劉雯薇

（1.上海交通大學(xué)國(guó)際與公共事務(wù)學(xué)院，上海200030；2.上海師范大學(xué)哲學(xué)與法政學(xué)院，上海200234）

一、引 言

據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2019年我國(guó)65歲及以上人口共計(jì)17 599萬(wàn)人，達(dá)到總?cè)丝诘?2.6%，這一比例分別較2018年和2017年增長(zhǎng)了0.7%（941萬(wàn)人）和1.2%（1768萬(wàn)人）①國(guó)家統(tǒng)計(jì)局.年度數(shù)據(jù)（人口年齡結(jié)構(gòu)和撫養(yǎng)比），https：//data.stats.gov.cn/easyquery.htm?cn=C01&zb=A0305&sj=，2019。。老齡化對(duì)長(zhǎng)期照護(hù)服務(wù)體系提出了新的要求。根據(jù)老齡辦、民政部、財(cái)政部的中國(guó)城鄉(xiāng)老年人狀況抽樣調(diào)查的結(jié)果，我國(guó)有四千多萬(wàn)的老年人處于失能和半失能狀態(tài)，約占老年人數(shù)量的18.3%②全國(guó)老齡辦，民政部，財(cái)政部.第四次中國(guó)城鄉(xiāng)老年人生活狀況抽樣調(diào)查，2016。。因失能和半失能人口增長(zhǎng)而不斷增加的長(zhǎng)期照護(hù)需求，受到了相關(guān)部門的高度關(guān)注：2013年國(guó)務(wù)院《關(guān)于加快發(fā)展養(yǎng)老服務(wù)業(yè)的若干意見(jiàn)》提出，“加快發(fā)展養(yǎng)老服務(wù)業(yè)，不斷滿足老年人持續(xù)增長(zhǎng)的養(yǎng)老服務(wù)需求，是全面建成小康社會(huì)的一項(xiàng)緊迫任務(wù)”③國(guó)務(wù)院.關(guān)于加快發(fā)展養(yǎng)老服務(wù)業(yè)的若干意見(jiàn)（國(guó)發(fā)〔2013〕35 號(hào)），http：//www.gov.cn/zwgk/2013-09/13/content_2487704.htm。；而2019年國(guó)務(wù)院辦公廳《關(guān)于推進(jìn)養(yǎng)老服務(wù)發(fā)展的意見(jiàn)》也明確提出要“建立健全養(yǎng)老服務(wù)體系”，要“完善居家、社區(qū)、機(jī)構(gòu)相銜接的專業(yè)化長(zhǎng)期照護(hù)服務(wù)體系”④國(guó)務(wù)院辦公廳.關(guān)于推進(jìn)養(yǎng)老服務(wù)發(fā)展的意見(jiàn)（國(guó)辦發(fā)〔2019〕5 號(hào)），http：//www.gov.cn/zhengce/content/2019-04/16/content_5383270.htm。。

一般而言，長(zhǎng)期照護(hù)需求可以由正式照護(hù)（Formal Care）和非正式照護(hù)（Informal Care）來(lái)滿足。其中，正式照護(hù)指的是由專業(yè)照護(hù)機(jī)構(gòu)（如醫(yī)院、養(yǎng)老機(jī)構(gòu)等）和人員（如護(hù)士、護(hù)工等）提供的有償照護(hù)服務(wù)；而非正式照護(hù)相對(duì)正式照護(hù)，指的是由家庭成員、朋友等非專業(yè)人員提供的無(wú)償照護(hù)服務(wù)[1]。其中，非正式照護(hù)是長(zhǎng)期照護(hù)服務(wù)體系中最重要的組成部分。即使是在正式照護(hù)服務(wù)體系極為發(fā)達(dá)的北歐國(guó)家，也有相當(dāng)一部分的長(zhǎng)期照護(hù)是由親戚、朋友或其他人員無(wú)償提供的[2]。受經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、社會(huì)保障水平、東方養(yǎng)老文化的影響，相對(duì)其他發(fā)達(dá)國(guó)家而言，我國(guó)老年人偏好居家養(yǎng)老，絕大多數(shù)的照護(hù)服務(wù)均為家庭成員、朋友或者其他非專業(yè)人員所無(wú)償提供的長(zhǎng)期照護(hù)。而這其中，子女是提供非正式照護(hù)的主力軍[3]。

總之，非正式照護(hù)和正式照護(hù)共同滿足老年人不斷增長(zhǎng)的長(zhǎng)期照護(hù)需求，都是我國(guó)長(zhǎng)期照護(hù)體系的重要組成部分。因此，了解兩者的相關(guān)關(guān)系，對(duì)于長(zhǎng)期照護(hù)相關(guān)政策制定和評(píng)估具有重要意義。

