潘東陽，劉曉昀

(中國農(nóng)業(yè)大學(xué) 人文與發(fā)展學(xué)院，北京 100083)

1 引言

我國人口老齡化不斷加重，為實(shí)現(xiàn)健康養(yǎng)老，需要向老齡人口提供合適的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)?？紤]農(nóng)村老齡人口的養(yǎng)老及醫(yī)療健康保障時(shí)，有必要了解老人的生產(chǎn)生活情況及其對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)帶來的影響。近年來農(nóng)村青壯年勞動(dòng)力大量外流，造成大量留守兒童和留守老人的出現(xiàn)。雖然關(guān)于農(nóng)村留守兒童和留守老人的數(shù)量一直以來均缺乏嚴(yán)格的官方統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，但其數(shù)量巨大，已成為社會(huì)共識。例如目前學(xué)術(shù)界常常采用的數(shù)據(jù)是約6100 萬留守兒童(全國婦聯(lián)課題組，2013)和5000萬留守老人(吳玉韶，2013)。留守農(nóng)村的中老年人不僅需要照顧自己的生產(chǎn)生活，很多還需要照料同樣留守農(nóng)村的孫子女。例如，近一半留守兒童的父母都外出，超過1/3的留守兒童與祖父母單獨(dú)居住或與父親(或母親)和祖父母共同居住(全國婦聯(lián)課題組，2013)。留守兒童父母外出，照顧孫子女成為農(nóng)村中老年人生活中的一項(xiàng)重要活動(dòng)。相關(guān)研究表明，相比參與公益活動(dòng)或幫助他人，老年人往往會(huì)花費(fèi)更多的時(shí)間照顧孫子女(Sun，2013)。特別是在兒童照料設(shè)施和以社區(qū)為基礎(chǔ)的相關(guān)支持都更為匱缺的農(nóng)村，老年人在照料孫子女的過程中所能獲得的外部支持極其有限，他們需要花費(fèi)更多的時(shí)間來承擔(dān)繁重的照料責(zé)任。

中老年人身體機(jī)能逐漸衰退的特點(diǎn)決定了身體健康程度下降，醫(yī)療服務(wù)需求較大。已有研究發(fā)現(xiàn)照料孫子女對中老年人自身健康有一定影響。一方面，中老年人照料孫子女，可以使子女有更多的時(shí)間參與經(jīng)濟(jì)社會(huì)活動(dòng)，為家庭創(chuàng)造更多的經(jīng)濟(jì)收益，也可為自己日后從家庭中獲取更多的經(jīng)濟(jì)支持創(chuàng)造條件；照料孫子女能彌補(bǔ)中老年人情感慰藉的缺失，提高其生活滿意度和成就感，使其得到更好的自我效能，但是，另一方面，照料需要投入很多的時(shí)間和體力，照料負(fù)擔(dān)也使中老年更易患有慢性疾病、身體機(jī)能變差，以及更高的失能風(fēng)險(xiǎn)。那么，照孫子女是否會(huì)因?yàn)榻?jīng)濟(jì)條件或健康上的變化而對中老年人醫(yī)療服務(wù)利用產(chǎn)生影響？在應(yīng)對農(nóng)村老齡化和促進(jìn)農(nóng)村老人的健康時(shí)，需要考慮到農(nóng)村中老年人照料孫子女的實(shí)際情況，并了解這種活動(dòng)對醫(yī)療服務(wù)利用的影響，進(jìn)而在農(nóng)村醫(yī)療服務(wù)供給和相關(guān)公共服務(wù)的供給上采取合理措施，以促進(jìn)農(nóng)村中老年人的健康老齡化。

