韓笑　劉子寧

[摘 要] 長期護(hù)理保險(xiǎn)是為參保人在失能時(shí)提供護(hù)理保障和經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償?shù)闹贫劝才牛欣跍p輕失能參保者所在家庭的護(hù)理負(fù)擔(dān)，預(yù)期會(huì)對(duì)參保者家庭成員（如子女）的勞動(dòng)供給產(chǎn)生影響。使用中國企業(yè)—員工匹配調(diào)查（CEES）2015年、2016年、2018年三期面板數(shù)據(jù)，采用合成DID方法研究長期護(hù)理保險(xiǎn)政策實(shí)施對(duì)子代勞動(dòng)力市場表現(xiàn)的影響及內(nèi)在機(jī)制的結(jié)果表明：第一，相對(duì)于父母未參加長期護(hù)理保險(xiǎn)的樣本，父母參保的樣本中個(gè)體的勞動(dòng)時(shí)長、勞動(dòng)收入及企業(yè)管理控制權(quán)得分顯著提高；第二，健康提升效應(yīng)是長期護(hù)理保險(xiǎn)提升子代勞動(dòng)力市場表現(xiàn)的作用機(jī)制；第三，長期護(hù)理保險(xiǎn)提升勞動(dòng)力市場表現(xiàn)的作用對(duì)女兒、較年輕的子女和受教育程度較高的子女更為顯著。因此，長期護(hù)理保險(xiǎn)的確起到了釋放子代照料壓力、激發(fā)勞動(dòng)力市場活力的作用，這對(duì)于支撐老齡化社會(huì)的長期經(jīng)濟(jì)增長十分重要。

[關(guān)鍵詞] 長期護(hù)理保險(xiǎn)；勞動(dòng)力市場表現(xiàn)；健康提升效應(yīng)；合成DID

[DOI編號(hào)] 10.14180/j.cnki.1004-0544.2024.04.009

[中圖分類號(hào)] F842.6; F249.21? ? ? ? ? ?[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼] A? ? ? [文章編號(hào)] 1004-0544（2024）04-0080-14

基金項(xiàng)目：中國社會(huì)科學(xué)院青啟計(jì)劃項(xiàng)目“中國人口紅利轉(zhuǎn)變的獨(dú)特性與長期經(jīng)濟(jì)增長”（2024QQJH133）；2021年度國家青年自然科學(xué)基金項(xiàng)目“長期護(hù)理保險(xiǎn)的溢出效應(yīng)評(píng)估和政策優(yōu)化研究”（72104262）；2023年度教育部人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地基金“中國特色多層次風(fēng)險(xiǎn)保障體系研究”（22JJD790092）。

作者簡介：韓笑（1994—），女，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，中國社會(huì)科學(xué)院人口與勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究所助理研究員；劉子寧（1994—），女，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，中央財(cái)經(jīng)大學(xué)保險(xiǎn)學(xué)院講師。

一、問題的提出

勞動(dòng)力供給是影響經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出和國家發(fā)展動(dòng)力的關(guān)鍵因素之一。在當(dāng)前我國老齡化程度不斷加深的背景下，勞動(dòng)力供給數(shù)量減少成為影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展不可忽視的現(xiàn)象，如何擴(kuò)大勞動(dòng)供給以維持經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長是當(dāng)前亟待解決的關(guān)鍵問題。與此同時(shí)，快速的老齡化伴隨著失能群體規(guī)模的增大，居民的照料需求不斷增加1。數(shù)據(jù)顯示，2017年26個(gè)經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（OECD）國家中有一半的65歲及以上的老年人存在日常生活能力（activities of daily living， ADL）障礙；17%的老年人在日常生活能力方面存在嚴(yán)重障礙1。這些老人在生活起居和醫(yī)療護(hù)理方面需要較多的外界幫助，來自家庭成員的非正式照料2成為重要的服務(wù)來源3。對(duì)于處在工作年齡的家庭照料者而言，非正式照料和勞動(dòng)供給存在時(shí)間沖突，導(dǎo)致部分照料者不得不退出勞動(dòng)力市場，這進(jìn)一步加劇了老齡化引起的勞動(dòng)供給不足問題。

為了滿足老年群體日益增長的護(hù)理需求，提升高質(zhì)量護(hù)理服務(wù)的可及性，建立來源可靠、發(fā)展可持續(xù)的護(hù)理服務(wù)付費(fèi)模式，近年來我國開展了多樣化的長期護(hù)理保險(xiǎn)模式探索。2016年6月，人力資源社會(huì)保障部辦公廳發(fā)布《關(guān)于開展長期護(hù)理保險(xiǎn)制度試點(diǎn)的指導(dǎo)意見》，將14個(gè)?。ㄖ陛犑校┑?5個(gè)城市設(shè)為長期護(hù)理保險(xiǎn)試點(diǎn)城市，將山東省和吉林省設(shè)為兩個(gè)重點(diǎn)聯(lián)系省份，標(biāo)志著中國長期護(hù)理保險(xiǎn)制度試點(diǎn)在全國范圍內(nèi)的正式啟動(dòng)。2020年9月，國家醫(yī)保局和財(cái)政部發(fā)布《關(guān)于擴(kuò)大長期護(hù)理保險(xiǎn)制度試點(diǎn)的指導(dǎo)意見》，將另外14個(gè)城市設(shè)為長期護(hù)理保險(xiǎn)試點(diǎn)城市，并提供了可供地方政府參考的指導(dǎo)方針和實(shí)施原則。各級(jí)地方政府積極響應(yīng)，進(jìn)一步充實(shí)和完善了具體的試點(diǎn)實(shí)施方案和政策措施。此外，許多城市自發(fā)探索建立了長期護(hù)理保險(xiǎn)制度，截至2023年11月，長期護(hù)理保險(xiǎn)試點(diǎn)已推廣至全國27個(gè)省份的76個(gè)城市4。數(shù)據(jù)顯示，2022年我國參加長期護(hù)理保險(xiǎn)的人數(shù)共16990萬，享受待遇人數(shù)121萬，基金收入241億元，基金支出104億元，定點(diǎn)服務(wù)機(jī)構(gòu)7679個(gè)，護(hù)理服務(wù)人員33萬人5。

已有研究發(fā)現(xiàn)，長期護(hù)理保險(xiǎn)的實(shí)施促進(jìn)了當(dāng)?shù)卣秸樟戏?wù)市場的發(fā)展，使護(hù)理機(jī)構(gòu)及人員數(shù)量增加，失能老人入住專業(yè)護(hù)理服務(wù)機(jī)構(gòu)的概率上升6，家庭照料者的護(hù)理負(fù)擔(dān)有所減輕，其勞動(dòng)力市場表現(xiàn)得到改善7。因此，研究長期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)失能者家庭成員的溢出效應(yīng)，有助于從家戶整體的角度出發(fā)，為提高社會(huì)勞動(dòng)供給水平帶來啟發(fā)?；谝韵驴紤]，本文對(duì)長期護(hù)理保險(xiǎn)影響子代勞動(dòng)力市場表現(xiàn)的程度和機(jī)制進(jìn)行了研究：首先，子女和配偶通常是失能老人最主要的非正式照料者8，但由于失能老人的配偶一般也逐漸步入老年階段，其健康狀況和照料能力下降，因此預(yù)期子女將成為非正式照料的最主要來源；其次，失能老人的子代正處于事業(yè)發(fā)展的黃金年齡，在平衡事業(yè)和家庭方面面臨較大困境。

