2.1 被解釋變量:主觀幸福感

本文主觀幸福感的衡量來自積極情感、生活滿意感和消極情感三個維度。生活滿意感來自問卷中的題目“總體來看,您對自己的生活是否感到滿意?”。積極情感來自問卷中“對未來充滿希望”“很愉快”兩項;消極情感來自問卷中“覺得做任何事都很費勁”“無法繼續(xù)我的生活”“感到情緒低落”三項。在此基礎(chǔ)上,主觀幸福感=積極情感+生活滿意度-消極情感,數(shù)值范圍為[-12,11],數(shù)值越大表示越幸福。各變量具體賦值見表1。

表1 變量的設(shè)定和賦值

1.2.2 核心解釋變量:長期護理保險試點

借鑒既往評估長護險試點政策效果的相關(guān)研究[8],本文根據(jù)個體是否為長護險試點城市參保人,以及試點城市首次試點時間來設(shè)定核心解釋變量。梳理出28個2016年后實施長護險的試點城市,保留CHARLS項目調(diào)查的上饒、濟南、吉林、荊門、承德、上海、安慶、杭州、成都、徐州、廣州、臨沂、嘉興、臨汾、齊齊哈爾、蘇州、聊城、寧波、重慶等19個城市。選取以上19個城市中年齡≥60歲參保長護險的老年人作為實驗組,共660人;將非試點城市以及試點城市中不符合長護險參保范圍的≥60歲老年人作為對照組,共15227人。

1.2.3 控制變量

參考以往文獻,本文選取以下控制變量:性別、年齡、戶口類型、與子女見面的平均頻率、是否患慢性病、是否參與社會活動、是否提供照料。

1.3 實證模型

長護險參保人群并不是完全外生的,受當(dāng)?shù)亟?jīng)濟、老齡化程度等多方面影響[9],因此為排除自選擇偏差,本文采取PSM-DID(傾向得分匹配-雙重差分)進行數(shù)據(jù)分析,以減少估計偏差,提高實證結(jié)果的準(zhǔn)確性。

1.3.1 傾向得分匹配(PSM)

本文引入PSM方法,利用傾向得分與實驗組背景相似的控制組進行對照,實現(xiàn)隨機分配干預(yù)的目的,從而更好的匹配實驗組和對照組樣本。模型設(shè)定如下:

Logit(LTCIit)=Xita+εit

其中,下角標(biāo)i、t分別表示個體和被訪年份。LTCIit表示是否為長護險試點的實驗組樣本。Xit表示個體i的在不同年份的協(xié)變量集(與控制變量一致)。

1.3.2 雙重差分模型(DID)

DID模型能在較大程度上避免內(nèi)生性問題的干擾,使回歸結(jié)果更加準(zhǔn)確?；谄ヅ浜玫臄?shù)據(jù),構(gòu)建以下模型:

Happinessit=β0+β1treati*timet+Xit+γi+δt+εit

其中:Happinessit為被解釋變量,表示個體的主觀幸福感。treati為政策變量,i=1為實驗組,i=0為對照組。timet為時間變量,將2018年設(shè)定為timet=1,其余年份設(shè)定為0。treati*timet為時間政策交互項,β1直接反映長護險對老年人主觀幸福感的影響。Xit為協(xié)變量,γi為個體固定效應(yīng),δt為時間固定效應(yīng)。εit為隨機誤差項。

2 實證結(jié)果

2.1 變量描述性統(tǒng)計

表2是對本文預(yù)處理后的樣本進行描述性統(tǒng)計。由表2的數(shù)據(jù)可知,樣本中的變量幸福感、年齡、與子女見面的平均頻率的均值分別為2.975、73.008、3.522,標(biāo)準(zhǔn)差分別為4.088、8.301、2.954,最小值分別為-12、60、0,最大值分別為11、123、10。

表2 全樣本描述性統(tǒng)計

表3對比實驗組和對照組的樣本變化,結(jié)果顯示實驗組老年人主觀幸福感均值要高于對照組均值,分別是4.305和2.917,實驗組的標(biāo)準(zhǔn)差低于對照組,分別是3.922和4.085。在后續(xù)研究中,將采用PSM-DID的模型進一步對樣本進行分析,以得到更加嚴(yán)謹?shù)慕Y(jié)果。

