疾病冲击、代际支持与非正式护理
——基于CLHLS2008—2018年面板数据的实证分析

李雪岩， 王新军

(山东大学 经济学院， 山东 济南 250010)

引言

当前，我国人口老龄化形势愈加严峻，老年人口规模持续增长，预计到21世纪中叶，老年人口峰值将达到4亿左右，老年人口占比将达到30%。[1]随着人口老龄化的加剧，老年失能人口总量会进一步增加，老年人口潜在的护理需求巨大，对失能老人的护理成为亟待解决的社会问题。失能老年群体可接受的长期护理服务主要包括由家庭成员提供的非正式护理服务和由社会机构提供的正式护理服务两类。非正式护理服务的成本较低、效率较高，是现阶段我国大多数失能老年人的首要选择。[2][3]老年群体易遭受慢性疾病造成长期失能，此时以子女为主的家庭成员能够为其提供相应的护理服务与经济支持，可见疾病冲击与代际支持是影响老年群体非正式护理选择的基本因素。

疾病冲击与代际支持对老年群体非正式护理选择的影响程度和作用机制如何？老年群体进行非正式护理决策的主要行为特征是什么？这是本文要进行深入研究的问题，以期为解决失能老人的护理问题、维护老年人的尊严以及建设适合我国社会发展阶段和经济发展水平的长期护理体系提供有效的理论支持与政策依据。

一、文献综述

在全面推行长期护理保险制度之前，非正式护理是失能老年群体护理的基本方式。据Carrera等人(2013)提供的欧洲国家数据，超过10%的欧洲成年人为失能的家庭成员提供非正式护理服务，多数欧洲国家的失能群体偏好非正式护理，而非社会性或商业性的护理服务。[4](PP.26～29)Van Houtven和Norton(2004)发现，接受非正式护理服务可显著减少失能老年人的医疗费用支出，有效降低老年个体入住养老院与社会护理机构的概率。[3]Bonsang(2009)通过研究得出，当老年群体的失能程度较低时，非正式护理对正式护理具有显著的替代效应，但该效应随着老年群体失能程度的上升而减小。[5]同时，非正式护理具有一定的机会成本，提供非正式护理服务子女的周均工作时长有所下降，导致护理提供者的实际工资水平普遍较低。[6]Meng(2012)通过研究发现，提供非正式护理服务将促使作为护理提供者的子女作出提前退休决定，其中，女性相比男性更容易被照顾老人的义务所影响，从而作出非理性的决策。[7]

在中华传统文化的孝道观念较强、居民收入水平较低、社会服务供给不足等因素的影响下，我国老年群体对非正式护理服务的接受程度普遍较高。然而，自20世纪70年代实施计划生育政策以来，我国老年群体的平均子女数有所下降，成年子女的养老与护理负担相对较重，非正式护理因缺乏有针对性的政策支持而难以持续。[8][9]非正式护理在我国养老与护理服务体系中处于基础地位，国家应出台非正式护理的直接支持政策，从而为护理提供者创造良好的政策环境。[10]由于非正式护理能够以较低的成本保障我国老年失能群体的基本护理需求，与非正式护理相关的影响因素备受关注。非正式护理与其关联因素的影响是双向的。一方面，非正式护理可以有效地改善失能老年群体的身心健康，释放老年群体的医疗服务需求。[11][12]刘晓婷和侯雨薇(2016)指出，失能老人的子女的经济支持程度对非正式护理的供给频率与照料费用均具有显著的正向影响。[13]另一方面，为父母提供非正式护理服务将会显著降低子女的劳动参与率，非正式护理对于女性劳动力的供给具有一定的抑制作用。[14]由于非正式护理相对于我国社会机构提供的正式护理具有显著的替代效应和成本效益优势，建立非正式护理与正式护理相结合的养老护理服务体系能够进一步满足我国老年群体的养老与护理需求。[15][16][17]