二、文獻(xiàn)回顧

雖然非正式照護(hù)是長(zhǎng)期照護(hù)體系的重要組成部分，但由于其不在市場(chǎng)上進(jìn)行交易，一直以來(lái)都被認(rèn)為是正式照護(hù)的“零成本”替代品[4]。近年來(lái)，長(zhǎng)期照護(hù)資源配置矛盾問(wèn)題凸顯，學(xué)界對(duì)非正式照護(hù)的關(guān)注持續(xù)增加，許多學(xué)者開(kāi)始對(duì)非正式照護(hù)和正式照護(hù)之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，為合理配置長(zhǎng)期照護(hù)資源、科學(xué)設(shè)計(jì)長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)契約、客觀評(píng)價(jià)長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)相關(guān)政策等提供了重要依據(jù)。這些研究的結(jié)論由于所調(diào)樣本的家庭結(jié)構(gòu)、家庭規(guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況、社會(huì)保障制度、養(yǎng)老文化等的不同而并不完全一致[5]。Sergi 和Cristina（2011）通過(guò)對(duì)現(xiàn)有的相關(guān)理論進(jìn)行分析，將正式照護(hù)和非正式照護(hù)的選擇間可能存在的關(guān)系總結(jié)為四種主要模式：替代、補(bǔ)償、互補(bǔ)以及具體任務(wù)差異。其中，替代模式指的是當(dāng)正式照護(hù)存在時(shí)，子女將減少其非正式照護(hù)的供給，即子女非正式照護(hù)替代了正式照護(hù)的供給，該模式在許多實(shí)證研究中得到了驗(yàn)證[5][6]。補(bǔ)償模式從本質(zhì)上來(lái)說(shuō)屬于替代模式的一種，它承認(rèn)非正式照護(hù)對(duì)正式照護(hù)存在替代關(guān)系，認(rèn)為需方在正式照護(hù)利用的決策上依賴于非正式照護(hù)的供給，當(dāng)可及的非正式照護(hù)充分利用后仍無(wú)法滿足長(zhǎng)期照護(hù)需求時(shí)，需方才會(huì)訴諸正式照護(hù)[7]?；パa(bǔ)模式則指的是由于受照護(hù)者的長(zhǎng)期照護(hù)需求增加，兩者的服務(wù)水平可能呈現(xiàn)同時(shí)上升的情況，該模式認(rèn)為任何一種服務(wù)都無(wú)法獨(dú)立滿足受照護(hù)者的長(zhǎng)期照護(hù)需求，對(duì)長(zhǎng)期照護(hù)需求的增加意味著對(duì)非正式照護(hù)和正式照護(hù)需求的同時(shí)增加[6]。具體任務(wù)差異模式則是一種特殊的互補(bǔ)模式，它認(rèn)為非正式照護(hù)和正式照護(hù)在具體任務(wù)上存在不同的分工，監(jiān)護(hù)和照看主要由非正式照護(hù)來(lái)提供，而更為專業(yè)的護(hù)理需求則由正式照護(hù)來(lái)滿足[8]。

為驗(yàn)證兩種類型長(zhǎng)期照護(hù)資源利用之間的關(guān)系，國(guó)外許多學(xué)者對(duì)長(zhǎng)期照護(hù)服務(wù)的選擇展開(kāi)了實(shí)證研究。如Bonsang（2009）[9]對(duì)歐洲的健康、老齡化和退休調(diào)查數(shù)據(jù)（Survey on Health，Ageing and Retirement in Europe，SHARE）進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)非正式照護(hù)與居家正式照護(hù)之間存在替代效應(yīng)，而與療養(yǎng)院正式照護(hù)之間存在互補(bǔ)效應(yīng)。而Bremer et al.（2017）[6]通過(guò)對(duì)1223名癡呆癥患者對(duì)不同照護(hù)類型的使用進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)非正式照護(hù)通過(guò)替代居家正式照護(hù)大量減少了公共衛(wèi)生支出。Sergi和Cristina（2011）[5]通過(guò)對(duì)西班牙失能老人的照護(hù)方式選擇模式的研究，得出了兩者之間存在“補(bǔ)償效應(yīng)”，也即非正式照護(hù)和正式照護(hù)之間存在替代關(guān)系，在接受正式照護(hù)前，失能老人及其家庭一般首先考慮可及的非正式照護(hù)，當(dāng)非正式照護(hù)滿足不了其照護(hù)需求時(shí)，需方才會(huì)訴諸正式照護(hù)。從國(guó)內(nèi)的情況來(lái)看，現(xiàn)階段，我國(guó)學(xué)者對(duì)非正式照護(hù)的關(guān)注仍然極少，多數(shù)研究以促進(jìn)和完善我國(guó)長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)體系為目標(biāo)，對(duì)非正式照護(hù)的需求、供給和相關(guān)政策對(duì)非正式照護(hù)的供給進(jìn)行了定性分析。部分學(xué)者對(duì)非正式照護(hù)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)人口特征、生活質(zhì)量（滿意度）等進(jìn)行了實(shí)證研究。僅有林莞娟等（2014）[10]對(duì)利用相關(guān)數(shù)據(jù)對(duì)老年人是否使用家政服務(wù)、養(yǎng)老院服務(wù)和醫(yī)療服務(wù)的依據(jù)及其影響因素進(jìn)行了分析，并得出了養(yǎng)老機(jī)構(gòu)正式照護(hù)、家政服務(wù)和非正式照護(hù)間存在使用率上的反向相關(guān)關(guān)系。