二、文獻(xiàn)評(píng)述

（一）非正式照料和正式照料之間的關(guān)系研究

由于長期護(hù)理保險(xiǎn)制度旨在通過護(hù)理費(fèi)用報(bào)銷等方式降低參保者接受由養(yǎng)老院、照料中心等機(jī)構(gòu)提供正式照料服務(wù)的門檻，因而很可能對(duì)失能者接受由家庭成員提供的非正式照料的需求產(chǎn)生影響。主流觀點(diǎn)認(rèn)為，正式照料與非正式照料存在替代關(guān)系，二者可以遵循一定比例替換。長期護(hù)理保險(xiǎn)保障了失能者不會(huì)因?yàn)檎秸樟祥_支的增加而遭受較大的財(cái)產(chǎn)損失，從而削弱了家庭成員提供非正式照料的動(dòng)機(jī)1，將家庭成員從繁重的照料負(fù)擔(dān)中解脫出來2。還有一種觀點(diǎn)認(rèn)為，正式照料與非正式照料不存在顯著的相關(guān)性，具有利他主義動(dòng)機(jī)的家庭成員將失能者的福利水平納入自身的效用函數(shù)，因此向失能者提供非正式照料成為家庭成員的道德義務(wù)和家庭規(guī)范3，不會(huì)受到長期護(hù)理保險(xiǎn)待遇給付的影響。目前，國際上大多數(shù)的研究成果支持第一種觀點(diǎn)，即長期護(hù)理保險(xiǎn)的實(shí)施降低了家庭非正式照料的供給。

（二）非正式照料與家庭成員勞動(dòng)力市場表現(xiàn)之間的關(guān)系研究

國內(nèi)外眾多研究比較了家庭內(nèi)照料者與非照料者之間勞動(dòng)供給的差異，發(fā)現(xiàn)提供非正式照料對(duì)于勞動(dòng)供給有顯著的負(fù)面影響4，照料負(fù)擔(dān)會(huì)顯著降低子女的勞動(dòng)時(shí)長和收入水平，該影響對(duì)與老人合住的女性照料者來說尤為顯著5。非正式照料對(duì)家庭成員勞動(dòng)力市場表現(xiàn)的影響也體現(xiàn)在工作性質(zhì)、職業(yè)類型、發(fā)展前景等多個(gè)方面。從工作性質(zhì)角度看，非正式照料會(huì)減少已婚個(gè)體非農(nóng)就業(yè)的概率，增加參與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)等時(shí)間較為靈活的工作的概率6；從職業(yè)類型角度看，繁重的照料負(fù)擔(dān)使家庭成員更傾向于選擇文職等較為清閑、具有穩(wěn)定收入來源的工作1；從發(fā)展前景角度看，照料負(fù)擔(dān)的減輕有利于家庭成員獲得連續(xù)的大段可支配時(shí)間，增加其全職工作的可能性2，有利于快速積累工作經(jīng)驗(yàn)，提高生產(chǎn)效率，從而使其工資率和職業(yè)發(fā)展前景均得到改善。

基于正式照料、非正式照料、照料者勞動(dòng)力市場表現(xiàn)三者之間的關(guān)系，旨在為失能者的正式照料費(fèi)用提供經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償?shù)拈L期護(hù)理保險(xiǎn)制度預(yù)期也會(huì)影響照料者的勞動(dòng)力市場表現(xiàn)。在理論研究方面，替代效應(yīng)認(rèn)為長期護(hù)理保險(xiǎn)為正式照料服務(wù)提供了保險(xiǎn)補(bǔ)償機(jī)制，家庭照料者用正式照料替代非正式照料的動(dòng)機(jī)增強(qiáng)，從而減少了照料時(shí)間，增加了勞動(dòng)供給；收入效應(yīng)認(rèn)為長期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)正式照料開支進(jìn)行了經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償，在某些地區(qū)甚至直接給予一定的金錢補(bǔ)貼，因此具有消費(fèi)平滑作用，削弱了家庭成員的勞工增加效應(yīng)3，導(dǎo)致家庭成員減少其勞動(dòng)供給。在實(shí)證研究方面，F(xiàn)u等發(fā)現(xiàn)日本在首次引入長期護(hù)理保險(xiǎn)后，社會(huì)勞動(dòng)參與率顯著提升4；Geyer等發(fā)現(xiàn)德國長期護(hù)理保險(xiǎn)的現(xiàn)金給付方式抑制了家庭成員的勞動(dòng)供給，且不同的待遇給付形式對(duì)家庭成員的勞動(dòng)供給存在異質(zhì)性影響5；Kim等發(fā)現(xiàn)韓國的長期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)非正式照料的擠出作用隨失能者健康狀況的不同存在差異，驗(yàn)證了長期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)家庭成員勞動(dòng)供給的影響在不同群體中顯著不同6。

（三）長期護(hù)理保險(xiǎn)影響家庭成員勞動(dòng)力市場表現(xiàn)的機(jī)制研究

健康作為一種重要的人力資本，容易受到高強(qiáng)度非正式照料的影響。研究發(fā)現(xiàn)，非正式照料會(huì)對(duì)家庭成員的身心健康產(chǎn)生長期的負(fù)面影響7，降低其社會(huì)交往水平，不利于其在職場上的表現(xiàn)8。其一，健康狀況變差會(huì)導(dǎo)致家庭成員勞動(dòng)生產(chǎn)率下降，阻礙其成功應(yīng)聘或升職加薪，降低了勞動(dòng)供給的激勵(lì)9；其二，健康狀況較差的個(gè)體對(duì)閑暇的偏好增加，從而傾向于退出勞動(dòng)力市場10；其三，家庭成員可能受照料時(shí)間的約束而無暇就醫(yī)，無法對(duì)其健康損耗進(jìn)行及時(shí)補(bǔ)償1。長期護(hù)理保險(xiǎn)將家庭照料者從護(hù)理負(fù)擔(dān)中解脫出來，從上述三個(gè)角度增加了其提供勞動(dòng)供給的動(dòng)機(jī)和能力。