总之，既有研究对非正式护理的各类效应与影响因素进行了丰富的讨论，总体上呈现多样性和政策导向性的特点，但相关领域的研究还存在可以拓展的空间。首先，在研究角度上，相关文献基本局限于对非正式护理与单一因素关系的实证研究上，本文从疾病冲击和代际支持两个角度分析相关因素对老年群体非正式护理选择的共同影响，即分析了不同影响因素对非正式护理交互作用，因而研究更进一步。其次，在研究深度上，现有研究对非正式护理影响因素的分析过程还需要进一步拓展。通过梳理可以发现，相关文献缺乏核心因素对老年群体非正式护理选择影响机制的深入探讨，对老年群体进行非正式护理决策的行为特征研究较少，这也是本文将利用中介效应模型重点解决的问题。最后，在数据和方法上，大多数文献使用截面数据与线性概率模型展开研究，不能较好地处理非正式护理与相关因素之间可能存在的内生性问题。本文采用面板数据与固定效应模型进行实证研究，能够对模型内生性问题进行有效控制。

二、研究设计

(一)理论基础与变量设定

非正式护理通常被定义为存在直接家庭社会关系的个体为失能老年人提供的无偿护理与照料服务，此类个体通常包括护理接受者的配偶、子女、父母、其他亲属以及邻居和朋友等。[18](P.11)笔者基于Van Groenou和De Boer(2016)提出的非正式护理模型(informal care model)[19]，探讨影响非正式护理的主客观因素与对应的作用机制，并在非正式护理的相关研究基础上，结合我国失能老年群体的特点进行扩展与延伸。

接受非正式护理服务的个体具有相应的护理需求。

一方面，罹患疾病的老年个体有接受护理的必要性，疾病冲击可能会造成个体机能的退化与自理能力的丧失，这一点决定了遭受疾病冲击的老年个体只有通过他人的长期照料，才能满足自身的基本生活需要。从这个角度讲，疾病冲击是老年群体产生非正式护理需求的主要原因。宗庆庆等人(2020)通过随机实验研究发现，当老年人遭遇疾病冲击时会优先利用家庭内部的非正式护理资源，因此疾病冲击对老年群体的非正式护理选择造成明显影响。[20]一般而言，对于个体受到疾病冲击的具体影响无法进行直接观测，但可以通过其患病情况和失能状况客观地反映出来。基于相关研究成果，本文构建“患病次数”与“失能程度”变量，研究疾病冲击对老年群体非正式护理选择的影响程度与作用机制。[12][21]“患病次数”变量表示老年个体在近两年内罹患重病的次数，可以有效地反映个体遭受疾病冲击的频率与强度，从而作为代表疾病冲击的核心因素参与回归；“失能程度”变量主要描绘个体遭遇疾病冲击后身体机能丧失与自理能力下降的严重程度，可视为疾病冲击的代理中介变量，参与核心因素对非正式护理影响机制的检验过程。

另一方面，拥有潜在的护理提供者是个体选择非正式护理的重要前提。潜在的护理提供者可能是失能个体的配偶、子女、父母、兄弟姐妹或其他亲属等，如果相关家庭成员具备一定程度的护理意愿与支持力度，那么，潜在的护理提供者将进一步转化成实际的非正式护理服务者，为失能个体提供可及的护理服务。刘二鹏和张齐林(2018)指出，家庭禀赋和代际支持是影响子女护理程度的关键因素，子女的护理意愿和实际效果会随着老年个体失能时间的延长而逐渐下降。[22]代际支持是否会真正影响老年群体的非正式护理选择需经过具体的实证检验。笔者构建“同住人数”变量与多个相关变量，研究代际支持对老年群体非正式护理选择的影响机制。“同住人数”变量表示个体拥有潜在的护理提供者(即共住的家庭成员)的具体数量，作为代表代际支持可及性的核心因素参与回归；构建“护理时长”“护理意愿”“护理满意度”“护理费用”“家庭成员收入”等多个变量，反映家庭成员为老年个体提供护理服务的质量与经济支持的力度，作为代际支持的代理变量参与影响机制的检验过程，以更加有效地探究核心因素对老年群体非正式护理选择的影响。