對(duì)上述研究進(jìn)行歸納，我們可以發(fā)現(xiàn)，這些理論主要關(guān)心的問(wèn)題有兩類，即非正式照護(hù)和正式照護(hù)利用率（是否使用正式照護(hù)）以及正式照護(hù)利用量（使用多少正式照護(hù)）之間的關(guān)系。各種模式主要關(guān)注的關(guān)系類型和相關(guān)性質(zhì)可以總結(jié)如表1所示。

表1 正式照護(hù)和非正式照護(hù)關(guān)系模式

綜上所述，非正式照護(hù)是長(zhǎng)期照護(hù)體系最重要的組成部分，其與正式照護(hù)之間的關(guān)系直接影響需方的選擇，從而對(duì)合理正式照護(hù)資源配置、長(zhǎng)期護(hù)理契約設(shè)計(jì)均具有重要意義。如Finkelstein 和Mc-Garry（2003）[11]的兩類型潛在需方模型，就是典型的通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)類型（包括非正式照護(hù)的可及性）對(duì)長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)支付意愿進(jìn)行推導(dǎo)的多維私有信息模型；Rothschild和Stiglitz（1976）[12]分離均衡模型，則對(duì)長(zhǎng)期照護(hù)需求的無(wú)差異曲線（其斜率為非正式照護(hù)和正式照護(hù)的邊際替代率）的位置進(jìn)行了假設(shè)；而Cremeret al.（2016）[13]的長(zhǎng)期護(hù)理需求模型同樣地，對(duì)兩類型長(zhǎng)期照護(hù)的邊際替代率進(jìn)行假設(shè)。當(dāng)前，我國(guó)學(xué)者對(duì)非正式照護(hù)的關(guān)注較少，暫無(wú)對(duì)正式照護(hù)和非正式照護(hù)的相關(guān)關(guān)系的理論應(yīng)用。

從理論上來(lái)說(shuō)，所有長(zhǎng)期照護(hù)相關(guān)的政策制定和評(píng)估都應(yīng)將非正式照護(hù)考慮在內(nèi)。而非正式照護(hù)中，最為常見(jiàn)的則是子女（包括孫子女）所提供的長(zhǎng)期照護(hù)。為進(jìn)一步了解正式照護(hù)和非正式照護(hù)間的關(guān)系，本研究利用中國(guó)老年人健康長(zhǎng)壽影響因素調(diào)查（CLHLS）2014年調(diào)查的橫截面數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)老年人非正式照護(hù)和正式照護(hù)的利用進(jìn)行了分析，為我國(guó)長(zhǎng)期照護(hù)資源合理配置等提出了相關(guān)建議。

三、數(shù)據(jù)、模型和統(tǒng)計(jì)方法

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究所使用的數(shù)據(jù)是CLHLS2014年的調(diào)查數(shù)據(jù)，該年度調(diào)查覆蓋23個(gè)省份，調(diào)查對(duì)象為65歲及以上老年人和35～64歲成年子女，共計(jì)7129個(gè)樣本①Center for Healthy，A.，Development，S.The Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey（CLHLS）-Longitudinal Data（1998～2014）.In Peking University Open Research Data Platform：2016。。該數(shù)據(jù)庫(kù)由北京大學(xué)健康老齡與發(fā)展研究中心/國(guó)家發(fā)展研究院建立，調(diào)查內(nèi)容包括樣本的基本社會(huì)經(jīng)濟(jì)人口特征、疾病和醫(yī)療資源利用和負(fù)擔(dān)、心理性格特征、生活能力評(píng)價(jià)、照護(hù)資源使用情況等等。考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本研究所選取的正式照護(hù)類型為養(yǎng)老機(jī)構(gòu)，非正式照護(hù)則為子女后代（包括孫子女）及其配偶所提供的非正式照護(hù)。

