中國(guó)老年護(hù)理的選擇：非正式護(hù)理抑或正式護(hù)理
——基于CLHLS和CHARLS數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

林莞娟，王 輝，鄒振鵬

(1.北京大學(xué) 光華管理學(xué)院，北京100871；2.北京語(yǔ)言大學(xué) 國(guó)際商學(xué)院，北京 100083)

一、引 言

人口老齡化是我國(guó)21世紀(jì)將要面臨的重大社會(huì)問題。有研究表明，中國(guó)60歲以上的人口在2050年將超過4億，約占總推算人口的30%以上(杜鵬等，2005)；到2060年左右，我國(guó)的老年人撫養(yǎng)比將達(dá)到近80%*老年人的撫養(yǎng)比例計(jì)算方法為65歲及以上人口數(shù)除以15歲至64歲人口數(shù)。，甚至?xí)^發(fā)達(dá)國(guó)家的水平(United Nation，2010)。這對(duì)我們這樣一個(gè)“未富先老”的國(guó)家來說無疑是一個(gè)嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)。為了應(yīng)對(duì)人口老齡化的挑戰(zhàn)，在新形勢(shì)下有效調(diào)動(dòng)一切社會(huì)資源為老年人提供贍養(yǎng)與護(hù)理服務(wù)，建立人人“老有所養(yǎng)，老有所依”的和諧社會(huì)，我國(guó)政府在“十二五”規(guī)劃中提出了“社會(huì)與家庭養(yǎng)老相結(jié)合”的新型養(yǎng)老模式，并出臺(tái)“健全家庭養(yǎng)老保障和照料服務(wù)扶持政策……落實(shí)城鎮(zhèn)獨(dú)生子女父母年老獎(jiǎng)勵(lì)政策，建立獎(jiǎng)勵(lì)扶助金動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制”。*引自《國(guó)務(wù)院關(guān)于印發(fā)中國(guó)老齡事業(yè)發(fā)展“十二五”規(guī)劃的通知(國(guó)發(fā)〔2011〕28號(hào))》中“(三)老年家庭建設(shè)”部分第2點(diǎn)。

老年人支出中最大的部分是醫(yī)療與日常護(hù)理費(fèi)用(李玲和陳秋霖，2006)。就日常護(hù)理而言，可分為非正式護(hù)理和正式護(hù)理兩類。非正式護(hù)理是非市場(chǎng)化的護(hù)理模式，一般由家庭成員特別是子女充當(dāng)護(hù)理者；而正式護(hù)理則是市場(chǎng)化、支付性的醫(yī)療護(hù)理(Norton，2000)。我國(guó)政府所倡導(dǎo)的“鼓勵(lì)家庭養(yǎng)老與護(hù)理”的政策能否滿足日益增長(zhǎng)的養(yǎng)老需求，達(dá)到減輕政府財(cái)政與社會(huì)負(fù)擔(dān)的目的，關(guān)鍵取決于正式護(hù)理與非正式護(hù)理的需求是否存在替代關(guān)系，這也是本文所要回答的核心問題。

以往文獻(xiàn)關(guān)于非正式護(hù)理對(duì)正式護(hù)理影響的結(jié)論存在很大的差異性。Christianson(1988)利用美國(guó)數(shù)據(jù)、Motel-Klingerbiel等(2005)利用歐洲數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，正式護(hù)理對(duì)非正式護(hù)理的使用沒有明顯影響；而Langa等(2001)以美國(guó)AHEAD數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，非正式護(hù)理與家政服務(wù)有互補(bǔ)效應(yīng)；反之，Pezzin和Schone(1999)、Norton 和Van Houtven(2004)、Stabile 等(2006)、Bolin 等(2008)以及Bonsang(2009)卻發(fā)現(xiàn)正式護(hù)理與家政服務(wù)同非正式護(hù)理存在顯著的替代關(guān)系。文獻(xiàn)中結(jié)論的差異性揭示了研究正式護(hù)理與非正式護(hù)理關(guān)系的復(fù)雜性。事實(shí)上，簡(jiǎn)單利用非正式護(hù)理對(duì)正式護(hù)理進(jìn)行回歸并不能建立兩者的因果關(guān)系。各種不可觀測(cè)的健康因素(如慢性病等)可能同時(shí)增加老年人對(duì)非正式護(hù)理和正式護(hù)理的需求，從而造成非正式護(hù)理和正式護(hù)理之間存在正向偽相關(guān)關(guān)系(Spurious Correlation)。

