利用離散時(shí)間logistic方法分析我國(guó)居家養(yǎng)老政策時(shí)滯
——以省級(jí)政策為視角

馬健囡，王德文（廈門大學(xué) 公共事務(wù)學(xué)院，福建 廈門361005）

利用離散時(shí)間logistic方法分析我國(guó)居家養(yǎng)老政策時(shí)滯
——以省級(jí)政策為視角

馬健囡，王德文
（廈門大學(xué) 公共事務(wù)學(xué)院，福建 廈門361005）

政策時(shí)滯指公共政策從公開承諾到付諸實(shí)現(xiàn)的時(shí)間間隔，不同類型的政策時(shí)滯具有不同的特點(diǎn)。我國(guó)居家養(yǎng)老政策自中央正式頒布以來(lái)，各省份的發(fā)展情況不盡相同。以中央到省級(jí)居家養(yǎng)老政策時(shí)滯為因變量，利用Kaplan-Meyer生存函數(shù)分布，分析我國(guó)中央至省級(jí)居家養(yǎng)老政策時(shí)滯的一般性規(guī)律，利用離散時(shí)間logistic模型對(duì)影響省級(jí)居家養(yǎng)老政策時(shí)滯的因素進(jìn)行回歸分析，結(jié)果顯示我國(guó)省級(jí)居家養(yǎng)老政策產(chǎn)出高峰期為中央政策出臺(tái)后的20-40個(gè)月之間。老年人口規(guī)模、醫(yī)療支出、城市建設(shè)條件等外部客體因素對(duì)政策時(shí)滯影響較小，而行政類型、所轄地級(jí)市數(shù)量，綜合經(jīng)濟(jì)指標(biāo)等因素影響顯著。其中，直轄市的政策時(shí)滯最短，民族自治省份政策時(shí)滯時(shí)間較長(zhǎng)，平均政策時(shí)滯時(shí)間為31個(gè)月。中央-省級(jí)居家養(yǎng)老政策時(shí)滯主要受政府內(nèi)部因素影響，單純的加大撥款和補(bǔ)貼力度并不能達(dá)到減少居家養(yǎng)老政策時(shí)滯的效果。居家養(yǎng)老政策出臺(tái)過(guò)程的公開化、透明化、注重結(jié)合地區(qū)發(fā)展條件，才是消除政策時(shí)滯內(nèi)部性，提高政策效率的可行途徑。

政策時(shí)滯；居家養(yǎng)老政策；省級(jí)；離散時(shí)間logistic模型

一、引言

政策發(fā)布和政策實(shí)現(xiàn)之間的時(shí)間延遲一直是國(guó)內(nèi)外學(xué)者和政策制定者關(guān)注的焦點(diǎn)，國(guó)外學(xué)者通常把政策時(shí)滯理解為“政策從公開的承諾到付諸實(shí)現(xiàn)的一段時(shí)間”［1］，諾思將其概括為政策供給與政策需求之間必然存在的某種時(shí)間落差。

政策時(shí)滯并不能同政策滯后概念混用，前者是政策從公開的承諾到付諸實(shí)現(xiàn)的時(shí)間間隔，是一種客觀規(guī)律；后者則指政策的有效供給不足，帶有負(fù)面的色彩。以往公共政策制定者和民眾對(duì)政策時(shí)滯抱有偏見(jiàn)，希望找到減少政策時(shí)滯的方法，以達(dá)到政策的高效［2］。但是在過(guò)去的十幾年中，學(xué)者們對(duì)政策時(shí)滯的理解發(fā)生了變化，不再將它單純地視為政策的阻礙，而是探討政策時(shí)滯如何最優(yōu)化，使其能夠平衡政策所承諾的收益，并反映現(xiàn)實(shí)的需要。我國(guó)學(xué)者通常將政策時(shí)滯分為內(nèi)在時(shí)滯和外在時(shí)滯［3］。內(nèi)在時(shí)滯是指政策當(dāng)局從認(rèn)識(shí)到政策環(huán)境發(fā)生變化，需要進(jìn)行政策調(diào)控（認(rèn)識(shí)時(shí)滯），到政策當(dāng)局選擇合適工具并付諸實(shí)施所花費(fèi)的時(shí)間（行政時(shí)滯）；外部時(shí)滯是指從政策開始實(shí)施到它對(duì)政策對(duì)象完全產(chǎn)生作用所需要的時(shí)間［4］。本文的時(shí)滯指的是第一種類型，也可以理解為省級(jí)政府的內(nèi)部行政時(shí)滯。

