馬健囡，王德文（廈門大學 公共事務(wù)學院，福建 廈門361005）

利用離散時間logistic方法分析我國居家養(yǎng)老政策時滯
——以省級政策為視角

馬健囡，王德文
（廈門大學 公共事務(wù)學院，福建 廈門361005）

政策時滯指公共政策從公開承諾到付諸實現(xiàn)的時間間隔，不同類型的政策時滯具有不同的特點。我國居家養(yǎng)老政策自中央正式頒布以來，各省份的發(fā)展情況不盡相同。以中央到省級居家養(yǎng)老政策時滯為因變量，利用Kaplan-Meyer生存函數(shù)分布，分析我國中央至省級居家養(yǎng)老政策時滯的一般性規(guī)律，利用離散時間logistic模型對影響省級居家養(yǎng)老政策時滯的因素進行回歸分析，結(jié)果顯示我國省級居家養(yǎng)老政策產(chǎn)出高峰期為中央政策出臺后的20-40個月之間。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政策時滯影響較小，而行政類型、所轄地級市數(shù)量，綜合經(jīng)濟指標等因素影響顯著。其中，直轄市的政策時滯最短，民族自治省份政策時滯時間較長，平均政策時滯時間為31個月。中央-省級居家養(yǎng)老政策時滯主要受政府內(nèi)部因素影響，單純的加大撥款和補貼力度并不能達到減少居家養(yǎng)老政策時滯的效果。居家養(yǎng)老政策出臺過程的公開化、透明化、注重結(jié)合地區(qū)發(fā)展條件，才是消除政策時滯內(nèi)部性，提高政策效率的可行途徑。

政策時滯；居家養(yǎng)老政策；省級；離散時間logistic模型

一、引言

政策發(fā)布和政策實現(xiàn)之間的時間延遲一直是國內(nèi)外學者和政策制定者關(guān)注的焦點，國外學者通常把政策時滯理解為“政策從公開的承諾到付諸實現(xiàn)的一段時間”［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間落差。

政策時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現(xiàn)的時間間隔，是一種客觀規(guī)律；后者則指政策的有效供給不足，帶有負面的色彩。以往公共政策制定者和民眾對政策時滯抱有偏見，希望找到減少政策時滯的方法，以達到政策的高效［2］。但是在過去的十幾年中，學者們對政策時滯的理解發(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)實的需要。我國學者通常將政策時滯分為內(nèi)在時滯和外在時滯［3］。內(nèi)在時滯是指政策當局從認識到政策環(huán)境發(fā)生變化，需要進行政策調(diào)控（認識時滯），到政策當局選擇合適工具并付諸實施所花費的時間（行政時滯）；外部時滯是指從政策開始實施到它對政策對象完全產(chǎn)生作用所需要的時間［4］。本文的時滯指的是第一種類型，也可以理解為省級政府的內(nèi)部行政時滯。

盡管對“時滯”有不同的定義，但都隱含著對政策執(zhí)行過程中的時間要素的詮釋，由于公共政策復雜多樣，所以分析對象也有針對性，需要按照政策類型和內(nèi)容進行領(lǐng)域性的研究。最早可以追溯到弗里德曼［5］和菲利普斯［6］，他們提出財政政策的時滯來自政治過程和稅收制度［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，提出公共財政政策對國民收入變化的時滯（delay）是政治過程的必然結(jié)果，較早利用數(shù)理模型證明政策時滯的客觀性和規(guī)律性。之后，政策時滯研究開啟了數(shù)理分析方法運用的閘門。拉凡提等計算出財政政策時滯和GDP間存在一個分散性的滯后指數(shù)［9］。德塞薩爾和斯波爾泰利等人對財政政策時滯進行動態(tài)LSLM模型分析，發(fā)現(xiàn)財政政策的滯后是一個動態(tài)系統(tǒng)，不能完全由政策制定者控制，所以傳統(tǒng)的財政政策規(guī)制在處理政策時滯問題上一定程度是無效的。普雷斯科特等通過時間序列法建模發(fā)現(xiàn)，在一種特定的制度安排下，國會的財政政策生效要經(jīng)過2年的時滯［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），“因為他們提供的服務(wù)，本質(zhì)上是位于特定區(qū)域、服務(wù)、客戶”［11］，需要不同層級政府的參與才可以實現(xiàn)，其政策時滯研究多從政府層級的角度出發(fā)?？褰芰_等通過對意大利銀行的實證分析，比較不同層級政府的時間性能，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的時間延遲。即使控制政府之間的差異（即政府維度、財政來源、當?shù)厣鐓^(qū)的社會資本），這種時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，與社會福利相關(guān)的政策時滯可能產(chǎn)生顯著負外部性［13］。

