中圖分類(lèi)號(hào)：F842.6；文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

一、引言

人口老齡化是21世紀(jì)面臨的國(guó)際性問(wèn)題，由聯(lián)合國(guó)和社會(huì)事務(wù)部公布的《2022年世界人口發(fā)展報(bào)告》指出“2022年全球有7.71億65歲或以上的老年人口，預(yù)計(jì)2030 年達(dá)到9.94億，2050 年將達(dá)到16億”。人口老齡化面臨的重大挑戰(zhàn)是如何實(shí)現(xiàn)健康老齡化，提升老年人的身心健康和生命質(zhì)量。適當(dāng)?shù)纳鐣?huì)經(jīng)濟(jì)、健康行為和醫(yī)療衛(wèi)生等被認(rèn)為是提升老年人健康的重要舉措，因此，改善老年人的健康是各國(guó)公共衛(wèi)生和社會(huì)政策中的重要任務(wù)。《2024年國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》數(shù)據(jù)顯示，2024年我國(guó)65歲及以上人口22023萬(wàn)人，占全國(guó)人口的 15.6% 。國(guó)家衛(wèi)健委數(shù)據(jù)顯示，2021年我國(guó)失能失智人數(shù)約為4500萬(wàn)。伴隨著老齡人口的比例增加和失能失智人群的擴(kuò)大，我國(guó)醫(yī)療衛(wèi)生資源的負(fù)擔(dān)劇增，并帶來(lái)財(cái)政壓力加大、家庭照料負(fù)擔(dān)加重等問(wèn)題。在此背景下，長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)（以下簡(jiǎn)稱(chēng)\"長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)”）制度開(kāi)始試點(diǎn)。2016年，《人力資源社會(huì)保障部辦公廳關(guān)于開(kāi)展長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)制度試點(diǎn)的指導(dǎo)意見(jiàn)》的出臺(tái)標(biāo)志著我國(guó)正式開(kāi)始試點(diǎn)長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)。長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)作為為失能人員的基本生活照料和醫(yī)療護(hù)理提供資金或服務(wù)保障的社會(huì)保險(xiǎn)制度，試點(diǎn)已超過(guò)八年，其是否有助于增進(jìn)老年人健康水平？長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)作用于老年人健康的機(jī)制是什么？其異質(zhì)性如何？上述一系列問(wèn)題仍需進(jìn)一步明晰。

國(guó)內(nèi)外的研究主要有兩部分：一部分文獻(xiàn)研究了長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)的影響和效應(yīng)，認(rèn)為其具有強(qiáng)烈的外部性。社會(huì)層面，研究表明長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)能夠提升醫(yī)療資源利用效率和節(jié)約醫(yī)?；鹬С觯够颊叩目傖t(yī)療費(fèi)用、住院時(shí)間、次數(shù)和費(fèi)用均有所下降，顯著減輕了受益人的醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)。1-4]家庭層面，研究發(fā)現(xiàn)長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)有助于減輕家庭照護(hù)負(fù)擔(dān)，促進(jìn)家庭成員就業(yè)和生育，提高家庭消費(fèi)和收人。[5-10]個(gè)人層面，長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)有助于提升中老年人主觀幸福感、生活滿意度，增強(qiáng)個(gè)體的健康意識(shí)和促進(jìn)居民健康預(yù)防。1l-13]另一部分文獻(xiàn)研究了老年健康，國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)認(rèn)為老年健康應(yīng)該是一個(gè)多維概念，包括自評(píng)健康、軀體健康、心理健康和認(rèn)知功能等多個(gè)維度，受到老年人自身經(jīng)濟(jì)狀況、社會(huì)支持、養(yǎng)老模式、養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)、教育水平、社會(huì)交往、受教育水平、隔代照料、代際支持、居住方式、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、社會(huì)活動(dòng)參與、互聯(lián)網(wǎng)使用、社會(huì)資本和社區(qū)居家養(yǎng)老服務(wù)等多因素的影響。［14-19]

已有文獻(xiàn)為本文提供重要思路，但仍存在進(jìn)一步研究之處：首先，國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)有關(guān)長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)對(duì)老年人健康影響的研究較少，對(duì)于長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)健康績(jī)效的檢驗(yàn)尚不充分。其次，已有研究對(duì)于長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)如何影響老年人的健康尚不清晰，缺乏長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)作用于老年人健康的綜合分析框架和路徑機(jī)制探討。最后，由于第一批長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)試點(diǎn)城市開(kāi)始試點(diǎn)時(shí)間主要分布在2017—2018年，已有研究受數(shù)據(jù)限制，更多采用2018年及之前的數(shù)據(jù)，可能無(wú)法準(zhǔn)確衡量長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)政策的實(shí)施效果和更為長(zhǎng)遠(yuǎn)的健康績(jī)效。本文可能的邊際貢獻(xiàn)主要有：第一，實(shí)證分析了長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)對(duì)老年人這一特定群體多維健康的影響;第二，將Grossman健康需求理論模型運(yùn)用于長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)影響老年人健康的分析框架，并檢驗(yàn)了其背后的傳導(dǎo)機(jī)理，豐富了健康經(jīng)濟(jì)學(xué)的應(yīng)用;第三，采用CHARLS最新發(fā)布的包含2020年在內(nèi)的五期面板數(shù)據(jù)，相比以往多采用2018年及以前的數(shù)據(jù)，能夠更為檢驗(yàn)反映長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)的健康績(jī)效。