與以往研究相比，本文可能存在以下三個(gè)方面的貢獻(xiàn)：第一，本文基于企業(yè)層面的數(shù)據(jù)庫進(jìn)行研究。已有文獻(xiàn)大多基于家庭微觀調(diào)查進(jìn)行，與勞動(dòng)力市場相關(guān)的變量較少。而本文著眼于勞動(dòng)力市場的多項(xiàng)指標(biāo)，不僅研究了長期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)子代勞動(dòng)供給數(shù)量（以勞動(dòng)時(shí)長衡量）的影響，還探究了勞動(dòng)收入及個(gè)體對(duì)企業(yè)的管理控制權(quán)的變化，控制變量也涵蓋了與工作狀況相關(guān)的多項(xiàng)指標(biāo)，研究結(jié)果更為可靠。第二，在現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，本文考慮到長期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)健康等人力資本水平的影響，以自評(píng)健康狀況指標(biāo)為中介變量進(jìn)行了健康提升效應(yīng)機(jī)制分析。第三，本文聚焦性別、年齡與受教育水平進(jìn)行異質(zhì)性分析，對(duì)長期護(hù)理保險(xiǎn)制度促進(jìn)勞動(dòng)力市場表現(xiàn)的目標(biāo)人群進(jìn)行了定位。

三、數(shù)據(jù)與方法

（一）數(shù)據(jù)來源

中國企業(yè)—員工匹配調(diào)查（China Employer-Employee Survey， CEES）是由中國社會(huì)科學(xué)院人口與勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究所、武漢大學(xué)、清華大學(xué)、香港科技大學(xué)等聯(lián)合發(fā)起的一項(xiàng)企業(yè)與員工追蹤調(diào)查。首輪調(diào)查于2015年在廣東省的13個(gè)地級(jí)市的企業(yè)中開展，隨后在2016年和2018年進(jìn)行了追訪。調(diào)查以第三次全國經(jīng)濟(jì)普查得到的制造業(yè)企業(yè)名錄為抽樣總體，結(jié)合工商、質(zhì)監(jiān)等部門的行政管理數(shù)據(jù)對(duì)抽樣總體進(jìn)行動(dòng)態(tài)調(diào)整。

調(diào)查采用三階段抽樣方法抽取樣本。第一階段抽取縣區(qū)，采用隨機(jī)等距抽樣方法在廣東省的13個(gè)地級(jí)市中抽取20個(gè)縣區(qū)；第二階段抽取企業(yè)，在每一個(gè)縣區(qū)，采用與企業(yè)職工人數(shù)成比例的PPS（probability proportionate to size sampling）抽樣方法抽選25家企業(yè)；第三階段抽取員工樣本，將員工分為中高層管理人員和普通員工兩種，根據(jù)企業(yè)規(guī)模的不同，采用隨機(jī)等距抽樣方法分別抽選出2—3名中高層管理人員和4—7名普通員工。CEES調(diào)查問卷包括企業(yè)問卷和員工問卷。企業(yè)問卷主要收集基本情況、生產(chǎn)銷售、技術(shù)創(chuàng)新、質(zhì)量競爭力和人力資源等信息；員工問卷主要收集個(gè)人信息、工作狀況、工作歷史、社會(huì)保險(xiǎn)與福利、技能水平等信息。

本文基于2015年、2016年和2018年的三期面板數(shù)據(jù)研究長期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)子代勞動(dòng)力市場表現(xiàn)的影響。由于2015年基線調(diào)查僅在廣東省開展，考慮到跨省份樣本的勞動(dòng)供給決策可能存在較大差異，本文將所用數(shù)據(jù)限制在廣東省，樣本量共計(jì)14936個(gè)。雖然只有失能到一定程度的參保者才能申請長期護(hù)理保險(xiǎn)待遇給付，但長期護(hù)理保險(xiǎn)的制定和實(shí)施過程能夠促進(jìn)當(dāng)?shù)刈o(hù)理機(jī)構(gòu)及適老設(shè)施的發(fā)展，因此對(duì)于部分尚未收到長期護(hù)理保險(xiǎn)待遇給付的參保者，相關(guān)基礎(chǔ)設(shè)施、配套措施預(yù)期會(huì)對(duì)個(gè)體的照料決策產(chǎn)生影響。同時(shí)，由于失能程度進(jìn)展迅速且難以逆轉(zhuǎn)，本文認(rèn)為生活中需要接受照料個(gè)體的子代的勞動(dòng)決策和職業(yè)規(guī)劃均會(huì)受到長期護(hù)理保險(xiǎn)的影響。本文僅保留與“生活中需要接受照料的父親或母親”住在一起的樣本，剩余樣本量1445個(gè)（其中2015年482個(gè)，2016年624個(gè)，2018年339個(gè)）。目前，廣東省已經(jīng)實(shí)施長期護(hù)理保險(xiǎn)的城市只有廣州市（2017年實(shí)施）和深圳市（2021年實(shí)施），相關(guān)政策措施概況見表1。由于在CEES最后一輪調(diào)查（2018年）之前實(shí)施長期護(hù)理保險(xiǎn)的城市僅有廣州市，所以本文將深圳市劃入對(duì)照組范圍。CEES數(shù)據(jù)涉及的13個(gè)廣東省地級(jí)市中，處理組為廣州市，對(duì)照組為湛江市、陽江市、江門市、肇慶市、佛山市、中山市、珠海市、東莞市、深圳市、惠州市、揭陽市、潮州市。

（二）變量設(shè)置

本文的解釋變量為父母“是否受到長期護(hù)理保險(xiǎn)覆蓋”，即長期護(hù)理保險(xiǎn)政策試點(diǎn)城市與年份的交互項(xiàng)。由于長期護(hù)理保險(xiǎn)政策的政策對(duì)象主要是老年人，且政策實(shí)施遵循的是“長期護(hù)理保險(xiǎn)跟隨醫(yī)療保險(xiǎn)”的原則，本文參考于新亮等2的做法，若2018年數(shù)據(jù)中（廣州市長期護(hù)理保險(xiǎn)政策實(shí)施后）個(gè)體與父親或母親同住在廣州市，則賦值為1；反之，賦值為0。本文的被解釋變量有三個(gè)，分別是上個(gè)月每周工作小時(shí)數(shù)（上個(gè)月每周工作天數(shù)與每天工作小時(shí)數(shù)相乘）、月均收入（月均工資與月均獎(jiǎng)金收入相加）的自然對(duì)數(shù)及企業(yè)管理控制權(quán)得分。其中，企業(yè)管理控制權(quán)是指受訪者在企業(yè)內(nèi)管理控制權(quán)的大小，該指標(biāo)取值范圍為20—100分，是下列四項(xiàng)評(píng)分之和：一是雇傭或解雇工人的控制權(quán)得分（25分），二是決定下級(jí)報(bào)酬的控制權(quán)得分（25分），三是企業(yè)重大投資決策的控制權(quán)得分（25分），四是公司股份轉(zhuǎn)讓決策的控制權(quán)得分（25分）。在上述每一項(xiàng)中，“完全由自己決定”計(jì)25分，“主要由自己決定”計(jì)20分，“與其他人共同決定”計(jì)15分，“不是主要決策者”計(jì)10分，“完全沒有決定權(quán)”計(jì)5分。

