張瑞利 林閩鋼

(南京大學(xué)政府管理學(xué)院，江蘇南京，210023)

一、研究背景與文獻(xiàn)綜述

隨著人口老齡化問題的日益嚴(yán)重，失能老人的照顧問題成為世界性難題。中國失能老人的照顧問題尤為突出，從第四次全國城鄉(xiāng)老年人生活狀況抽樣調(diào)查結(jié)果來看，失能、半失能老年人超過4063萬人，占老年人口的18.3%。[1]目前中國進(jìn)入低生育水平階段，少子化趨勢(shì)加劇了對(duì)家庭照料模式的挑戰(zhàn)。[2]隨著照料負(fù)擔(dān)和機(jī)會(huì)成本的提高，家庭“照顧赤字”(Caring Deficits)問題使得照顧服務(wù)政策成了目前社會(huì)政策的熱點(diǎn)。[3]

從照顧主體和照顧活動(dòng)專業(yè)性水平角度，照顧服務(wù)可以分為非正式照顧與正式照顧。非正式照顧(Informal Care)是指身心疾病、殘疾或衰老等原因?qū)е律畈糠只蛲耆荒茏岳淼膫€(gè)體在家中獲得的由其家庭成員(配偶、子女)、親戚、朋友等提供的幫助。[4]正式照顧(Formal Care)是指基于法律政策，通過公共融資的方式向符合條件的申請(qǐng)者提供的照護(hù)服務(wù)，包括機(jī)構(gòu)照護(hù)、居家照護(hù)以及其他對(duì)照護(hù)服務(wù)提供者的支持行為，它體現(xiàn)了國家在老年照護(hù)中的責(zé)任。[5]

國外相關(guān)研究已經(jīng)表明，非正式照顧與正式照顧在功能定位、主體責(zé)任分配方面存在著明顯的差異性。在正式和非正式照顧的關(guān)系上，Bonsang等研究發(fā)現(xiàn)非正式照護(hù)代替了正式居家照護(hù)和有償居家照護(hù)。[6]而Langa等人發(fā)現(xiàn)，在美國已經(jīng)從成人子女那里接受了很多非正式護(hù)理的老年人，其有薪居家護(hù)理有所增加。[7]在醫(yī)療服務(wù)方面發(fā)現(xiàn)了相反的結(jié)果：一些研究結(jié)果表明非正式護(hù)理補(bǔ)充了門診手術(shù)和替代(或至少延遲)了療養(yǎng)院的進(jìn)入。關(guān)于正式照顧對(duì)非正式照顧的作用，國外研究提出了替代模式(substitution)、職務(wù)取向模式(task-specificity)及補(bǔ)充模式(supplementation)。替代模式認(rèn)為，近親是社會(huì)支持的核心，照顧者的選擇是根據(jù)老人與照顧者的親密關(guān)系順位所做的決定，只有在非正式照顧難以提供服務(wù)時(shí)，正式照顧體系才會(huì)替代其來提供協(xié)助。[8]替代模式更多的是從資源分配的角度進(jìn)行分析，正式照顧與非正式照顧被認(rèn)為是資源占用型關(guān)系(Co-resources)。職務(wù)取向模式認(rèn)為非正式照顧和正式照顧功能不同，應(yīng)依據(jù)親密程度、承諾時(shí)間、生活狀態(tài)及婚姻狀況來確定何種照顧服務(wù)更為合適。[9]補(bǔ)充模式則認(rèn)為非正式支持體系會(huì)影響個(gè)人對(duì)正式照顧的利用，正式照顧與非正式照顧應(yīng)為補(bǔ)充關(guān)系，而不是替代關(guān)系。[10]補(bǔ)充模式不再嚴(yán)格區(qū)分正式照顧與非正式照顧的界限，更加強(qiáng)調(diào)服務(wù)的整合，以及被照顧老人的感受和選擇權(quán)(Co-client)。補(bǔ)充模式不僅注意到正式照顧與非正式照顧的共通性，更強(qiáng)調(diào)被照顧者服務(wù)需求的多樣化、多層次性。個(gè)案管理(Case Management)、照顧團(tuán)隊(duì)的服務(wù)整合實(shí)踐主要基于補(bǔ)充模式理念?？傮w來看，替代模式強(qiáng)調(diào)層級(jí)順位，職務(wù)取向模式關(guān)注正式照顧與非正式照顧的功能與分工策略，補(bǔ)充模式則整合前兩個(gè)模式，強(qiáng)調(diào)二者在老人照顧層面的互補(bǔ)關(guān)系，使照顧成效與品質(zhì)均相對(duì)有所保證。[11]

