長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)中老年人生活滿意度的影響
——基于CHARLS數(shù)據(jù)的實(shí)證分析①

李禮 路苗苗

（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)公共管理學(xué)院，武漢 湖北 40073）

1 引言

據(jù)第七次人口普查數(shù)據(jù)顯示，截至2020年底，我國(guó)45歲以上人口規(guī)模已達(dá)6億，約占總?cè)丝诘?3%；其中60歲以上人口規(guī)模已超過(guò)2億，約占總?cè)丝诘?8.8%；隨著老齡化程度的加深，中年人口的規(guī)模也相對(duì)龐大。中老年群體面對(duì)的主要問(wèn)題是養(yǎng)老，受傳統(tǒng)孝道文化的影響，我國(guó)目前依舊以家庭養(yǎng)老為主要養(yǎng)老模式。但于我國(guó)勞動(dòng)人口而言，沉重的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)會(huì)造成其角色沖突，迫使其對(duì)工作與家庭照料做出選擇，從而可能不僅對(duì)其工作造成影響，同時(shí)也會(huì)影響需照料老年人的生活滿意度。在我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展中，提高居民幸福感一直被放在發(fā)展的首位，其既是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)力，也是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的目標(biāo)，龐大的中老年群體生活滿意度的提升處于不容忽視的地位。

我國(guó)逐步試點(diǎn)的長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)政策是在現(xiàn)有的養(yǎng)老和醫(yī)療保險(xiǎn)的基礎(chǔ)上為老年生活再加一重保障，其主要解決人口老齡化帶來(lái)的失能老人的照護(hù)問(wèn)題，長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)所提供的正式護(hù)理有助于減輕沉重的護(hù)理負(fù)擔(dān)。青島市于2012年開(kāi)始試點(diǎn)長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)政策，此后我國(guó)在2016年和2020年又增加兩批試點(diǎn)城市，目前有49個(gè)城市在試行長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)政策。當(dāng)前我國(guó)長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)覆蓋的主要是城鎮(zhèn)職工，少數(shù)城市覆蓋到城鄉(xiāng)居民，截至2020年，我國(guó)參加長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)的人數(shù)已超1億，享受長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)的人數(shù)達(dá)83.5萬(wàn)人。

長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)是社會(huì)保險(xiǎn)中的“第六險(xiǎn)”，其具有社會(huì)保險(xiǎn)的保障效應(yīng)，是我國(guó)正式社會(huì)支持中的一部分，已有研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)支持對(duì)中老年人的生活滿意度是有改善效應(yīng)的[1]，也即是參加長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)中老年人的生活滿意度可能有改善效應(yīng)；同時(shí)長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)于家庭照料具有一定的替代作用，會(huì)減少代際經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)[2-3]，但家庭照料和代際經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)對(duì)中老年人的生活滿意度均有顯著的改善效應(yīng)[4-5]，即長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)中老年人的生活滿意度可能存在抑制效應(yīng)。綜合而言，參加長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)中老年人生活滿意度的影響效應(yīng)取決于上述兩種效應(yīng)的強(qiáng)弱?；诖?，本研究選用CHARLS數(shù)據(jù)庫(kù)，研究長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)中老年人生活滿意度的影響及該影響在不同層面是否存在異質(zhì)性，并探究長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)中老年人生活滿意度的具體影響機(jī)制。本研究主要的創(chuàng)新之處可以概括為以下兩個(gè)方面：一是通過(guò)研究長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)中老年生活滿意度的影響，評(píng)估長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)政策的有效性，同時(shí)以此為切入點(diǎn)可以改善我國(guó)中老年人的生活滿意度；二是結(jié)合長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)的制度背景，本研究將我國(guó)于2018年之前實(shí)施長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)政策的16個(gè)城市作為實(shí)驗(yàn)組，并將研究聚焦于我國(guó)規(guī)模相對(duì)較為龐大的中老年群體。

2 研究基礎(chǔ)與研究假設(shè)

2.1 研究基礎(chǔ)

2.1.1 理論基礎(chǔ)