盡管對(duì)“時(shí)滯”有不同的定義，但都隱含著對(duì)政策執(zhí)行過(guò)程中的時(shí)間要素的詮釋，由于公共政策復(fù)雜多樣，所以分析對(duì)象也有針對(duì)性，需要按照政策類型和內(nèi)容進(jìn)行領(lǐng)域性的研究。最早可以追溯到弗里德曼［5］和菲利普斯［6］，他們提出財(cái)政政策的時(shí)滯來(lái)自政治過(guò)程和稅收制度［7］。同樣持這種看法的還有淺田和吉田［8］，他利用Kaldorian宏觀模型，提出公共財(cái)政政策對(duì)國(guó)民收入變化的時(shí)滯（delay）是政治過(guò)程的必然結(jié)果，較早利用數(shù)理模型證明政策時(shí)滯的客觀性和規(guī)律性。之后，政策時(shí)滯研究開啟了數(shù)理分析方法運(yùn)用的閘門。拉凡提等計(jì)算出財(cái)政政策時(shí)滯和GDP間存在一個(gè)分散性的滯后指數(shù)［9］。德塞薩爾和斯波爾泰利等人對(duì)財(cái)政政策時(shí)滯進(jìn)行動(dòng)態(tài)LSLM模型分析，發(fā)現(xiàn)財(cái)政政策的滯后是一個(gè)動(dòng)態(tài)系統(tǒng)，不能完全由政策制定者控制，所以傳統(tǒng)的財(cái)政政策規(guī)制在處理政策時(shí)滯問(wèn)題上一定程度是無(wú)效的。普雷斯科特等通過(guò)時(shí)間序列法建模發(fā)現(xiàn)，在一種特定的制度安排下，國(guó)會(huì)的財(cái)政政策生效要經(jīng)過(guò)2年的時(shí)滯［10］。

政府基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè) （decentralizing infrastructure）具有地方性或特定區(qū)位性（location or sitespecific），“因?yàn)樗麄兲峁┑姆?wù)，本質(zhì)上是位于特定區(qū)域、服務(wù)、客戶”［11］，需要不同層級(jí)政府的參與才可以實(shí)現(xiàn)，其政策時(shí)滯研究多從政府層級(jí)的角度出發(fā)。卡洛杰羅等通過(guò)對(duì)意大利銀行的實(shí)證分析，比較不同層級(jí)政府的時(shí)間性能，發(fā)現(xiàn)在基礎(chǔ)設(shè)施政策方面，地方政府比中央政府有較長(zhǎng)的時(shí)間延遲。即使控制政府之間的差異（即政府維度、財(cái)政來(lái)源、當(dāng)?shù)厣鐓^(qū)的社會(huì)資本），這種時(shí)間延遲仍存在并影響政策執(zhí)行效率［12］。以公共交通政策為例，與社會(huì)福利相關(guān)的政策時(shí)滯可能產(chǎn)生顯著負(fù)外部性［13］。

社會(huì)問(wèn)題政策方面，杰佛瑞等人則使用延遲折扣框架，將墮胎、同性婚姻和“肯定行動(dòng)計(jì)劃”（potentially affirmative action）①肯定性行動(dòng)計(jì)劃是為了消除就業(yè)和教育等領(lǐng)域的種族和，中期以來(lái)實(shí)施的政策。等六種社會(huì)政策和執(zhí)行的結(jié)果，同貨幣政策的執(zhí)行結(jié)果相比較，發(fā)現(xiàn)從政策對(duì)象個(gè)體角度來(lái)看，社會(huì)政策比貨幣政策的執(zhí)行折扣更顯著，這種折扣突出體現(xiàn)在政策的延遲上［14］。

不難看出，對(duì)政策時(shí)滯的研究是分類別進(jìn)行的，多出現(xiàn)在財(cái)政、政府基礎(chǔ)建設(shè)和社會(huì)問(wèn)題等政策領(lǐng)域。其中，財(cái)政政策時(shí)滯的研究最為深入，而對(duì)于社會(huì)服務(wù)政策時(shí)滯的研究較容易受到忽視。國(guó)外的研究已涉及到對(duì)政策時(shí)滯影響因素的穩(wěn)定控制方面，雖然政策時(shí)滯的研究方法和角度有所不同，但大多以時(shí)間為突破口，運(yùn)用時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。政策時(shí)滯無(wú)法一概而論是積極的還是消極的，它同所涉及的政策問(wèn)題之間存在著復(fù)雜的動(dòng)態(tài)影響，一般需要綜合考率經(jīng)濟(jì)因素、政策個(gè)體、政策層級(jí)等因素。

我國(guó)對(duì)政策時(shí)滯多呈負(fù)面的認(rèn)知，除經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域外，對(duì)其他類型的政策時(shí)滯關(guān)注較少，研究視角大多從政策執(zhí)行出發(fā)，方法也多采用現(xiàn)象描述和簡(jiǎn)單歸因。本研究以社區(qū)居家養(yǎng)老政策為例，利用離散時(shí)間logistic模型，探討2008年社區(qū)居家養(yǎng)老政策實(shí)施以來(lái)，時(shí)滯的一般規(guī)律及其影響因素，旨在豐富政策研究的另一種路徑。