此外，老年群体的护理提供者会受到一些客观因素的影响。首先，护理提供者与老年人的居住距离是主要的阻碍因素，一旦家庭成员与老年人的居住距离过远，就会明显减弱家庭成员的主观护理意愿。[15]这意味着居住距离与护理意愿呈显著负相关，并且在一定时期内不会随老年群体非正式护理选择的变化而发生明显变化，满足了作为工具变量应当具备的两个条件。因此，可构建“居住距离”变量表示老年个体与家庭成员的直线距离，作为反映代际支持对非正式护理影响程度的工具变量，可通过工具变量方法对实证结果进行稳健性检验。其次，非正式护理是一种占用时间较长且直接经济效益较低的行为，护理提供者只有同时拥有充分的可支配时间和满足日常护理花销的收入，才具备为老年个体提供非正式护理服务的能力。最后，社会机构提供的正式护理服务与家庭成员提供的非正式护理服务存在着显著的替代关系，老年群体一旦选择了正式护理服务，护理提供者再开展非正式护理服务的可能性就会明显降低。

我国当前的社会环境对非正式护理服务的影响同样不可忽视。一方面，现阶段我国人口老龄化程度较高，这已成为国家发展过程中的常态化问题，尤其是随着独生子女家庭老龄人口数量的不断增长，家庭养老负担越来越重成为摆在新一代年轻人面前的一个难题。在新时代背景下，我国推行社会性质的长期护理制度是应对人口老龄化、实现健康老龄化的必然要求，非正式护理服务将会被进一步地替代和转化。另一方面，中国的传统文化观念支持家庭成员提供非正式护理服务，在很长一段时期内老年群体在主观上将更加偏好于来自家庭内部的日常照料和生活陪伴，我国当前的社会保障政策尚未涵盖社会性质的长期护理保险制度，目前长期护理保险制度仍在一些省市开展前期试点工作，各地采取的政策和取得的成效也存在较大差异，在这一时间节点上，非正式护理服务仍将发挥重要作用，成为大多数失能老年群体的首要选择。因此，当前外部环境因素对非正式护理的整体影响较为复杂，需要根据我国养老与护理服务体系现状及未来发展方向进行综合研判。

综上所述，疾病冲击与代际支持是影响老年群体非正式护理选择的关键因素，可利用“患病次数”“同住人数”等核心因素变量分析疾病冲击与代际支持对老年群体非正式护理选择的影响程度。同时，在基准回归中加入“养老保险”“医疗保险”“居住模式”等变量，以分析社会保险与居住模式等其他因素对老年群体非正式护理选择的影响情况。核心因素对非正式护理选择的作用机制则可利用中介效应模型做进一步检验。

图1 疾病冲击与代际支持对非正式护理的影响机制框架

疾病冲击与代际支持对非正式护理的影响机制框架如图1所示。非正式护理作为我国护理服务体系的重要环节，是中华传统文化中孝道观念的生动体现，在满足老年群体基本生活与精神慰藉的护理需求中起到关键作用。研究非正式护理的核心因素与影响机制，一方面需要实证分析疾病冲击与代际支持对非正式护理是否具有明显的促进作用，另一方面还需要探究核心因素对非正式护理选择的作用渠道与影响路径，以精准把控老年群体作出非正式护理决策的行为依据，为多层次的社会保障体系在我国的可持续发展提供一定的理论支持。

(二)计量模型

由于本文使用多期面板数据展开实证研究，需采取合适的面板数据计量模型，以得到可靠的实证结果。面板数据计量模型大致可分为随机效应模型和固定效应模型两类，应基于豪斯曼检验(Hausman Test)的估计结果选择采用何种计量模型。本文使用的是样本跟踪调查数据，通常来说，固定效应模型的应用更加广泛，在引入时间固定效应后，可以解决随时间变化但不随个体变化的遗漏变量问题。在面板计量模型的形式选择上，分别采用线性和Logit非线性的模型形式，当被解释变量为二值分类变量时，计量模型采用Logit非线性函数形式更合适。通过对两类模型实证结果的分析与比较，能够有效地估计核心因素对非正式护理选择的影响方向与程度大小。

