失能老人的照護(hù)特征與照護(hù)效果研究①

于大川 朱麗君 趙小仕

（廣東金融學(xué)院 社會保障研究所，廣東 廣州 510521）

1 引言

由于年齡增長與身心功能退化之間的天然聯(lián)系，人口老齡化往往與老年人失能化相依共存[1]。有研究預(yù)測，2030年中國失能老人將達(dá)到6168萬人，2050年將進(jìn)一步上升到9750萬人[2]，老年人失能正逐漸成為中國社會最基本的特征之一。失能不僅增加了老年個體的生存風(fēng)險，同時也給家庭和社會帶來了沉重的負(fù)擔(dān)，提高了家庭以及整個社會的風(fēng)險等級[3]，對家庭生活方式和社會保障體系產(chǎn)生了不可逆轉(zhuǎn)的影響。為消除這些負(fù)面影響導(dǎo)致的不良后果，中國政府不斷加大投入，建立與健全養(yǎng)老服務(wù)體系。然而與國外發(fā)達(dá)國家相對成熟的照護(hù)服務(wù)體系和長期照護(hù)保險不同，中國目前還未建立起專門針對失能老人的社會化照護(hù)體系，專業(yè)化的照護(hù)服務(wù)市場亦存在發(fā)育不良的問題，再加上傳統(tǒng)家庭照護(hù)模式受到的巨大沖擊，使得失能老人照護(hù)服務(wù)體系構(gòu)建在現(xiàn)階段的中國社會變得極為迫切。那么未來中國究竟應(yīng)如何構(gòu)建失能老人的照護(hù)服務(wù)體系，以實(shí)現(xiàn)有限資源的優(yōu)化配置和更好地滿足失能老人的照護(hù)需求？探討這個問題的前提是要厘清失能老人照護(hù)的現(xiàn)狀與趨勢?，F(xiàn)階段失能老人的總體狀況如何？失能老人照護(hù)都具有哪些特征？這些照護(hù)特征呈現(xiàn)出怎樣的變化趨勢？以及達(dá)到了何種照護(hù)效果？未來照護(hù)服務(wù)體系構(gòu)建的著力點(diǎn)在哪里？這些都是構(gòu)建科學(xué)合理失能老人照護(hù)服務(wù)體系中必然要面對的基礎(chǔ)性問題，迫切需要從理論和經(jīng)驗(yàn)層面加以回應(yīng)。

2 文獻(xiàn)回顧

準(zhǔn)確把握老年人的失能水平、規(guī)模及趨勢是養(yǎng)老服務(wù)有效供給和照護(hù)資源合理配置的重要依據(jù)，不少學(xué)者開展了相關(guān)研究，但研究結(jié)論并未達(dá)成一致。一種觀點(diǎn)認(rèn)為老年人失能水平呈下降趨勢。中國老齡科學(xué)研究中心課題組測算城鄉(xiāng)老年人的失能率將從2006年的6.4%下降至2015年的6.05%[4]。楊明旭等的測算結(jié)果顯示，2000-2010年間中國60歲以上老年人的失能率從8.92%降到了8.13%[5]。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為老年人失能水平呈上升趨勢。杜鵬、武超認(rèn)為中國老年人的失能率從1994年的7.7%上升到了2004年的8%[6]。丁華、嚴(yán)潔的研究發(fā)現(xiàn)，2011-2015年間老年人的截面和追蹤失能率均有不同程度的上升，后者高于前者[7]。王金營、李天然的預(yù)測結(jié)果顯示，未來失能老年人口規(guī)模將持續(xù)擴(kuò)大，2050年中國65歲及以上失能老年人占老年人口總數(shù)的比例將達(dá)到13.68%[8]。

照護(hù)模式優(yōu)化是失能老人照護(hù)服務(wù)政策設(shè)計的關(guān)鍵，學(xué)者們圍繞不同照護(hù)模式的現(xiàn)狀、次序關(guān)系、影響因素等議題開展了研究。多數(shù)學(xué)者的研究結(jié)果表明，失能老人照護(hù)模式存在非正式照護(hù)利用率居高不下，而正式照護(hù)利用率維持低位的問題[9]。紀(jì)競垚發(fā)現(xiàn)失能老人的家庭照護(hù)和社會照護(hù)之間存在或替代或補(bǔ)充的非線性關(guān)系[10]。張瑞利、林閩鋼的研究表明，正式照護(hù)對非正式照顧有明顯的替代效應(yīng)[11]。谷應(yīng)雯、尚越的研究則發(fā)現(xiàn)非正式照護(hù)對正式照護(hù)具有較強(qiáng)的替代性[12]。劉西國、劉曉慧認(rèn)為，家庭稟賦是失能老人照護(hù)模式選擇的重要決定因素，人力資本和社會資本高的家庭偏好非正式照護(hù)，經(jīng)濟(jì)資本高的家庭則更偏好正式照護(hù)[13]。