為了解決這一問題，本文利用我國(guó)目前可得的、具有全國(guó)代表性的老年人贍養(yǎng)數(shù)據(jù)，借鑒近期實(shí)證研究的方法(如Bonsang，2009)，以子女與父母居住距離為工具變量建立非正式護(hù)理與正式護(hù)理之間的因果關(guān)系。本文重點(diǎn)考察了非正式護(hù)理對(duì)老年人家政服務(wù)使用、養(yǎng)老院使用和醫(yī)院門診醫(yī)療三種不同正式護(hù)理形式的影響。通過工具變量法得到的估計(jì)結(jié)果表明，來自子女的非正式護(hù)理時(shí)間每增加10小時(shí)/周，老年人對(duì)家政服務(wù)、養(yǎng)老院使用和門診醫(yī)療的使用率會(huì)分別降低1.32%、1.15%和0.82%，替代效應(yīng)十分明顯。同時(shí)，我們也考察了老年人使用非正式護(hù)理和正式護(hù)理的決定因素，發(fā)現(xiàn)健康狀況變差致使老人對(duì)非正式護(hù)理和正式護(hù)理的需求都有顯著提高，而老年人的年齡、性別、家庭收入和居住安排等因素也會(huì)對(duì)非正式護(hù)理和正式護(hù)理產(chǎn)生影響。

本文是國(guó)內(nèi)首個(gè)以非正式護(hù)理對(duì)正式護(hù)理使用影響為研究對(duì)象的實(shí)證研究，彌補(bǔ)了既有研究大多停留在對(duì)長(zhǎng)期護(hù)理現(xiàn)狀和所存在問題的描述(田申，2005；徐勤和湯哲，2007；周云和陳明灼，2007；Liu 等，2012)以及對(duì)人口老齡化問題的結(jié)構(gòu)性分析(杜鵬等，2005)上，而缺乏從健康經(jīng)濟(jì)學(xué)角度對(duì)老年人護(hù)理問題進(jìn)行實(shí)證研究的空白。在研究方法上，我們利用工具變量法解決了非正式護(hù)理的內(nèi)生性問題，目的是通過實(shí)證研究為解決當(dāng)前中國(guó)養(yǎng)老問題提供有益的政策建議。本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分介紹模型設(shè)置與識(shí)別方法，第三部分是對(duì)數(shù)據(jù)和關(guān)鍵變量進(jìn)行系統(tǒng)的處理和描述，第四部分給出實(shí)證研究的結(jié)果，第五部分得出結(jié)論并提出解決養(yǎng)老問題的政策建議。

二、模型設(shè)置與計(jì)量

為了檢測(cè)非正式護(hù)理對(duì)老年人使用正式護(hù)理的因果影響，我們構(gòu)建了二元Probit模型：

(1)

(2)

式(2)可用最大似然估計(jì)法進(jìn)行估計(jì)。由于回歸系數(shù)反映的只是潛在變量變化的方向，本身并沒有太多的解釋意義。因此，我們得出了更有實(shí)際意義的邊際效應(yīng)結(jié)果，它們反映了解釋變量，特別是非正式護(hù)理變量對(duì)老年人使用正式護(hù)理概率上的邊際影響。需要特別注意的是，一般的邊際效應(yīng)計(jì)算是假定其他變量在均值上的計(jì)算；然而由于本研究中多使用啞變量，使用在均值水平上計(jì)算的邊際效應(yīng)(Marginal Effects at the Mean)會(huì)有誤差(Long, 1997，第74頁(yè))，所以我們計(jì)算了平均邊際效應(yīng)(Average Marginal Effects，AMEs)，即對(duì)每個(gè)觀測(cè)值求邊際效應(yīng)再進(jìn)行平均，這樣得到的結(jié)果更加精準(zhǔn)(Greene, 1998, 第876頁(yè))。

對(duì)式(2)進(jìn)行估計(jì)所需處理的重要問題是非正式護(hù)理變量的內(nèi)生性問題。這里的內(nèi)生性主要來源于兩方面：一是由于老年人使用正式護(hù)理的決定和其他家庭成員提供非正式護(hù)理的決定是同時(shí)發(fā)生的(simultaneity)，因而存在聯(lián)立性誤差造成的內(nèi)生性(Norton和 Van Houtven,2004)；二是由于部分健康變量不可觀測(cè)造成內(nèi)生性，在老年人健康狀況惡化時(shí)，對(duì)正式護(hù)理以及非正式護(hù)理的使用會(huì)同時(shí)增加，這會(huì)導(dǎo)致對(duì)式(2)中γ1的高估(Charles 和Sevak, 2005)。

