宋月萍，楊舒淇

（A.中國人民大學 人口與發(fā)展研究中心；B.中國人民大學 社會與人口學院，北京 100872）

一、引言

中國老年人的預期壽命和自理預期壽命都有所增長，但自理預期壽命在老人余壽中的比重反而下降。人口老齡化加速與龐大的老齡人口基數疊加使中國失能老人的絕對數量增大并呈加速增長趨勢。［1］在越來越長的老年期內老年人內部的差異性逐漸擴大。［2］失能老人內部也存在明顯的差異，特別是性別差異。女性的預期壽命高于男性，但預期失能時間也更長。［3-4］自理能力下降的速度也存在性別差異。［5］當老人活到95 歲，老年男性的自理預期壽命反超老年女性。［6］失能風險具有性別差異，失能女性老人的數量遠高于男性，［7］女性老年人口是高危失能人群。［8］

性別是健康研究的重要分析視角。［9］性別歧視可能是女性老人的“生存優(yōu)勢”效應沒有充分實現的原因所在。［10］從失能的性別不平等這一客觀事實進行研究的性別視角尤為重要?，F有研究存在兩個方面的不足。首先，在老年失能相關研究中，性別通常被作為實證研究的背景或控制變量納入分析。［11］事實上，性別與其他社會制度一樣，以結構性的力量塑造著人的衰老進程。［11］老年婦女的困境有長期積累性、復雜多樣性和隱蔽難辨性，是性別不公平和階層不公平等疊加影響的結果。［12］失能的性別差異也是一個內嵌于婚姻和家庭的復雜問題，健康的性別分化背后的性別機制需要進一步分析。其次，長期失能對于家庭是重大事件，促使家庭成員進行調適。［13］現有失能老人的研究關注家庭策略和代際關系。但是，家庭的無性別研究取向或者隱形地把父權制家庭作為理想分析單位，［14］忽視了個體訴求的性別差異。

隨著家庭規(guī)模小型化，不與子女共同居住的老年夫妻增加，代際關系弱化，老年夫妻形成了更加緊密的生活共同體。老年夫妻的連接更為緊密，雙方都更為深入地影響對方的老齡化進程。［15-16］因此對于失能及其衍生議題的探討也需要考慮老人所處的家庭關系。

對于失能議題的研究不能僅從個體或代際關系層面進行探究，需要重視老年夫妻之間的互動及其影響。性別視角下的失能問題研究也有必要考慮老人所屬性別文化的影響。本研究把失能的性別差異置于夫妻關系中進行分析，探究配偶失能的溢出效應及其性別差異，并為失能的性別差異提供新的解釋。

二、文獻回顧和研究假設

老人失能需要家庭成員能動地予以應對，這是失能的社會后果。性別既影響了老人的失能情況，又影響了家庭成員的應對和解決老人失能衍生問題的方式。而不同的應對方式又將對家庭整體及其成員產生不同影響。聚焦夫妻關系，性別貫穿了從老人失能到其衍生的其他社會后果之中，沿著這一思路，本文梳理出失能性別差異的三重含義。

失能的第一重性別差異是個體生理和社會經濟地位導致的失能性別差異。失能評估經歷了由疾病醫(yī)學模型轉向功能障礙模型的過程。［17］在疾病醫(yī)學模型下，女性老人失能比率高于男性老人主要是由生理原因導致。女性更有可能遭受小病的影響，患慢性病會顯著增加老人的失能風險，多病共患則會使失能風險疊加；男性更易患心臟病、中風這類死亡率高的疾病。［18-20］此外，女性的肌肉力量更弱、骨骼密度更低，晚年更可能罹患關節(jié)病，導致行動障礙。［21-22］納吉模型把失能的社會情景引入健康模型，使人們對失能的理解從生理性病變延伸到個人處理日常事務的能力，建立起身體與社會環(huán)境的聯系。［23］在這種理念指導下，失能狀況不僅受到生理因素影響，還受到社會因素的調節(jié)。同樣，失能的性別不平等也與社會因素相關。