評估和預(yù)測失能老人的照護(hù)需求是解決老年護(hù)理服務(wù)問題的前提，近年來相關(guān)研究成果逐漸豐富。劉煥明認(rèn)為失能老人除了具有一般老年人養(yǎng)老的基本需求外，還具有生活照料、健康醫(yī)療和社會支持等特殊需求[14]。失能老人的照護(hù)需求存在多樣化特征，對生活照料類、精神慰藉類服務(wù)存在更高需求[15]。失能老人未滿足的照護(hù)需求具有一定的普遍性，約有一半以上的失能老人存在未滿足的照護(hù)需求[16]。一些研究還對老年人長期護(hù)理需求進(jìn)行了測算，如胡宏偉等的測算結(jié)果顯示，2014-2050年，中國老年護(hù)理服務(wù)潛在需求從3089.96億元上升至4.27萬億元，有效需求從1172.42億元上升至1.60萬億元[17]。此外，大多數(shù)研究認(rèn)為，中國失能老人的照護(hù)服務(wù)存在著嚴(yán)重的供需失衡問題[18]。

近年來，有關(guān)失能老人照護(hù)效果及其影響因素的研究逐漸增多，相關(guān)研究主要聚焦于失能老人的心理健康、照料滿意度、幸福感、死亡風(fēng)險等幾個方面。劉昊、李強(qiáng)的研究表明，子女照護(hù)對農(nóng)村失能老年人精神健康狀況有積極影響，但這種影響會隨照料強(qiáng)度的增加而有所變化[19]。王新軍、李紅同樣發(fā)現(xiàn)家庭照護(hù)能夠顯著降低失能老人抑郁概率和抑郁程度，有利于改善失能老人的心理健康[20]。劉西國、趙瑩的研究則表明，家庭照護(hù)總體上降低了失能老人的幸福感，對社會經(jīng)濟(jì)地位低的失能老人更明顯[21]。陳寧認(rèn)為，未滿足的照護(hù)需求對失能老人的死亡風(fēng)險有顯著的負(fù)向影響，比照料需求完全滿足的失能老人高出約7.8%[22]。在照護(hù)滿意度的影響因素方面，失能老人的家庭稟賦、代際支持水平、失能狀況、照護(hù)者特征是影響照護(hù)滿意度的關(guān)鍵因素[23-24]。

以上文獻(xiàn)回顧基本反映了當(dāng)前學(xué)界對失能老人的主要關(guān)注視域?？梢钥吹剑延醒芯侩m然取得豐富的研究成果，但仍存在以下不足:一是在一些關(guān)鍵問題上存在分歧，如中國失能率水平及其變化趨勢究竟如何，需要進(jìn)一步研究；二是關(guān)于失能老人照護(hù)特征、照護(hù)效果及兩者之間關(guān)系的研究十分有限，大多研究聚焦于單一照護(hù)特征對單一照護(hù)效果的影響，未完整刻畫照護(hù)特征和照護(hù)效果的全貌并探究兩者間的因果關(guān)系，也缺乏對照護(hù)特征和照護(hù)效果總體變化趨勢的考察。三是對失能率、照護(hù)特征、照護(hù)效果的異質(zhì)性分析不足，政策導(dǎo)向的精準(zhǔn)性不足。有鑒于此，本文利用2005-2018年的中國老齡健康影響因素追蹤調(diào)查（簡稱CLHLS）數(shù)據(jù)，從照護(hù)的人員、費(fèi)用來源、支出、時長等多個方面考察失能老人的照護(hù)特征及其變化趨勢，并使用健康狀況變化、照護(hù)需求滿足度、生活滿意度、自評健康狀況等多個指標(biāo)綜合測量失能老人的照護(hù)效果，考察照護(hù)效果的變化趨勢及群體異質(zhì)性，最后利用面板數(shù)據(jù)模型探究二者之間的關(guān)系。

3 數(shù)據(jù)來源與研究設(shè)計

3.1 數(shù)據(jù)來源

研究數(shù)據(jù)來自CLHLS項目。CLHLS是中國規(guī)模最大、范圍最廣的老年人口專項調(diào)查，調(diào)查數(shù)據(jù)廣泛應(yīng)用于中國老年相關(guān)問題的研究上[25]。本文使用CLHLS的5次（2005年、2008年、2011年、2014年和2018年）追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（見表1）。