在機(jī)制分析部分，本文關(guān)注了長期護(hù)理保險(xiǎn)影響子代勞動(dòng)力市場表現(xiàn)的中介變量——自評(píng)健康狀況。控制變量涵蓋個(gè)人特征控制變量和企業(yè)特征控制變量兩類，前者包括受訪者的年齡、性別、戶口、受教育年限、工作經(jīng)驗(yàn)、婚姻狀況、BMI指數(shù)、是否參與過在職技能培訓(xùn)、是否為工會(huì)成員、是否簽訂了勞動(dòng)合同、雇主是否提供醫(yī)療保險(xiǎn)、雇主是否提供養(yǎng)老保險(xiǎn)；后者包括受訪者所在企業(yè)的國有股權(quán)比例、外資股權(quán)比例、是否出口以及是否上市。模型同時(shí)控制了年份固定效應(yīng)、行業(yè)固定效應(yīng)及城市固定效應(yīng)。表2列出了解釋變量、被解釋變量、中介變量及控制變量的定義，表3進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)。

（三）實(shí)證方法

本文采用合成控制雙重差分法（synthetic differences-in-differences，簡稱“合成DID”）進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。長期護(hù)理保險(xiǎn)試點(diǎn)的實(shí)施在空間和時(shí)間兩個(gè)維度具有差異，這是使用雙重差分法的前提條件。由于在CEES最后一輪調(diào)查（2018年）前僅有廣州市開展了長期護(hù)理保險(xiǎn)試點(diǎn)，故本文的處理組為廣州市中與父母共同居住且父母有照料需求的企業(yè)員工，對(duì)照組為廣東省其他城市中與父母共同居住且父母有照料需求的企業(yè)員工。通過比較政策實(shí)施前后處理組與對(duì)照組子代勞動(dòng)力市場表現(xiàn)的差異，得到長期護(hù)理保險(xiǎn)政策實(shí)施效果的雙重差分估計(jì)，回歸方程為：

[Lit=β0+a（Pi×Yt）+βXXit+δt+ηc+γk+εit] （1）

其中，[Lit]是個(gè)體[i]在第[t]期的勞動(dòng)力市場表現(xiàn)（每周勞動(dòng)時(shí)長、月均勞動(dòng)收入、企業(yè)管理控制權(quán)得分）。解釋變量[Pi×Yt]表示長期護(hù)理保險(xiǎn)政策實(shí)施情況。[Pi]為政策虛擬變量，處理組賦值為1，對(duì)照組賦值為0；[Yt]為年份虛擬變量，對(duì)2018年賦值為1，對(duì)2015年、2016年賦值為0。待估系數(shù)a為政策效應(yīng)的大小。[Xit]表示控制變量向量，[δt]是年份固定效應(yīng)，[ηc]是城市固定效應(yīng)，[γk]為行業(yè)固定效應(yīng)，[εit]為誤差項(xiàng)。

然而，一個(gè)城市是否被選為長期護(hù)理保險(xiǎn)試點(diǎn)可能本身就內(nèi)生于處理組與對(duì)照組間的系統(tǒng)性差別，這種差別恰好成為該城市被選中為試點(diǎn)的原因。根據(jù)Arkhangelsky等的研究1，合成DID法通過比較處理組與合成對(duì)照組在政策實(shí)施前后的雙重差分，估計(jì)出政策的平均處理效應(yīng)，有效解決了可能存在的樣本選擇偏誤及政策內(nèi)生性問題。政策平均處理效應(yīng)由下式中的估計(jì)量[a]衡量，[ωi]和[λt]為最優(yōu)合成控制權(quán)重。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表4匯報(bào)了長期護(hù)理保險(xiǎn)政策實(shí)施改善子代勞動(dòng)力市場表現(xiàn)的合成DID模型估計(jì)結(jié)果。其中，第1列數(shù)據(jù)顯示，在控制年份、行業(yè)和城市固定效應(yīng)的條件下，長期護(hù)理保險(xiǎn)政策實(shí)施后，與父母同住且父母需要照料的員工的勞動(dòng)時(shí)長提升了1.454小時(shí)/周，表明長期護(hù)理保險(xiǎn)政策實(shí)施對(duì)有照料需求老人的子代勞動(dòng)供給數(shù)量具有促進(jìn)效應(yīng)。第2列數(shù)據(jù)顯示，長期護(hù)理保險(xiǎn)政策實(shí)施后，子代的月均收入提升了8.9%，表明長期護(hù)理保險(xiǎn)不僅可以通過直接的待遇給付提升家庭的經(jīng)濟(jì)水平，還能通過刺激家庭成員的收入增長進(jìn)一步提升家庭的抗風(fēng)險(xiǎn)能力。第3列數(shù)據(jù)顯示，長期護(hù)理保險(xiǎn)政策的實(shí)施有利于提升子代的職業(yè)發(fā)展前景，具體表現(xiàn)為員工對(duì)企業(yè)的管理控制權(quán)得分提升了4.248分。

進(jìn)行雙重差分法回歸的前提是被解釋變量及中介變量的平行趨勢假設(shè)得到滿足1。平行趨勢檢驗(yàn)的回歸方程為：

其中，[j=1]表示政策實(shí)施后的第1期（2018年）；[j=-2，-1]分別代表在長期護(hù)理保險(xiǎn)試點(diǎn)實(shí)施前二期（2015年）和前一期（2016年），其系數(shù)[γj]代表長期護(hù)理保險(xiǎn)引入前處理組和對(duì)照組在被解釋變量上的差異，是本部分關(guān)注的重點(diǎn)。如果對(duì)[j=-2，-1]都有[γj]與0沒有顯著差異，則認(rèn)為平行趨勢假設(shè)成立。圖1匯報(bào)了平行趨勢檢驗(yàn)的結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，在政策實(shí)施前二期和前一期，處理組與對(duì)照組的被解釋變量（每周勞動(dòng)時(shí)長、月均勞動(dòng)收入、企業(yè)管理控制權(quán)得分）與中介變量（自評(píng)健康狀況）在95%的置信水平上無顯著差異，平行趨勢假設(shè)成立。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證前文結(jié)論的可靠性，本文通過多種方法開展穩(wěn)健性檢驗(yàn)：一是對(duì)被解釋變量的極端值進(jìn)行縮尾處理，二是采用傾向得分匹配下的雙重差分法，三是替換被解釋變量。這些穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果均證實(shí)前文結(jié)論是可靠的。

1.考慮極端值的影響。極端值可能會(huì)對(duì)回歸結(jié)果帶來較大影響，因此本文對(duì)被解釋變量進(jìn)行了兩端1%的縮尾，即在1%和99%分位數(shù)上刪去被解釋變量取極端值的樣本，回歸結(jié)果如表5-1所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，主回歸部分的結(jié)論穩(wěn)健，長期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)子代勞動(dòng)力市場表現(xiàn)的影響依舊顯著。

2.傾向得分匹配下的雙重差分法（difference-in-difference under propensity score matching， PSM-DID）。本文參照齊秀琳和江求川的做法1，采用PSM-DID進(jìn)行因果識(shí)別，0.05卡尺內(nèi)1∶4近鄰匹配結(jié)果如表5-2所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，長期護(hù)理保險(xiǎn)政策實(shí)施對(duì)子代勞動(dòng)力市場表現(xiàn)的促進(jìn)作用在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。