夫妻關系是個人所處的最為基礎和直接的社會關系。配偶之間的情感親密度相比其他社會關系更高，因此對個人的健康和長壽有著重要影響。［24］從夫妻關系研究老年人的失能問題符合中國家庭轉變的現實。當前中國家庭規(guī)?？傮w呈現小型化趨勢，［1］老人與子女同住的比例下降，僅與配偶居住的老人比例大幅增長，夫妻關系逐漸成為家庭關系和居住安排的軸心。［25-26］在談及失能老人問題時，國內學者常從代際關系著手研究，而忽視了配偶可能發(fā)揮的作用及受到的影響。此外，現有研究大多把老年夫妻視為同質化的分析單位，將男性在家庭生活中的經驗普遍化，忽視了女性獨特的家庭生活體驗。［27］家庭也承擔著延續(xù)、變革或再生產社會性別關系的功能。［28］男女兩性老年人的失能情況可能受其各自所屬性別文化的影響。失能的第二重性別差異源于不同性別老人失能后，其配偶受所屬性別文化的影響，會采取不同的應對行為。配偶失能的可能對男女老人的影響有不同的機制。已有研究表明男女老人在家庭和社會中承擔不同的性別角色，使他們在社會資源的獲得和利用方面存在差異，并導致女性老人的失能問題更加嚴峻。［29］失能的第三重性別差異關注老人的社會經濟地位存在性別差異，不同性別老人失能對于家庭整體的經濟水平產生的影響也存在差異。然而，現有研究集中在對失能的第一重性別差異上，即關注對失能性別不平等結構的觀察和描述，忽視了第二重和第三重差異，缺少對導致失能性別差異的潛在社會過程的分析。本研究嘗試把性別視角融入老年夫妻的失能問題研究。

夫妻相互關聯（Spousal interrelations）理論指出個體的發(fā)展性選擇會受到配偶的影響。［15］在健康方面，夫妻相互影響的現象被形象地稱為“配偶綜合癥”，即在一對夫妻中，一方患病，那么另一方也會出現不適或更快死亡。［24］研究表明社會性別所引致的健康不平等使不同性別老人罹患失能的概率存在差異，［30］但這種性別文化對老人失能的影響仍有待研究。本文從性別視角出發(fā)，關注夫妻關系中失能風險的性別差異。據此提出本文的研究假設1a和1b：

假設1a：配偶失能存在溢出效應，配偶失能會增加另一方的失能風險。

假設1b：配偶失能會顯著提高女性老人的失能風險。

國內學者研究認為家庭成員承擔的責任和義務存在性別差異，［31］但“男主外、女主內”的性別分工模式在中國情景中是弱化還是強化，學界并未得到一致結論。大部分研究主要關注的對象是中青年夫妻，而對于老年夫妻性別分工的討論較少。對失能“配偶綜合癥”的形成機制，本文嘗試從家庭性別角色著手探究：一是“女主內”的性別分工使失能配偶照料的負擔更多由女性老人承擔，二是“男主外”的家庭經濟觀念則可能使男女兩性老人失能對家庭經濟狀況帶來不同程度的沖擊。

配偶照料為研究性別如何影響照料以及健康提供了新的解釋。［11］中國的長期護理服務體系尚不完善，失能老人的家庭照料（特別是配偶照料和子女照料）發(fā)揮了重要作用。但隨著現代化進程的推進，越來越多的家庭會經歷青壯年離開家庭，老年夫妻進入“空巢階段”，夫妻相互照料成為普遍形式。［27］目前，中國失能老年人的照料資源遵循“配偶-子女-機構”的層級補償模式，［32］配偶是占比最高的家庭照料提供者。［33-34］