（二）計(jì)量模型

本研究使用Duan的兩階段決策模型來(lái)分析我國(guó)長(zhǎng)期護(hù)理市場(chǎng)非正式照護(hù)和正式照護(hù)的選擇[14]。這一模型認(rèn)為服務(wù)利用可分為兩階段：第一階段，需要照護(hù)服務(wù)的家庭決定是否使用正式照護(hù)；第二階段，決定利用正式照護(hù)的水平。該模型有效減少了存在使用率偏低、使用水平偏態(tài)分布、極值導(dǎo)致的厚尾分布所帶來(lái)的估計(jì)偏差，被廣泛用于解釋和預(yù)測(cè)衛(wèi)生服務(wù)的使用決策，尤其是在對(duì)照組和實(shí)驗(yàn)組數(shù)量差別較大的情況下，如醫(yī)?；颊邔?duì)住院服務(wù)的使用等[15]。Duan兩步?jīng)Q策模型的第一階段如式（1）所示，Ii為一個(gè)虛擬變量，反映個(gè)體i是否使用了醫(yī)療服務(wù)；第二階段如式（2）所示，即使用了醫(yī)療服務(wù)的個(gè)體選擇醫(yī)療費(fèi)用的水平（MEDi）。假設(shè)總共有n個(gè)個(gè)體，其中使用了醫(yī)療服務(wù)的人數(shù)為N人，那么可以將兩步的似然函數(shù)寫成式（3）和式（4）的形式。因此，式（5），即似然函數(shù)的前半部分僅與式（1）中的參數(shù)有關(guān)，而其后半部分僅依賴于式（2）的相關(guān)參數(shù)。因此，即使式（1）和式（2）的殘差向量有可能相關(guān)，但并不會(huì)影響似然函數(shù)的前半部分和后半部分的可分性，也即第一階段和第二階段決策模型的極大似然估計(jì)。

本研究的樣本特征和Duan兩階段模型假設(shè)較為一致，即在接受照護(hù)的樣本中，大多數(shù)選擇的是某一種服務(wù)方式（在本研究中為非正式照護(hù)），而僅有少數(shù)選擇另一種。第一階段，樣本及家庭根據(jù)具體情況（長(zhǎng)期照護(hù)需求、非正式照護(hù)可及性、失能水平、家庭經(jīng)濟(jì)水平等），決定是否接受正式照護(hù)。第二階段，樣本及家庭則根據(jù)其具體情況（包括其接受非正式照護(hù)的狀況），決定接受多少正式照護(hù)（在養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的花費(fèi)水平）。第一階段長(zhǎng)期照護(hù)服務(wù)選擇模型如式（6）所示，其中，formali為受訪者i的正式照護(hù)量（受訪者在養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的月均花費(fèi)）；Xi為受訪者的一系列人口社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征變量的向量所組成的矩陣，包括性別、年齡、受教育年限、家庭年收入；informali為受訪者接受的子女非正式照護(hù)量（一個(gè)月內(nèi)受子女照護(hù)小時(shí)數(shù)）；Disi為受訪者i的失能水平。在本模型中，受訪者的失能水平通過(guò)IADL指數(shù)的高低來(lái)反映，該指數(shù)對(duì)工具性日常生活活動(dòng)能力的八個(gè)方面進(jìn)行評(píng)價(jià)，得分越高（0～8），說(shuō)明受訪者的失能水平越高。

在第二階段（見(jiàn)式（7）），受訪者依據(jù)其具體情況（包括其接受非正式照護(hù)的情況）決定其接受正式照護(hù)的水平。在決定接受正式照護(hù)的水平時(shí)，βi2可能發(fā)生兩種情況：由于長(zhǎng)期照護(hù)的總需求增長(zhǎng)了，非正式照護(hù)和正式照護(hù)均有所增加，兩者呈正相關(guān)關(guān)系；由于長(zhǎng)期照護(hù)總需求增長(zhǎng)，正式照護(hù)替代非正式照護(hù)，兩者呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

（三）變量和統(tǒng)計(jì)方法

1.納入模型的變量

本研究第一階段的被解釋變量為樣本是否使用養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的正式照護(hù)，即利用率；第二階段的被解釋變量為樣本接受的正式照護(hù)的服務(wù)水平（養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的月均費(fèi)用），即利用水平，解釋變量為個(gè)體的子女非正式照護(hù)供給水平（小時(shí)/月）。由于老人居住在養(yǎng)老機(jī)構(gòu)中，難以衡量正式照護(hù)的服務(wù)量。根據(jù)對(duì)國(guó)內(nèi)外相關(guān)模型中變量的選擇情況，可以以養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的費(fèi)用作為衡量正式照護(hù)的服務(wù)水平，這一指標(biāo)一方面能夠體現(xiàn)受照護(hù)者及其家庭的正式照護(hù)經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，另一方面能夠同時(shí)較為準(zhǔn)確地體現(xiàn)正式照護(hù)的服務(wù)量和服務(wù)質(zhì)量。根據(jù)文獻(xiàn)研究的結(jié)果，正式照護(hù)服務(wù)的選擇還受到一系列其他因素的影響，如性別、年齡、受教育水平、家庭收入、失能水平。在衡量失能水平時(shí)，本研究選擇的是Lawton-Brody’s IADL指數(shù)，該指數(shù)將老年人的主要日常工具性活動(dòng)劃分為八類，能夠較為準(zhǔn)確地反映老年人所需的長(zhǎng)期照護(hù)水平[16]。