3.替換被解釋變量。本文進(jìn)一步以“是否加班”替換“每周勞動(dòng)時(shí)長”，以“小時(shí)收入”替換“月均勞動(dòng)收入”，以“是否晉升”替換“企業(yè)管理控制權(quán)得分”進(jìn)行估計(jì)。表5-3的估計(jì)結(jié)果顯示，長期護(hù)理保險(xiǎn)讓子代有更多的富余時(shí)間選擇加班，并使子代有更多的精力投入工作，進(jìn)而有更多的機(jī)會(huì)實(shí)現(xiàn)職位晉升。然而，長期護(hù)理保險(xiǎn)政策實(shí)施未對(duì)子代的小時(shí)收入產(chǎn)生顯著影響，這表明基準(zhǔn)回歸中長期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)月均勞動(dòng)收入的拉升主要源于每周勞動(dòng)時(shí)長的增加，而不是勞動(dòng)生產(chǎn)率（以小時(shí)收入衡量）的提升。

五、機(jī)制分析與異質(zhì)性分析

（一）機(jī)制分析

本文通過中介變量“自評(píng)健康狀況”檢驗(yàn)長期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)子代勞動(dòng)力市場表現(xiàn)的間接影響。如前所述，長期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)照料者勞動(dòng)供給的影響可能存在健康提升效應(yīng)。實(shí)施長期護(hù)理保險(xiǎn)之前，非正式照料負(fù)擔(dān)可能會(huì)損害子代的身心健康1，降低其自評(píng)健康水平。實(shí)施長期護(hù)理保險(xiǎn)之后，方便、廉價(jià)的正式照料服務(wù)的可及性提高，子代的非正式照料負(fù)擔(dān)減弱，有利于改善其健康狀況，從而增加勞動(dòng)供給，改善其在工作場所的表現(xiàn)（如提高生產(chǎn)率、獲得晉升機(jī)會(huì)等）2。本文選擇自評(píng)健康狀況作為長期護(hù)理保險(xiǎn)健康提升效應(yīng)的中介變量，在以往文獻(xiàn)中，該指標(biāo)被廣泛應(yīng)用于評(píng)價(jià)受訪者的身心健康。

在對(duì)方程（1）的回歸中，解釋變量對(duì)被解釋變量的影響用系數(shù)a來表示，這是長期護(hù)理保險(xiǎn)影響子代勞動(dòng)力市場表現(xiàn)的總效應(yīng)。接下來，本文參照溫忠麟和葉寶娟的觀點(diǎn)1，通過構(gòu)建兩階段中介效應(yīng)模型分析影響機(jī)制。在第一階段檢驗(yàn)長期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)中介變量的影響，通過檢驗(yàn)后進(jìn)入第二階段，即驗(yàn)證中介變量是否介導(dǎo)了長期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)子代勞動(dòng)力市場表現(xiàn)的影響?；貧w方程如下：

其中，Mit為中介變量，即自評(píng)健康狀況。上述兩式中的控制變量與式（1）中的一致。根據(jù)式（4），本文構(gòu)建了長期護(hù)理保險(xiǎn)影響子代自評(píng)健康狀況的DID回歸模型，表6第1列展示了待估系數(shù)b的結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，在其他因素不變的前提下，參加長期護(hù)理保險(xiǎn)的樣本中子代整體健康水平更高，自評(píng)健康得分提升0.153分2。綜上初步表明，長期護(hù)理保險(xiǎn)會(huì)促進(jìn)子代與健康相關(guān)的人力資本增加。

進(jìn)一步地，本文在長期護(hù)理保險(xiǎn)影響子代勞動(dòng)力市場表現(xiàn)的基準(zhǔn)回歸式（1）中加入中介變量，構(gòu)建機(jī)制檢驗(yàn)的第二階段模型式（5）。表6第2—4列結(jié)果顯示，在充分引入固定效應(yīng)等一系列控制變量后，長期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)力市場表現(xiàn)的影響（待估系數(shù)a′）、自評(píng)健康狀況對(duì)勞動(dòng)力市場表現(xiàn)的影響（待估系數(shù)c）均顯著，部分中介效應(yīng)成立3。

（二）異質(zhì)性分析

由于具有不同個(gè)體特征（如性別、年齡、受教育程度）的員工的勞動(dòng)供給彈性存在差異，長期護(hù)理保險(xiǎn)的實(shí)施預(yù)期將對(duì)不同群體產(chǎn)生異質(zhì)性影響4。本部分關(guān)注長期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)子代勞動(dòng)力市場表現(xiàn)的影響在不同性別、年齡、受教育程度群體中的差異。

1.性別。近年來，中國女性群體的受教育水平不斷提高，勞動(dòng)參與率也隨之上升。與以往相比，當(dāng)前女性面臨的平衡工作職責(zé)和照料負(fù)擔(dān)的壓力增大5。已有研究發(fā)現(xiàn)，面對(duì)同樣的護(hù)理負(fù)擔(dān)，女性比男性更有可能選擇犧牲工作時(shí)間甚至退出勞動(dòng)力市場以照料失能家庭成員1，而男性只有在別無選擇的情況下才會(huì)成為家庭照料者。此外，女性照料者為失能家庭成員提供的非正式照料的強(qiáng)度比男性更大，具有相對(duì)更低的勞動(dòng)參與率2。本部分針對(duì)不同性別的子樣本分別進(jìn)行雙重差分回歸。表7-1顯示，相較于男性，長期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)子代中女性群體的影響更大（每周勞動(dòng)時(shí)長增加3.087小時(shí)、月均勞動(dòng)收入提升8.5%、企業(yè)管理控制權(quán)得分增加5.209分）。對(duì)男性而言，長期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)照料負(fù)擔(dān)的減輕主要體現(xiàn)在月均勞動(dòng)收入提高了9.2%，但其每周勞動(dòng)時(shí)長和企業(yè)管理控制權(quán)得分并未顯著改變。

2.年齡。在年齡方面，近年來隨著居民預(yù)期壽命的延長，勞動(dòng)者選擇離開勞動(dòng)力市場的年齡不斷增長，延遲退休的情況增多3。不同年齡段的子代樣本對(duì)長期護(hù)理保險(xiǎn)等政策的勞動(dòng)供給彈性可能存在差異。年齡較小的群體勞動(dòng)能力相對(duì)較強(qiáng)，對(duì)政策沖擊的反應(yīng)較為迅速，勞動(dòng)供給彈性相對(duì)較高；年齡較大的群體勞動(dòng)能力相對(duì)較弱，對(duì)政策沖擊的反應(yīng)較為溫和，勞動(dòng)供給彈性相對(duì)較低。根據(jù)樣本的年齡中位數(shù)（38歲），本文將樣本分為數(shù)量大致相等的兩組：38歲及以下的年輕群體和39歲及以上的中老年群體。在表7-2中，長期護(hù)理保險(xiǎn)的引入更有效地刺激了子代樣本中更年輕群體的勞動(dòng)供給（每周勞動(dòng)時(shí)長增加2.088小時(shí)、月均勞動(dòng)收入提升9.7%、企業(yè)管理控制權(quán)得分增加4.125分）。相比之下，子代中年齡較大的群體的每周勞動(dòng)時(shí)長和月均勞動(dòng)收入增長幅度較小，這是因?yàn)槠鋭趧?dòng)能力隨年齡的增長而下降，提高勞動(dòng)供給的意愿相較年輕群體更低。