2 相關(guān)文獻(xiàn)綜述

實(shí)證研究中對醫(yī)療服務(wù)利用行為的分析較為經(jīng)典的一個(gè)模型是由安德森構(gòu)建的醫(yī)療服務(wù)利用行為模型(Andersen，1995)。安德森將醫(yī)療服務(wù)利用影響因素劃分為傾向特征、需求因素以及使能因素。在傾向特征中，已有研究發(fā)現(xiàn)年齡、性別、文化程度、健康知識等對醫(yī)療服務(wù)利用具有顯著影響(Andersen et al.，2002； Blackwellet al.，2009；Surood and Lai，2010)。在需求因素中，學(xué)者們重點(diǎn)關(guān)注了健康水平、疾病特征以及健康體檢對醫(yī)療服務(wù)利用的影響(Hammond et al.，2010；姚兆余等，2010；崔宇杰等，2018)。在使能因素分析中，已有研究發(fā)現(xiàn)收入較低的人醫(yī)療服務(wù)利用水平也更低(Blackwell et al.，2009)，醫(yī)服務(wù)利用存在“親富人”的不平等(解堊，2009；林相森等，2009)，而醫(yī)保制度可以減輕老年人的醫(yī)療負(fù)擔(dān)，增加他們的醫(yī)療服務(wù)利用(劉國恩等，2011)。

在照料對老年人的健康和醫(yī)療服務(wù)利用方面，以往研究更多的將老年人視為被照料、被撫養(yǎng)者的角色來探討家庭照料對其醫(yī)療服務(wù)利用的影響。例如有的認(rèn)為家庭照料和醫(yī)療服務(wù)利用之間存在一定的替代關(guān)系，會(huì)降低老年人家庭醫(yī)療保健的利用和支出(Van Houtven et al.，2004)。有的認(rèn)為家庭照料有可能通過減少就醫(yī)障礙與醫(yī)療服務(wù)呈互補(bǔ)性并相互促進(jìn)(Bolin，2008；余央央等，2017)。那些與子女同住的老年人更易獲得照料支持從而獲得了更多的醫(yī)療服務(wù)(Parslow，2002，龔秀全，2016)。這些研究中將老人視為得到照料的人，而忽視了老人還需要承擔(dān)照料他人的工作。

由于近年來我國年輕父母因?yàn)楣ぷ鞫鄙贂r(shí)間來照料子女，社會(huì)化的托幼服務(wù)又難以滿足家庭實(shí)際需求，于是越來越多的中老年逐漸承擔(dān)起照顧孫子女的責(zé)任。例如《2015年家庭發(fā)展報(bào)告》指出，在全國0-2歲兒童中，主要由祖輩照顧的比例高達(dá)60%-70%；其中，30%的兒童完全交由祖輩照顧。即便3歲以后兒童上幼兒園，由祖輩直接撫養(yǎng)的比例也有約40%。這提醒我們有必要考慮照料孫子女對中老年自身產(chǎn)生的影響。例如有的研究關(guān)注對中老年人健康的影響(韓寶慶等，2020；吳培才，2018)，有的研究關(guān)注就業(yè)方面的影響(宋健，2018)。

已有研究在照料孫子女對中老年人健康方面已經(jīng)取得較為豐富的成果。有的研究認(rèn)為照料孫子女作為為一種生產(chǎn)性參與和社會(huì)參與的方式(Morrow Howell and Wang，2013；Mui，2010)，有助于老年人的精神健康(Burn and Szoeke，2015)；照料孫子女還能通過能彌補(bǔ)老年人情感藉的缺失而提升老年人生活滿意度(Balukonis，2008)和成就感(Lo，2009)，使其達(dá)到更好的生理健康水平和自我效能(Zhou et al.，2016；宋璐等，2013；周晶等，2016；吳培材，2018)，但是這一積極影響可能僅限于提供低強(qiáng)度照顧的祖父母中(Chen and Liu，2012)。隨著照料孫子女時(shí)間的增加，照料孫子女對中老年人健康的有利影響在逐漸降低，不利影響在迅速增加(韓保慶，2019)。因此，大多數(shù)研究認(rèn)為照料孫子女會(huì)對老人健康有負(fù)面影響。例如一些照料活動(dòng)需要付出大量體力勞動(dòng)，破壞了照料者的日常飲食和鍛煉等健康生活習(xí)慣，從而引起諸如肌肉、關(guān)節(jié)損傷等生理健康方面的問題，并且可能引發(fā)或加重原有的慢性病，導(dǎo)致其他身體機(jī)能指標(biāo)變差以及面臨更高的失能風(fēng)險(xiǎn)(Minkler et al.，2001；Minkler et al.，2005；Blustein et al.，2004；Pinquart and Srensen，2007)。照料孫子女會(huì)對老年人的日?；顒?dòng)能力障礙、自評健康狀況、心理健康狀況三方面均產(chǎn)生了負(fù)面影響(肖雅勤，2017)；隔代同住且提供高強(qiáng)度照顧的老年人不利于自身的精神健康(程昭雯等，2017)。