2.內(nèi)生性和工具變量

許多研究表明，正式照護(hù)和非正式照護(hù)間存在內(nèi)生性。這是因?yàn)閮烧咚鶟M足的都是長(zhǎng)期照護(hù)需求，對(duì)于兩者需求和供給的決定往往也是同時(shí)作出的，從而本研究采用的模型中解釋變量可能與擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)[9]。因此，本研究在第一階段回歸使用Probit 和工具變量Probit（IV Probit）回歸法，并在第二階段使用最小二乘法（OLS）及二階段最小二乘法（2SLS）法對(duì)模型進(jìn)行驗(yàn)證。對(duì)內(nèi)生性進(jìn)行Wald 和Dublin-Wu-Hausman 檢驗(yàn)，并對(duì)工具變量進(jìn)行過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)。根據(jù)文獻(xiàn)學(xué)習(xí)的結(jié)果以及本研究的數(shù)據(jù)可得性，本研究采用“最近的子女居住距離”和“子女中女兒的個(gè)數(shù)”作為工具變量。在國(guó)外非正式照護(hù)相關(guān)研究中，選取兩者作為工具變量的都較多。實(shí)證研究的結(jié)果表明，最近子女的居住距離和子女的性別與非正式照護(hù)的可及性相關(guān)，而與受照護(hù)者對(duì)正式照護(hù)使用的決策獨(dú)立[9][17]。

3.數(shù)據(jù)報(bào)告和統(tǒng)計(jì)方法

本研究對(duì)分類變量的報(bào)告采用頻率和百分比的方式，并對(duì)其不同組占比差異顯著性采用卡方分析；對(duì)連續(xù)變量的報(bào)告采用均值和標(biāo)準(zhǔn)差的形式，對(duì)均值差異顯著性采用獨(dú)立樣本的t檢驗(yàn)或方差分析進(jìn)行檢驗(yàn)，對(duì)連續(xù)變量間的相關(guān)性用Pearson相關(guān)系數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)。在描述性統(tǒng)計(jì)中，對(duì)占比、數(shù)量、均值、標(biāo)準(zhǔn)差以及檢驗(yàn)結(jié)果（p值）進(jìn)行報(bào)告。為降低量綱以及異方差對(duì)回歸結(jié)果的影響，在第一階段回歸模型中，本研究對(duì)年齡和非正式照護(hù)小時(shí)數(shù)進(jìn)行了對(duì)數(shù)處理。在回歸分析中，對(duì)變量的平均邊際效應(yīng)（Average Marginal Effect，AME）及其標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行報(bào)告。在單因素分析中，本研究采用的顯著性水平為α=0.05，在回歸分析中，對(duì)p值進(jìn)行標(biāo)注。本研究使用SPSS 13.0進(jìn)行編碼，使用STATA 12.0進(jìn)行描述性分析和回歸分析。

四、實(shí)證分析結(jié)果

（一）樣本及其長(zhǎng)期照護(hù)選擇特征

樣本接受子女非正式和正式照護(hù)的基本情況如表2 所示。在7129 個(gè)樣本中，共有4353 名（61.1%）受訪者有不同程度的失能情況（IADL＞0），其中，有1444（33.2%）位接受了子女的非正式照護(hù)，203（4.7%）名接受了養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的正式照護(hù)。從統(tǒng)計(jì)結(jié)果來(lái)看，女性（n=1091，28.6%）接受子女非正式照護(hù)的比例較男性（n=488，14.9%）高（p＜0.001），而較男性接受正式照護(hù)的比例低（p＜0.001）；接受子女非正式照護(hù)和正式照護(hù)的樣本平均年齡都較高（p＜0.001，p=0.048）；接受子女非正式照護(hù)的樣本受教育年限（p＜0.001）和家庭年收入（p＜0.001）組間樣本占比差異都具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；接受正式照護(hù)的樣本受教育年限（p=0.007）和家庭年收入（p＜0.001）組間樣本差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；接受非正式照護(hù)和正式照護(hù)的樣本失能水平均高于未接受照護(hù)的樣本（p＜0.001，p＜0.001）；兩類型照護(hù)組別的居住最近子女距離占比差異均具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（p=0.036，p＜0.001）；從子女中女兒的個(gè)數(shù)來(lái)看，接受子女非正式照護(hù)的樣本女兒的數(shù)量顯著高于未接受非正式照護(hù)組（p＜0.001）。

表2 照護(hù)類型選擇的描述統(tǒng)計(jì)分析

2014年的CLHLS對(duì)老年人居住在養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的原因進(jìn)行了調(diào)查，調(diào)查的有效結(jié)果統(tǒng)計(jì)如圖1所示。60.7%（n=125）的老年人選擇居住在養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的主要原因均為子女的照護(hù)不足，22.3%（n=46）的老年人是因?yàn)椤安幌肼闊┳优保?.4%（n=7）的受訪者選擇主要原因是“可與其他老年人交往”?？梢?jiàn)，超過(guò)80%的老年人接受養(yǎng)老機(jī)構(gòu)照護(hù)的決策都與子女的非正式照護(hù)相關(guān)，這一結(jié)果初步驗(yàn)證了本研究計(jì)量模型的假設(shè)，即老年人在選擇長(zhǎng)期照護(hù)服務(wù)模式時(shí)，首先考慮的是非正式照護(hù)的可及性，非正式照護(hù)對(duì)正式照護(hù)存在補(bǔ)償效應(yīng)。