3.受教育程度。本文根據(jù)受教育年限的差異將樣本劃分為受教育15年以下（包括沒上過學(xué)、小學(xué)、初中、高中）和受教育15年及以上（包括大專、本科、碩士、博士）兩類，探究在不同受教育年限下長期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)子代勞動(dòng)力市場表現(xiàn)影響的差異。表7-3的回歸結(jié)果顯示，相較于受教育年限在15年以下的員工，長期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)力市場表現(xiàn)的影響不及15年及以上受教育年限的員工，即長期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)受教育程度高的勞動(dòng)力影響更大。人力資本理論認(rèn)為，受教育水平高的個(gè)體具有更高的人力資本水平和勞動(dòng)生產(chǎn)率，更傾向于將長期護(hù)理保險(xiǎn)節(jié)省出來的照料時(shí)間放在工作或?qū)W習(xí)上，這部分人“底子好、進(jìn)步快”，其勞動(dòng)時(shí)長、勞動(dòng)收入和企業(yè)管理控制能力均得到更大程度的提升，實(shí)現(xiàn)了人力資本積累的良性循環(huán)。

六、結(jié)論與政策建議

本文基于CEES三期面板數(shù)據(jù)使用合成DID方法，控制了個(gè)人層面、企業(yè)層面的控制變量及年份、城市、行業(yè)層面的固定效應(yīng)，在此基礎(chǔ)上對(duì)長期護(hù)理保險(xiǎn)影響參保者子女勞動(dòng)力市場表現(xiàn)的方向和機(jī)制進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)果顯示，長期護(hù)理保險(xiǎn)提高了子代的每周勞動(dòng)時(shí)長（增加1.454小時(shí)）、月均勞動(dòng)收入（提升8.9%）和企業(yè)管理控制權(quán)得分（提高4.248分）。機(jī)制分析表明，長期護(hù)理保險(xiǎn)通過健康提升效應(yīng)對(duì)子代的勞動(dòng)力市場表現(xiàn)產(chǎn)生影響。長期護(hù)理保險(xiǎn)將家庭成員從繁重的照料負(fù)擔(dān)中解脫出來，增強(qiáng)了其對(duì)自身健康水平的關(guān)注，有利于提升其自評(píng)健康狀況，從而進(jìn)一步提升其勞動(dòng)力市場表現(xiàn)。在進(jìn)行多項(xiàng)異質(zhì)性分析后，本文發(fā)現(xiàn)長期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)子代勞動(dòng)力市場表現(xiàn)的促進(jìn)作用根據(jù)子代的性別、年齡、受教育年限的差異而存在異質(zhì)性，女性、年齡較小、受教育水平較高的群體對(duì)長期護(hù)理保險(xiǎn)政策實(shí)施的勞動(dòng)供給彈性相對(duì)更高。上述結(jié)果對(duì)理解中國長期護(hù)理保險(xiǎn)制度在人口老齡化背景下緩解勞動(dòng)力短缺、促進(jìn)勞動(dòng)力資源合理配置具有重要意義。

隨著中國人口老齡化程度的加深，勞動(dòng)供給短缺將成為限制經(jīng)濟(jì)增長的重要因素。長期護(hù)理保險(xiǎn)的實(shí)施對(duì)勞動(dòng)供給的促進(jìn)作用為解決這一問題提供了思路，也為其他老齡化國家提供了良好的制度范本。制度實(shí)施以來，政府通過為失能人群提供便捷可及的正式照料服務(wù)緩解了家庭成員的非正式照料壓力，放松了失能群體子女的時(shí)間約束，幫助其提高勞動(dòng)供給，追求更好的職業(yè)發(fā)展。這一政策效應(yīng)能夠在一定程度上增加家庭總體收入，提升居民福利水平，減少失能致貧的發(fā)生。同時(shí)，由于稅收和社會(huì)保險(xiǎn)繳費(fèi)都以勞動(dòng)收入為基礎(chǔ)，因而長期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)子代勞動(dòng)力市場表現(xiàn)的提升將增加政府的稅收收入，提高社會(huì)保障繳費(fèi)水平，從而進(jìn)一步加快長期護(hù)理保險(xiǎn)制度的發(fā)展完善。由家庭收入提升、個(gè)體照料負(fù)擔(dān)減小、健康水平提升等積極效應(yīng)可知，長期護(hù)理保險(xiǎn)具有顯著的社會(huì)福利效應(yīng)。因此，在人口老齡化背景下，政府投資長期護(hù)理保險(xiǎn)制度及其配套設(shè)施的建設(shè)是經(jīng)濟(jì)可行的。根據(jù)國家衛(wèi)生健康委員會(huì)的數(shù)據(jù)，2019年我國有4000余萬失能老人1；全國老齡委預(yù)測，至2030年我國失能老年人數(shù)將達(dá)到6168萬2。根據(jù)本文研究結(jié)果，長期護(hù)理保險(xiǎn)的實(shí)施在2019年和2030年將分別釋放5816萬小時(shí)（4000萬乘以1.454）和8968萬小時(shí)（6168萬乘以1.454）的每周勞動(dòng)時(shí)長?？梢灶A(yù)見，從長遠(yuǎn)來看，擴(kuò)大長期護(hù)理保險(xiǎn)的覆蓋范圍和受益人群以及提高待遇支付水平還將進(jìn)一步刺激中國失能群體家庭成員的勞動(dòng)供給，為長期的經(jīng)濟(jì)增長注入活力。

