宋麗敏，朱丹華

(遼寧大學 公共管理學院，遼寧 沈陽 110036)

我國已進入老齡化社會，老年照料問題日益凸顯。目前我國65歲及以上老年人口規(guī)模已達到1.67億，且增長趨勢仍會延續(xù)，據(jù)2019年《世界人口展望》預測，到2060年我國65歲及以上的人口數(shù)將達到3.98億(占全國總人口數(shù)的29.83%)，80歲及以上老年人口規(guī)模將達到1.31億(占全國總人口數(shù)的9.8%)，這一比例遠高于全球平均水平(5.1%)。老年人口基數(shù)大、占比高以及高齡人口增速快將是我國未來幾十年的重要人口特征，這為我國經(jīng)濟社會的發(fā)展帶來了新的挑戰(zhàn)。眾所周知，隨著年齡的增長，人的身體機能會每況愈下，疾病發(fā)生的概率也會大幅增加。蘇群等利用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)我國13.02%的老年人日常行為能力受損，需要他人提供照料，并且失能的概率隨著年齡增長而加大[1]。我國社會現(xiàn)今乃至未來很長一段時間內(nèi)，家庭照料仍是老年照料的主流模式。中國社會中“養(yǎng)兒防老”“男主外，女主內(nèi)”等觀念根深蒂固，導致家庭中的成年子女尤其是成年女性成為家庭老年照料活動的主要承擔者。但與此同時，小型化、核心化家庭成為主流，由宗族大家庭輔助支持的供養(yǎng)責任轉由小家庭中的子女承擔，而獨生子女逐漸成為承擔家庭老年照料責任的主體，他們面臨的壓力更大。人口老齡化和高齡化使得老人照護需求激增、照護活動供給不足，這必將導致老年人口養(yǎng)老安置難、高齡失能失智老年照護難、適齡照護勞動力缺口擴大。然而，除了這些宏觀可見的影響外，老年照護需求激增是否會對微觀個體產(chǎn)生一些潛在影響？即對作為照料責任主要承擔者的成年子女尤其是成年女性的健康是否會產(chǎn)生影響？而女性照料者健康水平下降不僅是個人、家庭的福利損失，更是整個社會的福利損失，她們的身體健康應得到來自家庭和全社會的關愛?；诖耍疚膹恼樟险哓摀囊暯浅霭l(fā)，利用數(shù)理模型和統(tǒng)計分析方法探討家庭老年照料對女性照料者身體健康的影響，從而為相關政策的制定提供科學依據(jù)。

一、文獻綜述

近年來，隨著全球老齡化程度加劇，老年照料需求激增，照料者健康問題日益引發(fā)學界重視。自20世紀70年代始，學者們普遍認為家庭照料會給成年子女身體健康帶來負面影響，且女性承擔的照料責任比男性更多，其健康狀況更易受影響。Burton等人研究發(fā)現(xiàn)照料活動使照料者的疲勞感增加、健康水平下降[2]。Lee認為睡眠不足和疲勞感增加會提高照料提供者的生理和心理疾病發(fā)病率[3]。雖然一些研究認為照料責任對照料提供者的健康狀況也有一定的正向影響[4]，但大多數(shù)研究認為照料提供者存在心理困擾，因抑郁和焦慮致病的幾率更高。Northouse等通過系統(tǒng)評價和Meta分析認為照料老人對成年子女的身心健康有顯著負向影響，家庭照料者的自評健康狀況也明顯低于非照料者[5]，且他們較少進行體育鍛煉[6-7]。與上述情況相應的是，家庭照料人員健康水平的下降會影響照料行為的持續(xù)性和照料質(zhì)量[8]，并由此形成惡性循環(huán)。目前老年照料主要由家庭成員提供[9]，家庭照料者被看作重要的醫(yī)療保健資源，在很大程度上減少了政府的相關支出，如加拿大每年因此可節(jié)省約250億美元的醫(yī)療保健成本[10]。因此，為家庭照料者提供必要的社會支持非常必要，既可以提升老年人的生活質(zhì)量和健康水平，也有利于緩解政府財政支出壓力。