選擇社區(qū)居家養(yǎng)老政策是有意為之，理由有三：1.社區(qū)居家養(yǎng)老政策出臺(tái)雖然較新，只有6年的時(shí)間，但政策周期較為完整。早在2000年“十一五”規(guī)劃當(dāng)中“建立健全適應(yīng)家庭養(yǎng)老和社會(huì)養(yǎng)老相結(jié)合的為老服務(wù)網(wǎng)絡(luò)和滿足老年人特殊需求的老年用品市場(chǎng)”等內(nèi)容，就提出了發(fā)展居家養(yǎng)老的雛形理念。國(guó)家性質(zhì)的社區(qū)居家養(yǎng)老政策也在2008年正式出臺(tái)。發(fā)展到現(xiàn)在，居家養(yǎng)老政策涉及基層社區(qū)、政府為老服務(wù)部門、資源供給、服務(wù)標(biāo)準(zhǔn)等多方面的規(guī)范，政策具有一定連續(xù)性。2.我國(guó)居家養(yǎng)老政策發(fā)展路徑較有特點(diǎn)，并非傳統(tǒng)的自上而下逐級(jí)實(shí)施，而是采取先由地方試點(diǎn)，再提出中央總體政策，給予地方充分的自主權(quán)和靈活性的發(fā)展路徑。不僅自上而下的政策層級(jí)對(duì)政策時(shí)滯產(chǎn)生影響，自下而上的政策層級(jí)也發(fā)揮著作用。3.我國(guó)社區(qū)居家養(yǎng)老問(wèn)題頗多，現(xiàn)實(shí)中存在著政策零散化，政策不平衡等問(wèn)題，對(duì)其政策時(shí)滯的研究希望能夠?yàn)樘岣呔蛹茵B(yǎng)老政策質(zhì)量，解決養(yǎng)老問(wèn)題提供思路。

二、研究方法與假設(shè)

國(guó)內(nèi)采用截面研究的量化方法較為多見(jiàn)，這種研究的特點(diǎn)是進(jìn)行一次性調(diào)查，取得一個(gè)時(shí)點(diǎn)上不同分析單位的數(shù)據(jù)來(lái)進(jìn)行研究［15］。例如某一次全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)反映全國(guó)人口在普查時(shí)間點(diǎn)上的結(jié)構(gòu)與數(shù)量。這種數(shù)據(jù)對(duì)靜止?fàn)顩r的描述性研究更有效。然而這種研究其中必然隱含了一個(gè)重要的假定，即所有對(duì)象是按同一模式發(fā)展變化。而本文研究假設(shè)社區(qū)居家養(yǎng)老政策時(shí)滯一直隨著不同時(shí)間點(diǎn)、不同政策環(huán)境而改變，自變量是隨時(shí)間變化的，因而必然涉及時(shí)間，所以運(yùn)用歷時(shí)性數(shù)據(jù)的縱向研究方法更能夠反映真正的變化，也才有可能較為直接地探討因果關(guān)系問(wèn)題?？v向研究居家養(yǎng)老政策時(shí)滯數(shù)據(jù)存在刪截并且時(shí)滯風(fēng)險(xiǎn)屬于傾斜分布，不能使用常規(guī)的回歸模型，所以選取事件史分析方法中的 “Kaplan-Meyer表+離散時(shí)間logit模型”方法。

公共政策運(yùn)行是一個(gè)錯(cuò)綜復(fù)雜的有機(jī)體，要想把整個(gè)影響居家養(yǎng)老政策的因素運(yùn)用到計(jì)量模型中，那是不現(xiàn)實(shí)的。其一，受研究方法所限，有些變量是無(wú)法收集到時(shí)序數(shù)據(jù)的，比如制度因素；其二，研究目的主要抓住影響居家養(yǎng)老政策從中央—省級(jí)內(nèi)部產(chǎn)生政策時(shí)滯的主要影響因素，而非面面俱到。基于這些原因，我們建立了一個(gè)簡(jiǎn)化的計(jì)量模型來(lái)對(duì)現(xiàn)實(shí)政策時(shí)滯進(jìn)行推斷。本文根據(jù)前文國(guó)外學(xué)者的研究經(jīng)驗(yàn)，選取變量及方法如下：

宏觀數(shù)據(jù)主要用于分析政策層級(jí)對(duì)居家養(yǎng)老政策時(shí)滯的影響，選取東中西部共20個(gè)省為樣本，自變量數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家民政局網(wǎng)站的公開數(shù)據(jù)，各省政策頒布時(shí)間數(shù)據(jù)來(lái)自各省民政局?jǐn)?shù)據(jù)以及全國(guó)老齡門戶。2009年數(shù)據(jù)來(lái)自人力資源和社會(huì)保障部的公開數(shù)據(jù)。

變量設(shè)置：在政策層級(jí)的宏觀分析部分，我們對(duì)分析模型和自變量、因變量的選取都做了調(diào)整。首先以觀察期內(nèi)中央居家養(yǎng)老政策出臺(tái)到省級(jí)居家養(yǎng)老政策出臺(tái)的時(shí)滯為因變量，采用適合小樣本量分析的Kaplan-Meyer生存函數(shù)描述政策時(shí)滯的分布特征。雖然國(guó)家性質(zhì)的社區(qū)居家養(yǎng)老政策在2008 年1月份才正式出臺(tái)，但是早在2000年“十一五”規(guī)劃當(dāng)中就已經(jīng)提到了“建立健全適應(yīng)家庭養(yǎng)老和社會(huì)養(yǎng)老相結(jié)合的為老服務(wù)網(wǎng)絡(luò)和滿足老年人特殊需求的老年用品市場(chǎng)”等內(nèi)容，所以部分地方性社區(qū)居家養(yǎng)老政策在此之前已經(jīng)頒布實(shí)施，因此把2008年1月作為居家養(yǎng)老政策的起始觀測(cè)時(shí)間，以省級(jí)下發(fā)文件時(shí)間為中央到省級(jí)的政策推行時(shí)間，這一段時(shí)間也即我國(guó)居家養(yǎng)老政策時(shí)滯。