社會(huì)支持對(duì)生活滿意度的影響可以運(yùn)用社會(huì)壓力論和社會(huì)融合論進(jìn)行解釋，首先社會(huì)壓力論表明，社會(huì)支持會(huì)增強(qiáng)人們的信心與對(duì)生活的掌控感，從而直接影響生活滿意度；同時(shí)社會(huì)支持會(huì)增強(qiáng)人們的安全感，阻隔壓力，進(jìn)而改善生活滿意度；其次，社會(huì)融合論認(rèn)為，社會(huì)支持會(huì)為人們提供舒適感與安全感，同時(shí)也會(huì)增強(qiáng)其身份認(rèn)同感與價(jià)值感，從而改善生活滿意度[6]。依據(jù)社會(huì)支持主體的不同，社會(huì)支持可以分為正式社會(huì)支持和非正式社會(huì)支持，其中正式社會(huì)支持的主體是政府、企業(yè)等正式組織，由其提供的諸如社會(huì)保障制度等支持；非正式社會(huì)支持的主體是家人、朋友等，由其提供的情感、行為等支持[7]。社會(huì)保險(xiǎn)體系中的長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)屬于正式社會(huì)支持，本文主要研究的是長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)中老年人生活滿意度的影響。

同時(shí)預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論表明，人們會(huì)因?yàn)槲磥?lái)的不確定性增加預(yù)防性儲(chǔ)蓄，減少當(dāng)期消費(fèi)。已有研究表明，當(dāng)期消費(fèi)的降低對(duì)生活滿意度有負(fù)向影響[8]。社會(huì)保險(xiǎn)體系具有保障效應(yīng)，也即其會(huì)降低參保人未來(lái)面臨的不確定性，從而會(huì)減少預(yù)防性儲(chǔ)蓄[9]，改善其生活滿意度。長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)作為社會(huì)保險(xiǎn)體系的組成部分，具有社會(huì)保險(xiǎn)的保障效應(yīng)。

2.1.2 社會(huì)保障制度與中老年人生活滿意度

生活滿意度是個(gè)體基于自身設(shè)定的標(biāo)準(zhǔn)對(duì)其生活質(zhì)量所做出的主觀評(píng)價(jià)[10]。作為正式社會(huì)支持體系的重要組成部分，我國(guó)社會(huì)保障制度的核心是社會(huì)保險(xiǎn)體系，社會(huì)保險(xiǎn)也是學(xué)界在研究中老年人生活滿意度時(shí)考慮較多的一個(gè)保障性因素。首先有關(guān)醫(yī)療保險(xiǎn)的研究表明，是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)我國(guó)中老年人的生活滿意度并無(wú)顯著的影響，而參加醫(yī)療保險(xiǎn)的類型會(huì)顯著提升中老年人的生活滿意度，提升程度排序?yàn)椋赫t(yī)療保險(xiǎn)＞城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)＞新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)＞城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)[11]；其次養(yǎng)老保險(xiǎn)的相關(guān)研究表明，參加城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)老年人的生活滿意度有顯著的積極影響[12]，新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)不僅可以顯著改善中老年人的生活滿意度，同時(shí)也可以改善其對(duì)未來(lái)的信心[13]，并降低其心理抑郁指數(shù)，對(duì)老年人主觀福利水平的影響也是十分顯著的[14]；更為深入的研究發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)保會(huì)通過(guò)改善中老年人的健康狀況來(lái)改善其生活滿意度[13]，同時(shí)新農(nóng)保和新農(nóng)合政策還會(huì)通過(guò)增加代際經(jīng)濟(jì)支持改善老年人的健康狀況和生活滿意度[12]。

2.1.3 長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)制度與中老年人生活滿意度

我國(guó)最早于2012年開(kāi)始試點(diǎn)長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)，長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)作為養(yǎng)老保險(xiǎn)與醫(yī)療保險(xiǎn)的補(bǔ)充，現(xiàn)已發(fā)展成為我國(guó)社會(huì)保險(xiǎn)體系的重要組成部分。已有研究表明，長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)提供的正式護(hù)理對(duì)家庭的非正式護(hù)理有顯著替代效應(yīng)，但長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)在降低子女對(duì)父母的代際轉(zhuǎn)移支付的概率的同時(shí)，維持了子女與父母間的情感交流[3]。參加長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)會(huì)改善老年人的自評(píng)健康狀況，并降低抑郁癥的發(fā)生概率，同時(shí)顯著降低了未滿足護(hù)理需求的可能性，對(duì)照護(hù)人員有顯著的溢出效應(yīng)[15]，這種溢出效應(yīng)在我國(guó)農(nóng)村女性身上表現(xiàn)為就業(yè)概率的提高，潛在勞動(dòng)時(shí)間的增加，以及勞動(dòng)力市場(chǎng)上就業(yè)歧視的減弱[16]。通過(guò)文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，已有研究中關(guān)于長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)中老年人生活滿意度直接影響的研究相對(duì)較少。