相較于國外較為豐富的相關研究成果，國內(nèi)關于照料者負擔的研究卻較少。袁小波認為成年子女在經(jīng)濟狀況、個人健康、家庭關系、人際交往和社會參與等方面都會因照顧高齡老人受到不利影響[11]。劉柏惠基于CLHLS數(shù)據(jù)庫從勞動參與和工資水平兩方面闡明提供老年照料會降低成年子女的勞動參與率并使其面臨隱性“工資懲罰”[12]。劉嵐通過中國營養(yǎng)與健康調(diào)查(CHNS)數(shù)據(jù)及Ordered Probit模型，研究發(fā)現(xiàn)承擔照料父母責任的城鎮(zhèn)已婚婦女健康水平相對較差[13]。陳璐利用面板工具變量估計模型，分析發(fā)現(xiàn)參與老年照料活動的女性照料者自評健康狀況“一般”和“差”的概率分別比未進行老年照料的女性高出0.24%和0.10%[14]。袁迪認為老年照料活動對成年子女心理健康有直接負向影響，且間接提高了子女因閑暇時間的減少和相對收入的降低而感到抑郁的概率[15]。在充分研究已有文獻的基礎上，本文利用中國營養(yǎng)與健康調(diào)查(1993—2015年)面板數(shù)據(jù)、Probit模型以及工具變量法控制模型內(nèi)生性，探討提供老年照料與女性照料者身體健康之間的關系。為驗證估計結果的穩(wěn)健性，本文進一步采用了傾向得分匹配法(PSM)進行了模型估計，處理由于樣本選擇偏誤產(chǎn)生的干擾效應，再就承擔老年照料責任對女性照料者健康影響的異質(zhì)性進行分析。

二、模型設定與描述性統(tǒng)計分析

(一)模型設定

本文利用多元回歸分析方法研究家庭老年照料對女性照料者身體健康的影響，假定與不承擔照料責任的女性相比，承擔家庭照料責任的女性健康水平較差，更易患病。選取家庭老年照料作為核心解釋變量，女性身體健康狀況作為被解釋變量。(1)本文的研究方法部分借鑒了陳璐和范紅麗《家庭老年照料對女性照料者健康的影響研究》一文，但在解釋變量以及工具變量的選取上做出了一定創(chuàng)新，同時也通過傾向得分匹配估計(PSM)進一步證實了研究的穩(wěn)健性。公式表達如下：

SICKit=α0+α1CAREit+βXit+yeart+province+εit

(1)

CAREit為核心解釋變量，表示女性是否參與家庭老年照料活動，若個體i在t時期照顧父母或公婆，則取值為1，否則為0；被解釋變量SICKit是衡量健康水平的指標，考察個體i在t時期是否患?。籜it為控制變量，包括基本個人特征與家庭特征等；yeart為年度虛擬變量，province為省份虛擬變量，εit為隨機誤差項。

由于SICKit為二元離散變量，使用傳統(tǒng)的OLS進行參數(shù)估計可能存在偏差，因此本文選擇Probit模型，利用Log likelihood迭代回歸進行系數(shù)估計?？紤]到可能存在的異方差問題，同時利用懷特穩(wěn)健標準誤，進一步考慮是否會因遺漏變量、反向因果等導致模型設定不合理出現(xiàn)內(nèi)生性問題。因此，本文利用工具變量法來解決研究中可能存在的內(nèi)生性問題，首先通過內(nèi)生性檢驗確定模型是否存在內(nèi)生性問題，并進一步檢驗工具變量是否合理。根據(jù)研究慣例，工具變量須滿足以下條件：第一，與內(nèi)生變量也就是家庭老年照料(CAREit)高度相關；第二，與隨機誤差項無關。參考已有文獻對工具變量的選取情況，照料需求、兄弟姊妹數(shù)量、父母健康水平、父母是否僅一人健在等都是被驗證過的較為合理的工具變量。為了考察變量的可獲得性以及驗證變量的有效性，本文最終選取了“父母及公婆是否有照料需求”“父母及公婆是否至少有一人健在”作為工具變量。在此基礎上，由于SICKit是離散變量，IV-Probit模型報告的系數(shù)存在較大限制，僅能看出概率的相對大小以及影響方向，因此，本文還將在計算回歸系數(shù)的基礎上，進一步估計家庭照料活動對女性照料者健康狀況影響的邊際效應，并對回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗以及異質(zhì)性分析。