自2016年以來，我國長期護(hù)理保險(xiǎn)制度試點(diǎn)運(yùn)行已超過7年，目前各試點(diǎn)城市政策模式不盡相同，執(zhí)行情況參差不齊，碎片化特征明顯，部分城市覆蓋群體與待遇水平差異較大，實(shí)際享受待遇的群體規(guī)模有限，制度內(nèi)部存在若干突出矛盾。一是政策與執(zhí)行之間的矛盾。由于資源不足、監(jiān)管不力等，部分城市已出臺(tái)的政策難以有效執(zhí)行。二是服務(wù)供給與需求之間的矛盾。老齡化加深伴隨著照護(hù)需求的激增，服務(wù)供給不足、質(zhì)量參差不齊等現(xiàn)實(shí)問題給民眾帶來較大落差。三是資源分配與公平之間的矛盾。由于護(hù)理資源主要集中在城市地區(qū)，農(nóng)村和偏遠(yuǎn)地區(qū)的護(hù)理服務(wù)質(zhì)量與可及性仍然較差。四是頂層設(shè)計(jì)與地方實(shí)踐的矛盾。由于全國統(tǒng)一的長期護(hù)理保險(xiǎn)制度遲遲未能出臺(tái)，地方籌資機(jī)制、服務(wù)提供存在較大差異，而2023年12月國家層面先行發(fā)布了失能等級(jí)評(píng)估標(biāo)準(zhǔn)并要求各地統(tǒng)一執(zhí)行，又將給地方試點(diǎn)帶來新的挑戰(zhàn)。上述問題在一定程度上削弱了長期護(hù)理保險(xiǎn)的保障功能和對(duì)勞動(dòng)供給的促進(jìn)作用。因此，未來應(yīng)加快制度頂層設(shè)計(jì)，建立穩(wěn)定多渠道的籌資來源，增加服務(wù)供給，優(yōu)化資源配置，加大對(duì)農(nóng)村和偏遠(yuǎn)地區(qū)照料資源的投入力度，探索引入市場機(jī)制提高服務(wù)質(zhì)量和覆蓋面，推進(jìn)居家、社區(qū)、機(jī)構(gòu)照料服務(wù)協(xié)調(diào)發(fā)展，從而進(jìn)一步放松家庭成員的時(shí)間約束，優(yōu)化勞動(dòng)力市場的資源配置。此外，對(duì)于因客觀因素及照料偏好而無法回歸勞動(dòng)力市場的家庭照料者，應(yīng)探索通過現(xiàn)金補(bǔ)貼等形式為其所提供的非正式照料服務(wù)賦予更高的經(jīng)濟(jì)價(jià)值和社會(huì)認(rèn)可。

責(zé)任編輯? ?倪子雯

1參見J. Feng， Z. Wang， and Y. Yu， “Does Long-Term Care Insurance Reduce Hospital Utilization and Medical Expenditures？ Evidence from China，”Social Science & Medicine， vol. 258， 2020.

1參見OECD Indicators and OECD Hagvísar， Health at a Glance 2019： OECD Indicators， Paris： OECD Publishing， 2019， pp. 1-3.

2非正式照料一般指由家庭成員提供的長期照護(hù)；正式照料一般指由醫(yī)院、護(hù)理院、養(yǎng)老院、社區(qū)衛(wèi)生站/中心等機(jī)構(gòu)提供的長期照護(hù)。

3參見J. Geyer， P. Haan， and T. Korfhage， “Indirect Fiscal Effects of Long-Term Care Insurance，” Fiscal Studies， vol. 38， no. 3， 2017， pp. 393-415.

4按實(shí)施先后順序，76個(gè)城市分別為：青島、濰坊、長春、日照、南通、上饒、濟(jì)南、邢臺(tái)、松原、北京、吉林（市）、荊門、承德、上海、石河子、安慶、杭州、成都、徐州、廣州、臨沂、嘉興、臨汾、齊齊哈爾、蘇州、聊城、泰安、寧波、重慶、白山、濱州、濟(jì)寧、克拉瑪依、淄博、昌吉回族自治州、東營、臺(tái)州、菏澤、煙臺(tái)、長沙、威海、金華、賀州、常州、德州、無錫、揚(yáng)州、棗莊、秦皇島、舟山、呼倫貝爾、烏魯木齊、溫州、泰州、通化、延邊朝鮮族自治州、唐山、石家莊、天門、烏海、宜昌、保定、甘南藏族自治州、泉州、黔西南布依族苗族自治州、湘潭、天津、福州、昆明、漢中、呼和浩特、晉城、開封、盤錦、南寧、深圳。

5參見中華人民共和國民政部：《2022年度國家老齡事業(yè)發(fā)展公報(bào)》，2023年12月14日，https：//www.gov.cn/govweb/lianbo/bumen/202312/content_6920261.htm，2023年12月25日。

6參見蔣曼、羅力、戴瑞明等：《長期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)老年健康服務(wù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響探索》，《中國衛(wèi)生資源》2019年第1期。

7參見R. Fu， H. Noguchi， and A. Kawamura， et al.， “Spillover Effect of Japanese Long-Term Care Insurance as an Employment Promotion Policy for Family Caregivers，” Journal of Health Economics， vol. 56， 2017， pp. 103-112.

8參見L. H. Ryan， J. Smith， and T. C. Antonucci， et al.， “Cohort Differences in the Availability of Informal Caregivers： Are the Boomers at Risk？” The Gerontologist， vol. 52， no. 2， 2012， pp. 177-188.

1參見L. E. Pezzin， P. Kemper， and J. Reschovsky， “Does Publicly Provided Home Care Substitute for Family Care？ Experimental Evidence with Endogenous Living Arrangements，” Journal of Human Resources， vol. 31， no. 3， 1996， pp. 650-676.

2參見N. B. Coe， M. M. Skira， and C. H. Van Houtven， “Long-Term Care Insurance： Does Experience Matter？”Journal of Health Economics， vol. 40， 2015， pp. 122-131.

3參見J. Klimaviciute， “Long-Term Care Insurance and Intra-family Moral Hazard： Fixed vs Proportional Insurance Benefits，” The Geneva Risk and Insurance Review， vol. 42， 2017， pp. 87-116.

4以美國為例，Van Houtven等發(fā)現(xiàn)美國的男性照料者比男性非照料者工作的可能性更低；Skira發(fā)現(xiàn)美國的女性照料者更可能為父母提供重癥監(jiān)護(hù)，從而就業(yè)的可能性比非照料者低。以加拿大為例，Lilly等發(fā)現(xiàn)家庭照料者的勞動(dòng)參與率低于非照料者。以英國為例，Carmichael等發(fā)現(xiàn)無論是男性還是女性，每周提供超過10小時(shí)的護(hù)理會(huì)降低其勞動(dòng)參與率。以日本為例，研究顯示家庭照料者提供非正式照料對(duì)勞動(dòng)供給有負(fù)面影響。參見C. H. Van Houtven， N. B. Coe， and M. M. Skira， “The Effect of Informal Care on Work and Wages，” Journal of Health Economics， vol. 32， no. 1， 2013， pp. 240-252; M. M. Skira， “Dynamic Wage and Employment Effects of Elder Parent Care，” International Economic Review， vol. 56， no. 1， 2015， pp. 63-93; M. B. Lilly， A. Laporte， and P. C. Coyte， “Do They Care Too Much to Work？ The Influence of Caregiving Intensity on the Labor Force Participation of Unpaid Caregivers in Canada，” Journal of Health Economics， vol. 29， no. 6， 2010， pp. 895-903; F. Carmichael and S. Charles， “The Opportunity Costs of Informal Care： Does Gender Matter？” Journal of Health Economics， vol. 22， no. 5， 2003， pp. 781-803; H. Yamada and S. Shimizutani， “Labor Market Outcomes of Informal Care Provision in Japan，” Journal of the Economics of Ageing， vol. 6， pp. 79-88.