表1 CLHLS數(shù)據(jù)（2005-2018年）基本情況

3.2 概念界定與變量選取

（1）失能老人。失能老人是指由于衰老、疾病、意外傷害等原因?qū)е律眢w機(jī)能出現(xiàn)障礙進(jìn)而日常生活完全或部分不能自理的老年人[23]。按以上概念界定，本文將穿衣、洗漱、室內(nèi)移動、吃飯、上廁所、控制大小便等6項日常生活活動的完成情況作為老年人失能的判定標(biāo)準(zhǔn)，若老年人無法獨(dú)立完成以上任何一項活動時，則認(rèn)定其處于失能狀態(tài)，若老年人可以全部獨(dú)立完成以上所有活動而不需要任何幫助時，則認(rèn)定其不處于失能狀態(tài)。

（2）照護(hù)特征。本文從照護(hù)人員、照護(hù)費(fèi)用來源、照護(hù)支出、照護(hù)時長四個維度刻畫失能老人的照護(hù)特征。照護(hù)人員和照護(hù)費(fèi)用來源是指照護(hù)服務(wù)的主要供給者和照護(hù)費(fèi)用的主要支付者，從研究的角度而言，由于這兩個變量涉及的選項不存在優(yōu)劣和次序關(guān)系，因此將它們設(shè)置為無序分類變量。照護(hù)支出和照護(hù)時長是指照護(hù)服務(wù)的具體花費(fèi)和提供時長，為數(shù)值型變量。

（3）照護(hù)效果。不同于以往文獻(xiàn)采用單一指標(biāo)（如照護(hù)滿意度）測量照護(hù)效果的做法，本文同時選取照護(hù)需求滿足度、健康狀況變化、生活滿意度、自評健康狀況4個指標(biāo)，采用因子分析法對“照護(hù)效果”進(jìn)行測量。從變量類型來看，4個指標(biāo)變量均為有序分類型，為便于比較分析，分別將這4個問題的原選項進(jìn)行反向賦值，即取值越大，代表狀況越好或滿足（滿意）程度越高。

（4）控制變量。參照已有文獻(xiàn)，將失能老人的個體特征、家庭特征、外部特征納入模型加以控制，具體操作化為年齡、性別、受教育年限、家庭年人均收入、社區(qū)服務(wù)等11個變量。

3.3 研究方法

（1）因子分析法。為完整地刻畫失能老人的照護(hù)效果，選取照護(hù)需求滿足度（y1）、健康狀況變化（y2）、生活滿意度（y3）、自評健康狀況（y4）4個指標(biāo)，采用因子分析法進(jìn)行測量。構(gòu)建因子模型如下:

式（1）中，Y為4個測量指標(biāo)的向量，φ為因子“照護(hù)效果”，ε為隨機(jī)誤差項。方法運(yùn)用上，首先進(jìn)行先行檢驗(yàn)，在檢驗(yàn)通過的基礎(chǔ)上，使用探索性因子分析確定因子個數(shù)，最后使用驗(yàn)證性因子分析獲得因子“照護(hù)效果”的測量值。

表2 主要變量的定義及描述性統(tǒng)計

（2）面板數(shù)據(jù)模型。在分析失能老人照護(hù)效果的影響因素時，由于使用的分析數(shù)據(jù)類型為2005-2018年的5期面板數(shù)據(jù)，故構(gòu)建包含照護(hù)特征、個體特征、家庭特征、外部特征在內(nèi)的面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行回歸分析。

式（2）中，因變量φit為第i個失能老人在t時期的照護(hù)效果，Carit、Indit、Fanit、Envit分別代表第i個失能老人在t時期的照護(hù)特征、個體特征、家庭特征和外部特征，γ0為常數(shù)項，γ1-γ4為待估計的參數(shù)，μit為隨機(jī)誤差項。方法運(yùn)用上，首先根據(jù)F檢驗(yàn)、Hausman檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行混合效應(yīng)、固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型的選擇，然后使用選定的面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行回歸分析。

4 失能老人的分布狀況、照護(hù)特征及變化趨勢

4.1 失能老人的分布狀況及其變化趨勢

（1）老年人的失能率水平較高，且呈現(xiàn)逐步上升趨勢。2005-2018年老年人的總體失能率在22%-27%之間，2008年最低（22.16%），2018年最高（26.40%），5個年份的平均失能率為24.73%，高于中國老齡科學(xué)研究中心2011年公布的19%的失能率水平，也高于中國保險行業(yè)協(xié)會在2017年公布的16.5%的失能率水平。