2.2 研究假設(shè)

我國(guó)長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)的參保人員主要是參加城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)的人員，長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)主要為被保險(xiǎn)人提供護(hù)理保障和經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償。也即長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)能夠提高參保中老年人的預(yù)期生活照料的可獲得性?；谏鐣?huì)支持理論，長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)不僅增強(qiáng)了參保人員的身份認(rèn)同感，同時(shí)也增強(qiáng)了參保人員的安全感與面對(duì)未來(lái)的信心。

長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)具有保障失能風(fēng)險(xiǎn)的作用，這也即是長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)的保障效應(yīng)?；陬A(yù)防性儲(chǔ)蓄理論，長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)會(huì)減弱參保人的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，也即參加長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)會(huì)減少參保人的預(yù)防性儲(chǔ)蓄[17]，從而會(huì)增加當(dāng)期消費(fèi)，進(jìn)而會(huì)改善中老年人的生活滿意度。基于此，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)會(huì)改善中老年人的生活滿意度。

同時(shí)已有研究表明，參加長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)會(huì)減少醫(yī)療費(fèi)用支出[18]，使得中老年人的經(jīng)濟(jì)狀況得以改善。在中國(guó)傳統(tǒng)“家”文化的影響下，中老年人出于撫養(yǎng)子女的慣性，在經(jīng)濟(jì)狀況得到改善時(shí)可能會(huì)增加對(duì)子女的代際經(jīng)濟(jì)資助[19]。簡(jiǎn)言之，參加長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)會(huì)增加代際經(jīng)濟(jì)資助。同時(shí)已有研究表明，代際經(jīng)濟(jì)資助象征著良好的代際關(guān)系，對(duì)中老年人的生活滿意度有顯著的正向影響[5]?；诖耍狙芯刻岢鋈缦录僭O(shè)：

假設(shè)2：長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)會(huì)通過(guò)增加代際經(jīng)濟(jì)資助改善中老年人的生活滿意度。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究選用中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）數(shù)據(jù)庫(kù)，該數(shù)據(jù)庫(kù)涵蓋了我國(guó)150個(gè)區(qū)縣，其調(diào)研對(duì)象是45歲及以上的中老年人。選用該數(shù)據(jù)庫(kù)有兩方面的原因，一是本研究主要關(guān)注的是中老年人，這與CHARLS數(shù)據(jù)的調(diào)查對(duì)象是一致的，因此可以保證獲得充足的樣本；二是本研究的關(guān)鍵自變量是長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)，CHARLS數(shù)據(jù)庫(kù)涵蓋了我國(guó)2018年之前試點(diǎn)長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)政策的16個(gè)城市，具體見(jiàn)表1。基于此，本研究選用2011、2013、2015和2018年四期的數(shù)據(jù)，將樣本的年齡范圍限制在45歲及以上，并刪除含有空缺值的樣本，最終獲得61536個(gè)樣本。

表1 我國(guó)2018年前試點(diǎn)長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)的城市

3.2 變量處理

因變量：“生活滿意度”，該變量是依據(jù) “總體來(lái)看，您對(duì)自己的生活是否感到滿意?”設(shè)定的，取值1-5，依次表示“一點(diǎn)也不滿意”—“極其滿意”。

自變量：“長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)”，其是二值選擇變量，表示中老年人是否參加長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)?！蛾P(guān)于擴(kuò)大長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)制度試點(diǎn)的指導(dǎo)意見(jiàn)》中公布了2020年之前原有試點(diǎn)長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)的35個(gè)城市，并結(jié)合各城市具體試行長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)政策的時(shí)間，本研究將在2018年之前試點(diǎn)的16個(gè)城市作為實(shí)驗(yàn)組，其余城市作為對(duì)照組；并將實(shí)驗(yàn)組中符合參保條件的樣本對(duì)應(yīng)的“長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)”變量賦值為1，其余賦值為0。