表3 實驗組和對照組的主觀幸福感描述性對比

2.2 匹配結(jié)果

本文通過logit模型計算傾向得分,選取8個協(xié)變量,并通過帶卡尺的最近鄰匹配法將實驗組與對照組樣本進行匹配,匹配結(jié)束后,共獲得2593份樣本數(shù)據(jù),其中實驗組樣本量為645,對照組樣本量為1948。最后通過平衡性假設(shè)檢驗對匹配結(jié)果的質(zhì)量進行檢驗。

在傾向得分匹配后,處理組和對照組協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)差擬合后在10%以內(nèi)效果為優(yōu),反之則不理想。表4中大部分數(shù)據(jù)匹配之后標(biāo)準(zhǔn)差都出現(xiàn)了大幅降低的情況,且匹配后的數(shù)據(jù)偏差絕對值處在10%的偏差之內(nèi),數(shù)據(jù)擬合情況理想。同時,平衡性檢驗中P值一欄,匹配后P值在1%的水平下均不能拒絕原假設(shè),說明實驗組和對照組數(shù)據(jù)經(jīng)過處理后不存在顯著性差異。

表4 平衡性檢驗

2.3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

如表5所示,未加入控制變量的核心解釋變量DID系數(shù)為0.924,加入控制變量后核心解釋變量DID系數(shù)為0.850,均通過5%的顯著性檢驗,顯著為正,這表明加入控制變量后,長護險的實施對老年人主觀幸福感仍存在顯著影響,與未實施長護險政策的地區(qū)老年人相比,長期護理保險試點地區(qū)的老年人主觀幸福感更強,這與陳璐等[8]的研究結(jié)果相似。隨著老年人家庭照護壓力的增大,長護險的作用不僅體現(xiàn)在給予經(jīng)濟支持和醫(yī)療護理,也帶來了精神上的撫慰。另外,在加入控制變量后,DID系數(shù)變小,說明在不考慮控制變量時,存在高估長護險對老年人主觀幸福感影響的可能性。這可能是由于老年群體中存在異質(zhì)性,長護險對不同群體老年人的主觀幸福感的影響存在差異。因此本文在后文中對老年人進行異質(zhì)性分析。

表5 PSM-DID回歸結(jié)果

表6 異質(zhì)性分析結(jié)果

表7 養(yǎng)老保險參與對老年人主觀幸福感的中介效應(yīng)分析

2.4 平行趨勢檢驗

使用DID模型對長護險進行政策評估的前提是滿足平行趨勢假定,即在政策實施之前實驗組和對照組有相同的發(fā)展趨勢。如果某一年度的上下端點之間包含0,則說明該年度系數(shù)在95%CI水平下不顯著;反之,系數(shù)則顯著[6]。圖 1中treated1和treated2分別代表2013和2015年,由圖可知在長護險實施之前的2013年和2015年的系數(shù)均不顯著,說明實驗組和對照組在長護險實施之前不存在明顯差異,因此本文結(jié)果基本滿足平行趨勢。

圖1 平行趨勢檢驗

2.5 穩(wěn)健性檢驗

本文在所有的15887個樣本中隨機抽取5000個作為“偽實驗組”進行安慰劑檢驗,并將該隨機抽樣過程重復(fù)500次,將政策變量與時間變量的乘積作為核心解釋變量重新進行回歸。從圖 2可知,模型的回歸系數(shù)分布大部分都集在0附近,因此可以得出,基準(zhǔn)回歸中回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

圖2 隨機抽樣后的系數(shù)分布

2.6 異質(zhì)性分析

長護險對老年人主觀幸福感的影響可能會因個體差異而有所不同,戶口類型、性別及年齡是重要的個體屬性,故本研究按照戶口類型、性別和年齡來劃分樣本,探究長護險對不同老年群體主觀幸福感的影響,具體結(jié)果見表 6。