5參見蔣承、趙曉軍：《中國老年照料的機(jī)會(huì)成本研究》，《管理世界》2009年第10期。

6參見張良、徐翔：《家庭照料影響勞動(dòng)參與存在性別差異嗎？》，《財(cái)經(jīng)問題研究》2020年第8期。

1參見田艷平：《農(nóng)民工職業(yè)選擇影響因素的代際差異》，《中國人口·資源與環(huán)境》2013年第1期。

2參見R. Blundell， L. Pistaferri， and I. Saporta-Eksten， “Consumption Inequality and Family Labor Supply，” American Economic Review， vol. 106， no. 2， 2016， pp.387-435.

3當(dāng)家庭遭遇不利沖擊而總收入減少或總支出增加時(shí)，家庭成員有增加勞動(dòng)供給換取收入的激勵(lì)，這種效應(yīng)稱為“勞工增加效應(yīng)”。

4參見R. Fu， H. Noguchi， and A. Kawamura， et al.， “Spillover Effect of Japanese Long-Term Care Insurance as an Employment Promotion Policy for Family Caregivers，” Journal of Health Economics， vol. 56， 2017， pp. 103-112.

5參見J. Geyer and T. Korfhage， “Labor Supply Effects of Long-Term Care Reform in Germany，” Health Economics， vol. 27， no. 9， 2018， pp. 1328-1339.

6參見H. B. Kim and W. Lim， “Long-Term Care Insurance， Informal Care， and Medical Expenditures，” Journal of Public Economics， vol. 125， 2015， pp. 128-142.

7參見N. B. Coe and C. H. Van Houtven， “Caring for Mom and Neglecting Yourself？ The Health Effects of Caring for an Elderly Parent，” Health Economics， vol. 18， no. 9， 2009， pp. 991-1010; H. Schmitz and M. Westphal， “Short-and-Medium-Term Effects of Informal Care Provision on Female Caregivers Health，” Journal of Health Economics， vol. 42， 2015， pp. 174-185.

8參見N. M. Kohl， K. N. Mossakowski， and I. I. Sanidad， et al.， “Does the Health of Adult Child Caregivers Vary by Employment Status in the United States？” Journal of Aging and Health， vol. 31， no. 9， 2019， pp. 1631-1651.

9參見張川川：《健康變化對(duì)勞動(dòng)供給和收入影響的實(shí)證分析》，《經(jīng)濟(jì)評(píng)論》2011年第4期。

10參見李琴、譚娜：《健康與老年人勞動(dòng)供給關(guān)系研究綜述》，《電子科技大學(xué)學(xué)報(bào)》（社科版）2019年第3期。

1參見余央央、鄒文瑋、李華：《老年照料對(duì)家庭照料者醫(yī)療服務(wù)利用的影響——基于中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究》，《勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究》2017年第6期。

2參見于新亮、左雅璇、馮霄漢等：《長期照護(hù)保險(xiǎn)、女性就業(yè)與勞動(dòng)平權(quán)——基于世代交疊模型和合成控制法的研究》，《財(cái)經(jīng)研究》2021年第10期。

1參見D. Arkhangelsky， S. Athey， and D. A. Hirshberg， et al.， “Synthetic Difference-in-differences，” American Economic Review， vol. 111， no. 12， 2021， pp.4088-4118.

1參見P. Moser and A. Voena， “Compulsory Licensing： Evidence from the Trading with the Enemy Act，” American Economic Review， vol. 102， no. 1， 2012， pp. 396-427.

1參見齊秀琳、江求川：《數(shù)字經(jīng)濟(jì)與農(nóng)民工就業(yè)：促進(jìn)還是擠出？——來自“寬帶中國”政策試點(diǎn)的證據(jù)》，《中國農(nóng)村觀察》2023年第1期。

1參見T. Barnay and S. Juin， “Does Home Care for Dependent Elderly People Improve Their Mental Health？” Journal of Health Economics， vol. 45， 2016， pp. 149-160.

2參見V. Ganapathy， G. D. Graham， and M. D. DiBonaventura， et al.， “Caregiver Burden， Productivity Loss， and Indirect Costs Associated with Caring for Patients with Poststroke Spasticity，” Clinical Interventions in Aging， vol. 10， 2015， pp. 1793-1802.

1參見溫忠麟、葉寶娟：《中介效應(yīng)分析：方法和模型發(fā)展》，《心理科學(xué)進(jìn)展》2014年第5期。

2邊際效應(yīng)結(jié)果顯示，在長期護(hù)理保險(xiǎn)的影響下，子代自評(píng)健康狀況為“很差”的概率降低了36.7%，“較差”的概率降低了19.4%，“一般”的概率提升了26.6%，“較好”的概率提升了15.9%，“很好”的概率提升了13.6%。

3在長期護(hù)理保險(xiǎn)影響子代每周勞動(dòng)時(shí)長、月均勞動(dòng)收入、企業(yè)管理控制權(quán)得分的總效應(yīng)中，通過子代自評(píng)健康狀況傳遞的效應(yīng)占比分別為9.6%（=0.153×0.909/1.454）、10.3%（=0.153×0.060/0.089）和4.3%（=0.153×1.190/4.248）。

4參見R. Blundell， L. Pistaferri， and I. Saporta-Eksten， “Consumption Inequality and Family Labor Supply，” American Economic Review， vol. 106， no. 2， 2016， pp.387-435; F. Carmichael and S. Charles， “The Opportunity Costs of Informal Care： Does Gender Matter？” Journal of Health Economics， vol. 22， no. 5， 2003， pp. 781-803.

5參見M. Makita， “Gender Roles and Social Policy in an Ageing Society，” International Journal of Ageing and Later Life， vol. 5， no. 1， 2010， pp. 77-106.

1參見M. M. Skira， “Dynamic Wage and Employment Effects of Elder Parent Care，” International Economic Review， vol. 56， no. 1， 2015， pp. 63-93; M. B. Lilly， A. Laporte， and P. C. Coyte， “Do They Care Too Much to Work？ The Influence of Caregiving Intensity on the Labor Force Participation of Unpaid Caregivers in Canada，” Journal of Health Economics， vol. 29， no. 6， 2010， pp. 895-903.

2參見M. M. Skira， “Dynamic Wage and Employment Effects of Elder Parent Care，” International Economic Review， vol. 56， no. 1， 2015， pp. 63-93.

3參見M. Hirazawa and A. Yakita， “Labor Supply of Elderly People， Fertility， and Economic Development， ”Journal of Macroeconomics， vol. 51， 2017， pp. 75-96.

1參見王秉陽、龔雯：《4000萬失能老人如何照料？我國進(jìn)一步明確怎么服務(wù)、誰來服務(wù)、如何買單等問題》，2019年8月29日，https：//www.gov.cn/xinwen/2019-08/29/content_5425729.htm，2023年12月25日。

2參見余桔云、朱強(qiáng)虎、劉婕：《推動(dòng)多層次老年照護(hù)體系高質(zhì)量發(fā)展》，2023年2月15日，https：//www.cssn.cn/skgz/bwyc/202302/t20230215_5588181.shtml，2023年12月25日。