(二)數(shù)據(jù)來源與樣本篩選

中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(China Health and Nutrition Survey，簡寫為CHNS)數(shù)據(jù)為本文提供了數(shù)據(jù)支持，北卡羅來納大學教堂山分校營養(yǎng)和國家健康研究所(前國家營養(yǎng)與食品安全研究所)以及中國疾病控制和預防中心(CCDC)采用多階段隨機聚類過程，在我國15個省份和直轄市選取了7 200個家庭約3萬多個樣本?；谘芯啃枰?，本文選取了CHNS中1997年、2000年、2004年、2006年、2009年、2011年、2015年七期追蹤數(shù)據(jù)中52歲以下的已婚女性樣本，在剔除缺失值和異常值之后，共得到11 153個樣本。

(三)變量描述

被解釋變量為52歲以下已婚女性的身體健康狀況，本文采用問卷中“過去的四周中，你是否生過??？”“是否患有慢性病或急性??？”這兩個問題的回答作為被解釋變量，過去四周患過病(2)患病指患有慢性病或急性病，下文同。則賦值為1，否則為0。核心解釋變量為是否照料父母或公婆，工具變量為本人父母及公婆是否需要照護和父母及公婆是否至少一人健在。其他解釋變量中，為了控制之前患病對現(xiàn)期結果的影響，加入了患病的滯后項作為控制變量。女性的個人特征包括年齡狀況、婚姻狀況、受教育水平及工作情況等；家庭情況包括同住且需要照顧的孩子數(shù)、是否與父母或公婆同住和家庭人均凈收入，其中家庭人均凈收入取對數(shù)值，能夠更好地避免異常值影響，較好地滿足正態(tài)分布特性；其他的控制變量包括是否有醫(yī)療保險、過去四周是否進行過健康檢查、是否吸煙、是否飲酒。具體情況見表1。

表1 變量的名稱及定義

(四)樣本描述性統(tǒng)計

表2展示了全部樣本、提供家庭老年照料及未提供家庭老年照料樣本的描述性統(tǒng)計。提供家庭老年照料的女性過去四周的患病概率顯著高于未提供家庭老年照料的女性，全樣本中有9.5%的女性在過去四周患病，提供家庭照料和未承擔家庭照料責任的女性過去四周的患病比例分別為13%和9%，存在顯著差異。同時還可以觀察到，提供家庭照料的女性一般是年齡較高、學歷較高的城鎮(zhèn)女性，她們一般家庭人均凈收入較高、較大概率與父母及公婆共同居住、需要照料的孩子數(shù)較少。另外，與未提供家庭老年照料的女性相比，提供家庭老年照料的女性參與工作的比例較低、參與家務勞動的比例較高。工具變量的表現(xiàn)與預期結果較為一致，承擔家庭老年照料責任的女性的父母或公婆有照料需求的比例也比較高。

表2 樣本描述性統(tǒng)計

三、實證結果與分析

家庭老年照料對女性健康影響的回歸結果見表3。表3第一列是在解釋變量外生假定下利用Probit模型得出的估計系數(shù)與標準誤。模型1顯示，在其他條件不變的情況下，與不提供照料的女性相比，提供照料的女性過去四周的患病可能性更大，并在1%的水平上顯著。模型2是進一步利用IV-Probit模型得出的估計系數(shù)與標準誤。本文選取了父母及公婆是否需要照護和父母及公婆是否至少一人健在作為工具變量進行估計，Wald統(tǒng)計量檢驗(H0：內(nèi)生變量為外生)結果顯示p值為0.002 6，故可在1%的水平上認為CARE為內(nèi)生變量，模型確實存在內(nèi)生性問題，因此模型1的估計結果可能存在偏差。隨后進一步對工具變量進行了過度識別檢驗和弱工具變量檢驗，以保證工具變量的合理性。在過度識別檢驗中，Amemiya-Lee-Newey檢驗結果p值為0.954 1，則不能拒絕原假設(H0：所有工具變量均為外生)，即本文所選取的工具變量都是外生變量。在弱工具變量的檢驗中，CLR、K、K-J、AR、Wald等統(tǒng)計量均在1%的水平上顯著，則應該拒絕原假設(H0：內(nèi)生變量與工具變量不相關)，具體結果見表4。這說明本研究選擇的工具變量為非弱工具變量，選擇較為合理。