深受性別文化的影響，男女兩性在家務勞動分擔方面存在明顯不平等。［35］照料不僅是家庭私域的問題，更與社會結構和制度環(huán)境相關。［36-37］從家庭性別角色分工的傳統(tǒng)來看，中國女性的家務勞動時間比男性長，家庭照料負擔更重，自我健康維護更加力不從心。［12］也有一些研究指出男女作為照料者的比例差別不大，但是男性的照料投入程度低，女性投入程度更高且更易受到負面影響，［38］但對具體作用機制未能給出解釋。據此，在解釋配偶失能對老年失能影響的性別差異時，就照料提出本文的研究假設2a和2b：

假設2a：如果老年配偶失能，另一方的照料行為存在性別差異。

假設2b：與男性老人相比，女性老人為失能配偶提供的照料時間更長。

社會分層研究關注宏觀社會結構和制度安排對個體行為和生活狀況的影響。不同社會經濟地位群體間的健康狀況存在差異，在社會分層中地位越高，該群體的健康狀況愈佳，這種現象又稱“地位綜合癥”。［39］在中國老人群體中，擁有較高社會經濟地位的人失能水平更低，健康狀況更好。［40］教育、收入和戶口等社會經濟因素對老年人健康的影響已得到研究證實。［41-42］然而，傳統(tǒng)社會分層研究弱性別的理論傾向可能使社會經濟地位的不平等模糊或掩蓋了實質上存在的性別不平等。［14］養(yǎng)老金和其他公共補貼、勞動收入和家庭成員贍養(yǎng)是中國老年人的三大支柱性收入來源。［43］在中國，相當一部分老年人依然從事勞動，獲得勞動性收入。［43-44］勞動性收入約占中國老年人總收入的四成。［43］［45］與男性老人相比，女性老人工作參與率低，養(yǎng)老金保險覆蓋率和養(yǎng)老金收入低，晚年比男性老人更易陷入貧困。［46-47］女性老人缺乏必要的收入和儲蓄保障，導致女性老年發(fā)生基本生活自理能力和工具性日常生活自理能力損傷的風險更高。［48］此外，家庭層面的經濟狀況評估忽視了家庭內部資源分配的差異，特別是性別差異，掩蓋了個人層面的女性弱勢困境。［49］“男主外、女主內”的角色分工暗含了男性是家庭經濟資源的主要來源，男性享受和支配家庭資源方面的優(yōu)先權；［27］女性老人家庭資產的掌握程度低，家庭經濟地位相對更低，自主決策權更小，導致了女性老人失能情況更嚴重。

本研究探討配偶失能可能導致的對男女兩性老人的經濟沖擊，據此提出本文的研究假設3。

假設3：相較于妻子失能，丈夫失能更有可能使夫妻經濟狀況惡化，從而對女性老人失能風險帶來更為顯著的影響。

三、數據、變量和方法

1.數據和變量

本文使用中國健康與養(yǎng)老追蹤調查（China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS）2015 年和2018 年的數據。CHARLS 全國基線調查于2011 年開展，覆蓋150 個縣級單位，450 個村級單位，約1萬戶家庭中的1.7萬人。本文使用2015年的數據獲得配偶失能情況、夫妻收入及本人的教育、戶口、年齡等信息，使用2018年的數據獲得本人的失能及死亡情況。

本文分析樣本為60 歲及以上有配偶的老人。關鍵自變量是配偶失能狀況，因變量是本人失能狀況。失能的測量指標是基本生活自理能力（Activities of Daily Living，ADL）和工具性日常生活自理能力（Instrumental Activities of Daily Living，IADL）?；旧钭岳砟芰Πǎ捍┮?、洗澡、吃飯、起床、如廁和控制大小便6 項。當受訪者所有的ADL 或者IADL “沒有困難”或“有困難但仍可以完成”，則為未失能，賦值為0；至少有一項ADL 或者IADL “有困難需要幫助”或“無法完成”為失能，賦值為1。