之后以某月內(nèi)是否發(fā)生省級(jí)居家養(yǎng)老政策出臺(tái)事件為因變量（事件發(fā)生記為1，未發(fā)生則記為0），將時(shí)滯時(shí)間看作以月為單位的離散時(shí)間，對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行“政策—月”改造，這是該方法的關(guān)鍵步驟。以北京市為例，從觀測(cè)時(shí)間2008年1月起，某一個(gè)月北京市是否由地方性居家養(yǎng)老政策出臺(tái)，這是模型中的因變量，如果在一個(gè)月月末，北京市沒(méi)有發(fā)生該事件（即出臺(tái)地方性居家養(yǎng)老政策），則因變量賦值將為0，發(fā)生該時(shí)間，則因變量為1。北京市在2009年11月出臺(tái) 《關(guān)于北京市市民居家養(yǎng)老 （助殘）服務(wù)（“九養(yǎng)”）辦法的通知》對(duì)社區(qū)養(yǎng)老助殘發(fā)展的具體內(nèi)容和方法進(jìn)行了規(guī)定，此項(xiàng)地區(qū)性法規(guī)距中央出臺(tái)的社區(qū)居家養(yǎng)老服務(wù)建設(shè)規(guī)劃時(shí)隔21個(gè)月，則北京市建立21個(gè)月樣本數(shù)據(jù)，北京市第21個(gè)月份因變量值為1，之前為0。全部數(shù)據(jù)改造完成之后樣本量為577個(gè)。

參考卡洛杰羅等人的研究，從經(jīng)濟(jì)情況、需求、和環(huán)境三個(gè)維度選取可能引起變動(dòng)的自變量建立離散時(shí)間logistic模型，自變量的選取及處理是：

（1）國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）來(lái)度量每個(gè)季度內(nèi)各省新增產(chǎn)出，原始數(shù)據(jù)為國(guó)家統(tǒng)計(jì)局分省分季度GDP統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，單位為億元。將原始數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)計(jì)入模型；（2）行政類別分為直轄市、民族自治省份和一般省份，以一般省份為參照系設(shè)置虛擬變量；（3）65歲以上老年人口抽樣數(shù)，我們用它來(lái)代表地區(qū)居家養(yǎng)老服務(wù)的需求情況，默認(rèn)65歲以上老年人口數(shù)越多，則對(duì)居家養(yǎng)老的需求越強(qiáng)烈，數(shù)據(jù)同樣來(lái)自統(tǒng)計(jì)局公開數(shù)據(jù)；（4）下轄地級(jí)市數(shù)量及城市居民人數(shù)，該指標(biāo)代表城市建設(shè)水平，用以在一定程度上衡量社區(qū)居家養(yǎng)老建設(shè)的客觀準(zhǔn)備條件和管理難度；（5）社區(qū)服務(wù)機(jī)構(gòu)個(gè)數(shù)指標(biāo)用于衡量社區(qū)環(huán)境的發(fā)展水平；（6）城鎮(zhèn)居民可支配收入，用于衡量居民對(duì)社區(qū)居家養(yǎng)老服務(wù)的購(gòu)買力。對(duì)以上自變量均進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。由于GDP等數(shù)據(jù)無(wú)法找到每個(gè)月的變化情況，所以采用季度數(shù)據(jù)代替月數(shù)據(jù)，老年人口數(shù)等采用年數(shù)據(jù)代替月數(shù)據(jù)。經(jīng)過(guò)Pearson相關(guān)系數(shù)雙尾檢驗(yàn)，最終確定由相關(guān)性較高的變量引入模型。具體思路為：

用P（t）代表某省份在時(shí)間t上發(fā)生居家養(yǎng)老政策出臺(tái)的概率，運(yùn)用下列Logit模型擬合觀察數(shù)據(jù)。

其中，x1代表行政類別虛擬變量，即直轄市、一般省份（參照系）和民族自治省份，x2代表時(shí)變變量，即GDP、老年人口數(shù)、社區(qū)服務(wù)機(jī)構(gòu)個(gè)數(shù)、下轄地級(jí)市數(shù)量、城市居民人數(shù)、城鎮(zhèn)居民可支配收入等，a（t）是截距，只要模型中還有代表不同時(shí)期的虛擬變量，它便會(huì)隨時(shí)期變化。我們采用最大似然比檢驗(yàn)，所有數(shù)據(jù)處理和運(yùn)算均使用SPSS19.0處理。