從性別來看,長護險對女性老年人的主觀幸福感有顯著影響,對男性老年人的主觀幸福感影響系數(shù)不顯著。這可能是受“男主外女主內(nèi)”的傳統(tǒng)觀念影響,女性老年人在社會中一直處于弱勢地位[10]。退休后,女性老年人需要面臨繁瑣的家務(wù)及復(fù)雜的婆媳關(guān)系等,可能對女性的心理造成負面影響。加之女性群體韌性相對較低,容易受外界影響,因此在主觀幸福感較低的基礎(chǔ)上,受長護險政策沖擊,相應(yīng)地政策對女性老年人主觀幸福感的提升作用就更顯著。此外,女性老年人在家庭成員的護理工作中扮演著至關(guān)重要的角色,其往往面臨著極大的照顧負擔(dān)和壓力。長護險的出現(xiàn)為女性老年人提供專業(yè)護理和有力支持,幫助減輕其照顧責(zé)任,故能顯著提升其主觀幸福感。

從戶口類型來看,長護險與農(nóng)業(yè)戶口的老年人主觀幸福感呈顯著正相關(guān),對非農(nóng)業(yè)或者居民戶口的老年人主觀幸福感影響不顯著?，F(xiàn)擁有農(nóng)業(yè)戶口的老年人多為居住在農(nóng)村的老年人。一方面,農(nóng)村地區(qū)的醫(yī)療資源相對匱乏,農(nóng)村老年人在需要長期照護時,往往難以得到及時、有效的醫(yī)療服務(wù)和護理支持,長護險試點可以彌補農(nóng)村醫(yī)療資源不足,使農(nóng)村老年人更易獲得醫(yī)療和護理服務(wù),提高其生活質(zhì)量,從而增強其主觀幸福感。而城市地區(qū)通常有更為豐富的社會服務(wù)和醫(yī)療資源可供選擇,老年人可能傾向于利用其他途徑來滿足長期護理需求,故對其主觀幸福感的影響不顯著。另一方面,城市地區(qū)的老年人往往擁有更高的社會和經(jīng)濟地位及更廣泛的社會支持網(wǎng)絡(luò),而農(nóng)村地區(qū)的老年人受社會和文化傳統(tǒng)的影響可能更依賴家庭成員的照顧。長護險能提供額外的支持,減輕家庭照料壓力,故能顯著提升農(nóng)村老年人的主觀幸福感。

本文將年齡劃分為3類,分類標(biāo)準(zhǔn)為60-69歲為低齡老年人,70-79歲為中齡老年人,80及以上為高齡老年人,結(jié)果顯示,在3類年齡段的老年人中,長護險對高齡老年人主觀幸福感的影響系數(shù)顯著,與郭宏旺[11]的研究結(jié)果相似。隨著年齡的增長,老年人的身體機能逐漸下降,面臨的失能風(fēng)險更高[12],其往往需要更多的醫(yī)療護理服務(wù)。因此對于高齡重度失能老人來說,長護險提供的服務(wù)既能緩解他們的經(jīng)濟壓力,又能保障其日常生活,對其主觀幸福感具有更為顯著的促進作用;對于其他高齡老年人,由于逐漸失去原有的社會支持網(wǎng)絡(luò),其自尊心和自我認同感也變得更加敏感和脆弱,更易產(chǎn)生悲觀情緒[13]。長護險試點能保障未來產(chǎn)生的失能風(fēng)險,給予心理安全感,因此高齡老年人對于長護險試點的感知可能會更加強烈,從而對其主觀幸福感產(chǎn)生顯著影響。

2.7 機制分析

長護險試點的宣傳和推廣及其對定期體檢、健康咨詢等健康管理服務(wù)的整合會促進養(yǎng)老保險的參與,而養(yǎng)老保險是老年人最為重要的社會保障之一,其對老年人主觀幸福感具有顯著的促進作用[14]?；谝陨霞僭O(shè),本研究嘗試以養(yǎng)老保險參與為中介變量,時間政策交互項為自變量,老年人主觀幸福感為因變量,采用逐步回歸法分析長期護理保險試點對老年參保群體主觀幸福感的影響機制。分析結(jié)果如表 7所示,第(1)列回歸結(jié)果顯示,長護險試點后,老年人對養(yǎng)老保險的參與度顯著提高。第(2)列回歸結(jié)果表明,養(yǎng)老保險參與和長護險試點均對老年人主觀幸福感產(chǎn)生顯著影響。結(jié)合回歸系數(shù)的大小及顯著性,得出養(yǎng)老保險參與對老年人主觀幸福感的影響存在中介效應(yīng),即長護險試點通過促進養(yǎng)老保險的參與,進而影響其主觀幸福感。