已有研究較少探討照料孫子女對中老年醫(yī)療服務(wù)利用產(chǎn)生的影響。僅有的幾項(xiàng)關(guān)于照料者醫(yī)療服務(wù)利用的研究發(fā)現(xiàn)，家庭照料活動(dòng)會(huì)增加照料者的醫(yī)療負(fù)擔(dān)，比如美國照料者的照料時(shí)間每增加10%，藥物使用會(huì)增加 0.7%(Houtven et al.，2005)；韓國女性家庭照料者的門診自費(fèi)金額比非照料者平均高出 47%(Do et al.， 2015)；中國女性家庭照料者因老年照使得門診利用概率增加了5.18% -6.95%(余央央等，2017)。農(nóng)村中老年人作為照料的提供者，其醫(yī)療服務(wù)的利用除了會(huì)與健康有關(guān)之外，還與其他一些因素相關(guān)。在健康方面，已有關(guān)于照料孫子女對中老年人健康影響的研究尚無一致結(jié)論。此外，有研究認(rèn)為照料孫子女能夠增加子女對中老年人的代際支持(宋璐等，2010)，并對中老年人的健康(宋靚珺等，2020)和醫(yī)療支出(薄贏、2017，廖小利等，2017)發(fā)揮著重要的調(diào)節(jié)作用。但是，照料是一項(xiàng)耗時(shí)的活動(dòng)。照料孫子女可能會(huì)加重老年照料者的勞動(dòng)負(fù)擔(dān)，擠占了老年人醫(yī)療就診的機(jī)會(huì)(Baker et al.，2008；Winefield et al.，2010)，因而照料孫子女并不一定會(huì)引起老年人醫(yī)療服務(wù)利用的上升。

總的來說，已有研究已在中老年人隔代照料孫子女這項(xiàng)活動(dòng)的影響上取得很多成果，但在中老年人的醫(yī)療服務(wù)利用上關(guān)注較少。在城鄉(xiāng)人口流動(dòng)和人口老齡化的背景下，中老年人隔代照料孫子女的現(xiàn)象已經(jīng)非常普遍，有必要關(guān)注該活動(dòng)對農(nóng)村中老年醫(yī)療服務(wù)利用產(chǎn)生的影響。另外在研究方法方面，已有研究多采用工具變量法或傾向得分匹配法探討照料對健康及醫(yī)療醫(yī)療服務(wù)利用的影響，但前者未充分考慮樣本選擇的異質(zhì)性，后者未能解決不可觀測因素導(dǎo)致的遺漏變量內(nèi)生性問題。本研究將中老年作為家庭照料者的角色來探討照料孫子女這一活動(dòng)對醫(yī)療服務(wù)利用產(chǎn)生的影響，可深入理解中老年人醫(yī)療服務(wù)利用的特點(diǎn)，有利于政府提供適合這些人的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)，促進(jìn)健康養(yǎng)老目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。實(shí)證研究采用內(nèi)生轉(zhuǎn)換 Probit 模型(Endogenous Switching Probit，ESP)，可以同時(shí)考慮可觀測因素和不可觀測因素導(dǎo)致的選擇性偏誤問題，還可通過構(gòu)造“反事實(shí)”使得估計(jì)的結(jié)果更為嚴(yán)謹(jǐn)。