控制變量：個(gè)體特征、代際支持、社會(huì)支持和健康因素四個(gè)層面的變量，每個(gè)控制變量的具體含義與其描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。本研究共獲得61536個(gè)樣本，其中實(shí)驗(yàn)組有8252個(gè)樣本，約占總樣本的13.41%。首先就因變量而言，實(shí)驗(yàn)組中老年人的生活滿意度略高于對(duì)照組，但仍未達(dá)到非常滿意的水平；就自變量而言，由于目前我國(guó)長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)主要參保對(duì)象是城鎮(zhèn)職工，實(shí)驗(yàn)組的參保率約為8%；其次就個(gè)體特征變量而言，兩組中老年人的年齡與學(xué)歷情況近似，女性中老年人略多余男性；已婚且與配偶同居的比例均在80%以上；就代際支持變量而言，實(shí)驗(yàn)組內(nèi)約有59%的中老年人至少有兩個(gè)孩子，而控制組內(nèi)的中老年人多子的比例為68%；相較于控制組的中老年人，實(shí)驗(yàn)組中老年人獲得來(lái)自不同住子女的代際經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)的平均值是較低的，但是其給子女的經(jīng)濟(jì)資助卻相對(duì)較多；就社會(huì)支持變量，兩組中老年人對(duì)于養(yǎng)老和醫(yī)療保險(xiǎn)的參保率近似；最后在健康層面上，實(shí)驗(yàn)組中老年人至少有一項(xiàng)殘疾和慢性病的比例也是低于控制組的。

表2 變量說(shuō)明

3.3 模型設(shè)定

3.3.1 基準(zhǔn)回歸模型設(shè)定

我國(guó)長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)政策是逐步試點(diǎn)的，16個(gè)試點(diǎn)城市開(kāi)始試行長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)政策的時(shí)間不同，因此本研究參考Beck et al．[20]的方法，選用多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型研究長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)中老年人生活滿意度的影響；其次本研究的因變量——“生活滿意度”是順序離散型變量，參考連玉君[21]的做法設(shè)定ordered probit模型進(jìn)行回歸分析，具體模型設(shè)定如下：

模型一：

下腳標(biāo)中的i表示第i個(gè)個(gè)體，c表示c地區(qū)，t表示t年； lifesatisfaction表示本研究的因變量“生活滿意度”，policy表示關(guān)鍵自變量“長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)”，其系數(shù)α1的符號(hào)及顯著性反映的是長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)影響中老年人生活滿意度的方向及該影響在統(tǒng)計(jì)上的顯著性；X表示的是本研究中的控制變量，R表示地區(qū)變量，Y表示年份變量，μ是模型中的殘差項(xiàng)；F（·）是非線性函數(shù)，具體表現(xiàn)形式如下：

其中ε1、ε2、ε3、ε4被稱為切點(diǎn)，為待估參數(shù)；lifesatisfactionict*是lifesatisfactionict背后存在不可觀測(cè)的連續(xù)變量，被稱為潛變量，滿足：

3.3.2 邊際效應(yīng)模型設(shè)定

上述模型設(shè)定中，α1僅能反映長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)影響中老年人生活滿意度的方向及其顯著性，具體影響的大小需要通過(guò)計(jì)算邊際效應(yīng)來(lái)衡量，因此本研究設(shè)定如下模型計(jì)算邊際效應(yīng)：

模型二：

4 實(shí)證分析

4.1 基準(zhǔn)回歸分析

表3是長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)中老年人生活滿意度的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，表PANEL B是對(duì)應(yīng)的邊際效應(yīng)；第（1）-（5）列依次加入四個(gè)層面的控制變量，從各列中“長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)”的系數(shù)及其顯著性說(shuō)明參加長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)可以顯著提升中老年人的生活滿意度，長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)的邊際效應(yīng)隨控制變量的增多變化十分細(xì)微，從而驗(yàn)證了本研究的假設(shè)1，即參加長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)可以顯著改善中老年人的生活滿意度。