3 建議

綜上所述,長護險的實施不僅能為失能失智人員提供服務(wù)和資金支持,還能增強老年參保人群的幸福感。本研究得到的政策啟示如下:

第一,擴大覆蓋范圍和參保范圍。現(xiàn)有長護險試點城市僅49個,覆蓋范圍較窄,且試點地區(qū)多覆蓋城鎮(zhèn)職工醫(yī)保參保者,建議分階段擴大試點覆蓋范圍及參保人群覆蓋。為更好地指導(dǎo)擴大試點覆蓋范圍的工作,可參考已經(jīng)取得積極成效的長護險試點案例。南通是全國長護險首批試點城市之一,試點以來,逐步從市區(qū)擴大到全市,從城市擴大到農(nóng)村,從城鎮(zhèn)職工參保者擴大到城鄉(xiāng)居民醫(yī)保參保者,形成了機構(gòu)照顧、居家服務(wù)、津貼補助、輔具支持和預(yù)防管控“五位一體”的長護險“南通模式”[15]。青島也是第一批試點的城市之一,在全國范圍走出一條屬于自己的特色路徑,實現(xiàn)了從職工到居民、從失能到失智、從單一籌資到多元籌資,從服務(wù)到預(yù)防的不斷進階[16]。

第二,加強政策的宣傳。本文實證驗證了長護險對老年人的幸福效應(yīng),其受益人群涉及整個老年群體,因此既要將失能群體列為長護險的重點關(guān)注對象,也要增強非失能老年人對長護險的了解。針對失能、女性及農(nóng)村老年人等弱勢群體,制作易懂的宣傳手冊,并在社區(qū)服務(wù)中心,醫(yī)院和養(yǎng)老院進行發(fā)放,以確保信息的覆蓋面及傳達效果。政府部門可聘請流動宣教隊下鄉(xiāng)宣傳,通過組織獎勵宣傳活動或座談會,向農(nóng)村老年人介紹長護險的有關(guān)政策及申請方法,提高其對長護險的認知度和參與意愿。在宣傳活動中,邀請當(dāng)?shù)蒯t(yī)療機構(gòu)和保險公司的專業(yè)人員,為老人提供免費的健康檢查和咨詢服務(wù),進一步增強老年人的參與意愿。此外,還可通過電視、短視頻等渠道,借助真實案例和生動形象的宣傳語言,向廣大老年人普及長護險政策,引導(dǎo)老年人積極參與[17]。

第三,采取差異化策略。長護險對老年人主觀幸福感的影響在老年群體中存在異質(zhì)性。保險公司應(yīng)對不同類型的老年人采取差異化護理服務(wù),使護理效果達到最大程度。對于女性老年人,保險公司需加強健康服務(wù),注重提供與女性健康及社交需求相關(guān)的支持,包括婦女健康檢查、社交活動等。高齡老年人是最有可能享受到長護險相關(guān)待遇保障的群體,因此對這一群體,保險公司可注重提供針對性的日常生活照料及心理層面的慰藉;而對于非失能老年人,保險公司需關(guān)注失能預(yù)防,包括組織失能失智預(yù)防培訓(xùn)、定期健康檢查、適度的運動鍛煉等。

第四,推動政策協(xié)同。本文成功驗證長護險試點通過增加養(yǎng)老保險的參與進而提升老年人主觀幸福感的影響路徑。這表明僅僅依靠長護險政策的試點,可能無法滿足老年人全面的養(yǎng)老保障需求。因此,應(yīng)進一步加強長護險政策與其他社會保障政策的協(xié)同,在充分發(fā)揮長護險優(yōu)勢的基礎(chǔ)上,積極與養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險等對接,托舉起老年人的幸福生活[18]。一方面成立專門的研究機構(gòu)或委員會,負責(zé)制定整合性養(yǎng)老服務(wù)規(guī)劃,明確各社會保障政策的職責(zé)、范圍和互補關(guān)系等。另一方面,創(chuàng)建跨部門的工作機構(gòu),負責(zé)協(xié)調(diào)各社會保障政策的配合和銜接工作,減少政策之間的信息斷層,提高政策的執(zhí)行效率。