（2）老年人的失能發(fā)生率存在群體差異，女性、高齡、城鎮(zhèn)、喪偶、東部老年人的失能發(fā)生率相對更高。性別差異方面，女性老年人的失能發(fā)生率遠(yuǎn)高于男性老年人，平均高出11.23%，這可能與女性的預(yù)期壽命更長有關(guān)。年齡差異方面，隨著年齡的增長，老年人的失能發(fā)生率呈上升態(tài)勢，尤其是90歲及以上老年人的平均失能率達(dá)到了44.24%，接近50%。城鄉(xiāng)差異方面，城鎮(zhèn)老年人的失能發(fā)生率要高于農(nóng)村老年人，平均高出6.63%，與性別差異類似，這可能與城鎮(zhèn)老年人有著更長的預(yù)期壽命有關(guān)?；橐鰻顩r差異方面，相對于在婚老年人，未婚、離異、喪偶的老年人的失能發(fā)生率更高，喪偶老年人的失能發(fā)生率最高（32.94%）。區(qū)域差異方面，西部地區(qū)老年人的失能發(fā)生率最低（18.76%），東部地區(qū)最高（27.74%）。

表3 失能老人的分布狀況及其變化趨勢（2005-2018年） 單位：%

4.2 失能老人的照護(hù)特征及其變化趨勢

（1）子女及其配偶是照護(hù)服務(wù)的主要供給者，但社會服務(wù)的照護(hù)作用逐步增強(qiáng)。各年份由子女或其配偶提供照護(hù)的平均比例達(dá)到了71.91%，遠(yuǎn)超由孫子女或其配偶作為主要照護(hù)人的失能老人的平均占比（5.97%）。此外，雖然配偶是老年人日常照護(hù)和精神慰藉的主要人員，但由于樣本的平均年齡偏高（94.59歲），較高的喪偶率使得配偶在失能老人照護(hù)起的作用有限，各年份由配偶作為主要照護(hù)人的失能老人平均比例僅為9.54%。近年來，隨著養(yǎng)老服務(wù)市場逐步建立與健全，社會服務(wù)逐漸成為失能老人照護(hù)的重要主體。統(tǒng)計結(jié)果顯示，由社區(qū)、保姆等社會服務(wù)機(jī)構(gòu)或個體作為主要照護(hù)者的失能老人平均比例達(dá)到了9.82%。最后，每年仍有約1.02%-1.3%的失能老人處于無人照護(hù)的境況，值得引起重視。

（2）子女及其配偶是照護(hù)費(fèi)用的主要支付者，失能老人自我負(fù)擔(dān)照護(hù)費(fèi)用的比例逐年上升。各年份由子女或其配偶承擔(dān)照護(hù)費(fèi)用的平均比例達(dá)到了72.3%，而由孫子女或其配偶承擔(dān)照護(hù)費(fèi)用的比例則相對較低（平均為6.97%）。此外，失能老人自己或其配偶也是照護(hù)費(fèi)用的重要承擔(dān)者，由自己或配偶承擔(dān)照護(hù)費(fèi)用的失能老人的平均比例為15.39%，且這一比例呈現(xiàn)出逐年上升的趨勢，2018年更是達(dá)到了21.35%。隨著長期護(hù)理保險等老年福利政策的試點(diǎn)和推廣，每年都有一定比例（平均為3.04%）的失能老人，其照護(hù)費(fèi)用主要由國家或集體承擔(dān)，但這一比例仍然較低，存在較大的提升空間。

（3）失能老人照護(hù)支出增長迅速，但照護(hù)時長的變化不明顯。照護(hù)時長方面，失能老人每周的平均照護(hù)支出為491.26元，且呈現(xiàn)逐年增長的趨勢，由2005年的135.1元增長到2018年的875.7元。若按月計算，2018年失能老人每月的照護(hù)支出約為3753元，花費(fèi)較大。另外，失能老人每周的平均被照護(hù)時長為52.77個小時，從各年來看，2018年的照護(hù)時長略高（63.32小時），其他年份基本持平。

表4 失能老人的照護(hù)特征及其變化趨勢（2005-2018年）

5 基于照護(hù)特征的失能老人照護(hù)效果分析

5.1 失能老人照護(hù)效果的因子模型測量結(jié)果

（1）事先檢驗(yàn)與探索性因子分析（EFA）。為確定選取的測量指標(biāo)是否適合做因子分析，需事先進(jìn)行Bartlett球形檢驗(yàn)、KMO檢驗(yàn)和Cronbach信度檢驗(yàn)。Bartlett檢驗(yàn)結(jié)果顯示，=7652.43，P值=0.000，拒絕了變量之間不相關(guān)的原假設(shè)。KMO檢驗(yàn)結(jié)果顯示，各變量的KMO值大多在0.7以上，總體KMO值為0.766，在可接受的范圍內(nèi)。Cronbach信度檢驗(yàn)系數(shù)為0.694，較為理想。以上檢驗(yàn)結(jié)果表明，選取的4個指標(biāo)可以進(jìn)行因子分析。在事先檢驗(yàn)通過的基礎(chǔ)上，繼續(xù)使用探索性因子分析法來確定4個指標(biāo)可以測量的公因子數(shù)量。為保證分析結(jié)果的準(zhǔn)確性，同時選取主因子法（pc）和迭代主因子法（ipc）進(jìn)行分析，結(jié)果顯示，在得到的4個因子中，只有一個因子的特征值大于1，分別為1.34和1.57，說明4個指標(biāo)可以得到唯一的公因子，即照護(hù)效果。