其中，固定效应的面板Logit模型适用以下函数形式：

ui表示面板数据中的个体效应，固定效应模型认为个体效应与解释变量存在相关关系，较符合现有实证数据的一般特点。固定效应的面板Logit模型通常会出现伴生参数问题，导致统计估计量不一致，此时可通过条件最大似然估计方法测算ui的充分估计量，从而提升估计结果的一致性与有效性。[23](P.32)

在分析疾病冲击与代际支持对非正式护理影响程度的过程中，可能存在中介变量间接影响非正式护理的选择，此时可采用中介效应模型实证检验核心因素对非正式护理的影响机制。[24](P.313)中介效应模型最初由Sobel(1982)提出并进行改进，基本方法是检测解释变量与中介变量两个统计量乘积的标准误，以此估计中介效应的大小及其在总效应中的比例。[25]近年来，相关研究通常使用自助法(Bootstrapping)对中介效应模型进行估计，从而提供更加稳健的实证结果。[26]中介效应模型的具体检验包括三个步骤。首先，根据理论模型特征判断可能存在的中介变量，假设本文使用的核心变量之间存在一定的中介效应关系，护理过程的代际支持程度可能通过影响疾病冲击后个体的失能程度间接影响非正式护理的选择，失能程度可以作为代际支持相关因素的中介变量；其次，在确定可能的中介变量后，设定自助法适当的抽样次数与显著性水平，利用自助法的中介效应模型进行具体的实证研究，得到各个变量的直接效应、中介效应估计值和Sobel统计量的显著性，并对估计结果进行分析，以验证中介效应模型的相关假设；最后，根据中介效应的检验结果总结可行的非正式护理的影响路径，从而对非正式护理的具体影响机制作出充分、有效的分析。

三、数据来源与变量描述性统计

本文使用的实证数据来自中国老年人健康长寿影响因素调查(Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey，简称CLHLS)追踪数据，通过3～4年一期的跟踪问卷调查采集65岁及以上老年人及其家庭成员有关健康长寿影响因素的各项数据。该数据集选取样本范围广泛且追踪持续时间较长，最新的2018年度调查数据发布于2020年4月，是目前最为前沿的大型老年健康追踪调查数据集之一，被学界研究所广泛采用。本文选取CLHLS2008—2018年四次完整的追踪数据组成面板数据，共收集35962条样本数据。根据研究设计中对相关变量的设定，在数据处理的过程中对部分变量进行了转换数据形式与删除缺失值的操作，最终得到的样本数据相关变量描述性统计见表1。

表1 变量描述性统计

由描述性统计结果可以看出，样本数据总体上偏向高龄老年群体，其中，农村女性群体占比较高，受教育程度普遍较低，样本数据中非正式护理的参与度可达20%左右，非正式护理的整体水平远高于其他护理方式的占比，说明目前非正式护理仍然是我国老年群体接受度最高的一类护理服务；从反映疾病冲击的相关变量统计结果得出，遭受疾病冲击的老年人整体健康状况较差，非正式护理服务可以满足其基本生活需要；从反映代际支持的相关变量统计结果中得出，家庭成员对老年个体普遍具备一定的代际支持程度，这无论是从提供护理服务的每周时长，还是从代表经济支持的护理费用支出上均有体现。

四、实证结果

(一)非正式护理的核心影响因素

通过实证研究考察疾病冲击和代际支持是否影响老年人非正式护理的选择。本文采用多个实证模型检验非正式护理选择的核心影响因素。模型(1)检验疾病冲击和代际支持的核心因素对非正式护理选择的影响程度；模型(2)与模型(3)在模型(1)的基础上加入了个体控制变量和时间固定效应，以考察实证结果是否发生变化；模型(4)到模型(6)使用了类似的处理方法。基于豪斯曼检验结果，应对现有的面板数据采用固定效应模型。因此，模型(1)到模型(3)使用面板固定效应计量模型进行参数估计；模型(4)到模型(6)则使用面板Logit固定效应模型展开研究。同时，回归参数以几率比(odd ratio)的形式汇报，可对实证结果进行较为有效的定量分析。具体的实证回归结果如表2所示。