社會問題政策方面，杰佛瑞等人則使用延遲折扣框架，將墮胎、同性婚姻和“肯定行動計劃”（potentially affirmative action）①肯定性行動計劃是為了消除就業(yè)和教育等領(lǐng)域的種族和，中期以來實施的政策。等六種社會政策和執(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)從政策對象個體角度來看，社會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，對政策時滯的研究是分類別進行的，多出現(xiàn)在財政、政府基礎(chǔ)建設(shè)和社會問題等政策領(lǐng)域。其中，財政政策時滯的研究最為深入，而對于社會服務(wù)政策時滯的研究較容易受到忽視。國外的研究已涉及到對政策時滯影響因素的穩(wěn)定控制方面，雖然政策時滯的研究方法和角度有所不同，但大多以時間為突破口，運用時間序列數(shù)據(jù)進行分析。政策時滯無法一概而論是積極的還是消極的，它同所涉及的政策問題之間存在著復雜的動態(tài)影響，一般需要綜合考率經(jīng)濟因素、政策個體、政策層級等因素。

我國對政策時滯多呈負面的認知，除經(jīng)濟領(lǐng)域外，對其他類型的政策時滯關(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)象描述和簡單歸因。本研究以社區(qū)居家養(yǎng)老政策為例，利用離散時間logistic模型，探討2008年社區(qū)居家養(yǎng)老政策實施以來，時滯的一般規(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)老政策出臺雖然較新，只有6年的時間，但政策周期較為完整。早在2000年“十一五”規(guī)劃當中“建立健全適應(yīng)家庭養(yǎng)老和社會養(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”等內(nèi)容，就提出了發(fā)展居家養(yǎng)老的雛形理念。國家性質(zhì)的社區(qū)居家養(yǎng)老政策也在2008年正式出臺。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)標準等多方面的規(guī)范，政策具有一定連續(xù)性。2.我國居家養(yǎng)老政策發(fā)展路徑較有特點，并非傳統(tǒng)的自上而下逐級實施，而是采取先由地方試點，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對政策時滯產(chǎn)生影響，自下而上的政策層級也發(fā)揮著作用。3.我國社區(qū)居家養(yǎng)老問題頗多，現(xiàn)實中存在著政策零散化，政策不平衡等問題，對其政策時滯的研究希望能夠為提高居家養(yǎng)老政策質(zhì)量，解決養(yǎng)老問題提供思路。

二、研究方法與假設(shè)

國內(nèi)采用截面研究的量化方法較為多見，這種研究的特點是進行一次性調(diào)查，取得一個時點上不同分析單位的數(shù)據(jù)來進行研究［15］。例如某一次全國人口普查數(shù)據(jù)反映全國人口在普查時間點上的結(jié)構(gòu)與數(shù)量。這種數(shù)據(jù)對靜止狀況的描述性研究更有效。然而這種研究其中必然隱含了一個重要的假定，即所有對象是按同一模式發(fā)展變化。而本文研究假設(shè)社區(qū)居家養(yǎng)老政策時滯一直隨著不同時間點、不同政策環(huán)境而改變，自變量是隨時間變化的，因而必然涉及時間，所以運用歷時性數(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)系問題。縱向研究居家養(yǎng)老政策時滯數(shù)據(jù)存在刪截并且時滯風險屬于傾斜分布，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+離散時間logit模型”方法。

公共政策運行是一個錯綜復雜的有機體，要想把整個影響居家養(yǎng)老政策的因素運用到計量模型中，那是不現(xiàn)實的。其一，受研究方法所限，有些變量是無法收集到時序數(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—省級內(nèi)部產(chǎn)生政策時滯的主要影響因素，而非面面俱到?；谶@些原因，我們建立了一個簡化的計量模型來對現(xiàn)實政策時滯進行推斷。本文根據(jù)前文國外學者的研究經(jīng)驗，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對居家養(yǎng)老政策時滯的影響，選取東中西部共20個省為樣本，自變量數(shù)據(jù)來自國家民政局網(wǎng)站的公開數(shù)據(jù)，各省政策頒布時間數(shù)據(jù)來自各省民政局數(shù)據(jù)以及全國老齡門戶。2009年數(shù)據(jù)來自人力資源和社會保障部的公開數(shù)據(jù)。