本研究關注老年人的配偶失能對其自身失能的影響機制。失能配偶月度的照料時長從問卷中“在過去一個月內，配偶幫助了您多少天？”以及“在配偶幫助您的那些天，他/她每天花多少時間幫助您？”得到?？紤]失能老人日常照料需求一定的情況下，非配偶照料者與配偶照料者之間存在相互替代關系，因此將是否有配偶以外的人員提供照料作為約束變量納入分析。若老人有非配偶照料者，賦值為1，否則為0。為探究配偶失能對老年夫妻經濟狀況的影響，把本人及配偶的勞動性收入①針對本人及配偶的勞動性收入，分析樣本中有13.35%的老人其本人有勞動性收入；有12.45%的老人其配偶有勞動性收入；有21.78%的老年夫妻家庭其中一方有勞動性收入；有20.55%的老年夫妻家庭雙方均有勞動性收入。、公共補貼和所有子女提供的經濟支持加總，得到夫妻總收入。為排除極端值的影響，將夫妻總收入大于97.5%分位數進行截尾，并對數化后納入方程。

此外，性別、最高學歷、戶口、年齡、慢性病患病數量、在世子女數量和地區(qū)作為控制變量。女性賦值為1，男性賦值為0。最高學歷分為文盲、小學（私塾）、初中及以上?？紤]失能老人的城鄉(xiāng)分布差異，［32］納入戶口變量，其中農業(yè)戶口賦值為1，城市戶口賦值為0。年齡和慢性病患病數量作為生理指標納入分析?？紤]子女作為配偶照料以外最重要的照料提供者，把在世子女數量納入分析。不同地區(qū)的社會經濟因素、人均預期壽命等均存在差異，納入地區(qū)變量。

CHARLS 調查數據訪問了有偶老年人及其配偶，并為兩人生成個人問卷。配偶失能情況、本人向配偶提供的照料時長、配偶獲得的公共補貼和配偶的勞動性收入均需要從配偶的問卷中獲得。根據CHARLS 的ID 編碼規(guī)則，使用家戶ID、性別便能匹配其配偶的信息。除了可能有選擇性缺失的照料時長外，其余變量刪除缺失值的樣本后，2015年總樣本量為6 388，2018年死亡人數為404人，2018年存活樣本量為5 984。

2.分析策略

在列聯表描述配偶失能狀況與老人失能狀況兩者的關系基礎上，本研究使用Probit 模型分析配偶失能是否會增加老人的失能風險以及可能存在的性別異質性。

spousei是核心自變量配偶2015年的失能情況，disabi是因變量本人2018年是否失能的啞變量，Xi為本人2015 年的一系列社會經濟地位、健康的特征變量和夫妻總收入。β1和β2均為待估參數。隨機干擾項εi服從正態(tài)分布，且滿足獨立同分布假定?？紤]老年死亡帶來的樣本偏誤，本文將在2015年和2018年期間的死亡樣本納入研究，使用Ordered Probit模型回歸作為穩(wěn)健性檢驗。

由表2可知，經過冷補瀝青修補料處治后，路面抗?jié)B能力較好。該高速公路各修補路面施工完畢后的滲水系數極小，且在開放交通一年后，滲水系數的變化較小，這是由于改性乳化瀝青混合料具有良好的抗?jié)B性能，能有效減緩瀝青路面的水損害現象，從而避免二次坑槽病害。

照料與夫妻總收入是本研究嘗試驗證的兩個配偶失能風險溢出路徑。在探究配偶失能對另一方照料行為的影響時，由于照料時長可能存在選擇性缺失，使用一般的OLS回歸或者Tobit模型可能造成估計偏誤。本文使用Heckman模型來矯正樣本選擇性可能造成的估計偏誤，其方程如下：