為了解決內(nèi)生性問題，建立非正式護(hù)理與正式護(hù)理的因果關(guān)系，我們采用工具變量的方法。在工具變量的選擇上，遵循以往研究采用的子女與老人的居住距離為工具變量的方法(Bonsang，2009；Bolin等，2008；Charles 和Sevak,2005)。工具變量法的一階段回歸方程為：

Informali=β0+β1Xi+β2Hi+β3Distancei+μi

(3)

其中，Informali是非正式護(hù)理使用時(shí)間，Xi是一系列人口學(xué)與家庭因素變量，Hi是健康狀況變量，均與回歸方程(1)相同；而Distancei是工具變量，度量子女與父母居住的遠(yuǎn)近程度。

在這里工具變量法的合理性取決于兩個(gè)重要的前提條件：(1)子女與父母的居住距離是非正式護(hù)理使用的重要決定變量；(2)子女與父母的居住距離對(duì)正式護(hù)理選擇的影響是通過影響非正式護(hù)理這唯一渠道間接完成的。條件(1)在已有文獻(xiàn)中已經(jīng)得到廣泛證實(shí)(Clarles和Sevak, 2005; Stern, 1995)。子女與父母居住距離越遠(yuǎn)，子女向父母提供非正式護(hù)理的成本也就越高。在下文中，我們會(huì)利用數(shù)據(jù)對(duì)這一觀點(diǎn)進(jìn)行具體論證。對(duì)于條件(2)，如果老人身體狀況惡化，老人會(huì)選擇居住在子女附近，或者子女會(huì)選擇搬到老人居住地附近，則距離作為工具變量的“排除性限定”(exclusion restriction)將不成立。然而，已有研究顯示，沒有任何證據(jù)表明父母健康狀況差的時(shí)候子女會(huì)住得更近(Charles 和Sevak, 2005)。另外，Stern(1995)認(rèn)為，居住距離是非正式護(hù)理供給的重要決定因素，以至于即便條件(2)不滿足，所引起的偏誤也十分有限。下文中我們會(huì)報(bào)告利用數(shù)據(jù)得到的實(shí)證證據(jù)，以進(jìn)一步支持距離作為工具變量的合理性。

三、數(shù)據(jù)和關(guān)鍵變量

本文利用2011年“中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查”(以下稱“CHARLS”)第一次全國(guó)基線調(diào)查數(shù)據(jù)和2005年“中國(guó)老年健康因素追蹤調(diào)查”(以下稱“CLHLS”)第四次調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，并將兩者的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行對(duì)比以檢測(cè)結(jié)果的穩(wěn)健性。前者覆蓋了全國(guó)150個(gè)縣級(jí)單位、450個(gè)村級(jí)單位、10 257個(gè)家庭單位的17 708個(gè)年滿45周歲及以上的受訪對(duì)象；后者覆蓋了全國(guó)22個(gè)省份、15 993位年滿65周歲的老年受訪者[注]2005年CLHLS調(diào)查共計(jì)18 534個(gè)采訪對(duì)象。其中有2 541位年齡在35-65歲之間，這部分對(duì)象來自2002年加入的35-65歲樣本區(qū)間。由于35-65歲的受訪者對(duì)于醫(yī)療護(hù)理的使用需求低，所以本研究主要針對(duì)年滿65周歲的樣本。。雖然CLHLS調(diào)查在2005年之前有三次調(diào)查，2008年又完成了第五次調(diào)查，但在問卷設(shè)計(jì)上，只有2005年的調(diào)查針對(duì)所有的受訪者均提問了近一周以來的子女/孫子女及他們的配偶對(duì)受訪者的照顧情況，所以本文采用了這一年的調(diào)查數(shù)據(jù)。

CHARLS和CLHLS的樣本都具有調(diào)查對(duì)象代表性強(qiáng)、覆蓋面廣和信息豐富的特點(diǎn)，為本文估計(jì)的精確性提供了良好基礎(chǔ)。同時(shí)兩者所包含的正式護(hù)理的信息各有不同：CLHLS包含家政服務(wù)和養(yǎng)老院的使用信息，而CHARLS則包含門診醫(yī)療的信息。前者在文獻(xiàn)中(Bonsang, 2009)被歸為非技術(shù)性護(hù)理(unskilled care)，而后者則被歸為技術(shù)性護(hù)理(skilled care)，因此結(jié)合這兩個(gè)數(shù)據(jù)我們可以更加全面地檢查在中國(guó)非正式護(hù)理對(duì)各類正式護(hù)理需求的影響。