變量設(shè)置：在政策層級的宏觀分析部分，我們對分析模型和自變量、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)老政策出臺到省級居家養(yǎng)老政策出臺的時滯為因變量，采用適合小樣本量分析的Kaplan-Meyer生存函數(shù)描述政策時滯的分布特征。雖然國家性質(zhì)的社區(qū)居家養(yǎng)老政策在2008 年1月份才正式出臺，但是早在2000年“十一五”規(guī)劃當中就已經(jīng)提到了“建立健全適應(yīng)家庭養(yǎng)老和社會養(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”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)頒布實施，因此把2008年1月作為居家養(yǎng)老政策的起始觀測時間，以省級下發(fā)文件時間為中央到省級的政策推行時間，這一段時間也即我國居家養(yǎng)老政策時滯。

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

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

（1）國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）來度量每個季度內(nèi)各省新增產(chǎn)出，原始數(shù)據(jù)為國家統(tǒng)計局分省分季度GDP統(tǒng)計數(shù)據(jù)，單位為億元。將原始數(shù)據(jù)取自然對數(shù)計入模型；（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)，我們用它來代表地區(qū)居家養(yǎng)老服務(wù)的需求情況，默認65歲以上老年人口數(shù)越多，則對居家養(yǎng)老的需求越強烈，數(shù)據(jù)同樣來自統(tǒng)計局公開數(shù)據(jù)；（4）下轄地級市數(shù)量及城市居民人數(shù)，該指標代表城市建設(shè)水平，用以在一定程度上衡量社區(qū)居家養(yǎng)老建設(shè)的客觀準備條件和管理難度；（5）社區(qū)服務(wù)機構(gòu)個數(shù)指標用于衡量社區(qū)環(huán)境的發(fā)展水平；（6）城鎮(zhèn)居民可支配收入，用于衡量居民對社區(qū)居家養(yǎng)老服務(wù)的購買力。對以上自變量均進行標準化處理。由于GDP等數(shù)據(jù)無法找到每個月的變化情況，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Pearson相關(guān)系數(shù)雙尾檢驗，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）代表某省份在時間t上發(fā)生居家養(yǎng)老政策出臺的概率，運用下列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代表時變變量，即GDP、老年人口數(shù)、社區(qū)服務(wù)機構(gòu)個數(shù)、下轄地級市數(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期的虛擬變量，它便會隨時期變化。我們采用最大似然比檢驗，所有數(shù)據(jù)處理和運算均使用SPSS19.0處理。

三、結(jié)果分析

1.國家—省級政策間隔時間的Kaplan-Meyer生存函數(shù)分析

通常，國家性的社區(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)于全面推進居家養(yǎng)老服務(wù)工作的意見》為標志性，我們以20個省份的居家養(yǎng)老政策出臺時間（月份）為觀測終點，國家政策頒布和省級政策出臺的時間間隔為政策時滯，建立模型。其中刪截數(shù)據(jù)2個，為浙江省和重慶市，均在2006年國家居家養(yǎng)老政策出臺之前就已經(jīng)發(fā)布地方性居家養(yǎng)老政策。需要注意的是，地方性政策出臺并不包含中央文件的單純轉(zhuǎn)發(fā)。通過“Kaplan-Meyer”生存函數(shù)分析結(jié)果見圖1。

從生存函數(shù)圖看，中央—省級政策層級存在居家養(yǎng)老政策時滯，且國家—省級居家養(yǎng)老政策時滯大致存在兩個比較明顯的特征。

首先，在中央政策出臺的前20個月，未進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個月前后，曲線平滑基本趨向水平，沒有省級政策出臺事件。這說明在中央居家養(yǎng)老政策出臺初期，各省普遍處在對中央政策的理解和調(diào)研階段中。