表3 家庭老年照料對女性照料者身體健康影響的估計結果

表4 弱工具變量檢驗結果

模型2估計結果顯示，在其他變量不變的情況下，參與照料活動使女性過去四周患病的可能性增大，并在1%的水平上顯著。相較于模型1，在控制了變量內(nèi)生性問題后，盡管參與照料活動對女性健康狀況影響的估計結果未發(fā)生顯著改變，但估計系數(shù)明顯增大，這說明未考慮內(nèi)生性問題很有可能會低估照料活動對女性健康的影響，這一結論在很大程度上驗證了前文所提出的研究假設。盡管IV-Probit模型較好地控制了內(nèi)生性問題，但也存在較大限制，其報告的系數(shù)僅能看出概率的相對大小以及影響方向。為了更加直觀和具體地解釋家庭老年照料對女性身體健康的影響，本文進一步考察了照料活動對照料者健康狀況影響的邊際效應。研究結果表明，當其他所有解釋變量都處于均值時，提供家庭老年照料會使女性過去四周的患病概率增加0.086，且在1%的水平上顯著。可見，提供家庭老年照料確實給女性造成了較大身體負擔和精神壓力，使其健康水平顯著下降。其他解釋變量的回歸結果在不同模型設定中并無較大變動。年齡是影響健康的重要因素，45～52歲 的女性過去四周的患病可能性較大，邊際效應估計結果顯示這一年齡段的女性群體過去四周的患病概率顯著增加了0.025；與小學及以下學歷的女性相比，受教育程度更高的女性過去四周的患病概率更低；在婚女性過去四周的患病概率比離婚、喪偶、分居的女性低大約0.023；與農(nóng)村女性相比，城鎮(zhèn)女性過去四周的患病概率較低；與父母或公婆共同居住的女性過去四周的患病概率更低，可能由于當今與父母或公婆共同居住更多是出于子女的意愿而非父母或公婆的強制要求，這一方面符合傳統(tǒng)的社會倫理規(guī)范，使子女獲得心理滿足感，另一方面同住的父母或公婆也可以分擔家務、照料孫輩；享有醫(yī)療保險和在過去四周進行過健康檢查的女性過去四周的患病概率更大，這可能是由于購買健康保險和進行健康檢查的女性本身就健康狀況不佳；另外，飲酒也顯著增加了女性過去四周的患病概率。上述研究結果與預期結果相符，且與已有研究結論較為一致。

四、穩(wěn)健性分析

為了驗證估計結果的穩(wěn)健性，本文進一步采用了傾向得分匹配法(PSM)進行了模型估計，以便更好地處理由于樣本選擇偏誤產(chǎn)生的干擾效應，使匹配后的估計結果更加精準。首先，基于Probit模型估計女性提供家庭照料的傾向得分，采用最近鄰匹配方法即從控制組選取傾向得分(PS值)最接近的數(shù)個個體進行匹配，本文選擇了一對二的匹配估計。估計結果顯示，匹配前處理組和控制組的差異為0.021，t值為2.34，而匹配后處理組和控制組的差異為0.017，t值為1.47，處理組和控制組的總體差異縮小?？刂平M和處理組大部分都在共同取值范圍內(nèi)(On support)，僅有少部分不在共同取值范圍內(nèi)(Off support)，因此在進行匹配時僅會損失少量樣本。接下來進一步檢驗Balancing假設能否得到驗證，即是否較好地平衡了數(shù)據(jù)的差異性，檢驗結果顯示，所有變量匹配后的標準化偏差均小于5%，t檢驗也均不拒絕處理組與控制組無系統(tǒng)差異的原假設，見表5。

表5 處理組和控制組匹配前后差異及顯著性

利用匹配樣本進行回歸，將樣本權重帶入回歸方程，估計系數(shù)為0.463，并在10%的水平上顯著，邊際效應估計結果為0.088，與前述IV-Probit模型估計結果的顯著性、符號方向和大小基本一致。說明在處理樣本選擇偏差可能造成的內(nèi)生性問題之后，相較于不提供家庭老年照料的女性，提供照料對于女性過去四周患病情況的平均處理效應(ATT)仍顯著為正，即提供家庭老年照料會使得女性照料者健康水平顯著下降，證實了上述回歸結果的穩(wěn)健性。

五、異質(zhì)性分析

基于以上研究，可以得出家庭老年照料會對女性照料者身體健康產(chǎn)生負面影響的結論。考慮到不同照料強度、個人特征和家庭特征的女性在承擔家庭老年照料責任時所面臨的壓力不同，也為使提出的政策建議具有更廣泛的適用性，本文進一步考察了不同照料強度、個人特征和家庭特征下家庭老年照料對女性健康的影響，主要從女性的照料強度、工作類型、家庭人口結構、家庭人均收入四個方面展開研究。