三、結(jié)果分析

1.國(guó)家—省級(jí)政策間隔時(shí)間的Kaplan-Meyer生存函數(shù)分析

通常，國(guó)家性的社區(qū)居家養(yǎng)老政策以2008年1月份10部委聯(lián)合下發(fā)的《關(guān)于全面推進(jìn)居家養(yǎng)老服務(wù)工作的意見(jiàn)》為標(biāo)志性，我們以20個(gè)省份的居家養(yǎng)老政策出臺(tái)時(shí)間（月份）為觀測(cè)終點(diǎn)，國(guó)家政策頒布和省級(jí)政策出臺(tái)的時(shí)間間隔為政策時(shí)滯，建立模型。其中刪截?cái)?shù)據(jù)2個(gè)，為浙江省和重慶市，均在2006年國(guó)家居家養(yǎng)老政策出臺(tái)之前就已經(jīng)發(fā)布地方性居家養(yǎng)老政策。需要注意的是，地方性政策出臺(tái)并不包含中央文件的單純轉(zhuǎn)發(fā)。通過(guò)“Kaplan-Meyer”生存函數(shù)分析結(jié)果見(jiàn)圖1。

從生存函數(shù)圖看，中央—省級(jí)政策層級(jí)存在居家養(yǎng)老政策時(shí)滯，且國(guó)家—省級(jí)居家養(yǎng)老政策時(shí)滯大致存在兩個(gè)比較明顯的特征。

首先，在中央政策出臺(tái)的前20個(gè)月，未進(jìn)一步頒布本省居家養(yǎng)老政策的省份比例在80%左右，而在20個(gè)月前后，曲線平滑基本趨向水平，沒(méi)有省級(jí)政策出臺(tái)事件。這說(shuō)明在中央居家養(yǎng)老政策出臺(tái)初期，各省普遍處在對(duì)中央政策的理解和調(diào)研階段中。

其次，從20個(gè)月左右開始到40個(gè)月之前，曲線變得陡峭，斜率較高，各省紛紛集中在這一時(shí)期頒布省級(jí)居家養(yǎng)老政策。可能第一是由于各省級(jí)兩會(huì)結(jié)束，政策和方案得到了充分的討論和通過(guò)；第二是我國(guó)居家養(yǎng)老政策普遍實(shí)行試點(diǎn)模式，需要經(jīng)歷較長(zhǎng)時(shí)間的對(duì)試點(diǎn)城市的調(diào)研和總結(jié)，最后才能將居家養(yǎng)老政策在省內(nèi)鋪開，落實(shí)到實(shí)際行動(dòng)。國(guó)家—省級(jí)政策時(shí)滯的描述性統(tǒng)計(jì)表明，從均值上看，省級(jí)政策出臺(tái)的平均時(shí)間約在中央政策出臺(tái)后的31個(gè)月，而中位數(shù)為28個(gè)月。說(shuō)明大部分省份出臺(tái)政策的時(shí)間比較靠后，更傾向于經(jīng)歷比較長(zhǎng)時(shí)間的準(zhǔn)備和試點(diǎn)工作，這也和國(guó)家社會(huì)化養(yǎng)老的試點(diǎn)政策模式相吻合。

最后，在時(shí)隔中央居家養(yǎng)老政策出臺(tái)的40個(gè)月-80個(gè)月左右，又出現(xiàn)了一次曲線趨于水平，基本沒(méi)有省級(jí)政策出臺(tái)。以上分析能夠說(shuō)明政策時(shí)滯存在政策層級(jí)上的區(qū)別。

2.政策時(shí)滯影響因素的Logistic模型分析

研究使用社區(qū)服務(wù)機(jī)構(gòu)個(gè)數(shù)、下轄地級(jí)市數(shù)量及城市居民人數(shù)，以這三個(gè)指標(biāo)代表城市建設(shè)水平，用以在一定程度上衡量社區(qū)居家養(yǎng)老建設(shè)的客觀準(zhǔn)備條件和管理難度；城鎮(zhèn)居民可支配收入和GDP指標(biāo)代表地區(qū)綜合經(jīng)濟(jì)情況；引入直轄市、民族自治省份、一般省份（參照組）為虛擬變量，代表地區(qū)行政類型指標(biāo)；以65歲以上老年人口總數(shù)代表地區(qū)老齡化人口指標(biāo)，采用離散時(shí)間 Logistic模型對(duì)20個(gè)不同省份共557組數(shù)據(jù)進(jìn)行多元回歸分析，采用最大似然估計(jì)法檢驗(yàn)總體模型。得到以下結(jié)果（表1所示），B是相應(yīng)參數(shù)估計(jì)值。