進(jìn)一步對(duì)兩種類型長(zhǎng)期照護(hù)的接受量進(jìn)行分析。樣本月均子女非正式照護(hù)小時(shí)數(shù)為40.30小時(shí)（SD=53.01），養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的月均費(fèi)用為2004.08元（SD=11.76），對(duì)兩種類型的進(jìn)行分析（見(jiàn)表3），女性（43.33，SD=55.79）較男性（35.54，SD=47.96）接受了更多的非正式照護(hù)（p=0.001＜0.050），而不同性別之間正式照護(hù)費(fèi)用沒(méi)有顯著差異（p=0.908）。年齡與非正式照護(hù)量呈正相關(guān)關(guān)系（Pearson Correlation=0.204，p＜0.001），與正式照護(hù)費(fèi)用相關(guān)性不顯著。受教育水平和家庭年收入的正式照護(hù)費(fèi)用組間差異均具有顯著差異（p=0.018＜0.050，p=0.010＜0.050）。樣本的失能水平（IADL指數(shù)）與受非正式照護(hù)量和正式照護(hù)費(fèi)用均存在顯著的正相關(guān)關(guān)系（Pearson Correlation=0.333，p＜0.001；Pearson Correlation=0.213，p＜0.001）。

圖1 選擇養(yǎng)老機(jī)構(gòu)照護(hù)的主要原因

表3 長(zhǎng)期照護(hù)量選擇的描述統(tǒng)計(jì)分析

（二）非正式照護(hù)和正式照護(hù)的利用的回歸分析

進(jìn)一步對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表4所示。Probit回歸模型（Pseudo R2=0.1151，p＜0.001）結(jié)果顯示，未接受非正式照護(hù)、女性、受教育年限較高、失能水平較高的樣本，更有可能接受正式照護(hù)。根據(jù)回歸分析結(jié)果，本研究IV Probit 模型Adjusted R2為0.3591，F(xiàn)（12，3497）=164.85（p＜0.001），Wald test chi2（1）=8.98（p=0.003），說(shuō)明接受非正式照護(hù)為該模型的內(nèi)生變量的假設(shè)，選擇的工具變量對(duì)內(nèi)生變量有較好的解釋力，且不存在弱工具變量和過(guò)度識(shí)別問(wèn)題。接受非正式照護(hù)和接受養(yǎng)老機(jī)構(gòu)正式照護(hù)兩者存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，接受子女非正式照護(hù)時(shí)間增加1.72小時(shí)，其進(jìn)入養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的概率將減少20.1%（p＜0.001），也即在控制了其他變量的額前提下，每增加一小時(shí)的子女非正式照護(hù)量，其進(jìn)入養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的概率減少11.7%。男性較女性更不可能（-2.6%，SD=0.004）進(jìn)入養(yǎng)老機(jī)構(gòu)接受正式照護(hù)（p＜0.050），年齡（p＜0.001）和IADL 指數(shù)（p＜0.001）也與接受正式照護(hù)呈正相關(guān)性，家庭年收入較低（25000元以下）與接受正式照護(hù)的概率呈負(fù)相關(guān)（p＜0.050），在本研究中，收入最低組別的受訪者較其他組別接受正式照護(hù)的概率低4.5%（SD=0.016）。失能水平對(duì)樣本接受正式照護(hù)的邊際效應(yīng)為9.3%（SD=0.005）。

在第二階段工具變量模型分析階段，根據(jù)穩(wěn)健DWH 檢驗(yàn)的結(jié)果（Robust score chi2（1）=0.504，p=0.477），拒絕了解釋變量和被解釋變量?jī)?nèi)生的備擇假設(shè)，認(rèn)為當(dāng)接受養(yǎng)老機(jī)構(gòu)照護(hù)后，老年人接受的非正式照護(hù)量與其在養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的花費(fèi)為外生變量。因此，此時(shí)選擇使用OLS的結(jié)果對(duì)第二階段回歸結(jié)果進(jìn)行分析更為準(zhǔn)確。對(duì)正式照護(hù)和非正式照護(hù)結(jié)果顯示，與養(yǎng)老機(jī)構(gòu)月花費(fèi)相關(guān)的主要因素有子女非正式照護(hù)小時(shí)數(shù)以及家庭年收入。在接受正式照護(hù)后，非正式照護(hù)和正式照護(hù)費(fèi)用呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)的關(guān)系（p＜0.001），邊際效應(yīng)系數(shù)為-0.306（SD=0.104）。同時(shí)，屬于家庭年收入最低組別的樣本，其正式照護(hù)的花費(fèi)較其他稍高收入的組別較少（p＜0.050），邊際效應(yīng)系數(shù)為-10.143（SD=0.104）。