二、政策背景

我國(guó)長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)的建設(shè)可分為三個(gè)階段，第一階段是初步探索階段，時(shí)間跨度為2012—2016年。2012年，青島率先在城鎮(zhèn)地區(qū)開(kāi)始試點(diǎn)長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)，探索實(shí)施“家庭病床”“老年護(hù)理”等多種失能保障模式。第二階段為正式試點(diǎn)階段，時(shí)間跨度為2016—2020年，人社廳發(fā)[2016]80號(hào)文件確定了河北省承德市、吉林省長(zhǎng)春市等第一批15個(gè)國(guó)家試點(diǎn)城市①和吉林和山東兩個(gè)重點(diǎn)聯(lián)系省份。第三階段為擴(kuò)大試點(diǎn)階段，時(shí)間跨度為2020年至今。2020年，國(guó)家醫(yī)保局會(huì)同財(cái)政部出臺(tái)《關(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)》，新增北京市石景山區(qū)等14個(gè)試點(diǎn)城市②。

長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)體系主要包含居家護(hù)理、社區(qū)照料和機(jī)構(gòu)護(hù)理三種形式。當(dāng)前我國(guó)試點(diǎn)城市中基本已經(jīng)涵蓋居家護(hù)理和機(jī)構(gòu)護(hù)理，但是社區(qū)日間照護(hù)較為缺乏，除上海和青島外，大部分城市未將社區(qū)日間照護(hù)納入長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)的服務(wù)范圍。長(zhǎng)期護(hù)理內(nèi)容包括以下幾類(lèi)：基礎(chǔ)生活照料、非治療性護(hù)理、治療性護(hù)理、功能性護(hù)理和精神慰藉等。

長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)基金支付根據(jù)失能水平和服務(wù)類(lèi)型按不同的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行定額報(bào)銷(xiāo)或比例報(bào)銷(xiāo)。就不同地區(qū)而言，東部試點(diǎn)城市長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)的居家和機(jī)構(gòu)護(hù)理報(bào)銷(xiāo)限額整體要高于中西部地區(qū)。居家護(hù)理方面，東部居家護(hù)理報(bào)銷(xiāo)限額從南通的8元/日到廣州的3150元/月不等，中部居家護(hù)理報(bào)銷(xiāo)限額從安慶的15元/日到荊門(mén)的80元/日不等，西部居家護(hù)理報(bào)銷(xiāo)限額從黔西南州的200元/月到昆明的2419元/月不等。機(jī)構(gòu)護(hù)理方面，東部機(jī)構(gòu)護(hù)理報(bào)銷(xiāo)限額從廣州的200元/月到3600元/月不等，中部機(jī)構(gòu)護(hù)理報(bào)銷(xiāo)限額從齊齊哈爾的25元/床日到荊門(mén)的150元/床日不等，西部機(jī)構(gòu)護(hù)理報(bào)銷(xiāo)限額從石河子的375元/月到成都的3196元/月不等。就不同群體而言，職工的報(bào)銷(xiāo)比例和限額整體要高于居民，職工比居民報(bào)銷(xiāo)比例高 5% 一10% 左右，如長(zhǎng)春職工報(bào)銷(xiāo)比例 80% ，居民報(bào)銷(xiāo)比例 70% ；廣州職工報(bào)銷(xiāo)比例為 75%-90% ，居民報(bào)銷(xiāo)比例為 70%-75% 。報(bào)銷(xiāo)額度方面，第一批試點(diǎn)城市如青島職工報(bào)銷(xiāo)額度為660—1500元/月，居民報(bào)銷(xiāo)450—1050元/月。第二批試點(diǎn)城市如開(kāi)封職工報(bào)銷(xiāo)額度為900—1900元/月，居民報(bào)銷(xiāo)額度為540—1300元/月；呼和浩特職工報(bào)銷(xiāo)額度為750—1800元/月，居民報(bào)銷(xiāo)額度為600—1350元/月；烏魯木齊職工報(bào)銷(xiāo)額度為1435—2160元/月，居民報(bào)銷(xiāo)額度1291—1728元/月?？傮w而言，長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)通過(guò)專(zhuān)業(yè)的護(hù)理服務(wù)和基金支付，極大地緩解和減輕了失能家庭的經(jīng)濟(jì)壓力和照護(hù)負(fù)擔(dān)。[20]

三、理論分析

Grossman的健康需求模型是健康經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域的重要理論之一，廣泛應(yīng)用于理論研究和實(shí)證分析中。21]健康需求模型假設(shè)健康是個(gè)人的選擇，健康作為一種耐用的資本，受到健康初始稟賦、投資和折舊的共同影響。假定存在一個(gè)消費(fèi)者，其跨期效用函數(shù)為（式1）：

U=（φ₀H₀，…，φ_nH_n，Z₀，…，Z_n） （2 （1）

其中 H₀ 為初始資本存量， φ_i 是單位健康資本所產(chǎn)生的收益， H_i 是第 i（i=0，1，…，n） 個(gè)時(shí)期累計(jì)健康資本存量， Z_i 是第 χ_i 個(gè)時(shí)期除健康外消費(fèi)的其他商品數(shù)量， n 為消費(fèi)者的壽命。隨著對(duì)健康的投資以及其本身的折舊，消費(fèi)者的健康資本存量在不同的時(shí)期會(huì)發(fā)生變化（式2）：

（2）

其中， I_t 為第 χ_t 期對(duì)健康資本的投資， δ_t 為第 χ_t 期健康資本的折舊率，該變量隨著年齡而變化。 M_i 和TH_i 分別為第 i 期個(gè)人為提升其健康進(jìn)行的醫(yī)療保健等方面投資和改善健康的時(shí)間投入， E_i 為人力資本存量。 X_i 和 TZ_i 分別為個(gè)人所消費(fèi)的其他商品和生產(chǎn)其他商品的時(shí)間投入。消費(fèi)者面臨的預(yù)算和時(shí)間約束見(jiàn)式（4）和式（5））。[22]