在中國，家庭一直發(fā)揮著照顧老年人的基本功能。隨著人口老齡化問題日益嚴(yán)峻，家庭結(jié)構(gòu)和社會(huì)經(jīng)濟(jì)變遷影響著照顧活動(dòng)中的代際關(guān)系。[12]長期照護(hù)服務(wù)需求總量處于不斷上升階段，一方面，雖然家庭養(yǎng)老不堪重負(fù)，但其基礎(chǔ)作用不能被忽略，[13]另一方面社區(qū)和機(jī)構(gòu)照顧服務(wù)專業(yè)化發(fā)展仍滯后，影響了失能老人照顧服務(wù)的可及性和質(zhì)量的提升。國內(nèi)有關(guān)于非正式照顧和正式照顧關(guān)系的研究還處于起步階段，林莞娟等利用2005年“中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查(CLHLS)”和2011年第一輪“中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)”的數(shù)據(jù)，證明非正式護(hù)理與正式護(hù)理具有顯著的替代效應(yīng)。[14]劉一偉基于2011年“中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查(CLHLS)”數(shù)據(jù)，證明社會(huì)養(yǎng)老在一定程度上替代家庭養(yǎng)老。[15]劉西國等利用2014年“中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查(CLHLS)”數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)不同稟賦的家庭對(duì)非正式照護(hù)和正式照護(hù)模式的選擇有所不同。[16]

國內(nèi)相關(guān)研究存在以下不足：(1)多以截面數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，未從變化趨勢(shì)的視角進(jìn)行分析探討；(2)大多為基于全國情況的分析，極少考慮地區(qū)差異；(3)從正式照顧與非正式照顧的角度進(jìn)行的研究積累相對(duì)較少。鑒于此，本研究運(yùn)用全國性的追蹤數(shù)據(jù)對(duì)正式照顧與非正式照顧利用情況的時(shí)間變化趨勢(shì)和區(qū)域差異特征進(jìn)行分析，進(jìn)而考察二者的關(guān)系。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)問題和假設(shè)

問題一：關(guān)注近十年來非正式照顧與正式照顧的變化趨勢(shì)，分析影響的凈效應(yīng)。一方面，國家加大對(duì)正式照顧服務(wù)的建設(shè)力度，2016年7月民政部公布的《民政事業(yè)發(fā)展第十三個(gè)五年規(guī)劃》提出，重點(diǎn)發(fā)展醫(yī)養(yǎng)結(jié)合型養(yǎng)老機(jī)構(gòu)，增加養(yǎng)護(hù)型、醫(yī)護(hù)型養(yǎng)老床位，提高養(yǎng)老服務(wù)有效供給，到2020年每千名老年人口擁有養(yǎng)老床位數(shù)達(dá)到35～40張，其中護(hù)理型床位比例不低于30%。[注]資料來源：民政事業(yè)發(fā)展第十三個(gè)五年規(guī)劃[EB/OL].http://images3.mca.gov.cn/www/file/201607/1467789465298.pdf.但目前我國正式照顧還存在需求意識(shí)不強(qiáng)、總量供給不足、服務(wù)專業(yè)性水平受限等問題。另一方面，在中國傳統(tǒng)理念的背景下，非正式照顧能夠滿足即時(shí)性、工具性和精神性的需求，一直是老年人照顧服務(wù)需求的首要選擇，[17]但也面臨“家庭失靈”和“市場(chǎng)失靈”的問題。在“推—拉”效應(yīng)下，非正式照顧與正式照顧在照顧服務(wù)體系中的功能定位尚不明確，需要用數(shù)據(jù)檢驗(yàn)中國照顧服務(wù)體系中非正式照顧與正式照顧的相互依存關(guān)系。

假設(shè)1：從時(shí)間趨勢(shì)來看，對(duì)中國失能老人的照顧仍以非正式照顧為主，正式照顧對(duì)非正式照顧產(chǎn)生“替代”作用。

問題二：分析中國非正式照顧與正式照顧的區(qū)域差異特征，研究兩者在地理上的差異和空間趨勢(shì)。已有文獻(xiàn)注意到，我國養(yǎng)老狀況的區(qū)域差異主要表現(xiàn)為城鄉(xiāng)差異和地區(qū)差異。根據(jù)“六普”數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，我國老年人口總失能率為2.95%，農(nóng)村地區(qū)、中西部地區(qū)老年人養(yǎng)老問題相對(duì)嚴(yán)重。[18]城市占有的社會(huì)養(yǎng)老資源遠(yuǎn)遠(yuǎn)超出農(nóng)村地區(qū)，如城市社區(qū)養(yǎng)老院的覆蓋率為21.22%，是農(nóng)村地區(qū)的兩倍多，[19]農(nóng)村老年人對(duì)子女照顧的期待程度仍然較高，正式照顧與非正式照顧服務(wù)供給城鄉(xiāng)側(cè)重點(diǎn)也有所不同。此外，照顧體制受地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、社會(huì)意識(shí)形態(tài)等諸多方面的影響，因此，研究非正式照顧與正式照顧的關(guān)系還需要考慮地區(qū)因素的影響。