3 理論分析與研究假說

實(shí)證模型基于Andersen構(gòu)建的醫(yī)療服務(wù)利用行為模型(Andersen，1995)。該模型認(rèn)為影響人們醫(yī)療服務(wù)利用的因素主要包括傾向因素、促進(jìn)或妨礙使用醫(yī)療服務(wù)的能力因素、以及醫(yī)療服務(wù)的需要因素。傾向因素主要包括人口學(xué)特征、社會(huì)結(jié)構(gòu)特征以及健康信念。促進(jìn)或妨礙醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用的能力因素主要涉及經(jīng)濟(jì)收入、儲(chǔ)蓄、醫(yī)療保險(xiǎn)、就醫(yī)資源等內(nèi)容。醫(yī)療服務(wù)需要因素主要包括自覺健康狀況或?qū)I(yè)人員對疾病的診斷。該行為模型以系統(tǒng)理論來研究影響醫(yī)療服務(wù)利用行為的因素，兼顧理論的完整性和實(shí)證的可行性，在居民就醫(yī)行為和醫(yī)療服務(wù)利用等研究領(lǐng)域應(yīng)用比較廣泛。VanHoutven and Nonton(2004)引入家庭照料作為影響老年人健康的因素，從而進(jìn)一步擴(kuò)展醫(yī)療服務(wù)需求模型。然而家庭照料更多將中老年人視為為被撫養(yǎng)者、被照料者的角色來定位。事實(shí)上，中老年人也長期承擔(dān)著照料孫子女的重任，照料責(zé)任的承擔(dān)對中老年人身心健康以及家庭代際支持都產(chǎn)生這重要影響。因此，有必要將中老年的這種照料活動(dòng)作為影響醫(yī)療服務(wù)利用的影響因素進(jìn)行討論。

中老年照料孫子女的動(dòng)機(jī)可以通過代際交換理論來解釋，該理論源自社會(huì)交換理論中“經(jīng)濟(jì)交換”的概念，并以“給予—獲得”、“成本—報(bào)酬”及“獎(jiǎng)賞—懲罰”等對立性的概念為理論基礎(chǔ)(熊躍根，1998)。該理論強(qiáng)調(diào)交換過程中的對稱關(guān)系，長期交換不對稱會(huì)導(dǎo)致個(gè)體心理健康受到影響。在代際交換理論的視角下，理性的中老年會(huì)通過照料孫子女的方式換取自身經(jīng)濟(jì)保障以及日后病老時(shí)的醫(yī)療需要。基于這一理論，不難發(fā)現(xiàn)照料孫子女可以使得中老年在發(fā)生疾病時(shí)從子女那里得到更多的經(jīng)濟(jì)支持和醫(yī)療幫助，進(jìn)而會(huì)減少其就診時(shí)的障礙，增加其對醫(yī)療服務(wù)的利用。

與代際交換相對的另一種解釋理論是“利他主義”?！袄髁x”是在貝克爾家庭理論中利他假定的基礎(chǔ)上建立的，該理論將家庭看作一個(gè)集體單位，家庭成員的個(gè)體決策并不會(huì)出于個(gè)人考慮實(shí)現(xiàn)自身效用的最大化，而是會(huì)考慮家庭其他成員之間的關(guān)系來控制資源分配，實(shí)現(xiàn)整個(gè)家庭效用的最大化(Becker，1974)。在這種理論下，中老年的經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位處于弱勢，照料孫子女的相對成本比其他家庭成員更低，因此會(huì)盡可能發(fā)揮自己所能為子女提供照料幫助，使子女更好的參于勞動(dòng)力市場。中老年人承擔(dān)孫子女照料時(shí)，還需要進(jìn)行自我照料，出于對家庭成員利益的考慮，中老年會(huì)把部分用于自我照料的資源轉(zhuǎn)移給孫子女，從而減少對自身健康的投資(韓保慶，2019)。長此以往，照料孫子女對中老年照料資源的擠壓會(huì)損害中老年人的身體健康，從而導(dǎo)致其醫(yī)療服務(wù)利用的増加。