其中， P_i 和 V_i 別為對(duì)應(yīng)商品的價(jià)格， W_i 是工資率， TW_i 為工作時(shí)間， ?A₀ 和 r 分別表示初始財(cái)富水平和利率。 TL_i 為由于身體健康問(wèn)題所造成的時(shí)間損失， Ω 為消費(fèi)者一生中的總時(shí)間。基于Grossman健康需求模型，老年人的健康被視為其初始健康狀況、收人水平、健康投資（醫(yī)療和長(zhǎng)期護(hù)理）和其他因素的綜合結(jié)果，其中長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)的使用有助于改善老年人的健康?；诖?，本文提出研究假設(shè)1：

假設(shè)1：長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)有助于改善老年人的健康，根據(jù)上述老年人健康決定因素，可以構(gòu)建出老年健康決定模型（式6）。

H=H（MC^*;LTC^*;H₀;Y;X） （6）

Max U（C，H，L^c） （20 （7）

s.t.

其中， MC^* 和 LTC^* 分別為醫(yī)療和長(zhǎng)期護(hù)理最優(yōu)的健康投入， 為老年人平均收入水平。 c 為老年人的消費(fèi)， L^c 為子女休閑的時(shí)間， L^*C 為子女閑暇時(shí)間。在利他主義的假定下，老年人效用的最大化不僅取快于消費(fèi) （C） 和健康 （H） ，同樣和子女休閑的時(shí)間 （L^c） 密切相關(guān)（式7）。

一方面，子女的休閑時(shí)間作為子女閑暇時(shí)間的一部分，與為老年人提供醫(yī)療或長(zhǎng)期護(hù)理支持的時(shí)間相關(guān);另一方面，微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的“成本—效用”理論認(rèn)為子女具有消費(fèi)效用，即子女能在休閑時(shí)間為父母提供快樂(lè)源泉和享受天倫之樂(lè)的效用。假定醫(yī)療服務(wù)的價(jià)格為 P_/MC ，長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)的價(jià)格為 ，子女閑暇時(shí)間的影子工資率為 W^c ，子女供養(yǎng)老人相關(guān)的時(shí)間為 L^*c-L^c ，則子女給予老年人的供養(yǎng)支持為 W^C（L^*C-L^C） 。從上述理論分析可知，老年人的效用取決于健康投入、消費(fèi)水平以及子女的休閑時(shí)間。已有文獻(xiàn)表明，長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)可以減少老年人的醫(yī)療費(fèi)用，包括門(mén)診費(fèi)用和年均住院費(fèi)用；3]顯著提高了試點(diǎn)城市的家庭總消費(fèi)和家庭食物消費(fèi)；[23]同時(shí)，減輕了子女的照護(hù)負(fù)擔(dān)，促進(jìn)了家庭成員尤其是女性的就業(yè)。8據(jù)此，本文提出長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)改善中老年人健康績(jī)效的兩點(diǎn)假設(shè)：

假設(shè)2：長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)具有“減支”效應(yīng)，通過(guò)增加家庭消費(fèi)以更好滿足老年人需求，進(jìn)而改善老年人的健康。假設(shè)3：長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)具有“增收”效應(yīng)，通過(guò)減少子女照料負(fù)擔(dān)，增加子女勞動(dòng)時(shí)間和家庭收入，進(jìn)而增加老年人健康投資。

四、數(shù)據(jù)來(lái)源、模型設(shè)定與變量選取

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)庫(kù)為CHARLS數(shù)據(jù)，CHARLS于2011—2020年開(kāi)展五輪全國(guó)調(diào)查，采集的信息涵蓋社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況和健康狀況等多維度的信息，符合本研究要求。本文中老年人指的是60歲及以上的群體，本研究中受政策干預(yù)的各試點(diǎn)地區(qū)的政策實(shí)施時(shí)間均在2012—2018年，CHARLS五期數(shù)據(jù)的時(shí)間節(jié)點(diǎn)能夠滿足研究需求。研究將CHARLS的五期面板數(shù)據(jù)與地級(jí)市層面宏觀數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，形成個(gè)體—城市配對(duì)的面板數(shù)據(jù)，并排除了無(wú)法識(shí)別參保狀態(tài)和變量數(shù)據(jù)缺失的數(shù)據(jù)，最后得到最終的樣本量38543（2011年5617個(gè)，2013年7515個(gè)，2015年8345個(gè)，2018年8392個(gè)，2020年8674個(gè)），其中實(shí)驗(yàn)組、控制組樣本量分別是1432個(gè)和37111個(gè)。

（二）模型設(shè)定

本文主要研究我國(guó)長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)對(duì)老年人健康的影響，即評(píng)估長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)政策實(shí)施后的健康績(jī)效。鑒于參加長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)屬于自愿行為，充分利用長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)試點(diǎn)的“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”條件，采用多時(shí)點(diǎn)雙差分模型，可以較為準(zhǔn)確識(shí)別長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)與老年人健康的因果效應(yīng)，并有效解決內(nèi)生性問(wèn)題?；貧w模型設(shè)定如下：

Y_ict=β₀+β₁LTCI_ct+θX_ict+λ_i+λ_t+ε_ict （9）

其中， Y_ict 表示城市 ∣c∣ 中個(gè)體 i 在 年的健康水平； ??β₁ 為核心解釋變量的估計(jì)系數(shù)，衡量了長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)對(duì)中老年人健康產(chǎn)生的平均處理效應(yīng) LTCI_ct ，表示城市 c 在 Ψ_tΨ_t 年是否正式進(jìn)行長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)試點(diǎn)的虛擬變量（是為1，否為0）； X_ict 表示個(gè)體、家庭和地區(qū)等一系列控制變量； λ_i 和 λ_t 分別表示個(gè)體和年份固定效應(yīng)， ε_ict 為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（三）變量選取