假設(shè)2：從區(qū)域特征來看，中國正式照顧與非正式照顧存在明顯的差異。

問題三：分析失能老人個(gè)人特征因素、家庭特征因素、時(shí)間因素、地區(qū)因素對(duì)正式照顧與非正式照顧關(guān)系的影響，為評(píng)價(jià)中國照顧服務(wù)政策效果提供分析上的思路，為政策調(diào)整和完善提供依據(jù)。國外研究表明，失能老人對(duì)正式照顧的利用存在個(gè)體差異，女性、較年輕、受教育水平高、自制力強(qiáng)的更可能選擇非正式照顧。[20]國內(nèi)文獻(xiàn)研究也發(fā)現(xiàn)，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位高的老人獲得非正式照顧的機(jī)會(huì)更多，經(jīng)濟(jì)資本高的家庭獲得正式照顧的可能性更大。失能老人的潛在非正式照顧服務(wù)提供者，往往需要在“經(jīng)濟(jì)支持”和“提供照顧”之間進(jìn)行選擇。因此，研究什么樣的家庭會(huì)更加傾向于選擇非正式照顧，可以提高非正式照顧支持政策的靶向性。

假設(shè)3：照顧服務(wù)受到個(gè)人因素、家庭因素和地區(qū)因素的影響。失能老人群體自身具有“服務(wù)依賴性”，主動(dòng)選擇性相對(duì)較弱?！百Y源匱乏型”失能老人(指在家庭經(jīng)濟(jì)、人力資本、社會(huì)資本方面低于平均水平的失能老人)更需正式照顧支持。

鑒于以上分析，本文的研究思路如下：先通過趨勢(shì)圖分析正式照顧與非正式照顧之間關(guān)系的時(shí)間效應(yīng)。再運(yùn)用GeoDa軟件展示非正式照顧利用率和正式照顧利用率的地區(qū)差異，最后運(yùn)用Logit模型分析兩者關(guān)系的影響因素。

(二)統(tǒng)計(jì)模型

多層統(tǒng)計(jì)模型(Multilevel Model)適用于分析多層數(shù)據(jù)(Multilevel Data)，它不僅能分析社會(huì)場(chǎng)景變量(Social Scene Variables)的效應(yīng)，而且能分析社會(huì)場(chǎng)景變量是如何調(diào)節(jié)了組織水平的解釋變量(Explanatory Variables)與結(jié)局變量(Outcome Variable)之間的關(guān)系。在國外多層Logit模型在經(jīng)濟(jì)問題、醫(yī)療問題、社會(huì)服務(wù)等方面得到了較為廣泛的應(yīng)用，[21][22]近幾年國內(nèi)運(yùn)用該模型進(jìn)行研究的成果主要集中在教育學(xué)、心理學(xué)、經(jīng)濟(jì)學(xué)、人口學(xué)等社會(huì)科學(xué)領(lǐng)域。[23][24]

本文使用的數(shù)據(jù)為嵌套結(jié)構(gòu)的縱向追蹤數(shù)據(jù)，并且為深入研究非正式照顧與正式照顧之間的關(guān)系，實(shí)證分析采用了面板數(shù)據(jù)隨機(jī)效應(yīng)模型及多層混合效應(yīng)Logit模型(Multilevel Mixed-Effects Logistic Regression)，以下為多層混合效應(yīng)Logit模型的設(shè)定情況。

第一層模型:

Yij=βoj+β1jXij+β2jZij+β3jFij+γij

(1)

第二層模型：

βoj=γ00+μ0j

(2)

β1j=γ10+μ1j

(3)

β2j=γ20+μ2j

(4)

β3j=γ30+μ3j

(5)

考慮失能老人非正式照顧可能存在的區(qū)域差異，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分層統(tǒng)計(jì)分析。(1)式是第一層基本模型：其中Y為非正式照顧服務(wù)利用情況，是一個(gè)二分類變量，1表示利用，0表示未利用；X是正式照顧服務(wù)利用情況；Z為一組描述失能老人個(gè)體特征的變量；F為一組描述失能老人家庭特征的變量。(2)～(5)式是第二層模型設(shè)定。