結(jié)果顯示，從總的模型上看，這個(gè)模型擬合的不太好，卡方值只有6.535，總體模型的解釋性不是很強(qiáng)。行政類型對(duì)居家養(yǎng)老政策時(shí)滯具有顯著影響，顯著性水平（Sig），ɑ＜0.05。是否屬于直轄市對(duì)政策時(shí)滯有正影響，回歸系數(shù)為1.37，是否屬于少數(shù)民族自治地區(qū)對(duì)政策時(shí)滯有負(fù)影響，回歸系數(shù)為-3.27。為了方便分析，我們用優(yōu)勢(shì)比（Odds Ratio）的方式來(lái)解釋自變量的影響作用［16］。直轄市Exp（1.370）= 3.93，說(shuō)明直轄市出臺(tái)居家養(yǎng)老政策是一般省份的3.93倍，直轄市更容易出臺(tái)居家養(yǎng)老政策。

對(duì)于少數(shù)民自治省份，Exp（-3.27）=0.04，優(yōu)勢(shì)比小于1，說(shuō)明民族自治省份比一般省份出臺(tái)居家養(yǎng)老政策可能性更小，政策時(shí)滯風(fēng)險(xiǎn)更高。所以，在中央-省局居家養(yǎng)老政策過(guò)程中，與一般省份相比，居家養(yǎng)老政策遲滯最可能出現(xiàn)在少數(shù)民族自治的觀測(cè)省份，最不容易出現(xiàn)在直轄市地區(qū)。

表1　居家養(yǎng)老政策時(shí)滯的影響因素分析結(jié)果

從城市建設(shè)條件上來(lái)看，所轄地級(jí)市個(gè)數(shù)系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明所轄地級(jí)市個(gè)數(shù)越多的省份越傾向于較晚出臺(tái)居家養(yǎng)老政策，Exp（0.080）=0.923，即每多管轄一個(gè)地級(jí)市，養(yǎng)老政策發(fā)生時(shí)滯的概率比原來(lái)增加了92.3%。社區(qū)服務(wù)機(jī)構(gòu)數(shù)、城市居民人口和醫(yī)療衛(wèi)生支出占比顯著性水平均大于0.05，對(duì)政策時(shí)滯的影響不顯著。從地區(qū)綜合經(jīng)濟(jì)情況看，GDP高、城鎮(zhèn)居民可支配收入高的省份，更容易出臺(tái)居家養(yǎng)老政策，即傾向于更短的政策時(shí)滯。而老年人口數(shù)對(duì)模型的影響并不顯著。

為了對(duì)自變量之間的重要程度進(jìn)行比較，我們對(duì)有顯著意義的自變量的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)Beta值進(jìn)行觀察（如表2）。結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)居民可支配收入因素的Beta值最大，其次直轄市因素和GDP因素?？梢?jiàn)，在目前的資源條件與環(huán)境背景下，對(duì)于是否出臺(tái)省級(jí)居家養(yǎng)老政策來(lái)說(shuō)，城鎮(zhèn)居民可支配收入發(fā)揮的作用比其他因素大得多。

表2　有顯著意義的自變量標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)比較（保留小數(shù)后兩位）

四、結(jié)論

1.居家養(yǎng)老政策的中央—省級(jí)時(shí)滯受客體因素影響較小

經(jīng)驗(yàn)上，雖然城市建設(shè)條件和水平、地區(qū)老年人口數(shù)和經(jīng)濟(jì)水平等外部條件是影響地區(qū)政策的重要因素，但是在居家養(yǎng)老政策方面顯然并不是決定政策時(shí)滯的主要原因。一是從主體上看，居家養(yǎng)老政策中央—省級(jí)政策平均時(shí)滯時(shí)間為20-40個(gè)月，這也就是政策準(zhǔn)備階段。在這段時(shí)期內(nèi)，出臺(tái)居家養(yǎng)老政策的各省份之間均沒(méi)有明顯的城市建設(shè)條件和老年人口數(shù)上的共性特征。社區(qū)建設(shè)條件、人口規(guī)模和老年人口數(shù)和醫(yī)療支出等因素在政策出臺(tái)初期均不產(chǎn)生影響。也就是說(shuō)，在居家養(yǎng)老政策的準(zhǔn)備階段或是調(diào)研階段，不同老齡化程度和城市發(fā)展條件的各省份很可能在同一時(shí)期內(nèi)完成居家養(yǎng)老政策的調(diào)研和準(zhǔn)備活動(dòng)，這體現(xiàn)了我國(guó)自上而下的行政命令型領(lǐng)導(dǎo)方式具有很高的執(zhí)行力。但也暴露出居家養(yǎng)老政策調(diào)研只關(guān)注先行地區(qū)的經(jīng)驗(yàn)推廣，忽視對(duì)自身城市建設(shè)條件和老年人需求的全面考察。造成很多居家養(yǎng)老服務(wù)有提供沒(méi)需求，或是老年人消費(fèi)不起的尷尬局面。二是從時(shí)間上看，各省政策出臺(tái)的時(shí)間紛紛集中在12月份到明年2月份這一時(shí)期，即各省人大和兩會(huì)召開時(shí)間前后，從側(cè)面說(shuō)明我國(guó)中央—省級(jí)政策層面人為因素較為顯著。三從影響因素上看，行政類型、省經(jīng)濟(jì)情況和所轄地級(jí)市個(gè)數(shù)對(duì)居家養(yǎng)老政策時(shí)滯時(shí)間影響顯著。這些因素更多是體現(xiàn)政府內(nèi)部的管理幅度管理層次，以及財(cái)政供給水平，與外部因素關(guān)系不大。