綜上所述，本文提出研究假說1：照料孫子女對農(nóng)村中老年醫(yī)療服務(wù)利用產(chǎn)生正向影響。

已有研究發(fā)現(xiàn)，照料孫子女行為具有選擇性，其中性別和年齡是兩個(gè)最為重要的影響因素。性別對中老年照料孫子女的意愿存在顯著差異，相對于男性中老年來說，女性中老年更愿意承擔(dān)照料孫子女的責(zé)任。這一方面是由于傳統(tǒng)文化中女性在家庭中的職能所決定，另一方面是由于照料孫子女是一項(xiàng)繁雜且耗時(shí)的活動(dòng)，男性中老年缺乏耐心且不善于照料所致。同樣，年齡對照料孫子女同樣存在著顯著差異，年輕的中老年身體機(jī)能較好，且通常沒有照料孫子女的經(jīng)歷，因此有足夠精力和興趣來照料孫子女。而年齡較大的中老年，身體機(jī)能較差，沉重的照料負(fù)擔(dān)會(huì)對其生活帶來諸多不便，因此其照料孫子女的意愿更低。基于此，本文認(rèn)為照料孫子女對不同性別和年齡的中老年人醫(yī)療服務(wù)利用的影響會(huì)有所不同。

因此，本文提出研究假說2：照料孫子女對中老年醫(yī)療服務(wù)利用的影響存在性別和年齡上的異質(zhì)性。

4 實(shí)證模型及數(shù)據(jù)

4.1 模型

本文對農(nóng)村中老年人醫(yī)療服務(wù)利用行為的分析采取兩階段進(jìn)行。首先是對照料孫子女選擇行為的分析，然后是對是否從事照料活動(dòng)的中老年人進(jìn)行醫(yī)療利用行為的比較。農(nóng)村中老年人照料孫子女是很多因素共同作用的結(jié)果，不僅深受自身及家庭等可觀測因素的響，也會(huì)受到諸如傳統(tǒng)文化、養(yǎng)育觀念等無法觀測因素的影響，這種非隨機(jī)的照料決策，具有“自選擇”特征，也無法得到反事實(shí)的相關(guān)信息，因此很難區(qū)別因果關(guān)系(Miguel and Kremer，2004)。Rubin(1979)提出的傾向得分匹配法(PSM)在處理因果關(guān)系問題時(shí)被廣泛應(yīng)用。但該方法的缺點(diǎn)在于，沒有考慮不可觀測變量帶來的選擇性偏誤(Abdulai and Huffman，2014)?？紤]到可觀測和不可觀測因素導(dǎo)致的選擇性偏誤問題，本文參考Lokshin and Sajaia(2011)、李長生等(2020)等文獻(xiàn)，采用內(nèi)生轉(zhuǎn)換Probit(ESP)模型實(shí)證研究照料孫子女對農(nóng)村中老年醫(yī)療服務(wù)的影響。該模型估計(jì)分兩個(gè)階段。

第一階段用Probit 模型估計(jì)農(nóng)戶提供照料孫子女的概率。

(1)

第二階段估計(jì)照料孫子女對農(nóng)戶醫(yī)療服務(wù)利用的影響。

當(dāng)Di=1時(shí)，

(2)

當(dāng)Di=0時(shí)，

(3)