1.被解釋變量

本文的被解釋變量包含身體健康和心理健康2個(gè)變量。身體健康（Physical_Health）主要反映老年人軀體日常功能活動(dòng)能力，根據(jù)國(guó)際通用KATZ量表[24]，，觀察老年人在吃飯等6項(xiàng)ADL指標(biāo)及做家務(wù)等5項(xiàng)IADL指標(biāo)是否需要幫助，以此判斷老年人的身體健康狀態(tài)。采取評(píng)價(jià)得分方式，將11項(xiàng)指標(biāo)回答中“無(wú)法完成”“有困難，需要幫助”“有困難但仍可以完成”“沒(méi)有困難”按順序賦值為0～3分，得到 0～33 分的連續(xù)性變量，得分越高說(shuō)明老年人的身體健康狀態(tài)越好。心理健康（Mental_Health）選取流調(diào)中心CES—D抑郁量表的10個(gè)問(wèn)題進(jìn)行測(cè)量，該量表要求被試根據(jù)自身在自調(diào)查之日起過(guò)去1周內(nèi)出現(xiàn)的實(shí)際情況或感受的頻率進(jìn)行自評(píng)，將問(wèn)題中“很少或根本沒(méi)有（ ^lt;1 天）\"“不太多（1＼～2天）\"“有時(shí)或者有一半時(shí)間（3＼～4天）”和“大多數(shù)時(shí)間（5＼～7）天\"按順序分別賦值為0＼～3分①。將10個(gè)問(wèn)題加總，得到 0～ 30 分的連續(xù)性變量，得分越高表示老年人的心理健康狀態(tài)越差。25，26]

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為城市 c 在 年是否正式開(kāi)展長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)試點(diǎn)的虛擬變量（ （是為1，否為0）。本文選取的長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)試點(diǎn)城市為首批試點(diǎn)的15個(gè)城市，由于CHARLS數(shù)據(jù)庫(kù)中不包含南通市、長(zhǎng)春市和石河子市的受訪者信息，處理組的選擇受到一定限制，本文將除南通市、長(zhǎng)春市和石河子市外的12個(gè)試點(diǎn)城市為實(shí)驗(yàn)組，CHARLS覆蓋的除上述城市以外的城市作為對(duì)照組，如果個(gè)體 i 所在城市 ∣c∣ 在調(diào)查年t 進(jìn)行了長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)試點(diǎn)，則賦值為1，反之賦值為0。

3.控制變量

借鑒既有研究[25.26]，本文選取個(gè)人、家庭和地區(qū)三個(gè)層面作為控制變量，各變量的具體定義詳見(jiàn)表1。個(gè)人層面，主要包括性別、年齡、婚姻、家庭收入、受教育水平、子女?dāng)?shù)目、養(yǎng)老金等個(gè)人特征以及抽煙、喝酒和鍛煉身體等個(gè)人健康習(xí)慣;家庭層面，主要包括家庭衛(wèi)生情況;地區(qū)層面，主要包括不同地區(qū)的發(fā)展差異。

五、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2匯報(bào)了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。全樣本中，老年人身體健康的均值為28.052，老年人心理健康的均值為6.702。實(shí)驗(yàn)組的身體健康水平要高于對(duì)照組，但心理抑郁指數(shù)低于對(duì)照組?？刂谱兞糠矫妫信詣e比例基本一致，年齡均值為68歲，有配偶的老年人占比較高，在各個(gè)控制變量方面，大部分控制變量在實(shí)驗(yàn)組和控制組之間相差不大。

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文采用逐步回歸方式匯報(bào)了長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)對(duì)老年人身體健康和心理健康影響的回歸結(jié)果（見(jiàn)表3），Prou-ince 和Year分別表示地區(qū)和年份固定效應(yīng)。身體健康方面，模型（1）和模型（3）的結(jié)果顯示，長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)在1% 統(tǒng)計(jì)水平上顯著提高了老年人的身體健康，加入控制變量前使老年人身體健康提高了2.538分，加入控制變量后使老年人身體健康提高了2.494分。心理健康方面，模型（2）和模型（4）的結(jié)果顯示，長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)在 1% 統(tǒng)計(jì)水平上顯著提高了老年人的心理健康，加入控制變量前使老年人的抑郁指數(shù)降低了0.664分，加人控制變量后使老年人的抑郁指數(shù)降低了0.673分。綜上所述，長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)對(duì)老年人的身體健康存在正向促進(jìn)效應(yīng)，對(duì)老年人抑郁程度存在負(fù)向抑制效應(yīng)，這為假設(shè)1提供了證據(jù)。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

采用雙重差分識(shí)別策略須滿足平行趨勢(shì)這一關(guān)鍵假設(shè)，本文通過(guò)事件研究法檢驗(yàn)長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)試點(diǎn)政策實(shí)施前的平行趨勢(shì)，模型構(gòu)建如下：