公式（3）為選擇方程，公式（4）為結果方程。照料時長hoursi是因變量，其含義為向配偶提供照料的小時數，Xi為控制變量。Heckman 模型首先使用選擇方程，納入結果方程中的所有控制變量及排他性約束變量Ζ，即是否有配偶以外的人員提供照料①是否有配偶以外的人員提供照料作為排他性約束變量的原因是：在失能老人總體照料需求一定的前提下，非配偶照料者與配偶是可替代的。CHARLS 問卷跳轉設計為受訪者依次回答某照料者是否提供照料及照料時間，若受訪者配偶未提供照料則其相應照料時長為缺失值。因此，該變量影響配偶的“照料時長”被觀測到的概率。，用以估計照料時長被觀測到的概率Di。根據預測概率計算得到逆米爾斯比率（Inverse Mills Ratio）并納入結果方程中，用以糾正自選擇帶來的估計偏誤。

而在探究配偶失能的溢出路徑為配偶失能對夫妻總收入的影響時，由于被解釋變量在0值處分布較為集中，與OLS回歸相比，Tobit能夠有效控制因變量受限導致的估計偏誤：

表1 變量的描述（%）

hincomei是因變量夫妻總收入。在公式（1）到公式（4）中把夫妻總收入作為控制變量納入方程，控制變量為Xi；在公式（5）和公式（6）中，夫妻總收入為因變量，控制變量不納入夫妻總收入，其他控制變量與Xi均保持一致。

四、實證分析結果

1.配偶失能溢出效應及性別差異

從失能的性別差異來看，男性老人在2015 年和2018 年的失能比例分別為21.02%和19.26%；而女性老人的失能比例分別為28.73%和27.60%，與以往研究中女性老人失能比例更高的結論一致。此外，男性老人在2015-2018 年間死亡比例為8.37%，女性老人死亡比例為3.94%，有必要考慮死亡率的性別差異對失能性別模式的影響。

從配偶失能情況的性別差異來看，妻子失能的比例高于丈夫失能的比例。從其他變量來看，女性老人罹患慢性病的數量更高，受教育程度偏低，農業(yè)戶口比例更高?？傮w上，女性老人失能風險高于男性老人。分析樣本中男性老人比例高于女性老人，這與本文關注的核心自變量配偶失能情況有關，因為女性老人的喪偶比例更高，導致核心自變量配偶失能情況缺失。

在家庭規(guī)模小型化，老年人與子女代際同住減少的趨勢下，老年夫妻間的相互影響愈發(fā)重要。表2 分析了配偶失能情況對另一方失能情況的影響。

表2 配偶2015年失能情況與本人2018年失能情況的百分比（%）

在老年配偶失能性別差異描述統(tǒng)計的基礎上，表3 的模型1 進一步驗證老年配偶失能是否會增加另一方的失能風險；模型2 和模型3分男性樣本和女性樣本回歸。模型1到模型3 均使用Probit 模型，考慮夫妻共同居住會存在相互影響，提供家庭層面的聚類標準誤。

表3 配偶2015年失能情況對本人2018年失能情況的影響

從模型1 的結果來看，老年配偶失能會顯著提高另一方的失能風險。比較模型2 和模型3 的結果，在控制其他變量的條件下，配偶失能顯著提高女性老人失能的可能性，但男性老人并未受到顯著影響?？傊?，老年配偶失能具有溢出效應，且溢出效應存在顯著的性別差異，會增加女性老人罹患失能的風險。

為增強結果穩(wěn)健性，表4納入了2015年到2018 年間死亡的樣本，以“失能及死亡”情況（該變量分為未失能、失能、死亡三種情況）為因變量，使用有序Probit 模型分析配偶失能溢出效應的性別差異。

表4 配偶2015年失能對本人2018年失能及死亡的影響

如表4所示，有序Probit模型與Probit模型結果基本一致。在考慮樣本死亡情況下，老年配偶失能顯著提高女性老人失能風險，對男性老人則沒有顯著影響。

此外，受教育程度高、擁有城市戶口、夫妻總收入高和居住在東部地區(qū)的老人罹患失能的風險更低。慢性病多病共患的數量越多、越年長的女性老人失能風險更高。此研究發(fā)現與前人研究結果基本一致，驗證了老人失能受到本人的生理特征和所處社會經濟地位的影響。這也是前面所述的失能的第一重性別差異，關注對失能性別差異的描述和個人層面的失能影響因素。