其次，從20個月左右開始到40個月之前，曲線變得陡峭，斜率較高，各省紛紛集中在這一時期頒布省級居家養(yǎng)老政策?？赡艿谝皇怯捎诟魇〖墐蓵Y(jié)束，政策和方案得到了充分的討論和通過；第二是我國居家養(yǎng)老政策普遍實行試點模式，需要經(jīng)歷較長時間的對試點城市的調(diào)研和總結(jié)，最后才能將居家養(yǎng)老政策在省內(nèi)鋪開，落實到實際行動。國家—省級政策時滯的描述性統(tǒng)計表明，從均值上看，省級政策出臺的平均時間約在中央政策出臺后的31個月，而中位數(shù)為28個月。說明大部分省份出臺政策的時間比較靠后，更傾向于經(jīng)歷比較長時間的準備和試點工作，這也和國家社會化養(yǎng)老的試點政策模式相吻合。

最后，在時隔中央居家養(yǎng)老政策出臺的40個月-80個月左右，又出現(xiàn)了一次曲線趨于水平，基本沒有省級政策出臺。以上分析能夠說明政策時滯存在政策層級上的區(qū)別。

2.政策時滯影響因素的Logistic模型分析

研究使用社區(qū)服務(wù)機構(gòu)個數(shù)、下轄地級市數(shù)量及城市居民人數(shù)，以這三個指標代表城市建設(shè)水平，用以在一定程度上衡量社區(qū)居家養(yǎng)老建設(shè)的客觀準備條件和管理難度；城鎮(zhèn)居民可支配收入和GDP指標代表地區(qū)綜合經(jīng)濟情況；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；以65歲以上老年人口總數(shù)代表地區(qū)老齡化人口指標，采用離散時間 Logistic模型對20個不同省份共557組數(shù)據(jù)進行多元回歸分析，采用最大似然估計法檢驗總體模型。得到以下結(jié)果（表1所示），B是相應(yīng)參數(shù)估計值。

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

對于少數(shù)民自治省份，Exp（-3.27）=0.04，優(yōu)勢比小于1，說明民族自治省份比一般省份出臺居家養(yǎng)老政策可能性更小，政策時滯風險更高。所以，在中央-省局居家養(yǎng)老政策過程中，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)老政策時滯的影響因素分析結(jié)果

從城市建設(shè)條件上來看，所轄地級市個數(shù)系數(shù)為負，說明所轄地級市個數(shù)越多的省份越傾向于較晚出臺居家養(yǎng)老政策，Exp（0.080）=0.923，即每多管轄一個地級市，養(yǎng)老政策發(fā)生時滯的概率比原來增加了92.3%。社區(qū)服務(wù)機構(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，對政策時滯的影響不顯著。從地區(qū)綜合經(jīng)濟情況看，GDP高、城鎮(zhèn)居民可支配收入高的省份，更容易出臺居家養(yǎng)老政策，即傾向于更短的政策時滯。而老年人口數(shù)對模型的影響并不顯著。

為了對自變量之間的重要程度進行比較，我們對有顯著意義的自變量的標準化回歸系數(shù)Beta值進行觀察（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?？梢姡谀壳暗馁Y源條件與環(huán)境背景下，對于是否出臺省級居家養(yǎng)老政策來說，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準化回歸系數(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—省級時滯受客體因素影響較小

經(jīng)驗上，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滯的主要原因。一是從主體上看，居家養(yǎng)老政策中央—省級政策平均時滯時間為20-40個月，這也就是政策準備階段。在這段時期內(nèi)，出臺居家養(yǎng)老政策的各省份之間均沒有明顯的城市建設(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初期均不產(chǎn)生影響。也就是說，在居家養(yǎng)老政策的準備階段或是調(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期內(nèi)完成居家養(yǎng)老政策的調(diào)研和準備活動，這體現(xiàn)了我國自上而下的行政命令型領(lǐng)導方式具有很高的執(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)驗推廣，忽視對自身城市建設(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)有提供沒需求，或是老年人消費不起的尷尬局面。二是從時間上看，各省政策出臺的時間紛紛集中在12月份到明年2月份這一時期，即各省人大和兩會召開時間前后，從側(cè)面說明我國中央—省級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)濟情況和所轄地級市個數(shù)對居家養(yǎng)老政策時滯時間影響顯著。這些因素更多是體現(xiàn)政府內(nèi)部的管理幅度管理層次，以及財政供給水平，與外部因素關(guān)系不大。