ESP 模型采用完全信息極大似然估計(jì)法，把在第一階段回歸計(jì)算出的逆米爾斯比率(即選擇性偏誤項(xiàng))加入結(jié)果方程進(jìn)行估計(jì)，解決不可觀測變量導(dǎo)致的選擇性偏誤問題，能盡量減少因遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。該方法得到的估計(jì)結(jié)果比傾向得分匹配法等方法得到的結(jié)果更加有效(Lokshin and Sajaia，2004)。ESP 模型估算出相關(guān)系數(shù)后，通過估計(jì)模型的參數(shù)，可以計(jì)算出照料者醫(yī)療服務(wù)利用的處理效應(yīng)TT(Lokshin and Sajaia ，2011)。

TT(x)=Pr(Y1=1|D=1,X=x)-Pr(Y0=1|D=1,X=x)

(4)

式(4)中F和Φ2分別表示一元和二元正態(tài)累積分布函數(shù)，ρ1、ρ0為選擇方程和結(jié)果方程隨機(jī)誤差項(xiàng)的相關(guān)系數(shù)。處理組的平均處理效應(yīng)是最重要的估計(jì)參數(shù)(Heckman et.al.，1998)，我們可以根據(jù)式(5)式對TT進(jìn)行均值計(jì)算，得到照料者醫(yī)療服務(wù)利用的平均處理效應(yīng)ATT，式中N1表示照料孫子女的中老年人的樣本量。

(5)

4.2 變量

模型中使用的變量選取如下：

因變量：醫(yī)療服務(wù)利用。一般來說，個(gè)體患病以后醫(yī)療服務(wù)利用是根據(jù)疾病嚴(yán)重程度、經(jīng)濟(jì)能力、機(jī)會(huì)成本等因素決定是否治療以及就診機(jī)構(gòu)選擇等內(nèi)容。我們參考廖小利等(2017)、余央央等(2018)的研究，把醫(yī)療服務(wù)利用變量設(shè)置為二元離散變量，并對門診和住院進(jìn)行了區(qū)分。根據(jù)調(diào)查問卷中“近一個(gè)月您是否去門診就診？”來定義門診利用情況，如何回答為是，則賦值為1，視為發(fā)生門診利用，否則賦值為0，視為未發(fā)生門診利用。根據(jù)“過去一年中是否有住院？”來定義住院的利用情況，如何回答為是，則賦值為1，視為發(fā)生住院利用，否則賦值為0，視為未發(fā)生住院利用。

處理變量：是否照料孫子女。參照肖雅勤(2017)、吳培材(2018)的研究，本文將照料孫子女設(shè)置為二元離散變量，用與區(qū)分照料孫子女與不照料孫子女的老年人。我們主要根據(jù)問卷中“過去一年您是否照料孫子女？”來定義照料孫子女。如果受訪者為家中任何一位子女提供照料，則賦值為1，并視為提供照料，否則賦值為0，視為未提供照料。

控制變量?？刂谱兞康倪x取主要參考了安德森(Andersen，1995)構(gòu)建的醫(yī)療服務(wù)利用模型。根據(jù)該模型本文選取了性別、民族、婚姻、年齡、受教育水平、是否體檢、醫(yī)療保險(xiǎn)、養(yǎng)老保險(xiǎn)、慢性病數(shù)量、健康自評、日常行為能力、與子女同住、子女經(jīng)濟(jì)支持、家庭人均收入14項(xiàng)內(nèi)容。另外，考慮到各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和醫(yī)療服務(wù)水平的差異，本文還根據(jù)國家經(jīng)濟(jì)區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)，將樣本區(qū)分為東部、中部和西部，以考察不同地區(qū)間照料孫子女對農(nóng)村中老年人醫(yī)療服務(wù)利用的影響差異。