Y_ict=β₀+Σ_k=-3²β_kTreat_c×D_k+θX_ict+λ_i+λ_t+ε_ict

其中，系數(shù) β_k 反映了不同時(shí)期長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)試點(diǎn)政策對(duì)實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組中老年健康的影響效果， Treat_c 表示城市 c 是否為實(shí)施長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)的城市（是為1，否為0）， D_k 表示不同相對(duì)時(shí)期的虛擬變量。本文借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)的處理方法[9]，將政策實(shí)施的前一期作為基準(zhǔn)期，其余變量與基準(zhǔn)模型的設(shè)定相同。圖1報(bào)告了身體健康和心理健康的平行趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果。事后動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，身體健康和心理健康的回歸系數(shù)的置信區(qū)間均與0相交，說(shuō)明在試點(diǎn)政策正式實(shí)施前，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組老年人的健康績(jī)效無(wú)顯著差異，說(shuō)明DID 模型的平行趨勢(shì)假定成立，研究樣本通過(guò)了平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。事后動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，老年人身體健康和心理健康估計(jì)系數(shù)在政策實(shí)施后的第二期達(dá)到最大，表明長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)的健康績(jī)效具有一定時(shí)滯，因此，未來(lái)應(yīng)進(jìn)一步完善長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)政策，增強(qiáng)民眾對(duì)政策的理解程度。

2.PSM-DID、平衡面板與替換被解釋變量

為盡可能減少樣本選擇偏誤，研究首先利用PSM－DID方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為盡量獲得相似城市，本文選取可能同時(shí)影響處理狀態(tài)和老年人健康水平的城市層面特征變量，本文選取不放回1：1近鄰匹配的方法對(duì)實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組進(jìn)行匹配，結(jié)果表明匹配后的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果表明實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組之間的差異較小。表4模型（1）和模型（2）是傾向得分匹配后的模型回歸結(jié)果，與前文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，并且系數(shù)均在 1% 顯著性水平顯著，說(shuō)明模型穩(wěn)健有效，可信度較高。其次，進(jìn)行平衡面板檢驗(yàn)。鑒于CHARLS追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)中，可能存在部分個(gè)體在某些調(diào)查年份未接受訪問(wèn)的情況，為了排除因樣本結(jié)構(gòu)差異而導(dǎo)致估計(jì)偏誤的可能性，本文僅保留了五期均有觀測(cè)值的樣本，平衡面板數(shù)據(jù)模型（3）和模型（4）的回歸結(jié)果顯示，系數(shù)估計(jì)與使用非平衡面板數(shù)據(jù)的基準(zhǔn)模型相對(duì)較為接近，說(shuō)明模型穩(wěn)健有效，可信度較高。此外，為進(jìn)一步檢驗(yàn)研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文采用自評(píng)健康（Self_Health）和生活滿意度（Satisfied）作為老年人健康的替代變量，由于上述兩個(gè)變量均為排序數(shù)據(jù)，OLS無(wú)法對(duì)其進(jìn)行有效估計(jì)。為此，本文采用有序Probit模型進(jìn)行估計(jì)[27]，模型如下：

Y_ict=F（βLTCI_ct+γX_ict+ε_ict）

其中 Y_ict 為被解釋變量Self_Health和Satisfied， LTCI_ct 和 X_ict 與前文的解釋變量和控制變量相同。F（???） 為某非線性函數(shù)，具體為：

y_i^*=βLTCI_ct+γX_ict+ε_ict

其中， ?y_i^* 是 y 的背后存在不可觀測(cè)的連續(xù)變量， μ₁lt;μ₂lt;μ₃lt;…lt;μ_J-1 稱(chēng)為切點(diǎn)， ?_?β 為待估參數(shù)。從表4模型（5）和模型（6）的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)對(duì)老年人自評(píng)健康和生活滿意度具有正向促進(jìn)作用，與上文回歸結(jié)果基本一致，印證了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

3.Goodman-Bacon 分解

已有文獻(xiàn)討論了多時(shí)點(diǎn)雙重差分估計(jì)在雙向固定效應(yīng)（TWFE）可能存在偏誤。28.29]本文參考Good-man－Bacon 的DID估計(jì)量分解法[30]，進(jìn)行多時(shí)點(diǎn)雙重差分偏誤估計(jì)。研究結(jié)果顯示，將從未處理組作為控制組進(jìn)行估計(jì)的部分權(quán)重最大，合適處理效應(yīng)的貢獻(xiàn)為 99.7% ，這說(shuō)明已經(jīng)受到政策干預(yù)的組別不會(huì)給DID估計(jì)結(jié)果帶來(lái)較大偏誤。同時(shí)，由于Physical_Health的DID估計(jì)量為正值，Mental_Health的DID估計(jì)量均為負(fù)值，與本文核心結(jié)論一致，可認(rèn)為較為穩(wěn)健①。

4.安慰劑檢驗(yàn)

除上述檢驗(yàn)外，本文還利用Bootstrap技術(shù)分別對(duì)試點(diǎn)城市和試點(diǎn)年份進(jìn)行隨機(jī)化處理，用偽處理組與偽時(shí)間虛擬變量的交互項(xiàng)替換原解釋變量，并重復(fù)上述過(guò)程500次（圖2）。結(jié)果表明長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)政策的影響系數(shù)呈近似正態(tài)分布，多集中在0附近，說(shuō)明在隨機(jī)實(shí)驗(yàn)中，構(gòu)造的長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)政策的回歸系數(shù)顯著為正和顯著為負(fù)的占比均較小，說(shuō)明基準(zhǔn)模型捕捉到的長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)的健康效應(yīng)并非不可觀測(cè)因素所致，即政策的虛假處理效應(yīng)并不存在，上述結(jié)果在很大程度上為長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)改善了老年人的健康提供了支持。

六、作用機(jī)制與異質(zhì)性分析

（一）作用機(jī)制

通過(guò)前文分析可知，長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)主要通過(guò)“減支”和“增收”兩種路徑對(duì)老年人健康績(jī)效產(chǎn)生影響?；诖?，本文主要從家庭消費(fèi)（ln_family_consumption）和子女照料負(fù)擔(dān)（ln_care_burden）等變量考察長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)對(duì)老年人健康的影響機(jī)制，以期為完善長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)制度提供參考依據(jù)。借鑒相關(guān)研究[31]，構(gòu)建長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)對(duì)老年人健康影響機(jī)制的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，?已經(jīng)表明長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)有利于提升老年人健康?；诖?，本文進(jìn)一步考察長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)對(duì)中介變量的影響和長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)與中介變量對(duì)老年人健康的影響，中介效應(yīng)檢驗(yàn)具體如式（14）一（16）所示：