（2）驗(yàn)證性因子分析（CFA）。使用STATA的結(jié)構(gòu)方程命令（sem）進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，分析結(jié)果如表5所示。各擬合指標(biāo)的計算結(jié)果顯示，SRMR=0.044，RMSEA=0.135，說明構(gòu)建的因子模型與實(shí)際模型之間無顯著差異，R2=0.781，CFI=0.947，TLI=0.842，說明模型的總體擬合程度較為理想。標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)的估計結(jié)果顯示，所有測量指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)都為正值（大于0.3），且在1%的置信水平上顯著，說明照護(hù)效果對所有測量指標(biāo)均有顯著的正向影響，即照護(hù)效果越好，失能老人的照護(hù)需求滿足度和生活滿足度越高，健康狀況也（變得）更好。總體而言，本文構(gòu)建的“照護(hù)效果”測量模型是可接受的，測量結(jié)果有效。

（3）照護(hù)效果的測量結(jié)果。根據(jù)表5中的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷計算得到照護(hù)效應(yīng)的加權(quán)因子的取值范圍為2.35-11.05，均值為7.09，均值占最大值的比例為64.16%，說明樣本中失能老人的照護(hù)效果總體良好。為掌握失能老人照護(hù)效果的群體差異性和變化趨勢，同樣按性別、年齡、戶籍、婚姻狀況、所在區(qū)域展示了2005-2018年失能老人的照護(hù)效果（表6）。為方便比較，利用表5中的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)，使用功效函數(shù)法②②功效函數(shù)法的計算公式為:評價分值=(預(yù)測值-預(yù)測最大值)/(預(yù)測最大值-預(yù)測最小值)*40+60，評價分值的取值范圍為60-100。將照護(hù)效果得分轉(zhuǎn)化為百分制，分值范圍為60-100分。

表5 照護(hù)效果的驗(yàn)證性因子分析結(jié)果

表6 失能老人的照護(hù)效果及其變化趨勢（2005-2018年） 單位：分

（1）失能老人的照護(hù)效果總體較好，大致呈現(xiàn)逐年提升趨勢。2005-2018年失能老人照護(hù)效果的平均得分為81.66分，其中2005年的照護(hù)效果得分最低（81.15分），2018年的得分最高（82.5分），總體呈現(xiàn)上升趨勢。

（2）失能老人的照護(hù)效果存在明顯的群體差異，男性、中低齡、農(nóng)村、未婚或離異、中西部地區(qū)的失能老人的照護(hù)效果相對更差。性別差異方面，女性失能老人的平均照護(hù)效果得分（81.77分）要高于男性失能老人（81.45分）。年齡差異方面，隨著年齡的增長，失能老人的照護(hù)效果逐漸提升，相比較其他年齡段，90歲及以上失能老人的照護(hù)效果得分最高（82.19分）。城鄉(xiāng)差異方面，各年份城鎮(zhèn)失能老人的平均照護(hù)效果得分（82.02分）要高于農(nóng)村失能老人（81.25分）?；橐鰻顩r差異方面，喪偶失能老人的平均照護(hù)效果得分最高（81.99），未婚或離異失能老人的得分最低（2005年除外）。區(qū)域差異方面，東部地區(qū)失能老人的平均照護(hù)效果得分最高（82.34分），其次是中部地區(qū)（81.31分），西部地區(qū)最低（80.27分）。

5.2 失能老人照護(hù)效果的雙向固定效應(yīng)模型估計結(jié)果

（1）模型檢驗(yàn)與模型選擇。在進(jìn)行回歸分析前，首先確定采用何種模型才能得到有效的回歸結(jié)果。隨機(jī)效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果顯示隨機(jī)效應(yīng)不顯著，應(yīng)使用混合效應(yīng)模型。個體效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果顯示個體效應(yīng)顯著，應(yīng)使用面板固定效應(yīng)模型。進(jìn)一步的，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯示，固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型。但考慮到面板固定效應(yīng)模型只考慮個體間的差異而未考慮不同時期不同個體的差異可能導(dǎo)致結(jié)果有偏，最終采用雙向固定效應(yīng)模型（two-way FE model）進(jìn)行回歸分析。