這與其它一些政策時(shí)滯研究觀點(diǎn)相吻合，這些觀點(diǎn)認(rèn)為，政策（主要是財(cái)政政策）在行政部門內(nèi)部產(chǎn)生的時(shí)滯，主要取決于信息的傳遞速度、管理當(dāng)局的預(yù)測(cè)能力以及政策選擇的決策效率等，與管理體制和工作效率有關(guān)［17］，部門領(lǐng)導(dǎo)和領(lǐng)導(dǎo)團(tuán)體的主觀意向性十分明顯。因?yàn)樽怨矄?wèn)題被納入決策議程到政府部門起草政策文件，再到完整公共政策的出臺(tái)，政府部門尚需經(jīng)過(guò)政策咨詢、政策論證等程序［18］，政策需耗費(fèi)一定的時(shí)間。在此過(guò)程中，相關(guān)咨詢與論證工作具有相對(duì)穩(wěn)定的工作流程和時(shí)間消耗，工作節(jié)奏是政府部門一直以來(lái)形成習(xí)慣的路徑依賴。而如人口情況、城市建設(shè)水平等外部因素，會(huì)對(duì)政策開始實(shí)施到它對(duì)政策對(duì)象完全產(chǎn)生作用的時(shí)間產(chǎn)生影響。

目前我國(guó)很多地區(qū)服務(wù)型政策相較于經(jīng)濟(jì)型政策還處于易受忽視的地位。居家養(yǎng)老等服務(wù)型政策普遍思路是重視經(jīng)驗(yàn)推廣，而輕視對(duì)本土的調(diào)研和創(chuàng)新。通常是先進(jìn)地區(qū)提供何種養(yǎng)老服務(wù)，建設(shè)何種養(yǎng)老模式，其他地區(qū)也跟著學(xué)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)本地區(qū)根本沒(méi)有這種需求或是地區(qū)財(cái)政無(wú)力支持，造成居家養(yǎng)老服務(wù)資源的浪費(fèi)。比如，上海等地依托完善的社區(qū)服務(wù)平臺(tái)和老齡產(chǎn)業(yè)鏈條，可以實(shí)現(xiàn)社區(qū)居家養(yǎng)老服務(wù)社、社區(qū)老年人日間服務(wù)中心、社區(qū)老年人助餐服務(wù)點(diǎn)等社區(qū)居家養(yǎng)老服務(wù)組織提供助行、助醫(yī)、代辦等多項(xiàng)服務(wù)內(nèi)容的企業(yè)合作。而在沒(méi)有完善的社區(qū)服務(wù)平臺(tái)和市場(chǎng)發(fā)展的省份，在如法炮制時(shí)難免捉衿見(jiàn)肘，將居家養(yǎng)老服務(wù)供給不足歸結(jié)為財(cái)政原因。為了避免這種情況，需要給予地方政府足夠的政策空間進(jìn)行因地制宜的政策設(shè)計(jì)，注重引導(dǎo)政府對(duì)本地區(qū)老年人需求和服務(wù)供給現(xiàn)狀的調(diào)研和把握，分層次、分階段性的提供發(fā)展社區(qū)居家養(yǎng)老服務(wù)。同時(shí)以地區(qū)老年人滿意度為導(dǎo)向重新確立動(dòng)態(tài)考評(píng)機(jī)制，摒棄統(tǒng)一的“任務(wù)式”考評(píng)指標(biāo)。

2.直轄市具有相對(duì)敏捷的政策反應(yīng)

回歸系數(shù)上顯示，直轄市和民族自治省份的因素對(duì)中央—省級(jí)政策時(shí)滯的影響是最大的，直轄市相對(duì)來(lái)說(shuō)對(duì)中央政策理念有更快的反應(yīng)，平均中央—省級(jí)政策時(shí)滯時(shí)間為13個(gè)月，比平均政策時(shí)滯時(shí)間更短。居家養(yǎng)老的理念的提出要遠(yuǎn)遠(yuǎn)早于國(guó)家性質(zhì)的社區(qū)居家養(yǎng)老政策，在2006年“十一五”規(guī)劃中就已經(jīng)提出。很多直轄市在2008年正式居家養(yǎng)老發(fā)展政策出臺(tái)之前就已經(jīng)開始對(duì)居家養(yǎng)老進(jìn)行調(diào)研和探索，這樣就保證了對(duì)信息收集、準(zhǔn)備工作和服務(wù)需求情況的提前把握。甚至有的直轄市早在政策理念之前便已先行，比如上海市在2004年就開始探索本地化的居家養(yǎng)老運(yùn)作模式和服務(wù)評(píng)估制度，居家養(yǎng)老服務(wù)（指導(dǎo)）中心和社區(qū)助老服務(wù)社覆蓋率占街道（鄉(xiāng)鎮(zhèn)）總數(shù)的96%［19］。天津市早在2005年就開始探索和社會(huì)合力發(fā)展居家養(yǎng)老服務(wù)的模式，老年人指定送餐等日常照料和家庭勞務(wù)服務(wù)由政府補(bǔ)貼［20］?？梢钥闯?，直轄市地區(qū)對(duì)本地區(qū)的發(fā)展情況和政策需求有著更敏銳的動(dòng)態(tài)觀察和判斷，并且具有更高的政策靈活性。相對(duì)來(lái)說(shuō)，少數(shù)民族省份，除寧夏回族自治區(qū)之外，政策時(shí)滯都較長(zhǎng)，平均時(shí)滯為52個(gè)月，遠(yuǎn)遠(yuǎn)長(zhǎng)于平均時(shí)滯時(shí)間。結(jié)合前文的分析，不能再將少數(shù)民族地區(qū)居家養(yǎng)老政策滯后簡(jiǎn)單的歸咎于受到地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平的桎梏，因?yàn)槌丝傮w經(jīng)濟(jì)條件外，促進(jìn)政府內(nèi)部的理念更新，給少數(shù)民族地區(qū)服務(wù)類政策以充分靈活性和獨(dú)特的考評(píng)機(jī)制，使少數(shù)民族地區(qū)居家養(yǎng)老發(fā)展政策同本地區(qū)、本民族、城市發(fā)展情況、老年人需求相適宜，減少民族自治省份的政策內(nèi)部時(shí)滯，也是促進(jìn)該地區(qū)居家養(yǎng)老政策發(fā)展的重要因素。