Y_ict=β₀+β₁LTCI_ct+β₂X_ict+ε_ict

M_ict=γ_?0+γ_?1LTCI_?ct+γ_?2X_?ict+ε_?ict

Y_ict=δ₀+δ₁LTCI_ct+δ₂M_ict+δ₃X_ict+ε_ict

假設(shè)2認(rèn)為長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)通過(guò)“減支\"效應(yīng)，能夠減少老年人醫(yī)療等費(fèi)用，將其用于增加家庭消費(fèi)以更好滿足老年人需求，進(jìn)而改善老年人的健康。受2020年CHARLS醫(yī)療支出數(shù)據(jù)缺失限制，且長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)能夠減少老年人的醫(yī)療費(fèi)用得到了眾多研究的支持[1-4]，故本文不再對(duì)老年人醫(yī)療支出進(jìn)行檢驗(yàn)。本文將家庭消費(fèi)作為中介變量進(jìn)行檢驗(yàn)（見(jiàn)表5），模型（1）的回歸結(jié)果表明長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)對(duì)家庭消費(fèi)在 1% 的顯著性水平下存在正向促進(jìn)效應(yīng)，模型（2）和模型（3）的回歸結(jié)果表明長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)和家庭消費(fèi)對(duì)老年人身體健康存在正向促進(jìn)效應(yīng)，并顯著降低了老年人的抑郁指數(shù)。綜上，長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)可以通過(guò)增加家庭消費(fèi)對(duì)老年人身體健康和心理健康產(chǎn)生正向的促進(jìn)作用，從而驗(yàn)證了假設(shè)2。

假設(shè)3認(rèn)為長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)通過(guò)“增收\(chéng)"效應(yīng)，減輕子女照料負(fù)擔(dān)，增加子女勞動(dòng)時(shí)間和家庭收入，進(jìn)而增加老年人健康投資。已有研究表明長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)就業(yè)有顯著正向促進(jìn)效應(yīng)，尤其能夠促進(jìn)家庭中女性成員的就業(yè)。89]因此，本文將子女照料負(fù)擔(dān)作為中介變量進(jìn)行檢驗(yàn)（見(jiàn)表5），模型（4）的回歸結(jié)果表明長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)對(duì)家庭照料時(shí)間在 5% 的顯著性水平上存在負(fù)相關(guān)，模型（5）和模型（6）的回歸結(jié)果表明家庭照料時(shí)間在1% 的顯著性水平上對(duì)老年人的身體健康和心理健康存在負(fù)向抑制效應(yīng)。綜上，長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)通過(guò)減少子女照料負(fù)擔(dān)對(duì)老年人身體健康和心理健康產(chǎn)生正向的促進(jìn)作用，從而驗(yàn)證了假設(shè)3。

（二）異質(zhì)性分析

1.年齡異質(zhì)性

已有研究發(fā)現(xiàn)不同年齡的個(gè)體醫(yī)療服務(wù)利用和健康狀況存在顯著差異，老年人內(nèi)部亦有較為年輕的老年人和較為年長(zhǎng)的老年人，根據(jù)世界衛(wèi)生組織（WHO）對(duì)老年人年齡的劃分，研究將 60～74 歲視為年輕老年人，75歲以上視為較老的老年人。因此，有必要分年齡段探究該政策的異質(zhì)性特征。表6回歸結(jié)果中，身體健康方面，低齡老人的回歸系數(shù)要高于高齡老人，表明長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)在提高老年人身體健康方面，低齡老人受益更大，進(jìn)一步印證了長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)存在的預(yù)防保健作用。心理健康方面，高齡老人心理健康回歸系數(shù)的絕對(duì)值高于低齡老人，表明長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)對(duì)于提升高齡老年人的心理健康的績(jī)效要高于低齡老人。上述結(jié)果可能是由于高齡老人身體健康狀況相對(duì)低齡老人更差，對(duì)于長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)的利用水平要高于低齡老人，使得高齡老人受益更大。

2.性別異質(zhì)性

人口學(xué)研究表明，由于男性和女性的生物學(xué)差異，其在老年期存在健康差異，通常女性會(huì)比男性活得長(zhǎng)。同時(shí)，老年男性和女性還可能面臨不同的健康風(fēng)險(xiǎn)，對(duì)長(zhǎng)期護(hù)理資源的分配和利用提出了不同的要求。因此，有必要分性別探究長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)的異質(zhì)性特征。表6回歸結(jié)果中，身體健康方面，男性老人的回歸系數(shù)要高于女性老人，表明長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)在提高老年人身體健康方面，男性老人受益更大。心理健康方面，女性老人心理健康的回歸系數(shù)的絕對(duì)值均高于男性老人，表明長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)對(duì)于提升女性老年人的心理健康的績(jī)效要高于男性老人。上述結(jié)果可能是由于女性老人相對(duì)處于經(jīng)濟(jì)弱勢(shì)地位，較難得到高質(zhì)量的護(hù)理服務(wù)，而長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)通過(guò)減少護(hù)理服務(wù)產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)能夠讓更多女性老人享受到護(hù)理服務(wù)。此外，女性老人在社會(huì)參與方面可能面臨更多的障礙，如家庭責(zé)任、社會(huì)角色等，長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)通過(guò)提供居家護(hù)理和機(jī)構(gòu)護(hù)理等服務(wù)，一定程度上能夠幫助女性老人保持獨(dú)立生活能力，減少其孤獨(dú)感，并為她們提供專(zhuān)業(yè)的醫(yī)療照護(hù)和心理支持，增加其社會(huì)參與，進(jìn)而改善其健康狀況。32]