（2）變量處理。為便于分析，將照護(hù)人員和照護(hù)費(fèi)用來源兩個變量進(jìn)行重新賦值。照護(hù)人員變量方面，由于配偶、子女或其配偶、孫子女或其配偶均屬于失能老人的家人范疇，故將其合并為“家人”。重新賦值后，照護(hù)人員變量包含家人、朋友親屬、社會化服務(wù)、無人照護(hù)4個選項，以“無人照護(hù)”為參照組。照護(hù)費(fèi)用來源變量方面，由于“其他”的樣本量較少，故將其刪除。處理后的照護(hù)費(fèi)用來源變量包括自己或配偶、子女或其配偶、孫子女或其配偶、國家或集體4個選項，以“自己或配偶”為參照組。此外，對照護(hù)支出、照護(hù)時長兩個變量取對數(shù)值。

（3）回歸結(jié)果分析。為了更清晰地觀測不同照護(hù)特征對失能老人照護(hù)效果的影響，采用逐步回歸分析方法，模型1-4分別將照護(hù)人員、照護(hù)費(fèi)用來源、照護(hù)支出、照護(hù)時長等不同的照護(hù)特征納入模型中，模型5是將所有的變量納入模型，以檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性?；貧w結(jié)果如表7所示。

表7 失能老人照護(hù)效果影響因素的雙向固定效應(yīng)模型估計結(jié)果

模型1的估計結(jié)果顯示，照護(hù)人員特征的三個虛擬變量對失能老人的照護(hù)效果均有顯著的正向影響，其中家人的回歸系數(shù)最高（0.084），朋友親屬次之（0.065），社會化服務(wù)最低（0.061），這一結(jié)果意味著相對于無人照護(hù)，由家人、朋友親屬、社會化服務(wù)提供照護(hù)會使失能老人的照護(hù)效果分別提升8.4%、6.5%和6.1%?？赡艿慕忉屖?，相比較那些無人照護(hù)的失能老人，無論是由家人、朋友親屬還是社會化服務(wù)提供照護(hù)，失能老人都可以獲得一定程度的照護(hù)服務(wù)，或許這些照護(hù)服務(wù)是不充分的，但仍然能夠起到一定的照護(hù)作用，從而提高照護(hù)效果。另一方面，與已有研究表明家人照護(hù)會降低失能老人幸福感的結(jié)論不同[21]，本文的回歸結(jié)果表明，由家人提供照護(hù)能夠達(dá)到更好的照護(hù)效果。原因在于，相對于其他照護(hù)主體，家人更熟悉失能老人的照護(hù)需求，并且出于親情、孝道等原因，家人會對這些需求持有更為包容和理解的態(tài)度，此外除提供日常生活照護(hù)外，家人還能提供陪伴、聊天等精神慰藉服務(wù)，因此在照護(hù)資源相同甚至更少的情況下，家人能夠提供更有針對性、更溫暖以及更有效的照護(hù)服務(wù)，從而提高照護(hù)效果。

模型2的估計結(jié)果顯示，照護(hù)費(fèi)用來源特征的三個虛擬變量對失能老人的照護(hù)效果均有顯著的正向影響，其中國家或集體的回歸系數(shù)最高（0.048），子女或其配偶次之（0.046），孫子女或其配偶最低（0.044），表明相對于自己或配偶，由國家或集體、子女或其配偶、孫子女或其配偶承擔(dān)主要照護(hù)費(fèi)用會使失能老人的照護(hù)效果分別提升4.8%、4.6%和4.4%?？赡艿慕忉屖?無論是自己還是配偶承擔(dān)主要照護(hù)費(fèi)用，實(shí)際上都是對失能老人個人財富的擠壓，由于失能導(dǎo)致勞動能力部分或完全喪失，加上年齡較大，失能老人的財務(wù)狀況本就不樂觀，極其有限的費(fèi)用支付能力必然會限制其獲得適宜的照護(hù)服務(wù)，從而負(fù)向影響照護(hù)效果。此外，雖然目前長期護(hù)理保險等老年福利制度尚處于試點(diǎn)階段，但相對于其他照護(hù)費(fèi)用支付主體，由國家或集體承擔(dān)失能老人的主要照護(hù)費(fèi)用不僅可以減輕失能老人及其所在家庭的照護(hù)負(fù)擔(dān)，降低失能老人因花費(fèi)照護(hù)費(fèi)用而導(dǎo)致的焦慮感，同時還可以讓失能老人享受更全面的照護(hù)服務(wù)③③如北京市出臺的《關(guān)于加強(qiáng)老年人照顧服務(wù)完善養(yǎng)老體系的實(shí)施意見》，針對高齡、失能、經(jīng)濟(jì)困難老人等特殊老年人群，提高相應(yīng)的保障型補(bǔ)貼待遇標(biāo)準(zhǔn)。再如，廣州市出臺的《廣州市長期護(hù)理保險試行辦法》明確規(guī)定了長期護(hù)理保險的待遇類型，包括生活照料服務(wù)、醫(yī)療護(hù)理服務(wù)、設(shè)備使用服務(wù)三類。，從而能夠達(dá)到較好的照護(hù)效果。