對(duì)于2011年CHARLS全國(guó)基線調(diào)查數(shù)據(jù)，我們只選擇身體功能有障礙、需要旁人輔助日常生活的受訪者為樣本，因?yàn)橹挥羞@部分受訪者回答了日常生活主要照料者是否為子女、子女配偶及孫子女以及來自子女的非正式護(hù)理時(shí)間。在此基礎(chǔ)上，我們將健康變量、人口特征變量和家庭因素變量為缺失值的樣本觀測(cè)篩除。經(jīng)過篩選后，共保留了2 414個(gè)觀測(cè)點(diǎn)。對(duì)于2005年CLHLS第四輪調(diào)查數(shù)據(jù)，由于全樣本均回答了與非正式護(hù)理有關(guān)的問題，所以將年滿65周歲的樣本中主要變量存在缺失值的樣本篩除，最后共保留14 543個(gè)觀測(cè)點(diǎn)。

本文的因變量為三種不同的正式護(hù)理的使用可能性。其中家政服務(wù)和養(yǎng)老院的使用情況來自CLHLS的調(diào)查數(shù)據(jù)，而門診醫(yī)療使用情況來自CHARLS的調(diào)查數(shù)據(jù)。對(duì)于非正式護(hù)理的使用，本文主要研究子女(含子女配偶、孫子女及其配偶)對(duì)父母的非正式護(hù)理。

在數(shù)據(jù)中，式(3)中的Distance2是序數(shù)變量(Ordinal Variable)，按照住得最近的子女與父母的居住距離由近到遠(yuǎn)的順序劃分不同等級(jí)。在2005年“中國(guó)老年健康因素追蹤調(diào)查(CLHLS)”數(shù)據(jù)中，根據(jù)健在子女的現(xiàn)居住地、子女與父母的居住距離被劃分為六個(gè)等級(jí)：父母與子女同住、與子女住在同村、與子女住在同鎮(zhèn)、與子女住在同市、子女住在附近城市和子女住在別的省市；在2011年“中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)”數(shù)據(jù)中，根據(jù)家庭成員登記表中子女過去一年在外地居住情況和不同住子女的常住地類型，子女與父母的居住距離被劃分為五個(gè)等級(jí)，即父母與子女同住或同村(社區(qū))、與子女住在本省同一縣市、與子女住在本省不同縣市、子女住在外省和子女住在國(guó)外。

表1的前3列分別為CLHLS的全樣本、無非正式護(hù)理的樣本和有非正式護(hù)理樣本的統(tǒng)計(jì)結(jié)果。使用非正式護(hù)理的觀測(cè)點(diǎn)共3 101個(gè)，占樣本總量的21.3%；使用非正式護(hù)理的受訪者平均每周非正式護(hù)理時(shí)間為45.2小時(shí)。在正式護(hù)理的使用方面，有非正式護(hù)理的受訪者比無非正式護(hù)理的受訪者更有可能使用家政服務(wù)；然而隨著非正式護(hù)理時(shí)間的增加，家政服務(wù)的使用率逐漸降低。在養(yǎng)老院使用方面，無非正式護(hù)理的受訪者更有可能住進(jìn)養(yǎng)老院，同時(shí)隨非正式護(hù)理時(shí)間的增加，老年人對(duì)養(yǎng)老院的使用也會(huì)降低。這說明非正式護(hù)理對(duì)家政服務(wù)和養(yǎng)老院的使用均可能存在替代關(guān)系。表1的后3列分別為CHARLS的全樣本、無非正式護(hù)理樣本和有非正式護(hù)理樣本的統(tǒng)計(jì)結(jié)果。使用非正式護(hù)理的觀測(cè)點(diǎn)共727個(gè)，占樣本總量的30.1%，使用非正式護(hù)理的受訪者平均每周非正式護(hù)理時(shí)間為28.6小時(shí)。在正式護(hù)理的使用方面，有非正式護(hù)理的受訪者比無非正式護(hù)理的受訪者更有可能使用門診醫(yī)療，但差別并不大；然而隨著非正式護(hù)理時(shí)間的增加，門診醫(yī)療的使用率呈現(xiàn)先增大后減少的趨勢(shì)，僅從描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果并不能判斷非正式護(hù)理對(duì)門診醫(yī)療使用的影響。