表3 基準(zhǔn)回歸分析

控制變量對(duì)中老年人生活滿意度間的影響與已有研究結(jié)論一致[5][22]；首先就個(gè)體特征而言，年齡與中老年人的生活滿意度間是存在“U型”關(guān)系的，可能的解釋是對(duì)中老年人而言，隨著年齡的增長(zhǎng)其生活壓力是由大到小的，相應(yīng)的生活滿意度是先降低后上升的；男性中老年人的生活滿意度是顯著高于女性中老年人的，相較于男性，女性中老年人會(huì)承擔(dān)較多的家庭照料負(fù)擔(dān)，從而使得其生活滿意度較低；學(xué)歷水平高的中老年人生活滿意度是高于低學(xué)歷中老年人的，但二者之間的差異在控制中老年人健康因素后不再顯著；從婚姻狀態(tài)的角度看，已婚且與配偶同居的中老年人的生活滿意度水平顯著高于其他婚姻狀態(tài)的中老年人，可能的解釋是已婚且與配偶同居的中老年人不僅可以獲得日常生活的陪伴，且未來(lái)獲得來(lái)自配偶照料的可能性更高。

其次就代際支持因素來(lái)看，多子中老年人的生活滿意度是顯著低于少子中老年人的，也即是“多子并不多?！盵23]；但得到不同住子女的經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)會(huì)顯著改善中老年人的生活滿意度，可能的解釋是代際經(jīng)濟(jì)往來(lái)體現(xiàn)的是代際交往，也即良好的代際關(guān)系會(huì)改善中老年人的生活滿意度。就社會(huì)支持因素，相比于未參加養(yǎng)老和醫(yī)療保險(xiǎn)的中老年人來(lái)說(shuō)，參保會(huì)顯著提高其生活滿意度水平，養(yǎng)老和醫(yī)療保險(xiǎn)均屬于正式社會(huì)支持的一部分，對(duì)中老年人具有保障效應(yīng)。最后就中老年人的健康因素來(lái)看，患有殘疾和慢性病會(huì)顯著降低中老年人的生活滿意度，身體疾病的折磨對(duì)中老年人的生活滿意度有消極的影響。

4.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.2.1 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

雙重差分模型需滿足平行趨勢(shì)的前提假設(shè)，也即在本研究中，在長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)實(shí)施之前，實(shí)驗(yàn)組與控制組中的中老年人的生活滿意度應(yīng)是沒(méi)有差異的。為對(duì)其進(jìn)行驗(yàn)證，本研究參考于新亮等[14]的做法，采用事件研究法進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。事件研究法不僅可以檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸模型是否滿足平行趨勢(shì)假設(shè)，同時(shí)也可以檢驗(yàn)長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)中老年人生活滿意度的動(dòng)態(tài)影響效應(yīng)。圖1是以長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)政策實(shí)施前一期作為基準(zhǔn)的檢驗(yàn)結(jié)果，可以看到在長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)實(shí)施前，政策效應(yīng)的點(diǎn)估計(jì)值在0上下波動(dòng)，對(duì)應(yīng)的置信區(qū)間包含0，說(shuō)明長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)政策實(shí)施前，實(shí)驗(yàn)組與控制組的中老年人的生活滿意度水平是沒(méi)有顯著差異的，也即本研究滿足平行趨勢(shì)假定。

圖1 平行趨勢(shì)的檢驗(yàn)結(jié)果

進(jìn)一步的分析可知，在政策實(shí)施的當(dāng)期，政策效應(yīng)的點(diǎn)估計(jì)值高于0，置信區(qū)間不包含0，即兩組中老年人的生活滿意度水平產(chǎn)生了顯著的差異；但在政策實(shí)施后的1-3期內(nèi)，政策效應(yīng)的點(diǎn)估計(jì)在0上攀升，置信區(qū)間包含0；在政策實(shí)施后的第6期，兩組中老年人的生活滿意度水平再次產(chǎn)生顯著差異；可能的解釋是，在政策實(shí)施當(dāng)期，由于政策的猛烈沖擊使得長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)可以顯著提高中老年人生活滿意水平，但是短期內(nèi)，由于長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)政策需要逐步完善，其優(yōu)勢(shì)并未充分體現(xiàn)，對(duì)中老年人生活滿意度的改善效應(yīng)也不顯著；長(zhǎng)期相對(duì)于短期，長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)政策逐漸完善，優(yōu)勢(shì)逐步得到凸顯，從而會(huì)顯著改善中老年人的生活滿意度。

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上呈現(xiàn)統(tǒng)計(jì)顯著性；括號(hào)內(nèi)為對(duì)應(yīng)的t值，表4、表5同。

4.2.2 安慰劑檢驗(yàn)