(一)基于照料強度差異的分析

不同強度的照料可能會對女性身體健康產(chǎn)生不同的影響。高強度的照料活動需要照料者付出更多的時間和精力，因而可能會對女性照料者的健康產(chǎn)生更為不利的影響。為驗證這一推論，本文利用問卷中“你為照顧父母/公婆每周花多少時間？”這一問題的答案將樣本劃分為四組(1=0～3小時，2=4～7小時，3=8～15小時，4=15小時以上)來考察不同照料強度下家庭老年照料對女性健康的影響。這一劃分標準主要是以樣本中照料時間變量的第二十五百分位、第五十百分位、第七十五百分位為依據(jù)。結果顯示，提供家庭老年照料對所有女性照料者的身體健康均產(chǎn)生負向影響，增加過去四周的患病概率，除了對周照料時長為1～3小時的女性影響不顯著外，其他都至少在5%的水平上顯著。進一步考察其邊際效應，可以發(fā)現(xiàn)：每周提供4～7小時家庭老年照料活動的女性過去四周的患病概率增加0.039；每周提供8～15小時家庭老年照料活動的女性過去四周的患病概率增加0.048；每周提供15小時以上家庭老年照料活動的女性過去四周的患病概率增加0.137?？梢?，隨著照料時間的增加，女性照料者過去四周的患病概率也在增大，具體結果見表6。

表6 基于照料強度差異的估計結果

(二)基于工作類型差異的分析

工作和照料老人一旦需要占用很多時間，那么個人的休息時間就會縮短，進而影響個體身體健康。照料老人和工作的沖突也會給女性帶來較大的心理壓力，使其身體素質(zhì)下降。由于不同類型的工作需要付出的時間和精力不同，因此照料活動對女性身體健康的影響會因女性工作類型的不同而存在異質(zhì)性。為驗證這一推論，本文利用問卷中“你的工作單位是何種類型？”這一問題的答案將樣本劃分為三組(1=機關事業(yè)單位、國有和集體企業(yè)，2=私營、個體和外資，3=農(nóng)業(yè))以考察家庭老年照料對從事不同類型工作的女性健康的影響。研究結果顯示，提供家庭老年照料對所有工作類型的女性的身體健康產(chǎn)生負向影響，增加其過去四周的患病概率。進一步考察其邊際效應，發(fā)現(xiàn)提供家庭老年照料對于從事私營、個體行業(yè)和在外資企業(yè)工作的女性的健康影響最大，家庭老年照料使她們過去四周的患病概率增加了0.035，而家庭老年照料僅使得在政府機關、事業(yè)單位等工作的女性過去四周的患病概率增加0.006，且在10%的水平上不顯著。這是由于從事私營、個體行業(yè)和在外資企業(yè)工作一般壓力較大或是加班頻繁，與照料活動的沖突更嚴重，而政府機關、事業(yè)單位等一般工作較為穩(wěn)定、工作壓力相對較小，與家庭老年照料之間的沖突也較小，因此對照料者身體健康的負面影響也不明顯，見表7。

表7 基于工作類型差異的估計結果

(三)基于家庭人口結構差異的分析

除了家庭與工作的沖突外，還需考慮家庭內(nèi)部人口結構的差異，這主要看家庭中需要撫養(yǎng)的孩子數(shù)量。在傳統(tǒng)的家庭照料活動中，女性不但要承擔照料老人的責任，還要花很多時間精力照料子女，這使得女性面臨的壓力更大，影響其身體健康。本文利用問卷中“與您共同居住的孩子數(shù)？”這一問題的回答將樣本劃分為三組(1=無孩，2=1～2個孩子，3=2個以上孩子)，進一步考察家庭老年照料對女性健康的影響。估計結果顯示，即使沒有孩子，參與家庭老年照料活動也會對女性的身體健康產(chǎn)生顯著的負面影響，但相較于沒有孩子的家庭，提供家庭老年照料對有1～2個孩子的女性健康的負面影響更大，過去四周的患病概率將會增加0.087。而提供家庭老年照料對有2個以上孩子的女性健康的負面影響卻不顯著，一方面這可能是由于樣本量較小，代表性較弱，另一方面是因為在多子女家庭中，年紀較大的孩子往往可以照顧弟弟妹妹，且能分擔家務勞動，能減輕媽媽的負擔。具體結果見表8。