表1 樣本統(tǒng)計(jì)性描述

注：1.此指數(shù)數(shù)值越高代表個(gè)體越健康。2.此指數(shù)數(shù)值越低代表個(gè)體越健康。3.此指數(shù)數(shù)值越高代表個(gè)體越健康。

在人口學(xué)變量、家庭因素變量和健康變量方面，CLHLS和CHARLS的樣本描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果相似。在居住安排方面，無非正式護(hù)理的樣本中與配偶同住受訪者的比例更高。在人口學(xué)變量方面，女性、年長(zhǎng)者和受教育水平低的老年人更可能使用非正式護(hù)理。而從健康變量(身體障礙、ADL和IADL指數(shù))看，身體健康較差、日常生活需要更多輔助的老年人更有可能使用非正式護(hù)理。在家庭因素方面，使用非正式護(hù)理的樣本中，子女和父母的居住距離更近，同住比例更高。

四、實(shí)證結(jié)果

(一)標(biāo)準(zhǔn)Probit回歸結(jié)果

表2報(bào)告了本文的主要實(shí)證研究結(jié)果。其中板塊A匯報(bào)的是利用標(biāo)準(zhǔn)Probit模型式(2)考察非正式護(hù)理對(duì)正式護(hù)理使用影響的回歸結(jié)果。列1與列2是利用2005年CLHLS調(diào)查數(shù)據(jù)獲得的非正式護(hù)理對(duì)家政服務(wù)和養(yǎng)老院的使用影響的回歸結(jié)果，所有系數(shù)均為解釋變量對(duì)家政服務(wù)和養(yǎng)老院服務(wù)使用影響的邊際效應(yīng)。非正式護(hù)理使用時(shí)間的邊際系數(shù)顯著為負(fù)，每周增加10小時(shí)的非正式護(hù)理會(huì)使家政服務(wù)使用率下降0.6%，養(yǎng)老院使用率下降2%。列3是利用2011年CHARLS全國(guó)基線調(diào)查數(shù)據(jù)獲得的非正式護(hù)理對(duì)門診醫(yī)療的使用影響的回歸結(jié)果，從中可以看到非正式護(hù)理使用時(shí)間的邊際系數(shù)為正但不顯著。

如前文所述，標(biāo)準(zhǔn)Probit模型對(duì)于非正式護(hù)理影響的估計(jì)結(jié)果很可能受到聯(lián)立性誤差和不可觀測(cè)變量的影響而出現(xiàn)偏誤。我們通過Wu-Hausman檢驗(yàn)分別檢測(cè)了CLHLS和CHARLS樣本中非正式護(hù)理在家政服務(wù)、養(yǎng)老院服務(wù)和門診醫(yī)療三個(gè)回歸方程中(表2板塊A)是否存在內(nèi)生性問題。Wu-Hausman檢測(cè)均顯著拒絕了回歸方程中非正式護(hù)理時(shí)間變量的外生性假設(shè)[注]Wu-Hasuman檢測(cè)的F-statistics依次為：家政服務(wù)回歸方程 F(1,14529)=987.29(P-value:0.00)；養(yǎng)老院回歸方程F(1,14529)=1560(P-value:0.00)；門診醫(yī)療回歸方程 F(1,2294)=3.00(P-value:0.08)。。因而在下文中，我們將采用工具變量的方法來解決非正式護(hù)理的內(nèi)生性問題。

表2 非正式護(hù)理對(duì)正式護(hù)理的影響

注：所有回歸中均控制了其他個(gè)體特征：年齡、性別、受教育水平、居住狀態(tài)、收入水平和健康指數(shù)。括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差；**和***分別為5%和1%的顯著性水平。

(二)一階回歸結(jié)果與工具變量合理性

如前文所述，本研究中采用“與父母居住得最近的子女其居住的遠(yuǎn)近程度”作為非正式護(hù)理使用的工具變量。表2板塊C第1列與第3列分別報(bào)告的是利用CLHLS數(shù)據(jù)和CHARLS數(shù)據(jù)對(duì)一階回歸(式3)的估計(jì)。結(jié)果顯示，子女與父母的居住距離是老人非正式護(hù)理時(shí)間的重要決定變量，兩者呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，并且利用兩個(gè)數(shù)據(jù)得到的Distance的系數(shù)十分接近：子女離父母居住的地方每遠(yuǎn)一個(gè)等級(jí)(如同住子女搬到同鎮(zhèn)其他地點(diǎn)居住)，子女非正式護(hù)理的時(shí)間會(huì)減少11.3%(表2板塊C第3列)至13.1%(表2板塊C第1列)。