3.中央—省級(jí)居家養(yǎng)老政策時(shí)滯具有內(nèi)部性

居家養(yǎng)老政策的政策受眾是老年人，從老年人角度往往不能清楚的區(qū)分、甚至不關(guān)心政策來(lái)自于哪個(gè)層級(jí)，在居家養(yǎng)老服務(wù)政策還處于中央層級(jí)時(shí)，老年人只能夠通過(guò)新聞廣播等媒體了解信息，而當(dāng)居家養(yǎng)老服務(wù)政策從中央政策逐步落實(shí)到基層時(shí)，老年人才能夠?qū)嶋H感受到，然而落實(shí)的地區(qū)有時(shí)間先后，老年人受地區(qū)因素限制，往往不能在同一時(shí)間享受到政策帶來(lái)的實(shí)惠，產(chǎn)生群體性的政策不均，但此時(shí)已經(jīng)不能區(qū)分該政策層級(jí)，也無(wú)從計(jì)較政策經(jīng)過(guò)了多長(zhǎng)時(shí)間的發(fā)酵，對(duì)居家養(yǎng)老政策的監(jiān)督和反饋更是無(wú)從談起。從這個(gè)意義上來(lái)說(shuō)，居家養(yǎng)老政策的中央—省級(jí)政策時(shí)滯是一種較為隱蔽的時(shí)滯，客觀因素難以產(chǎn)生很大的影響，也就是說(shuō)，單純的加大撥款和補(bǔ)貼力度并不能達(dá)到減少居家養(yǎng)老政策時(shí)滯的效果。因此，對(duì)中央—省級(jí)居家養(yǎng)老政策內(nèi)部時(shí)滯的控制，找到其規(guī)律，將居家養(yǎng)老政策的調(diào)研、出臺(tái)過(guò)程公開化、透明化，引入公民參與，是減少政策時(shí)滯內(nèi)部性弊端，提高政策效率的可行途徑。

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Study on the Provincial Policy Lag of Home-based Cared for Aged：Based on the Discrete-time Model

MA Jian-nan，WANG De-wen
（School of Public Affairs，Xiamen University，Xiamen 361005）

Policy lag refers to time intervals of public policy from commitment to implement.Provincial policy of home-based for aged has a clear statistical distribution characteristic，Since the home-based for aged policy formally promulgated，the provinces development are not the same.Assuming policy lag of home-based for aged as the dependent variable，make an regression analysis using the Kaplan-Meyer survival model and the discrete time logistic model.The results show that the provincial home-care policy for aged output 20-40 months later than the central government.And policy lag is affected by external objective factors including population of the elderly，medical expenditure，city construction conditions，among them，administrative type，the scale of city，comprehensive economic indicators have significant influences.The municipality directly under the central government has the shortest time-delay，and the ethnic autonomous provinces has 31 months average timedelay.Only increasing the intensity and subsidies can not reduce the home-cared for aged policy lag.The feasible way is to improve the openness and transparency of the policy process，and the design of province policy should attache more importance in regional conditions so that the effect of home-care policies can be peomoted.

policy lag；home-based care for aged；provincial；discrete-time logistic model

C913.6

A

1007-0672（2015）03-0059-06

2014-10-26

廈門大學(xué)哲學(xué)社會(huì)科學(xué)繁榮計(jì)劃。

馬健囡，女，河北唐山人，廈門大學(xué)公共事務(wù)學(xué)院博士研究生，研究方向：人口政策，老齡政策。王德文，女，福建福州人，廈門大學(xué)公共事務(wù)學(xué)院公共管理系教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：社會(huì)醫(yī)學(xué)、健康人口學(xué)、老年健康管理。