表4 回歸分析結(jié)果

五、討論與結(jié)論

根據(jù)本研究的實(shí)證分析結(jié)果，我國(guó)老年人所接受的非正式照護(hù)和正式照護(hù)間存在既存在補(bǔ)償效應(yīng)，也存在替代效應(yīng)。即非正式照護(hù)量的增加將減少老年人使用養(yǎng)老機(jī)構(gòu)照護(hù)的概率，同時(shí)，對(duì)于接受了養(yǎng)老機(jī)構(gòu)正式照護(hù)的老年人來(lái)說(shuō)，非正式照護(hù)量的增加將減少其在正式照護(hù)上的花費(fèi)。本研究的結(jié)果對(duì)我國(guó)進(jìn)一步合理配置照護(hù)資源和推進(jìn)非正式照護(hù)相關(guān)研究有如下啟示。

第一，進(jìn)一步重視非正式照護(hù)資源在長(zhǎng)期照護(hù)體系中的作用和地位。非正式照護(hù)是長(zhǎng)期照護(hù)體系的重要組成部分，在是否接受正式照護(hù)服務(wù)的決策中，接受非正式照護(hù)的老年人接受正式照護(hù)的概率更小，兩者之間存在補(bǔ)償效應(yīng)。在本研究的失能和半失能老人中，有1444名受訪者（32.8%）接受了子女的非正式照護(hù)，而僅有203名受訪者（4.7%）接受了養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的正式照護(hù)，非正式照護(hù)者平均每月提供超過(guò)四十小時(shí)的照護(hù)服務(wù)?？梢?jiàn)，現(xiàn)階段我國(guó)絕大多數(shù)的長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)需求是由非正式照護(hù)服務(wù)滿足的，非正式照護(hù)在我國(guó)現(xiàn)階段長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)體系中具有舉足輕重的地位，應(yīng)在所有長(zhǎng)期照護(hù)服務(wù)相關(guān)制度安排和政策中，切實(shí)考慮其對(duì)非正式照護(hù)和非正式照護(hù)者的影響。

第二，對(duì)非正式照護(hù)資源進(jìn)行調(diào)研和預(yù)測(cè)，合理配置正式照護(hù)資源，尤其注重?zé)o子女老人的照護(hù)服務(wù)供給。子女的非正式照護(hù)對(duì)正式照護(hù)具有補(bǔ)償效應(yīng)，即在決定是否利用正式照護(hù)時(shí)，需方主要考慮的是可及的非正式照護(hù)是否能滿足其長(zhǎng)期照護(hù)需求，在全部可及的非正式照護(hù)使用完，仍然無(wú)法滿足其照護(hù)需求時(shí)，才會(huì)考慮使用正式照護(hù)，這一結(jié)果與國(guó)外部分相關(guān)研究結(jié)果也基本一致[9]?，F(xiàn)階段，許多地區(qū)在進(jìn)行正式照護(hù)資源配置時(shí)（如養(yǎng)老床位建設(shè)指標(biāo)），多以戶籍老人的人口百分比為依據(jù)，而未對(duì)非正式照護(hù)相關(guān)因素進(jìn)行直接考量。本文認(rèn)為，在應(yīng)對(duì)老齡化社會(huì)和隨之增長(zhǎng)的長(zhǎng)期護(hù)理需求時(shí)，應(yīng)充分考慮正式照護(hù)和非正式照護(hù)之間在決定是否接受機(jī)構(gòu)正式照護(hù)時(shí)的補(bǔ)償關(guān)系，對(duì)各區(qū)域非正式照護(hù)的可及型進(jìn)行充分調(diào)研和估計(jì)，尤其注重?zé)o非正式照護(hù)來(lái)源的老年人的照護(hù)體系建設(shè)，減少在建立長(zhǎng)期照護(hù)服務(wù)體系時(shí)可能造成的資源配置供求不匹配的情況，造成資源浪費(fèi)。

第三，正式照護(hù)的資源配置應(yīng)充分考慮非正式照護(hù)可及性和經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r，在人口流動(dòng)性較高的地區(qū)或社區(qū)，可以適當(dāng)考慮配置差異化價(jià)格的正式照護(hù)資源，在“?；?、兜底線”的基礎(chǔ)上，充分發(fā)揮市場(chǎng)作用，滿足不同家庭收入層次老年人的照護(hù)需求。當(dāng)老年人需要正式照護(hù)，但子女同時(shí)可提供較多的非正式照護(hù)以替代部分正式照護(hù)需求時(shí)，老年人及其家庭可能選擇較低的正式照護(hù)費(fèi)用水平。同時(shí)，在第二階段回歸時(shí)，發(fā)現(xiàn)控制變量中僅有收入水平與正式照護(hù)的月均收入相關(guān)，因此，在進(jìn)行正式照護(hù)資源配置和價(jià)格管理方案時(shí)，應(yīng)綜合考慮當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r及老人家庭的收入水平。