從IV-Probit模型一階段的F-statistics看，在CLHLS數(shù)據(jù)集中，家政服務(wù)和養(yǎng)老院使用的回歸方程一階段F-statistics為F(12,14530)=574.67，而在CHARLS數(shù)據(jù)集中，門診醫(yī)療一階段F-statistics為F(11,2295)=41.13。根據(jù)Staiger和Stock(1997)的經(jīng)驗(yàn)法則，當(dāng)內(nèi)生變量個(gè)數(shù)為1、工具變量法一階段F-statistics大于10時(shí)，2SLS估計(jì)的相對(duì)誤差小，基本排除弱工具變量問題[注]Stock和Yogo(2005)指出，在工具變量個(gè)數(shù)大于3時(shí)，Staiger-Stock經(jīng)驗(yàn)法則可以估計(jì)由TSLS的弱工具變量誤差不超過OLS估計(jì)誤差的10%(5% test)；當(dāng)工具變量的個(gè)數(shù)為1或2時(shí)，Staiger-Stock經(jīng)驗(yàn)法則對(duì)應(yīng)2SLS的Wald statistics大小帶來的弱工具變量問題：當(dāng)一階段F-statistics大于8.96，由Wald statistics大小帶來的弱工具變量問題不超過15% (5% test)。。

而在工具變量的外生性方面，因?yàn)殡S機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)(ε)的不可觀測(cè)性，學(xué)術(shù)界并沒有一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)的檢測(cè)方法。鑒于造成子女與父母居住距離內(nèi)生性最有可能的原因是父母的健康變差，因此Charles 和Sevak(2005)提供了一種檢測(cè)手段：他們將是否有子女居住在附近(小于10km)這一工具變量作為因變量，以健康指標(biāo)為解釋變量，在控制其他因素(如人口學(xué)因素等)前提下，利用Logit回歸檢測(cè)是否有子女居住在附近與父母健康因素的相關(guān)關(guān)系。如果各項(xiàng)健康指標(biāo)與是否有子女住在附近均沒有顯著的相關(guān)關(guān)系，則可以排除“父母與子女居住距離”這個(gè)工具變量的內(nèi)生可能性。

參考Charles和Sevak(2005)的方法，我們研究了“父母與子女居住距離”與受訪老人的健康指標(biāo)的相關(guān)關(guān)系。對(duì)于CLHLS的樣本，我們將是否患有調(diào)查所列舉的23類慢性病作為23個(gè)啞變量；對(duì)于CHARLS的樣本，則將是否患有調(diào)查所列舉的14類慢性病作為14個(gè)啞變量[注]2005年CLHLS調(diào)查詢問了以下23種慢性病的患病情況：高血壓、糖尿病、心臟病、中風(fēng)及腦血管疾病、支氣管炎、肺結(jié)核、白內(nèi)障、青光眼、癌癥、前列腺疾病、胃腸潰瘍、帕金森氏癥、褥瘡、關(guān)節(jié)炎、癡呆、精神病、骨科、內(nèi)科、皮膚、五官、婦科、不便分類的疾病、其他疾?。?011年CHARLS調(diào)查詢問了以下14種慢性病的患病情況：高血壓、血脂異常、糖尿病、癌癥、慢性支氣管炎、肝臟疾病、心臟病、中風(fēng)、腎臟疾病、胃部或消化系統(tǒng)疾病、情感及精神疾病、與記憶相關(guān)疾病、關(guān)節(jié)炎、哮喘。。由于因變量是序數(shù)變量，因此采用Ordinal Probit模型進(jìn)行回歸分析。我們的分析結(jié)果表明，在CLHLS調(diào)查所列舉的23類慢性病中，并未檢測(cè)到慢性病的患病情況與居住距離有關(guān)；在CHARLS所列舉的14種慢性病中，除患關(guān)節(jié)炎的受訪者子女可能住得更近以外，其他慢性病的患病率均與住得最近子女距父母的遠(yuǎn)近程度無關(guān)，這與Charles 和Sevak(2005)的結(jié)果類似。[注]由于篇幅限制，這些回歸結(jié)果在文中未予以匯報(bào)，需要者請(qǐng)與通訊作者聯(lián)系。我們的檢驗(yàn)結(jié)果說明父母的健康狀況和子女與父母的居住距離沒有明顯的相關(guān)關(guān)系，這為本文所用工具變量的外生性提供了有力證據(jù)。