表3和表4證實了老人失能的性別差異受其配偶失能狀況的影響，揭示了在夫妻關系中存在著失能風險的再生產和傳遞，提供了社會關系和社會過程角度的失能的解釋。后文將繼續(xù)對失能的第二重和第三重性別差異（即失能的社會過程）進行分析。

2.老年失能配偶照料的性別差異

為探究配偶失能風險主要向女性老人溢出的原因，本研究首先從失能照料及照料的社會性別角色入手進行分析。失能帶來的最直接結果是失能者基本行動和生存能力的下降，因而需要及時獲得充足的、長期的照料。配偶失能作為一個重要的外部事件，需要另一方在行為等方面作出必要調整，特別是向失能配偶提供長期照料。表5 對配偶失能后，男女兩性老人在失能配偶照料上的時間投入進行分析。

表5 老人為失能配偶所提供的照料時長及非配偶照料者情況

如表5 所示，向失能妻子提供照料的男性老人平均每月投入的時間（113.74 個小時）低于女性老人（156.09 個小時）。配偶失能后，男女老人的照料行為具有性別差異，女性老人的時間安排受配偶失能的影響更大，承擔的照料負擔更重?？傮w上來看，老年人失能后主要是由配偶提供照料，但仍然存在性別差異：妻子失能后由非配偶提供照料的比例更高；而丈夫失能后非配偶照料的比例相對較低。

男女老人在配偶失能后的照料責任承擔方面存在差異，這可能是導致女性老人更易因配偶失能而導致自身失能風險提高的原因之一。表6 對配偶失能后男女老人在照料時長方面的差異進行分析。

表6 男女兩性在失能配偶照料時間投入方面的性別差異

考慮配偶的健康狀況和他人的照料行為均會影響老人是否向配偶提供照料的決策和照料時間長短，照料時長可能存在選擇性缺失。模型7至模型9均使用Heckman兩步法估計。

模型7 全樣本的結果方程初步顯示男女老人在失能配偶照料的時間投入上性別差異顯著。模型8和模型9分男女樣本回歸比較了配偶失能后，男女老人照料投入方面的差異。模型8和模型9的結果方程表明配偶失能后，男性兩性老人均有可能向配偶提供照料，但從提供照料的時長上來看，女性老人為失能配偶提供的照料時間要顯著高于男性老人。這與以往研究發(fā)現的男性獲得配偶照料的可能性高于女性的結論一致。［50］在以家務勞動為代表的家庭“內”部事件上，男性逐步介入，趨向于兩性共同承擔。［51］但這種變化是溫和的，在深層次上女性作為處理家庭內務主體的性別秩序仍未改變。［51］

這種失能配偶照料的性別差異可以由家庭性別分工解釋，妻子一般承擔更多的照料責任。［52］即使對于退休的老年夫妻家庭而言，女性老人家務勞動時間也更長。［53］在照料的性別文化上，男女兩性有著迥異的角色認知和自我價值實現的判斷標準，社會亦對男女兩性老人的家庭角色有著不同的期待。已有經驗研究表明男性提供失能護理相關的服務會被他人所歧視，男性自身也會有羞恥感，認為自己的男性氣質受損；［54］女性則會因為自身未能扮演好照顧者的角色而感到痛苦。［55］總之，長期以來家庭性別角色分工強化了女性應該做好家庭內務、承擔照料工作的責任，弱化相應的男性責任。［51］