3.教育異質(zhì)性

良好的教育有助于老年人更好地了解健康知識(shí)和生活方式，提高健康素養(yǎng)，同時(shí)也有助于老年人更好地利用醫(yī)療衛(wèi)生資源，提高公共衛(wèi)生服務(wù)的利用效率。因而，有必要按照受教育水平分樣本進(jìn)行研究。表6回歸結(jié)果中，身體健康方面，受教育水平較低和較高的老人的身體健康均有顯著改善，受教育水平較高的老年人身體健康回歸系數(shù)值小于受教育水平較低的老年人。心理健康方面，受教育水平較低的老年人心理健康得到顯著改善，受教育水平較高的老年人改善效果則不顯著。上述結(jié)果可能是由于受教育水平較低的老年人健康水平相對(duì)較差，缺乏相應(yīng)的健康知識(shí)和管理技能的培訓(xùn)，導(dǎo)致其不知道如何正確應(yīng)對(duì)疾病和預(yù)防疾病，從而不利于其身體健康。此外，文化程度較低也可能導(dǎo)致老年人生活方式和習(xí)慣存在一定的偏差，可能存在一些不良的健康行為，例如吸煙、酗酒、飲食不規(guī)律等，導(dǎo)致老年人容易患上疾病。16]

4.收入異質(zhì)性

收入是影響老年人健康的另一個(gè)重要因素，收入水平也決定了老年人對(duì)醫(yī)療保健和長(zhǎng)期護(hù)理資源的支付能力，健康經(jīng)濟(jì)學(xué)大量研究表明個(gè)人貧富水平與健康狀況密切相關(guān)。因此，有必要考察不同收人水平老年人的健康績(jī)效。表6回歸結(jié)果中，身體健康方面，不同收入老人的身體健康均得到顯著改善，高收入老人的回歸系數(shù)要高于低收入老人。心理健康方面，不同收入老人的心理健康均得到顯著改善，低收入老人心理健康回歸系數(shù)的絕對(duì)值高于高收人老人。上述結(jié)果可能是由于低收人老人相對(duì)處于經(jīng)濟(jì)弱勢(shì)地位，醫(yī)療和長(zhǎng)期護(hù)理資源的配置較差，從而對(duì)身體健康產(chǎn)生負(fù)面影響，而長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)通過(guò)減少護(hù)理服務(wù)產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)能夠讓更多低收入老人享受到護(hù)理服務(wù)，一定程度上有助于其心理健康的改善。33]

5.地區(qū)異質(zhì)性

地區(qū)差異是影響老年人健康的重要因素之一，不同地區(qū)地理環(huán)境、經(jīng)濟(jì)發(fā)展和醫(yī)療資源等存在明顯差距，有必要考察不同地區(qū)進(jìn)行分樣本研究。表6回歸結(jié)果中①，身體健康方面，東部地區(qū)老年人身體健康回歸系數(shù)值最大，西部次之，中部最低。心理健康方面，西部地區(qū)老年人心理健康回歸系數(shù)的絕對(duì)值要高于東部，中部地區(qū)的老年人心理健康改善效果并不顯著。上述結(jié)果可能是由于東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，醫(yī)療和護(hù)理資源較好，老年人生存環(huán)境較好。西部地區(qū)老年人健康狀況相對(duì)最差，其心理健康的提升效果相對(duì)更好。34]

七、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

本文基于2011—2020年五期CHARLS面板數(shù)據(jù)，采用多時(shí)點(diǎn)雙重差分方法系統(tǒng)探討了長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)對(duì)老年人健康的影響。相比以往研究，本文研究發(fā)現(xiàn)：第一，利用CHARLS最新發(fā)布的數(shù)據(jù)，研究表明長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)能夠顯著地提升老年人的身體健康和心理健康，在進(jìn)行多種穩(wěn)健性檢驗(yàn)之后，研究結(jié)論依然成立。第二，長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)主要通過(guò)“減支”和“增收”兩種效應(yīng)顯著地改善了老年人健康，可能的渠道是長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)通過(guò)增加家庭消費(fèi)和減輕子女照料負(fù)擔(dān)，從而滿足老年人的需求和增加健康投資，進(jìn)而改善老年人的健康水平。第三，長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)在不同年齡、性別、受教育程度、收入和地區(qū)的老年群體之間存在顯著異質(zhì)性，且具有傾向弱勢(shì)群體的健康促進(jìn)效應(yīng)。長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)更有利于提升高齡、女性、受教育程度較低、收入較低等處于弱勢(shì)地位老年人群體的健康水平，且能顯著改善受教育水平和收人較高的老年群體的身體健康以及西部地區(qū)老年人的心理健康。

（二）政策建議

一是完善頂層設(shè)計(jì)，逐步擴(kuò)大長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)試點(diǎn)范圍。當(dāng)前長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)各地試點(diǎn)制度差異較大，尚未實(shí)現(xiàn)統(tǒng)一覆蓋范圍、統(tǒng)一評(píng)估標(biāo)準(zhǔn)、統(tǒng)一籌資政策、統(tǒng)一待遇水平、統(tǒng)一服務(wù)目錄、統(tǒng)一定點(diǎn)管理和統(tǒng)一基金管理，鑒于長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)試點(diǎn)有利于提升老年人健康水平，為進(jìn)一步發(fā)揮這項(xiàng)制度的優(yōu)越性，助力健康中國(guó)戰(zhàn)略的實(shí)施，建議在擴(kuò)大試點(diǎn)的基礎(chǔ)上進(jìn)一步在全國(guó)推進(jìn)長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)制度的實(shí)施，并分階段實(shí)現(xiàn)省級(jí)和全國(guó)統(tǒng)籌，逐步建立覆蓋全民的長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)制度，讓人民都能享有公平的護(hù)理機(jī)會(huì)。