為驗(yàn)證基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，也即是兩組中老年人生活滿意的差異是由長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)政策引起的，而非其他偶然因素引起的，本研究進(jìn)行了安慰劑檢驗(yàn)。參考周茂等[24]的做法，隨機(jī)生成政策虛擬變量進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。為防止隨機(jī)小概率事件對(duì)安慰劑檢驗(yàn)的影響，本研究進(jìn)行了500次重復(fù)循環(huán)實(shí)驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如圖2所示。由圖可知，重復(fù)循環(huán)實(shí)驗(yàn)得到的系數(shù)分布在0附近，絕大部分小于基準(zhǔn)回歸系數(shù)：0.100，說(shuō)明基準(zhǔn)回歸結(jié)果未受到偶然因素或遺漏變量的影響。從而說(shuō)明在本研究中，實(shí)驗(yàn)組中老年人生活滿意度水平的提升是由長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)政策引起的。

圖2 安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果

4.3 異質(zhì)性分析

本研究參考有關(guān)中老年人生活滿意度的相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，首先由于我國(guó)傳統(tǒng)家庭分工的影響，男性和女性在工作和生活中所承擔(dān)的角色是有差異的，對(duì)于中老年人而言也是如此，因此分組研究長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)生活滿意度的改善效應(yīng)是否存在性別層面的異質(zhì)性；其次，已婚且與配偶同居的中老年人相較于其他婚姻狀態(tài)的中老年人不僅可以獲得來(lái)自配偶的日常陪伴，同時(shí)配偶也是未來(lái)家庭照料的可能承擔(dān)者，因此按照婚姻狀態(tài)分組回歸研究是否存在異質(zhì)性；最后，于中老年人而言，傳統(tǒng)的“養(yǎng)兒防老”的觀念使得孩子可能會(huì)是他們獲得老年照料的主要來(lái)源，而長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)所提供的正式照料對(duì)非正式照料具有一定的替代作用，因此本研究以是否多子為依據(jù)分組回歸探究長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)生活滿意度的改善效應(yīng)在這一層面是否存在差異。

表4的第（1）、（2）列分別是長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)政策對(duì)女性和男性中老年人生活滿意度的回歸結(jié)果，從結(jié)果來(lái)看，長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)并不能顯著改善女性中老年人的生活滿意度；但對(duì)男性中老年人的生活滿意度水平的改善效應(yīng)卻是非常顯著的，也即長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)中老年人生活滿意度的影響存在性別層面的異質(zhì)性。第（3）、（4）列是按照其婚姻狀態(tài)分組回歸的結(jié)果，從“長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)”系數(shù)及其顯著性可以看到參加長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)僅能改善其他婚姻狀態(tài)的中老年人生活滿意度，對(duì)于已婚且與配偶同居的中老年人生活滿意度的改善效應(yīng)并不顯著，可能的解釋是，已婚且與配偶同居的中老年人獲得配偶照料的可能性較高，長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)的作用有限；第（5）、（6）是按照中老年人是否多子分組回歸的結(jié)果，從結(jié)果中可以看出，長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)政策對(duì)于少子中老年人生活滿意度的改善效應(yīng)更為顯著，從而說(shuō)明無(wú)子或是僅有一子的中老年更需要長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)政策來(lái)保障其老年生活。通過(guò)上述分析，本研究發(fā)現(xiàn)長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)中老年人生活滿意度的影響存在性別、婚姻狀態(tài)和是否多子層面的異質(zhì)性。

表4 異質(zhì)性分析

5 機(jī)制檢驗(yàn)

基于前文分析知，基于預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論，長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)會(huì)通過(guò)減少參保人的預(yù)防性儲(chǔ)蓄，從而改善中老年人的經(jīng)濟(jì)狀況；長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)也會(huì)減少參保人的醫(yī)療支出，進(jìn)而改善中老年人的經(jīng)濟(jì)狀況。受到傳統(tǒng)“家”文化的影響，出于“為子女操心”的心理，此時(shí)中老年人可能會(huì)增加對(duì)子女的代際經(jīng)濟(jì)資助；為子女提供經(jīng)濟(jì)資助對(duì)中老年人的生活滿意度是存在顯著的改善效應(yīng)的[5][25]，因此本研究以子女代際經(jīng)濟(jì)資助作為中介變量研究長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)中老年人生活滿意度產(chǎn)生影響的機(jī)制。在表5中首先驗(yàn)證在加入中介變量后長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)中老年人生活滿意度的影響；并在PANEL B中計(jì)算了中介變量所發(fā)揮的中介效應(yīng)的大小。