照料作為一種再生產勞動，對于人的生存生活機會、生命質量均會產生重要影響。［37］照料不僅影響被照料者的健康，也影響照料者的健康，并可能以照料者的健康為成本。［52］［56］資源約束假說和替代效應假說均指出照料他人意味著自我照料減少，改變原有的自我健康維持模式；或者對于自我照料和他人照料兩種角色的時間、精力分配不當，照料負擔超過了照料者所能承載的照料量，都會提高其健康惡化風險。［57］大量研究也證實向長期患病的親屬提供高水平的護理會對照料者的健康產生負面影響。［58］此外，失能配偶照料可能會放大照料的負向影響。因為照料需要耗費大量體力、情感和時間，與其他照料者相比，通常提供照料的配偶自身也處于高失能風險的老年階段，應對照料產生的壓力的資源也更少。［59］在正式照料供給不足和家庭小型化的現實背景下，夫妻情感中的責任與承諾也導致了非正式照料者在進行是否承擔照顧角色的決策時，通常是“別無選擇”的。［60］因此，老年人群體失能的性別差異可能部分是由于配偶失能后，老人在失能配偶照料行為上的性別差異導致。女性老人承擔了更為沉重的失能配偶照料工作，導致其自我照料時間減少和心理負擔加劇，自身遭受的失能風險進一步提高。

3.老年配偶失能對夫妻總收入影響的性別差異

配偶失能作為一種外部沖擊性事件，可能會導致老年夫妻經濟狀況惡化，帶來“因殘致貧”和失能風險提高?？紤]老年人收入的性別差異，男女老人各自失能對夫妻二人經濟狀況的影響可能存在差別。

表7 使用Tobit 模型分析配偶失能對夫妻總收入的影響及性別差異。雖然模型10對全樣本的回歸結果表明配偶失能對夫妻總收入沒有顯著影響，但存在性別差異。模型11 結果表明妻子失能對夫妻總收入沒有顯著影響。模型12 則表明若丈夫失能，夫妻總收入會顯著更低。因此，當男女老人都面臨配偶失能問題的時候，男性老人不會因配偶失能而顯著遭受更差的經濟狀況，女性老人則更可能因為丈夫失能而陷入更差的經濟狀況甚至貧困，進而導致失能風險提高。

表7 配偶失能對夫妻總收入影響的性別差異

“貧困的女性化”在女性老人中可能表現得尤為突出。這種差異的成因可能是女性老人缺乏經濟獨立性，少有穩(wěn)定的生活來源，依賴配偶的收入，［61］特別是生活在農村地區(qū)的女性老人。［62］傳統(tǒng)中國家庭遵循男性養(yǎng)家模式，男性失能對于夫妻收入的潛在影響更大。許多女性老人收入微薄甚至沒有收入，對于夫妻總收入的貢獻比小，其失能對夫妻收入帶來影響也會更小。換言之，男性配偶失能導致的收入下降，在很大程度上意味著家庭整體的經濟狀況隨之惡化。

失能是長期性的事件，這意味著丈夫失能對女性老人帶來的經濟沖擊是持久性的。與男性老人相比，女性老人的預期壽命更長，帶殘存活時間更久，意味著丈夫在經歷失能直至死亡后，女性老人仍有可能繼續(xù)存活，繼續(xù)面對丈夫失能導致的家庭不良經濟狀況。目前我國的遺屬養(yǎng)老金政策尚不健全，遺屬補助和撫恤金的覆蓋范圍和保障水平也非常有限，［63］喪偶女性在財產繼承方面也遭受歧視。［63］配偶失能或由失能加速配偶的死亡將持續(xù)沖擊著老年夫妻家庭經濟安全，特別是丈夫失能的家庭。

此外，男女老人失能后，在資源利用上可能存在差異。家庭資源的內部分配優(yōu)先給予在收入上貢獻更大的成員。［64］作為主要勞動力和家庭收入來源的男性老人通常掌握更多的經濟自主權，在家庭中也更有話語權。當男性老人失能時，其能夠用于改善健康的經濟資源更多。家庭也可能會積極支持和投入對失能男性老人的健康消費中，以期穩(wěn)定家庭收入的“頂梁柱”。而失能的女性老人可能在醫(yī)療資源服務和其他家庭資源的獲取上存在劣勢，導致女性老人失能風險進一步提高。