二是優(yōu)化長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)制度，擴(kuò)大長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)參保對(duì)象覆蓋范圍。當(dāng)前試點(diǎn)城市中仍有部分城市未將城鄉(xiāng)居民納入長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)參保范圍，一定程度上制約了城鄉(xiāng)居民中有長(zhǎng)期護(hù)理需求的群體尋求護(hù)理服務(wù)。各試點(diǎn)城市應(yīng)以共同富裕為導(dǎo)向擴(kuò)大長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)參保對(duì)象覆蓋范圍，根據(jù)當(dāng)?shù)貙?shí)際情況，逐步覆蓋城鄉(xiāng)居民醫(yī)保參保群體，將待遇享受逐步從重度失能人員擴(kuò)大到中度失能人員，逐步從失能人員擴(kuò)大到失智人員，讓更多群體納入長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)制度保障范圍，使得有長(zhǎng)期護(hù)理需要的群體應(yīng)保盡保。

三是建立護(hù)理救助精準(zhǔn)識(shí)別機(jī)制，提升困難群體補(bǔ)貼力度。研究表明長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)更有利于提升高齡、女性、受教育程度較低、收入較低等處于弱勢(shì)地位老年人群體的健康福利水平，而這些經(jīng)濟(jì)和健康弱勢(shì)群體往往難以獲得優(yōu)質(zhì)的護(hù)理服務(wù)。目前，第一批和第二批試點(diǎn)城市仍有部分試點(diǎn)城市未對(duì)低收入等困難群體參與長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)進(jìn)行相應(yīng)補(bǔ)貼，不利于困難群體的保障。20]因此，長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)政策要重點(diǎn)識(shí)別特困人群、高齡老人、殘疾人和低收入農(nóng)村居民等群體，加大對(duì)這些弱勢(shì)群體的政策支持力度，發(fā)揮財(cái)政兜底和再分配的職能，對(duì)特殊困難群體繳費(fèi)給予適當(dāng)資助，提供從事護(hù)理工作的免費(fèi)培訓(xùn)，為困難群體參加老年照護(hù)需求評(píng)估提供補(bǔ)貼。

四是加強(qiáng)基層公共衛(wèi)生設(shè)施建設(shè)，推動(dòng)護(hù)理資源和財(cái)政資金向農(nóng)村和中西部地區(qū)傾斜。當(dāng)前，我國(guó)不同地區(qū)、城鄉(xiāng)之間護(hù)理資源差異較大，由于地方財(cái)政收入有限，公辦養(yǎng)老機(jī)構(gòu)數(shù)量較少，尤其是中西部農(nóng)村留守、空巢老人難以享受到相應(yīng)的護(hù)理服務(wù)，失能老人的生活照料情況較差。政府應(yīng)加大財(cái)政投入，積極拓寬籌資渠道，如引導(dǎo)社會(huì)資本投人農(nóng)村和中西部地區(qū)的護(hù)理基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，培育專(zhuān)業(yè)化的養(yǎng)老護(hù)理服務(wù)人員，進(jìn)一步推進(jìn)城鄉(xiāng)和地區(qū)基本公共服務(wù)均等化，緩解城鄉(xiāng)、地區(qū)之間發(fā)展不平衡的矛盾，讓長(zhǎng)護(hù)險(xiǎn)惠及更多地區(qū)的人民群眾。

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Researchonthe ImpactofLong-term Care InsuranceontheHealthof theElderly：EmpiricalAnalysis BasedonCHARLS

XUE Huiyuan122 ，ZHANG Yonggao2

（1.Center for Social Security Studies，Wuhan University，Wuhan，Hubei 430O72，China;

2.School of Political Science andPublic Administration，Wuhan University，Wuhan，Hubei 43OO72，China）

Abstract;Long-termcareinsuranceisanimportantinstitutionalarangementinthesocialsecuritysystem，andimprovingitisof greatsignificanceforpromoting theimplementationoftheHealthyChinastrategy.Diffrentfrom theinsuffcient explanation of the path mechanismofthe health efectsof long-termcareinsuranceandthelagofresearch data in previous studies，this paper empiricallyanalyzes the impact of long-termcare insuranceon the multidimensional health of the elderly population usingthe latest CHARLS data from five periods from 2011to 202O，anduses the Grossman's Modelof Health Demandto test theunderlying transmission mechanism.Research has found that long-term care insurancesignificantly improves the physicaland mental healthof the elderly.Mechanism analysis shows that long-term careinsurance improves the health ofthe elderlyby increasing household consumption and reducing theburden of child care，meeting their needs and increasing health investment.Heterogeneity analysis shows that long term care insurance is more conduciveto improving the health welfare level of vulnerable elderlygroups such as the elderly，women，those withlower educationlevels，andthosewithlowerincomes，andhasahealth promotioneffectthattends towardsvulnerable groups.Based on this，itis recommended to improve the top -level design，gradually expand thepilot scopeand coverage of insured persons，establisha precise identification mechanism fornursing asistance，increase subsidies for disadvantaged groups，strengthenthe construction of grasroots public health facilities，and promote equalizationof basic public services.

Key words：Long-term care insurance；elderly people；physical health；mental health

責(zé)任編輯：吳錦丹