表5 逐步回歸法檢驗(yàn)中介效應(yīng)

表5第（1）列同表3第（5）列，是本研究的基準(zhǔn)回歸結(jié)果；第（2）列是長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)代際經(jīng)濟(jì)資助的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示參加長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)的中老年人會(huì)給子女提供更多的經(jīng)濟(jì)資助；第（3）列的回歸結(jié)果顯示，在加入代際經(jīng)濟(jì)資助后，長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)中老年人生活滿意度依舊存在顯著的改善效應(yīng)；同時(shí)提供代際經(jīng)濟(jì)資助對(duì)其生活滿意度的影響也是顯著為正的；也即說(shuō)明代際經(jīng)濟(jì)資助在長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)中老年人生活滿意度的影響中發(fā)揮了部分中介作用，從而驗(yàn)證了本研究的假設(shè)2。表PANEL B第（1）列的結(jié)果顯示代際經(jīng)濟(jì)資助的中介效應(yīng)約占總效應(yīng)的6.33%。

6 結(jié)論與政策建議

基于上述分析，本研究發(fā)現(xiàn)長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)會(huì)顯著改善中老年人的生活滿意度，但這一改善效應(yīng)存在性別、婚姻狀態(tài)和是否多子層面的異質(zhì)性。具體而言，長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)中老年人生活滿意度的改善效應(yīng)對(duì)男性、其他婚姻狀態(tài)和少子的中老年人是十分顯著的，而對(duì)于女性、已婚且與配偶同居和多子的中老年人，長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)的改善效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上不顯著。最后通過(guò)逐步檢驗(yàn)法和KHB分解法發(fā)現(xiàn)長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)會(huì)通過(guò)影響代際經(jīng)濟(jì)資助對(duì)中老年人的生活滿意度產(chǎn)生影響，代際經(jīng)濟(jì)資助的中介效應(yīng)約占總效應(yīng)的6.33%。

同時(shí)，平行趨勢(shì)檢驗(yàn)的結(jié)果表明，長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)中老年人生活滿意度的改善效應(yīng)是隨著長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)的不斷推行與完善凸現(xiàn)出來(lái)的。

基于上述分析，本研究提出：第一，加快長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)試點(diǎn)進(jìn)程，早日實(shí)現(xiàn)全國(guó)試行。在當(dāng)前老齡化逐漸加深的背景下，不僅要保障老有所養(yǎng)，同時(shí)也需要保障“失能有所護(hù)”。參加長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)除改善中老年人生活滿意度外，還會(huì)增加對(duì)子女的代際經(jīng)濟(jì)資助，因此長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)會(huì)同時(shí)緩解青年人的經(jīng)濟(jì)與生活壓力。第二，擴(kuò)大長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)的覆蓋范圍，當(dāng)前長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)試點(diǎn)城市主要覆蓋的是參加城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)的人員，相較于這一群體，農(nóng)村中老年人的抗風(fēng)險(xiǎn)能力更差，由于青年人的流出，農(nóng)村地區(qū)的空巢老人較多，而同時(shí)養(yǎng)老服務(wù)設(shè)施相對(duì)較為匱乏，其預(yù)期生活照料的可獲得性更低，這一群體的生活滿意度也急需改善。最后，已試點(diǎn)城市應(yīng)加快完善長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)政策，將長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)的優(yōu)勢(shì)發(fā)揮出來(lái)；新增試點(diǎn)城市應(yīng)總結(jié)已有試點(diǎn)城市的經(jīng)驗(yàn)，加快長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)政策本地化的進(jìn)程。從本文研究中可以看到，長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)在試行的1-3年是未發(fā)揮顯著作用的，青島市在試行長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)政策的第六年，發(fā)揮了較為顯著的改善中老年人生活滿意度的作用，因此正在試點(diǎn)的城市需對(duì)長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)做更進(jìn)一步的完善，早日使得長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)的優(yōu)勢(shì)得以凸顯；新增試點(diǎn)城市需要總結(jié)已有試點(diǎn)城市的經(jīng)驗(yàn)，加以學(xué)習(xí)，并結(jié)合自身的經(jīng)濟(jì)狀況、人口結(jié)構(gòu)等條件，加以調(diào)整，加快長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)政策本地化進(jìn)程，爭(zhēng)取早日將長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)政策的優(yōu)勢(shì)最大化。