三、數(shù)據(jù)來源、變量設(shè)定及描述性統(tǒng)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自北京大學(xué)健康老齡與發(fā)展研究中心/國家發(fā)展研究院組織的老年人追蹤調(diào)查項(xiàng)目——中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查(CLHLS)，調(diào)查范圍覆蓋全國23個(gè)省(自治區(qū)，直轄市)，調(diào)查對(duì)象為65歲及以上老年人和35～64歲成年子女，調(diào)查問卷分為存活被訪者問卷和死亡老人家屬問卷兩種。存活被訪者問卷的調(diào)查內(nèi)容包括老人及家庭基本狀況、社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景及家庭結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)來源和經(jīng)濟(jì)狀況、健康和生活質(zhì)量自評(píng)、認(rèn)知功能、性格心理特征、日?；顒?dòng)能力、生活方式、生活照料、疾病治療和醫(yī)療費(fèi)承擔(dān)；死亡老人家屬問卷的調(diào)查內(nèi)容包括死亡時(shí)間、死因等內(nèi)容。

CLHLS數(shù)據(jù)調(diào)查了老年人在6項(xiàng)日?；顒?dòng)(穿衣、洗澡、吃飯、上廁所、控制大小便、室內(nèi)活動(dòng))中需要幫助的程度。如果有1項(xiàng)及以上需要幫助，即為失能，[25]并依據(jù)老人需要幫助的項(xiàng)數(shù)劃分失能程度，其中1～2項(xiàng)需要幫助定義為輕度失能，3～4項(xiàng)需要幫助定義為中度失能，5～6項(xiàng)需要幫助定義為重度失能。本文剔除了完全具備日常生活能力的樣本，對(duì)失能老人照顧情況進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。

(二)變量設(shè)計(jì)

本文的變量情況：

(1)被解釋變量：關(guān)于非正式照料服務(wù)，CLHLS有詢問“您目前在六項(xiàng)日?；顒?dòng)中需要他人幫助時(shí)，誰是主要幫助者？”的題目，根據(jù)選項(xiàng)，將主要幫助者為配偶、兒子、兒媳、女兒、女婿、兒子和女兒、孫子女、其他親屬朋友、朋友鄰里的情況賦值為1，其余賦值為0。(2)核心解釋變量：正式照顧C(jī)LHLS中有詢問“照料服務(wù)主要由誰支付？”的題目，選擇支付方為國家/集體賦值為1，其余賦值為0。(3)人口特征變量：性別因素、年齡因素、婚姻狀況、戶口情況、教育程度、失能程度。(4)家庭因素變量：家庭收入水平和家庭子女?dāng)?shù)。(5)時(shí)間因素變量：將年份作為時(shí)間變量進(jìn)行時(shí)間效應(yīng)分析。(6)地區(qū)因素：本文根據(jù)被調(diào)查人員所在的省份進(jìn)行地區(qū)劃分，形成東、中、西部地區(qū)。本文利用CLHLS 2005年、2008年、2011年、2014年的調(diào)查數(shù)據(jù)，剔除自變量的無效回答(包括明顯的錯(cuò)誤數(shù)據(jù)缺失等)個(gè)案后，最終對(duì)4151個(gè)樣本量組成的平衡型面板數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。主要變量描述如表1所示。

表1 變量定義與賦值表

(三)描述性統(tǒng)計(jì)

本文的被解釋變量為“承擔(dān)照料任務(wù)的主要人員是否是家庭成員、親屬及朋友鄰里”即是否利用非正式照顧，核心解釋變量為“照料費(fèi)用的支付方是否為政府或集體”。其他解釋變量包括人口特征、家庭特征和地區(qū)特征等變量。(1)人口特征，包括性別、年齡、婚姻狀況、教育程度、戶口情況及失能程度。從表2中可以看出：年齡均值接近93歲，約60%的被調(diào)查失能老人是女性；約45%的失能老人是農(nóng)村戶口；近18%的失能老人與老伴同??；近91%的失能老人學(xué)歷層次是小學(xué)及以下；重度失能老人所占的比例達(dá)到近27%。(2)家庭特征，失能老人的子女?dāng)?shù)平均不到5人，家庭收入情況年均值達(dá)到11888元。(3)地區(qū)特征，47.29%的被調(diào)查失能老人來自東部地區(qū)。

表2 主要變量統(tǒng)計(jì)描述

四、實(shí)證分析結(jié)果

(一)趨勢(shì)分析

圖1 非正式照顧與正式照顧變化趨勢(shì)

圖1顯示了非正式照顧和正式照顧利用情況變化趨勢(shì)。其中圖1a顯示了非正式照顧利用變化情況，兩條曲線分別表示存在正式照顧時(shí)非正式照顧的變化趨勢(shì)和不存在正式照顧時(shí)的變化趨勢(shì)。當(dāng)存在正式照顧時(shí)，非正式照顧利用率從2005年的52.05%增長到2014年的58.33%，其中2011年的利用率達(dá)到74.19%；當(dāng)不存在正式照顧時(shí)，從2005年到2014年，非正式照顧利用率上升趨勢(shì)更加明顯，利用率從80.13%增長到92.74%。