表2 疾病冲击和代际支持对非正式护理影响的实证结果

由表2中模型(1)至模型(3)的参数估计结果可知，疾病冲击和代际支持对老年群体非正式护理的选择具有显著的正向影响，主要核心因素变量的回归参数达到1%的显著性水平。即使在加入个人特征变量和时间固定效应的情况下，代表疾病冲击的患病次数与代表代际支持的同住人数变量的显著程度并未发生明显改变，在各个模型中均与非正式护理变量呈现显著的正相关，说明疾病冲击和代际支持对老年群体非正式护理选择的影响效果是显著且有效的。更为重要的是，这些因素如何具体地影响老年群体作出相应的非正式护理决策以及核心因素对非正式护理的影响机制，需要通过实证研究进一步探索。

根据模型(4)至模型(6)表示面板Logit固定效应模型的参数估计结果可以看出，估计结果的显著程度与前三个模型大致相同，模型特点决定了可用样本量相对较少，重点关注各个变量对非正式护理选择的定量影响。例如，老年群体每经历一次疾病冲击，接受非正式护理的可能性就会上升34%左右，在加入个人特征变量和时间固定效应后可能性会上升12%，估计值大小随模型形式的逐渐完善而有所下降，但显著程度未发生明显变化；同样地，在未加入时间固定效应的情况下，每多一名同住的家庭成员提供代际支持，老年个体接受非正式护理的可能性就会上升6.5%左右。相关研究结果可以反映出疾病冲击与代际支持对老年群体非正式护理选择的影响程度。购买医疗保险和养老保险使个体选择非正式护理的可能性分别上升约18%与49%。养老保险对老年群体护理选择的影响程度较为显著，这说明社会保险制度能够充分激发老年群体的护理需求。并且，居住模式的变化同样显著影响老年群体的护理选择，社会机构提供的正式护理服务有效地改变了老年群体的养老护理模式。二者均从侧面印证了我国建立长期护理保险制度的必要性，社会性的长期护理保险可以有效地保障老年群体的养老与护理需求。

(二)稳健性检验

本文采用两种方法检验实证结果的稳健性。其一，参考相关研究成果，个体在一周内接受非正式护理的小时数可作为非正式护理选择较为合适的代理变量[15][16]，将该被解释变量定义为“非正式护理时长”参与回归，解释变量则在表2实证结果的基础上选取了较为显著的核心影响因素相关变量，以检验对应变量参数估计值的符号与显著性是否发生变化。其二，工具变量方法作为检验模型稳健性的可行手段，选取合适的工具变量与对应的计量模型能够有效地控制被解释变量与解释变量之间可能存在的内生性问题，使实证结果更具说服力。如果实证结果的显著性未发生明显变化，那么可以有效证明相关实证结果具备一定的稳健性。具体而言，采用“居住距离”变量作为非正式护理选择的工具变量，并使用面板固定效应模型和基于二阶段最小二乘法(2SLS)的面板固定效应工具变量模型展开研究，可以对不同计量模型的回归结果进行比较，以印证相关实证结果的稳健性。

稳健性检验结果(1)限于篇幅，未展示稳健性检验的具体结果。显示，通过将各个计量模型的变量参数估计值与基准回归进行比较可以发现，各个变量参数的符号、大小与显著性均未发生明显改变；在工具变量模型中，疾病冲击和代际支持的相关变量对非正式护理选择的影响程度仍较为显著。检验结果证明，本文的整体实证结果是较为稳健和可信的，遗漏变量偏差与双向因果关系问题均通过合适的模型与方法做了一定程度上的排除，模型的内生性得到了有效控制。需要说明的是，通过对居住距离变量进行多项工具变量检验可以发现，居住距离是研究老年群体非正式护理选择较为有效的工具变量，比较适合用于未来相关领域的研究，可以提升相应实证结果的有效性与可靠性。