這與其它一些政策時滯研究觀點相吻合，這些觀點認為，政策（主要是財政政策）在行政部門內(nèi)部產(chǎn)生的時滯，主要取決于信息的傳遞速度、管理當局的預(yù)測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)導和領(lǐng)導團體的主觀意向性十分明顯。因為自公共問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，政府部門尚需經(jīng)過政策咨詢、政策論證等程序［18］，政策需耗費一定的時間。在此過程中，相關(guān)咨詢與論證工作具有相對穩(wěn)定的工作流程和時間消耗，工作節(jié)奏是政府部門一直以來形成習慣的路徑依賴。而如人口情況、城市建設(shè)水平等外部因素，會對政策開始實施到它對政策對象完全產(chǎn)生作用的時間產(chǎn)生影響。

目前我國很多地區(qū)服務(wù)型政策相較于經(jīng)濟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)驗推廣，而輕視對本土的調(diào)研和創(chuàng)新。通常是先進地區(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，結(jié)果發(fā)現(xiàn)本地區(qū)根本沒有這種需求或是地區(qū)財政無力支持，造成居家養(yǎng)老服務(wù)資源的浪費。比如，上海等地依托完善的社區(qū)服務(wù)平臺和老齡產(chǎn)業(yè)鏈條，可以實現(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)、代辦等多項服務(wù)內(nèi)容的企業(yè)合作。而在沒有完善的社區(qū)服務(wù)平臺和市場發(fā)展的省份，在如法炮制時難免捉衿見肘，將居家養(yǎng)老服務(wù)供給不足歸結(jié)為財政原因。為了避免這種情況，需要給予地方政府足夠的政策空間進行因地制宜的政策設(shè)計，注重引導政府對本地區(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)。同時以地區(qū)老年人滿意度為導向重新確立動態(tài)考評機制，摒棄統(tǒng)一的“任務(wù)式”考評指標。

2.直轄市具有相對敏捷的政策反應(yīng)

回歸系數(shù)上顯示，直轄市和民族自治省份的因素對中央—省級政策時滯的影響是最大的，直轄市相對來說對中央政策理念有更快的反應(yīng)，平均中央—省級政策時滯時間為13個月，比平均政策時滯時間更短。居家養(yǎng)老的理念的提出要遠遠早于國家性質(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)展政策出臺之前就已經(jīng)開始對居家養(yǎng)老進行調(diào)研和探索，這樣就保證了對信息收集、準備工作和服務(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)老運作模式和服務(wù)評估制度，居家養(yǎng)老服務(wù)（指導）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)由政府補貼［20］?？梢钥闯?，直轄市地區(qū)對本地區(qū)的發(fā)展情況和政策需求有著更敏銳的動態(tài)觀察和判斷，并且具有更高的政策靈活性。相對來說，少數(shù)民族省份，除寧夏回族自治區(qū)之外，政策時滯都較長，平均時滯為52個月，遠遠長于平均時滯時間。結(jié)合前文的分析，不能再將少數(shù)民族地區(qū)居家養(yǎng)老政策滯后簡單的歸咎于受到地區(qū)經(jīng)濟水平的桎梏，因為除了總體經(jīng)濟條件外，促進政府內(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特的考評機制，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)部時滯，也是促進該地區(qū)居家養(yǎng)老政策發(fā)展的重要因素。

3.中央—省級居家養(yǎng)老政策時滯具有內(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)心政策來自于哪個層級，在居家養(yǎng)老服務(wù)政策還處于中央層級時，老年人只能夠通過新聞廣播等媒體了解信息，而當居家養(yǎng)老服務(wù)政策從中央政策逐步落實到基層時，老年人才能夠?qū)嶋H感受到，然而落實的地區(qū)有時間先后，老年人受地區(qū)因素限制，往往不能在同一時間享受到政策帶來的實惠，產(chǎn)生群體性的政策不均，但此時已經(jīng)不能區(qū)分該政策層級，也無從計較政策經(jīng)過了多長時間的發(fā)酵，對居家養(yǎng)老政策的監(jiān)督和反饋更是無從談起。從這個意義上來說，居家養(yǎng)老政策的中央—省級政策時滯是一種較為隱蔽的時滯，客觀因素難以產(chǎn)生很大的影響，也就是說，單純的加大撥款和補貼力度并不能達到減少居家養(yǎng)老政策時滯的效果。因此，對中央—省級居家養(yǎng)老政策內(nèi)部時滯的控制，找到其規(guī)律，將居家養(yǎng)老政策的調(diào)研、出臺過程公開化、透明化，引入公民參與，是減少政策時滯內(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

廈門大學哲學社會科學繁榮計劃。

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