圖1b顯示了正式照顧在存在非正式照顧時(shí)和不存在非正式照顧時(shí)的利用變化趨勢(shì)。當(dāng)存在非正式照顧時(shí)，正式照顧利用率從2005年的1.92%下降到2008年的1.21%，2008—2011年上升趨勢(shì)明顯，2011年達(dá)到3.16%，2014年與2011年水平基本保持穩(wěn)定；當(dāng)不存在非正式照顧時(shí)，從2005年到2014年，正式照顧利用率呈“U”型，其在2008年、2011年處于低位。

綜合圖1相關(guān)數(shù)據(jù)信息可以看出：非正式照顧利用率保持較高水平，并出現(xiàn)穩(wěn)步增長的總趨勢(shì)，當(dāng)前中國失能老人對(duì)非正式照顧服務(wù)的“依賴性”仍然很明顯；如不考慮正式照顧利用的效應(yīng)，非正式照顧利用率的凈增長會(huì)更加明顯；正式照顧利用率水平低，但是正式照顧對(duì)非正式照顧利用具有明顯的“替代效應(yīng)”。

(二)地區(qū)差異

圖2 非正式照顧利用率地區(qū)差異

圖3正式照顧利用率地區(qū)差異

從圖2可以看出，非正式照顧呈現(xiàn)出明顯的地區(qū)差異，按照利用率從低到高可以分為三個(gè)批次：[注]CLHLS并未對(duì)全國所有省份進(jìn)行調(diào)研和數(shù)據(jù)分析。未被調(diào)查的地區(qū)包括：港澳臺(tái)地區(qū)、內(nèi)蒙古自治區(qū)、海南省、貴州省、云南省、西藏自治區(qū)、甘肅省、青海省、寧夏回族自治區(qū)和新疆維吾爾自治區(qū)。第一批次的省份包括上海市(68.32%)、北京市(75.78%)、廣東省(76.55%)、福建省(77.85%)、浙江省(80.46%)；第二批次的省份包括湖北省(85.87%)、江西省(88.35%)、天津市(89.39%)、重慶市(89.8%)、湖南省(89.86%)、四川省(86.9%)、江蘇省(90.18%)、山西省(90.23%)、吉林省(91.47%)、廣西壯族自治區(qū)(91.83%)、遼寧省(91.91%)；第三批次的省份包括黑龍江省(93.77%)、安徽省(95.24%)、山東省(95.99%)、河北省(93.46%)、陜西省(96.03%)、河南省(96.8%)。非正式照顧利用率的地區(qū)差異與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有著密切的關(guān)系。從被調(diào)查的區(qū)域來看，經(jīng)濟(jì)水平相對(duì)較高的東部沿海地區(qū)，失能老人非正式照顧利用率較低，經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)滯后的中西部地區(qū)非正式照顧利用率較高。

從圖3可以看出調(diào)查地區(qū)正式照顧利用率存在地區(qū)差異。按照正式照顧利用率從低到高進(jìn)行劃分，可以分為三個(gè)層次：第一層次包括河南省(0.42%)、河北省(1.06%)以及未被調(diào)查地區(qū)；第二層次包括遼寧省(1.81%)、浙江省(2.46%)、安徽省(2.62%)、黑龍江省(2.68%)、山東省(2.71%)、廣東省(2.74%)、山西省(2.94%)、江西省(3.08%)、吉林省(3.14%)、江蘇省(3.59%)；第三層次包括四川省(3.97%)、上海市(4.19%)、北京市(4.39%)、湖北省(4.67%)、廣西壯族自治區(qū)(5.54%)；第四層次包括陜西省(6.06%)、天津市(6.74%)、湖南省(7.14%)、福建省(7.44%)、重慶市(8%)。從圖3可以看出，正式照顧利用率存在地區(qū)差異，但與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的關(guān)系不夠緊密。相比非正式照顧，正式照顧涉及的服務(wù)主體、服務(wù)內(nèi)容較多，受政府投入、專業(yè)人力資源等照顧政策影響的程度也較高，影響因素的作用機(jī)理更復(fù)雜。