(三)工具變量回歸結(jié)果分析

表2板塊B第1列與第2列報(bào)告的是利用CLHLS數(shù)據(jù)估計(jì)IV-Probit模型的結(jié)果，所有系數(shù)均為解釋變量對(duì)家政服務(wù)和養(yǎng)老院服務(wù)使用影響的邊際效應(yīng)。結(jié)果顯示，來自子女的非正式護(hù)理時(shí)間每周增加10小時(shí)，老年人對(duì)家政服務(wù)的使用率下降13.7%(由2.96%下降到2.55%)，對(duì)養(yǎng)老院的使用率下降11.9%(由1.86%下降到1.64%)。這說明非正式護(hù)理的使用對(duì)于家政服務(wù)和養(yǎng)老院的使用都有明顯的替代效應(yīng)。在國(guó)外類似的研究中，Norton 和Van Houtven(2004)利用1998年美國(guó)的健康與養(yǎng)老調(diào)查(HRS)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，每增加10%的非正式護(hù)理時(shí)間會(huì)分別減少家政服務(wù)使用率、養(yǎng)老院使用率的0.87%和0.77%。我們的研究結(jié)果按每增加10%的非正式護(hù)理時(shí)間計(jì)算，家政服務(wù)使用率會(huì)下降1.32%，而養(yǎng)老院使用率會(huì)下降1.15%。這說明中國(guó)老年人使用非正式護(hù)理對(duì)家政服務(wù)和養(yǎng)老院使用的替代關(guān)系與國(guó)外一致，而且替代效應(yīng)比國(guó)外大，因此一旦子女的非正式護(hù)理時(shí)間減少，中國(guó)老年人將比美國(guó)老年人更多地使用家政服務(wù)和入住養(yǎng)老院。

表2板塊B第3列報(bào)告的是利用CHARLS數(shù)據(jù)估計(jì)IV-Probit模型的結(jié)果，所有系數(shù)均為解釋變量對(duì)門診醫(yī)療使用影響的邊際效應(yīng)。結(jié)果顯示，來自子女的非正式護(hù)理時(shí)間每周增加10小時(shí)，老年人對(duì)門診醫(yī)療的使用率下降9.5%(由25.14%下降到22.75%)，說明非正式護(hù)理的使用對(duì)老年人門診醫(yī)療的使用有明顯的替代效應(yīng)。與Norton 和Van Houtven(2004)的研究結(jié)果對(duì)比后可以發(fā)現(xiàn)，每周非正式護(hù)理的時(shí)間增加10%，美國(guó)老年人看門診的幾率微弱增加0.16%，而我國(guó)老年人看門診幾率顯著減少0.82%。一個(gè)可能的原因是，國(guó)外的老年人看門診除了治病動(dòng)機(jī)外還有定期檢查、身體保健等預(yù)防性動(dòng)機(jī)，所以當(dāng)子女的非正式護(hù)理增加時(shí)，老年人可能會(huì)在子女陪同下到醫(yī)院做定期身體檢查和保??；而國(guó)內(nèi)老年人去醫(yī)院看門診主要以治療疾病(特別是慢性病)為目的，如果子女的照顧時(shí)間增加，子女可以幫助老年人定時(shí)喂藥或輸液，輔助他們復(fù)健鍛煉，那么老年人的健康可以好轉(zhuǎn)，從而減少門診就醫(yī)的可能性。老年人對(duì)門診醫(yī)療的使用也由家庭因素和健康因素決定，即與配偶同住和身體健康的老年人較少看門診。

值得注意的是，普通Probit模型對(duì)于非正式護(hù)理系數(shù)的估計(jì)均高于使用工具變量后所得到的結(jié)果。特別是在表2中，當(dāng)因變量為門診醫(yī)療使用情況時(shí)，非工具變量的估計(jì)系數(shù)甚至為正。這在一定程度上確認(rèn)了由于非正式護(hù)理的內(nèi)生性所導(dǎo)致的對(duì)于式(2)的估計(jì)偏差是不可忽略的，如果不加以處理，很容易低估非正式護(hù)理與正式護(hù)理之間的可替代性，甚至可能得出與實(shí)際相反的結(jié)論。