五、結論與討論

隨著老齡化程度加深，老人失能問題將更加普遍，幾乎每個家庭都會面臨家庭成員長期性失能的問題。男女兩性老人在失能風險上的差異不僅源于生理，更是性別、婚姻、家庭和社會制度等因素綜合影響的結果。本文關注到老年夫妻失能方面有著不同的生活經驗，并分析了性別在老年夫妻失能問題上的多重影響。實證結果證實了配偶失能作為一個風險因素，其溢出效應存在明顯的性別差異。丈夫失能會顯著提高女性老人的失能風險和貧困風險。同時，原本個人因素導致的失能風險偏高與高強度的失能配偶照料雙重影響下，女性老人承擔沉重的失能配偶照料負擔，減少自我照料時間，導致失能風險進一步提高。妻子失能無論對男性老人的失能風險還是老年夫妻經濟狀況的影響都比較小。因此，女性老人是配偶失能溢出風險的主要承擔者。

失能溢出風險的研究無論對于老年人、家庭還是社會都有深遠的現實意義?；谂渑际芤绯鲂男詣e差異，女性老人遭受的配偶失能溢出風險是我國健康老齡化有關工作和政策設計亟須解決的問題。盡管家庭養(yǎng)老特別是配偶照料在很大程度上補充了中國失能老人照料供給缺口，但配偶照料會對女性老人造成的健康問題也需要警醒。同時，配偶失能對家庭經濟的負面影響也需要關注，以免老人陷入健康貧困和經濟貧困的惡性循環(huán)。但是，現有的涉老規(guī)劃和條款中，對于性別差異的考慮并未提及，缺少性別視角會使各項失能老人政策成效降低。因此，有必要對現有針對失能老人相關的社會政策進行反思、再評估和補充，認識到提升失能老人特別是女性老人的福利對于健康中國建設的重要意義。

本文建議穩(wěn)妥推廣長期護理保險制度，推動更多優(yōu)質專業(yè)照料服務下沉到基層社區(qū)，提高夫妻雙殘老人家庭的失能服務供給標準，減輕失能老人老年照料者的負擔，特別是減輕女性老人的負擔，平抑配偶失能的溢出效應。同時，家庭和社會應當肯定并關注女性老人為失能配偶照料所做出的貢獻，應當認識到她們在為配偶提供照料時所承擔的健康風險，及時為失能的女性老人提供照料。此外，政府可以向長期進行失能配偶照料的低收入老年人提供家庭照料補貼（Caring credit）。家庭照料補貼既肯定了女性長期承擔的照料工作的社會價值和經濟價值，也能夠在一定程度上為其提供穩(wěn)定、獨立的收入，緩解配偶失能帶來的健康風險和經濟風險?？紤]配偶失能或死亡后勞動性收入減少，獨立、持續(xù)和相對穩(wěn)定的養(yǎng)老金收入對老年夫妻至關重要，參考智利、加拿大等國家的配偶養(yǎng)老金分配制度、遺屬年金、配偶聯合年金或者養(yǎng)老金分割制度，有關政策可以允許符合條件的喪偶老人繼續(xù)申領一定比例的配偶養(yǎng)老金。

本研究也存在一定不足。第一，失能是一個長期性、累積性和漸進性的過程，且可能存在失能和復健之間的反復，使用期數更多、追蹤年限更長的數據將能得出更為嚴謹的結論。同時，本研究關注的核心自變量為配偶失能情況，女性老人的喪偶比例偏高，無法獲得其配偶的失能情況。第二，失能和照料之間有緊密關系，而老年夫妻之間的照料和健康依存使失能與照料之間的關系變得更為復雜，需要進一步考慮老年人原有的健康狀況和失能風險在家庭層面的聚集。