比較圖2及圖3，對(duì)照同一個(gè)省份非正式照顧與正式照顧利用率的數(shù)值和排名，可以發(fā)現(xiàn)兩種情況：一種是非正式照顧與正式照顧呈此消彼長的關(guān)系，如河南省、河北省、遼寧省等出現(xiàn)非正式照顧利用率相對(duì)較高而正式照顧利用率相對(duì)較低的情況，與此相反，上海市、北京市、天津市、福建省等正式照顧利用率相對(duì)較高而非正式照顧利用率相對(duì)較低；另一種是非正式照顧與正式照顧呈同方向變化的關(guān)系，如陜西省、湖南省、廣西壯族自治區(qū)等非正式照顧與正式照顧利用率水平都相對(duì)較高。以上兩種情況也反映出非正式照顧與正式照顧兩者的關(guān)系受地區(qū)因素的影響，需要進(jìn)一步的分析。

(三)Logit模型分析

實(shí)證分析部分構(gòu)建了6個(gè)模型：模型1是在不添加其他變量的情況下，分析正式照顧利用對(duì)非正式照顧利用率的影響情況；模型2是在添加年份虛擬變量后，分析正式照顧利用對(duì)非正式照顧利用率的影響情況；模型3是在模型2的基礎(chǔ)上，在控制被調(diào)查者社會(huì)學(xué)人口特征后，分析正式照顧利用對(duì)非正式照顧利用率的影響情況；模型4是在模型3的基礎(chǔ)上，在控制被調(diào)查者社會(huì)學(xué)人口特征和家庭特征的情況下，分析正式照顧利用對(duì)非正式照顧利用率的影響情況；模型5是在模型4的基礎(chǔ)上，加入地區(qū)虛擬變量，對(duì)正式照顧與非正式照顧的關(guān)系進(jìn)行分析；模型6除考慮被調(diào)查者社會(huì)學(xué)人口特征和家庭特征以外，運(yùn)用多層統(tǒng)計(jì)Logit模型重點(diǎn)分析地區(qū)因素對(duì)正式照顧與非正式照顧關(guān)系的影響。模型6中，水平1解釋變量包括：個(gè)人特征因素(性別、年齡、婚姻狀況、教育程度、戶口情況、生活自理能力)、家庭特征因素(子女?dāng)?shù)、家庭收入對(duì)數(shù))；水平2解釋變量為地區(qū)因素。

表3 非正式照顧利用的Logit模型結(jié)果

(續(xù)表3)

模型1模型2模型3模型4模型5模型6高中0.0400???0.0497???0.0504???0.213???(0.0250)(0.0328)(0.0377)(0.0540)大學(xué)及以上0.0248???0.0550???0.0568???0.244???(0.0182)(0.0425)(0.0479)(0.0782)生活自理能力(輕度失能)中度失能0.499???0.473??0.475??0.698??(0.130)(0.138)(0.146)(0.102)重度失能0.416???0.450???0.451???0.688???(0.101)(0.120)(0.130)(0.0886)子女?dāng)?shù)目1.122??1.117??1.045?(0.0559)(0.0590)(0.0252)收入情況0.329???0.355???0.565???(0.0539)(0.0695)(0.0370)地區(qū)(東部地區(qū))中部地區(qū)3.351???(1.140)西部地區(qū)1.236(0.407)常數(shù)項(xiàng)14961???65.49???5203???2.312e+07???7.999e+06???6329???Log likelihood -1637.41 -1651.13 -1419.07 -1049.72 -1040.60 -1067.02 LR chibar2291.78???183.49???117.30???47.54 ???43.67???12.94???

注：表3中報(bào)告的數(shù)字是解釋變量的風(fēng)險(xiǎn)比；括號(hào)內(nèi)數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)誤；*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著。

為便于解釋，表3列出的是風(fēng)險(xiǎn)比(odds ratio)，表示正式照顧對(duì)非正式照顧利用率的影響。如表3所示，模型1為不加入其他解釋變量的隨機(jī)效應(yīng)模型。在有政府支付的情況下，利用非正式照顧的概率是利用正式照顧的1.38%，在1%的統(tǒng)計(jì)水平上具有顯著性，說明正式照顧對(duì)非正式照顧有明顯的替代作用。

模型2顯示在加入年份虛擬變量后，利用非正式照顧的概率是利用正式照顧的2.72%。年份變量在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，在控制了正式照顧因素的情況下，隨著年份的增長，利用非正式照顧的風(fēng)險(xiǎn)比不斷增加。