第四，運(yùn)用科學(xué)的方法對(duì)非正式照護(hù)的經(jīng)濟(jì)價(jià)值進(jìn)行衡量，能更為準(zhǔn)確地預(yù)測(cè)老年人及其家庭的決策模式，為更為科學(xué)地設(shè)計(jì)長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)契約提供實(shí)證依據(jù)。在本研究中，第二階段回歸時(shí)，由于解釋變量和被解釋變量的內(nèi)生性未通過(guò)Durbin-Wu-Hausman檢驗(yàn)，認(rèn)為正式照護(hù)量和非正式照護(hù)量?jī)烧咄馍?，因此本研究使用了OLS回歸的結(jié)果進(jìn)行分析。這一結(jié)果與Bonsang（2009）的研究結(jié)果十分相似。該研究在第二階段工具變量回歸時(shí)，由于無(wú)法拒絕非正式照護(hù)和正式照護(hù)兩者外生的假設(shè)，而采用了簡(jiǎn)單最小二乘回歸的結(jié)果對(duì)模型進(jìn)行解釋[9]。本研究認(rèn)為，這可能是由于在第二階段決策中，受照護(hù)者及其家庭對(duì)非正式照護(hù)供給量決策的依據(jù)發(fā)生了改變。根據(jù)Cremer et al.（2016）的正式照護(hù)和非正式照護(hù)選擇模型，需方對(duì)兩類型照護(hù)的選擇并非基于兩者的需求量或供給量，而是根據(jù)兩者的邊際經(jīng)濟(jì)價(jià)值，即當(dāng)受照護(hù)者（或其家庭）認(rèn)為接受非正式照護(hù)所帶來(lái)的邊際成本等于接受正式照護(hù)帶來(lái)的邊際成本時(shí)，其對(duì)兩者的選擇達(dá)到均衡[13]。因此，本研究建議，對(duì)非正式照護(hù)的經(jīng)濟(jì)價(jià)值進(jìn)行科學(xué)的衡量，以更加精確地分析老年人對(duì)長(zhǎng)期照護(hù)的支付意愿；并對(duì)正式和非正式照護(hù)利用決策的內(nèi)在機(jī)制進(jìn)行進(jìn)一步分析，以對(duì)我國(guó)長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)的契約設(shè)計(jì)和相關(guān)政策（如對(duì)非正式照護(hù)者的補(bǔ)助水平）提供實(shí)證依據(jù)。國(guó)外對(duì)非正式照護(hù)經(jīng)濟(jì)價(jià)值進(jìn)行衡量的方法主要有近似商品法、機(jī)會(huì)成本法、聯(lián)合價(jià)值評(píng)估法等。對(duì)非正式照護(hù)經(jīng)濟(jì)價(jià)值的衡量對(duì)長(zhǎng)期護(hù)理契約設(shè)計(jì)以及兩者需求量的決定有重要意義。

本研究具有一定的局限性。第一，由于CLHLS問(wèn)卷中對(duì)非正式照護(hù)使用所問(wèn)的問(wèn)題是“您所接受的照護(hù)主要是由誰(shuí)來(lái)提供的？”，其選項(xiàng)包括子女、孫子女、親戚、朋友/鄰居、家政服務(wù)等。由于該問(wèn)題的選項(xiàng)為互斥選項(xiàng)，因此，本研究未能進(jìn)一步分析子女非正式照護(hù)與保姆/家政服務(wù)所提供的正式照護(hù)的相關(guān)性。根據(jù)國(guó)外相關(guān)研究，非正式照護(hù)對(duì)不同類型正式照護(hù)的替代效應(yīng)有所不同。本文建議，可以采取實(shí)驗(yàn)法和問(wèn)卷調(diào)查法，對(duì)非正式照護(hù)的不同類型（子女非正式照護(hù)、配偶非正式照護(hù)、其他非正式照護(hù)）對(duì)不同類型正式照護(hù)（療養(yǎng)院/養(yǎng)老機(jī)構(gòu)、保姆、護(hù)工/護(hù)士等）的替代和互補(bǔ)效應(yīng)進(jìn)行分別分析。第二，本研究所使用的數(shù)據(jù)為橫截面數(shù)據(jù)，對(duì)于，可以使用CLHLS中追蹤調(diào)查所形成的面板數(shù)據(jù)，對(duì)接受長(zhǎng)期照護(hù)的老年人進(jìn)行動(dòng)態(tài)分析，以了解在不同時(shí)期人們對(duì)不同類型正式照護(hù)和非正式照護(hù)的選擇及兩者之間的關(guān)系。