表8 基于家庭人口結構差異的估計結果

(四)基于收入差異的分析

盡管子女承擔老年照料責任仍是社會的主流，但選擇專業(yè)化程度更高的照護機構也逐漸成為一些家庭的選擇。相對而言，高收入群體更易通過購買正式老年照料服務來輔助或部分代替其承擔照料責任，而低收入群體需要完全依靠自己承擔老年照料活動，不利于其身體健康。為驗證這一推論，本文利用問卷中“您家人均家庭年收入是多少？”這一問題答案的中位數(shù)將樣本劃分為兩組(1=低收入群體，0=高收入群體)，以考察不同家庭人均年收入水平下老年照料活動對女性照料者身體健康的影響。估計結果顯示，提供家庭老年照料會使所有女性過去四周的患病概率增加，但高收入女性僅增加0.057的患病概率，低收入女性的患病概率則增加0.125，這與我們的預期較為一致，家庭老年照料對低收入女性群體的健康損害更大，具體結果見表9。

表9 基于收入差異的估計結果

六、結論與對策

隨著我國人口老齡化和高齡化程度不斷加深，成年子女在照料資源緊張和時間精力有限的情況下，面對高齡父母日益增加的照料需求，不得不承受著經(jīng)濟壓力增大、休息時間減少等客觀方面的負擔以及精力不濟、心理壓力大、精神緊張等主觀方面的負擔。種種負擔進一步作用到照料者的身體上，其健康水平必然下降，因此，必須制定和實施恰當有效的公共政策以緩解成年子女尤其是女性的老年照料負擔。

本文認為參與家庭老年照料活動使女性過去四周的患病概率增大，并在1%的水平上顯著。進一步考察家庭老年照料活動對女性照料者身體健康影響的邊際效應，發(fā)現(xiàn)當其他所有解釋變量都處于均值時，提供家庭老年照料會使女性過去四周的患病概率增加0.086，并在1%的水平上顯著，傾向得分匹配估計也得到了相似結果。因此可以得知家庭老年照料確實給女性造成了較大身體負擔和精神壓力，健康水平顯著下降。再進一步考察和分析家庭老年照料對女性身體健康影響的異質(zhì)性，發(fā)現(xiàn)家庭老年照料對照料強度大，從事私營、個體行業(yè)和在外資企業(yè)工作，家庭中有1～2個孩子需要照料，家庭人均年收入水平較低的女性的健康狀況的負向影響更大，因此這部分女性群體也應當是未來相關政策幫扶的重點對象。

來自外部的社會支持能夠有效地緩解家庭老年照料給女性照料者帶來的負擔與壓力，構建專門針對家庭照料者的社會支持體系可以有效提升照料者的健康水平[16]。首先，加大對家庭照料者的資源扶持和照料成本分擔，尤其是向工作不穩(wěn)定或工作壓力較大、需要照料子女、家庭人均年收入較低的女性照料者提供經(jīng)濟補貼、幼托照料、帶薪照料假期、彈性工作安排，幫助照料者承擔照料責任，并滿足老人的照顧需求。對于照料失能老人的子女，可為其提供免費的照料技能培訓，使之可以更好地照料失能老年人的日常生活。同時通過立法以及媒體輿論的引導在法律和社會認知層面明確家庭老年照料者的社會價值，承認女性在家庭老年照料過程中的付出，維護女性照料者的權益。其次，支持正式照料機構的發(fā)展，進而減輕家庭照料的負擔。加快老年照料行業(yè)市場化進程，通過構建專業(yè)化的老年照料市場體系滿足個性化和多層次的老年照料需求。政府可以對老年照料行業(yè)和企業(yè)予以財政補貼和稅收優(yōu)惠政策，鼓勵相關機構適當降低老年照料服務價格，減輕普通家庭選擇正式老年照料服務的經(jīng)濟負擔。此外，應發(fā)揮社區(qū)在老年照料方面的積極作用，可以在社區(qū)建立老年日間照料中心，為有照料需要的老人提供日間照料服務，配備專業(yè)人員負責老人的日間生活照料、康復治療、心理慰藉等。另外，可以組建老年照料志愿者協(xié)會，基于互助、合作的原則，以低齡、自理能力好的老人幫助高齡、失能半失能老人的形式，實現(xiàn)老年群體內(nèi)部的互助式照料，通過積極的社會參與方式實現(xiàn)積極老齡化。