模型3顯示了在加入被調(diào)查者個(gè)人特征因素后，非正式照顧利用率的變化情況。首先，在個(gè)人特征因素不變的前提下，當(dāng)存在正式照顧的情況時(shí)，非正式照顧利用的風(fēng)險(xiǎn)比為7.42%；其次，隨著年份的增長，非正式照顧利用的風(fēng)險(xiǎn)比不斷增加；第三，在正式照顧不變的情況下，除性別因素以外，其他個(gè)人特征因素均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。具體分析結(jié)果：年齡對(duì)非正式照顧有明顯的負(fù)向影響；參照已婚和老伴同住的失能老人，喪偶和從未結(jié)過婚的失能老人使用非正式照顧服務(wù)的概率明顯降低；教育程度的提高對(duì)非正式照顧的利用產(chǎn)生了顯著的降低作用，教育程度低的老年人更可能接受非正式照顧；相比輕度失能，中度和重度失能老人利用非正式照顧服務(wù)的風(fēng)險(xiǎn)比顯著降低，分別為輕度失能的49.9%和41.6%；戶口因素尤其值得注意，農(nóng)村戶口居民對(duì)非正式照顧利用的風(fēng)險(xiǎn)比是城鎮(zhèn)戶口居民的25倍。

模型4顯示了在加入年份虛擬變量、個(gè)人特征因素、家庭特征因素后實(shí)證結(jié)果發(fā)生的改變。首先，在個(gè)人特征因素和家庭特征因素不變的情況下，非正式照顧利用的風(fēng)險(xiǎn)比提高了12%；其次，從時(shí)間變化趨勢(shì)來看，隨著年份的增長，非正式照顧利用的風(fēng)險(xiǎn)比增加的幅度更加明顯；第三，和模型3相比，個(gè)人特征變量的顯著性和系數(shù)變化不大，對(duì)非正式照顧利用的影響基本保持一致；第四，家庭子女?dāng)?shù)每增加1位，非正式照顧利用概率增加了12%，此外，收入對(duì)非正式照顧利用產(chǎn)生負(fù)向影響。

模型5顯示在加入年份虛擬變量、個(gè)人特征因素、家庭特征因素以及地區(qū)虛擬變量后，正式照顧與非正式照顧之間的關(guān)系變化情況。在其他因素不變的情況下，非正式照顧利用的風(fēng)險(xiǎn)比為17.8%。與模型4相比，其他因素的影響大體相當(dāng)。對(duì)地區(qū)虛擬變量進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，以東部地區(qū)作為參照，中部地區(qū)利用非正式照顧的風(fēng)險(xiǎn)比是東部地區(qū)的3.35倍，西部地區(qū)非正式照顧的風(fēng)險(xiǎn)比是東部地區(qū)的約1.24倍。

模型6顯示在加入年份虛擬變量、個(gè)人特征因素、家庭特征因素后，運(yùn)用多層Logit模型分析地區(qū)因素對(duì)模型的影響情況。模型6在第一層模型的變量設(shè)置上與模型4相同，模型變量系數(shù)符號(hào)和顯著性基本也與其保持一致，但值得注意的是，重要解釋變量的解釋力度有所改變。首先，在個(gè)人特征因素和家庭特征因素不變的情況下，正式照顧對(duì)非正式照顧利用的影響發(fā)生改變，非正式照顧利用的風(fēng)險(xiǎn)比為正式照顧的45.8%，與前五個(gè)模型相比，正式照顧對(duì)非正式照顧的影響更加明顯；其次，個(gè)人特征因素中戶口情況的影響發(fā)生較大改變，農(nóng)村戶口對(duì)非正式照顧利用的正向影響從模型4的15.87倍下降為4.67倍；第三，對(duì)于家庭特征因素，多層統(tǒng)計(jì)模型和面板數(shù)據(jù)的隨機(jī)效應(yīng)模型差異不大。

表4 不同地區(qū)非正式照顧與正式照顧關(guān)系的Logit模型結(jié)果

注：同表3。

根據(jù)以上多層統(tǒng)計(jì)分析模型中所體現(xiàn)的地區(qū)因素作用，表4進(jìn)一步運(yùn)用Logit回歸具體分析不同地區(qū)非正式照顧與正式照顧的關(guān)系。相比其他地區(qū)，西部地區(qū)正式照顧對(duì)非正式照顧的影響是中部地區(qū)和東部地區(qū)的近兩倍，中部地區(qū)正式照顧對(duì)非正式照顧的影響相比較其他地區(qū)最弱。

五、結(jié)論與建議

(一)研究結(jié)論

第一，總體上，正式照顧和非正式照顧具有顯著的替代關(guān)系。從利用率來看，我國對(duì)正式照顧服務(wù)的利用還是相當(dāng)?shù)?，大部分失能老人仍需依賴家庭成員承擔(dān)的非正式照顧。

第二，照顧需求不斷增加，失能老人家庭非正式照顧負(fù)擔(dān)重。通過對(duì)CLHLS 2005—2014年數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)41%的失能老人照顧需求可以得到完全滿足，55%的失能老人的照顧需求基本得到滿足，4%的失能老人的照顧需求不能得到滿足。隨著人口老齡化問題日益嚴(yán)重，以家庭照顧為主的非正式照顧不堪重負(fù)，失能老人的照顧需求必須依靠非正式照顧和正式照顧的有效整合來滿足。