模型3的回歸結(jié)果顯示，照護(hù)支出對失能老人的照護(hù)效果有顯著的正向影響，回歸系數(shù)為0.004，表明照護(hù)支出每增加1%元，失能老人的照護(hù)效果將會提升0.4%。這是因?yàn)橄鄬τ谖词芾先?，失能老人的照護(hù)需求是全方位的，既有日常生活照料需求，也有醫(yī)療護(hù)理需求等，其照護(hù)費(fèi)用相對更高，照護(hù)支出越高在很大程度上代表了失能老人可以獲得數(shù)量更多以及質(zhì)量更高的照護(hù)資源，從而提升照護(hù)效果。模型4的回歸結(jié)果顯示，照護(hù)時長對失能老人的照護(hù)效果有顯著的負(fù)向影響，回歸系數(shù)為-0.009，表明照護(hù)時長每增加1%小時，失能老人的照護(hù)效果會降低0.9%，這一結(jié)果與已有的部分研究結(jié)論不同[26]?？赡艿慕忉屖?，對照護(hù)者而言，照護(hù)時長既是直接成本，也構(gòu)成了機(jī)會成本，照護(hù)時間越長，實(shí)施照護(hù)的總成本就越高。尤其是在社會化服務(wù)缺乏的情況下，配偶、子女和孫子女成為失能老人照護(hù)的主體，長時間的照護(hù)雖然能使老年人獲得更充足的照護(hù)，但也可能影響照護(hù)者的照護(hù)表現(xiàn)，導(dǎo)致不愿意、不耐煩、力不從心等負(fù)面情緒，從而影響照護(hù)效果。

控制變量方面，年齡越大、有配偶、以往從事技術(shù)管理職業(yè)、家庭年人均收入越高、存活子女?dāng)?shù)量越多、代際經(jīng)濟(jì)支持力度越大、社會經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的失能老人，其照護(hù)效果越好。年齡越大的失能老人，其失能持續(xù)期可能越長，得到的照護(hù)會越充分。相對于無配偶的失能老人，有配偶的失能老人不僅可以得到其他主體的照護(hù)，還可以得到配偶的照護(hù)。以往從事技術(shù)管理職業(yè)的失能老人，其社會經(jīng)濟(jì)地位通常更高，在家庭或市場上的“議價能力”更強(qiáng)，他們不僅可以獲得更多來自子代和孫代的照護(hù)，還能在市場上獲得充足的照護(hù)資源。家庭收入是衡量家庭資源稟賦的重要指標(biāo)，通常家庭收入越高，失能老人獲得的照護(hù)資源就越充足。來自子女的經(jīng)濟(jì)支持能夠擴(kuò)展失能老人的預(yù)算約束，提高對照護(hù)服務(wù)的支付和獲取能力。相對于社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后地區(qū)，發(fā)達(dá)地區(qū)在照護(hù)服務(wù)的可得性和可及性上都具有相對比較優(yōu)勢，失能老人能夠獲得更多、更優(yōu)質(zhì)的照護(hù)資源，從而提高照護(hù)效果。

模型5的回歸結(jié)果顯示，各個自變量的估計結(jié)果雖然在顯著性和影響程度上存在細(xì)微差異，但總體差異不大，這也說明了本文的回歸結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

6 結(jié)論與討論

本文聚焦于2005-2018年失能老人的照護(hù)特征、照護(hù)效果及其變化趨勢，并實(shí)證分析照護(hù)特征對失能老人照護(hù)效果的影響，得到以下研究結(jié)論:（1）2005-2018年間，老年人的失能率介于22%-27%，平均失能率為24.73%。不同老年人群的失能發(fā)生率存在差異，女性、高齡、城鎮(zhèn)、喪偶、東部老年人的失能發(fā)生率相對更高。（2）子女及其配偶是失能老人照護(hù)服務(wù)的主要供給者和支付者，但社會化服務(wù)和老年福利制度的作用不斷增強(qiáng)，失能老人每周的平均照護(hù)支出和被照護(hù)時長分別為491.26元和52.77個小時。（3）失能老人的照護(hù)效果總體較好，平均得分為81.66分，且呈現(xiàn)逐年提升趨勢，但不同失能老人群體的照護(hù)效果存在差異，男性、中低齡、農(nóng)村、未婚或離異、中西部地區(qū)的失能老人的照護(hù)效果相對更差。（4）失能老人的照護(hù)效果受多種因素影響，照護(hù)人員、照護(hù)費(fèi)用來源、照護(hù)支出、照護(hù)時長等照護(hù)特征是關(guān)鍵因素。此外，年齡、婚姻狀況、婚姻狀況、以往從事職業(yè)、家庭年人均收入、存活子女?dāng)?shù)、代際經(jīng)濟(jì)支持、所在區(qū)域等對照護(hù)效果也有顯著影響。