(三)影响机制检验

基于前文实证分析的结果，还需要进一步检验并分析疾病冲击与代际支持对老年群体非正式护理选择的影响机制。

本文采取基于自助法的中介效应模型开展具体的研究工作，为考察疾病冲击与代际支持对非正式护理的作用机制，将代表家庭成员代际支持服务的护理时长、护理费用、护理意愿、护理满意度和家庭成员收入等相关变量作为中介效应模型的解释变量，将失能程度作为代表疾病冲击对非正式护理选择影响的中介变量，进行自助法Sobel中介效应检验。自助法的抽样次数和置信度分别设置为1000次与95%，具体的影响机制检验结果如表3所示。

表3 核心因素对非正式护理的影响机制检验

基于表3非正式护理的影响机制检验结果发现，失能程度对于护理时长、护理费用、护理意愿、护理满意度等变量影响老年群体非正式护理选择的过程均具有较为显著的中介效应。其中，失能程度对护理时长的中介效应最为明显，说明家庭成员提供的代际支持通过时间与经济成本的不断投入能够改善老年群体的失能程度，从而显著影响其对非正式护理的选择。结合上文的实证分析结果可以总结出一条较为明晰的非正式护理影响路径，即疾病冲击与代际支持因素共同影响着老年群体非正式护理的选择，遭受疾病冲击的老年群体会对其家庭成员的代际支持程度产生显著影响，同时，代际支持又通过改善老年群体的失能程度显著改变其对非正式护理的选择。此外，笔者对其他核心因素相关变量进行了类似的中介效应检验，未发现其他可行的非正式护理影响路径。总之，以上检验过程印证了本文的研究结果具备一定的科学性与有效性。

五、研究结论与政策建议

基于中国老年人健康长寿影响因素调查(CLHLS)2008—2018年共四期面板数据，本文采用固定效应模型实证分析疾病冲击与代际支持对老年群体非正式护理选择的影响程度，并进一步探讨相关因素对非正式护理选择的作用机制，得出如下结论。其一，疾病冲击与代际支持是非正式护理选择的核心影响因素，其中，疾病冲击是引致老年群体非正式护理需求的主要原因，代际支持为家庭成员参与非正式护理服务提供了可行性条件，二者对老年群体的非正式护理选择均具有显著影响。其二，疾病冲击通过作用于家庭成员的代际支持程度影响老年群体作出非正式护理决策，代际支持又可以通过改善老年群体的失能程度显著影响非正式护理选择。这说明家庭成员提供的代际支持能够降低老年群体遭受疾病冲击的负面影响，进一步节省养老与护理成本。其三，参加社会保险可以激发老年群体的非正式护理需求，社会机构提供的正式护理服务同样能够显著改变老年群体的养老护理模式。国家可以通过建立完善的长期护理保险制度实现非正式护理与正式护理的协同发展，充分保障我国老年群体的养老与护理需求。

基于上述结论，笔者对构建中国养老与护理服务体系提出建议。其一，政府应积极出台政策鼓励家庭成员提供非正式护理服务，对家中有高龄失能老人的子女提供适当的“护理津贴”或“护理假期”，为提供高质量非正式护理服务的家庭成员设立相应的激励机制，通过顶层设计减少失能老年群体的护理支出与相关费用；其二，政府应与社会护理机构展开广泛的合作，积极开展与非正式护理密切相关的居家护理、社区护理等服务，将非正式护理与正式护理相结合，由各类社区和定点护理机构为老年群体及其家庭成员提供护理培训指导与相关支持；其三，重视基础护理服务建设，可由民政与卫生部门牵头，在乡镇农村等地区大力发展基础医疗与护理服务，依托各地村居卫生室(院)设置相应的护理支持机构，在提供护理药品与基本护理设备的同时，积极推进智能护理设施建设工作，保障我国城乡老年群体的基础护理需求；其四，构建以居家护理预防为核心的护理服务体系，我国基本医疗保险与长期护理保险制度应重点关注疾病预防机制建设，以减轻相关疾病对我国老年公民的健康冲击程度，实现老龄化社会的健康与可持续发展。