五、結(jié)論與現(xiàn)實(shí)意義

本文利用最新的2011年“中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查”和2005年“中國(guó)老年健康因素追蹤調(diào)查”數(shù)據(jù)，首次以實(shí)證研究的方法分析了中國(guó)非正式護(hù)理對(duì)老年人正式護(hù)理使用的影響。通過工具變量對(duì)非正式護(hù)理變量?jī)?nèi)生性進(jìn)行控制后發(fā)現(xiàn)，非正式護(hù)理對(duì)老年人使用家政服務(wù)、養(yǎng)老院服務(wù)和門診醫(yī)療均有顯著的替代效用。

本文對(duì)于國(guó)內(nèi)養(yǎng)老政策的制定有以下三點(diǎn)啟示：首先，本文發(fā)現(xiàn)國(guó)內(nèi)非正式護(hù)理對(duì)家政服務(wù)、養(yǎng)老院使用和門診醫(yī)療均有替代效應(yīng)，且替代效應(yīng)比國(guó)外大，這為我國(guó)鼓勵(lì)家庭養(yǎng)老以解決日益增長(zhǎng)的社會(huì)養(yǎng)老負(fù)擔(dān)問題提供了有力的實(shí)證支持。國(guó)家應(yīng)加大對(duì)非正式護(hù)理的政策補(bǔ)貼與激勵(lì)，譬如給異地務(wù)工人員更多的探親假期以照顧家中年邁老人，給家中有老人的女性工作者更有彈性的工作時(shí)間，對(duì)贍養(yǎng)父母的子女提供一定補(bǔ)助等。事實(shí)上，國(guó)內(nèi)外已有多篇文章證實(shí)了非正式護(hù)理比正式護(hù)理更加有效且節(jié)約成本(Bonsang, 2009)。例如，鄧穎等(2004)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)老人養(yǎng)老的成本相同時(shí), 家庭養(yǎng)老者的養(yǎng)老效用優(yōu)于機(jī)構(gòu)養(yǎng)老者的養(yǎng)老效用；如果要得到相同的滿意程度, 機(jī)構(gòu)養(yǎng)老的費(fèi)用是家庭養(yǎng)老的1.153 倍。其次，由于中國(guó)社會(huì)老齡化的趨勢(shì)是明確的，所以在醫(yī)療體系的改革中必須加大對(duì)正式護(hù)理的投入。目前，中國(guó)醫(yī)療體系對(duì)養(yǎng)老資源的投入與管理遠(yuǎn)遠(yuǎn)不能滿足現(xiàn)階段老年人養(yǎng)老的需求(Ramesh 和Wu，2009)。以養(yǎng)老機(jī)構(gòu)為例，2004年中國(guó)每千名65周歲以上的老年人擁有的養(yǎng)老機(jī)構(gòu)床位為22.9張(周云和陳明灼，2005)；而據(jù)民政部問卷調(diào)查顯示，12%的老年人愿意使用托老所、老年公寓的服務(wù)(田申，2005)，這充分說明目前養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的供給不能滿足老年人的養(yǎng)老需求。為了解決獨(dú)生子女政策帶來的子女?dāng)?shù)量降低和非正式護(hù)理減少的問題，國(guó)家應(yīng)加大對(duì)家政服務(wù)、養(yǎng)老院等正式護(hù)理資源的投入，完善正式醫(yī)療的市場(chǎng)管理，加大對(duì)從業(yè)人員的專業(yè)技能培訓(xùn)。最后，適當(dāng)放寬獨(dú)生子女政策在解決中國(guó)養(yǎng)老問題上也有積極意義。子女?dāng)?shù)量的增加可以提高老年人非正式護(hù)理的可獲得性，進(jìn)而緩解老年人對(duì)正式護(hù)理的需求。事實(shí)上，許多研究已經(jīng)表明，人口政策的軟著陸更有利于經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展。由曾毅(2005)提出的“二孩晚育”方案在獨(dú)居老人比例、老年撫養(yǎng)比、勞動(dòng)力資源比和出生性別比等方面均較現(xiàn)行生育政策有更大的優(yōu)勢(shì)。林毅夫(2006)也認(rèn)為有控制地放寬生育政策既可以減緩人口老齡化問題而又不至于導(dǎo)致生育率迅速提升。因此，國(guó)家面對(duì)養(yǎng)老問題的挑戰(zhàn)，除了加大對(duì)老年人養(yǎng)老資源的投入外，適當(dāng)調(diào)整生育政策也能夠放緩老齡化的速度，從而減輕全社會(huì)的養(yǎng)老壓力。

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