老年人失能率居高不下已經(jīng)成為中國人口老齡化的顯著特征，解決失能老人的照護(hù)問題迫在眉睫。本研究表明，在滿足失能老人照護(hù)需求和提升照護(hù)效果上，社會化服務(wù)和老年福利制度的作用不斷增強(qiáng)，逐漸與傳統(tǒng)家庭照護(hù)形成互補(bǔ)。因此未來在構(gòu)建失能老人照護(hù)服務(wù)體系進(jìn)程中，需要系統(tǒng)整合政府、市場、社區(qū)、家庭等多方資源，形成多元主體共同參與的良性機(jī)制。

基于研究結(jié)論，本文就如何構(gòu)建和完善失能老人照護(hù)服務(wù)體系提出以下建議:首先，大力發(fā)展社會化照護(hù)服務(wù)，推進(jìn)長期護(hù)理保險等老年福利制度建設(shè)。通過政策引導(dǎo)、財稅支持等方式，鼓勵盈利性和非盈利性機(jī)構(gòu)參與提供失能老人照護(hù)服務(wù)，確保照護(hù)服務(wù)的多樣性和豐富性。此外，加快推進(jìn)長期護(hù)理保險等老年福利制度由部分試點(diǎn)轉(zhuǎn)向全面推廣，同時擴(kuò)大制度的覆蓋人群范圍、保障范圍和提高待遇標(biāo)準(zhǔn)，探索將城鄉(xiāng)居民納入制度覆蓋范圍的籌資機(jī)制和繳費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)，以及如何在保持基金收支基本平衡的前提下，解決輕中度失能老人的照護(hù)保障問題，并逐步增加照護(hù)服務(wù)項目，以滿足全體失能人員的多元化照護(hù)需求。其次，建立針對失能老人家庭照護(hù)者的照護(hù)成本分?jǐn)倷C(jī)制。通過發(fā)放照護(hù)經(jīng)濟(jì)補(bǔ)貼、提供喘息服務(wù)、實(shí)施照護(hù)技能培訓(xùn)等方式，減輕家庭照護(hù)者的照護(hù)壓力，提高照護(hù)的積極性和效果。鑒于目前失能老人的家庭照護(hù)主體為子女或其配偶，針對家庭中有失能老人需要照護(hù)的在職職工，可以參照生育保險中的帶薪陪產(chǎn)假，從政策層面上探索實(shí)施帶薪照護(hù)假的可行性。再次，構(gòu)建差別化、傾斜化的照護(hù)服務(wù)體系，保障弱勢失能老人的被照護(hù)權(quán)。失能老人本就屬于弱勢老年群體，而高齡、經(jīng)濟(jì)困難、喪偶、農(nóng)村以及中西部地區(qū)的失能老人更是弱勢中的弱勢?？赏ㄟ^設(shè)計一套動態(tài)的甄別機(jī)制，將這部分弱勢失能老人與其他失能老人分離開來，實(shí)施差別化、傾斜化的保障政策，如發(fā)放弱勢失能老人照護(hù)服務(wù)補(bǔ)貼，擴(kuò)大相關(guān)保障制度的補(bǔ)償范圍，提高補(bǔ)償待遇等，滿足弱勢失能老人最基本的和必需的照護(hù)服務(wù)需求。最后，加強(qiáng)宣傳力度，營造養(yǎng)老、孝老、敬老的社會環(huán)境。盡快出臺相關(guān)行政法規(guī)，落實(shí)家庭對失能老人的照護(hù)責(zé)任，并建立對家庭成員不履行照護(hù)義務(wù)的主動發(fā)現(xiàn)和干預(yù)機(jī)制。由街道辦（村委會）牽頭，組織孝道文化宣傳，樹立“養(yǎng)老、孝老、敬老”典型，并通過新聞媒體和網(wǎng)絡(luò)新媒體予以報道，切實(shí)保障失能老人的被照護(hù)權(quán)。