第三，正式照顧與非正式照顧服務(wù)碎片化問題嚴(yán)重。最近10年來，國家加強(qiáng)了照顧服務(wù)體系的建設(shè)，同時(shí)積極開展長期護(hù)理保險(xiǎn)及服務(wù)的試點(diǎn)，但從非正式照顧利用和正式照顧利用的時(shí)間趨勢(shì)來看，我國以非正式照顧為主的基本狀況沒有改變，甚至非正式照顧利用率還有所上升，這說明正式照顧的作用還沒有充分被發(fā)揮出來。在人口老齡化加速發(fā)展的背景下，根據(jù)我國照顧服務(wù)結(jié)構(gòu)的變化趨向提出有針對(duì)性的政策措施成為當(dāng)務(wù)之急。

第四，城鄉(xiāng)及地區(qū)間照顧資源分布不平衡。我國非正式照顧利用呈現(xiàn)明顯的地區(qū)不平衡特征，中部地區(qū)非正式照顧利用率明顯高于西部及東部地區(qū)，呈現(xiàn)了與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近的地區(qū)特征。但正式照顧利用率并未呈現(xiàn)非常明顯的地區(qū)經(jīng)濟(jì)相關(guān)性，這主要由于正式照顧服務(wù)提供主體的多樣性和復(fù)雜性，以及正式照顧的發(fā)展受經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人口年齡結(jié)構(gòu)、制度構(gòu)建等多種因素綜合作用的影響。

(二)政策建議

第一，整合非正式照顧和正式照顧。照顧領(lǐng)域受文化傳統(tǒng)、價(jià)值觀念、社會(huì)規(guī)范和個(gè)體認(rèn)知的影響，照顧的政策制定和實(shí)施也是一個(gè)不斷磨合嘗試的過程。通過照顧服務(wù)體系轉(zhuǎn)型發(fā)展來適應(yīng)人口老齡化和釋放家庭照顧服務(wù)需求壓力，應(yīng)成為當(dāng)前政策制定的重要目標(biāo)。針對(duì)當(dāng)前非正式照顧利用率居高不下甚至有所上升的現(xiàn)象，我國應(yīng)通過經(jīng)濟(jì)支持、認(rèn)知引導(dǎo)以及制度激勵(lì)的方式，促進(jìn)非正式照顧和正式照顧的有效配合。

第二，優(yōu)先照顧“資源匱乏型”失能老人。一些數(shù)據(jù)分析顯示：失能老人及家庭大多處于低收入狀態(tài)；高齡、少子女及未與老伴同住的失能老人面臨人力資本匱乏的困境；教育程度會(huì)影響社會(huì)資本的獲取。“資源匱乏型”失能老人更加依賴非正式照顧，但往往可獲取的服務(wù)數(shù)量和質(zhì)量均受限，導(dǎo)致其照顧需求滿足層次相對(duì)較低，因而優(yōu)先照顧“資源匱乏型”失能老人應(yīng)成為政策目標(biāo)的重點(diǎn)。對(duì)于一般的失能老人，可根據(jù)其需求，群體化兼?zhèn)€性化訂制相關(guān)服務(wù)。

第三，完善政府購買照顧服務(wù)體系。目前政府購買養(yǎng)老服務(wù)已經(jīng)取得了一定的成效，但是照顧服務(wù)專業(yè)化水平低，臨時(shí)性服務(wù)占比過高，服務(wù)標(biāo)準(zhǔn)不清晰，服務(wù)資源未得到有效整合，這都導(dǎo)致失能老人對(duì)正式照顧滿意度不高。政府在政策制訂上，應(yīng)細(xì)化購買流程，明確購買標(biāo)準(zhǔn)，加強(qiáng)資源整合規(guī)劃，提升政府購買服務(wù)的質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)。

第四，因地制宜構(gòu)建照顧服務(wù)體系。我國照顧服務(wù)資源呈現(xiàn)明顯的城鄉(xiāng)及地區(qū)差異，照顧服務(wù)利用情況也受限于照顧服務(wù)資源的分布。國家應(yīng)該加強(qiáng)區(qū)域宏觀調(diào)控，優(yōu)化配置相關(guān)照顧資源?？蓞⒖既毡尽皡^(qū)域綜合照護(hù)系統(tǒng)”成功經(jīng)驗(yàn)，[26]根據(jù)照顧資源稟賦情況、人口年齡結(jié)構(gòu)情況以及政策貫徹執(zhí)行的實(shí)際情況，制定適合本地失能老人照顧需求的照顧服務(wù)整合規(guī)劃，提升照顧政策的實(shí)施效果。[27]