工具變量。家庭照料工具變量的選擇上通常認(rèn)為家庭層面的變量是一個(gè)良好的選擇(VanHoutven and Norton，2004 ；Bolin et al．，2008 )。本文參照韓保慶等(2019)的研究，選擇“16歲以下孫子女?dāng)?shù)量”作為工具變量。首先，16歲以下孫子女?dāng)?shù)量數(shù)量與是農(nóng)村中老年人否照料孫子女呈正相關(guān)關(guān)系，滿足工具變量與內(nèi)生解釋變量之間的相關(guān)性。其次，農(nóng)村中老年人的醫(yī)療服務(wù)變化不會(huì)影響其16歲以下孫子女的數(shù)數(shù)量,滿足工具變量的外生性。下文實(shí)證分析部分將詳細(xì)報(bào)告工具變量的檢驗(yàn)結(jié)果。

4.3 數(shù)據(jù)來源

本文使用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(Charls)2015 年數(shù)據(jù)對研究結(jié)論進(jìn)行驗(yàn)證。該數(shù)據(jù)覆蓋全國28省的12073 個(gè)家庭，具有較強(qiáng)的代性性。根據(jù)研究需要，本文選取年齡在45-80歲的農(nóng)村中老年人作為研究對象，樣本信息涉及個(gè)人特征、家庭互助、醫(yī)療健康、經(jīng)濟(jì)狀況等內(nèi)容，為確保祖孫關(guān)系與家庭信息的一一對應(yīng)，本文對樣本進(jìn)行了清理和剔除，最終保留有效樣本4155個(gè)。

表1報(bào)告了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)。共899位中老年在“近一個(gè)月有門診就醫(yī)的經(jīng)歷，約占全部樣本的21.64%，其他3256位中老年近一個(gè)月沒有門診就診經(jīng)歷，約占78.36%。共610位中老年在“過去一年住過醫(yī)院”，占比為14.68%，沒有住院的中老年有3454位，占比為85.32%。過去一年有1865位中老年參與了孫子女照料，占比為44.89%，2290位中老年沒有照料孫子女，占比為55.11%。農(nóng)村中老年16歲以下孫子女?dāng)?shù)量的均值為2.74個(gè)，最大值為17個(gè)。共有3884位中老年購買了醫(yī)療保險(xiǎn)，占比為93.48%。1646位農(nóng)村中老年近兩年進(jìn)行了健康體檢，占比為39.61%。 日常行為能力的均值為9.76，最大值為24。與子女共同居住的中老年人有1483位，占比為35.69%。獲得子女經(jīng)濟(jì)支持的老年人有 3553，占比為85.51%。 東、中、西三個(gè)地區(qū)的農(nóng)村中老年人樣本量分別為 1204 、1789 、1162 ，占比分別為29%、43%、28%。

表2報(bào)告了按“是否照料孫子女”分組后，各子樣本的均值及二者T檢驗(yàn)結(jié)果。分組均值T檢驗(yàn)結(jié)果反映出兩組樣本在醫(yī)療服務(wù)利用方面存在顯著差異。其中照料孫子女的老年人門診利用發(fā)生的概率要比未照料孫子的中老年人高出2.8個(gè)百分點(diǎn)，但其住院發(fā)生的概率要比未照料孫子的中老年人人低1.9個(gè)百分點(diǎn)。此外，不同照料子樣本在性別、年齡、文化水平、日常行為能力、與子女同住、家庭人均收入等方面均存在顯著差異。例如照料孫子女的女性中老年占比為比未照料孫子女的中老年女性占比高出6%；照料孫子女的中老年人平均年齡要比未提供照料的中老年年輕3.57歲；照料孫子女的中老年與子女同住的比例高于未照料孫子女的中老年13.1個(gè)百分點(diǎn)。盡管表2直觀反映農(nóng)村中老年在不同照料決策下的一些特征存在顯著差異，但并不足以證明這些差異就由于中老年人是否照料孫子女引起的。要科學(xué)論證照料孫子女對農(nóng)村中老年醫(yī)療服務(wù)利用的影響，需要充分考慮樣本選擇偏誤導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。

表2 各變量的均值差異

5 實(shí)證結(jié)果分析

5.1 照料孫子女影響因素估計(jì)結(jié)果分析

選擇方程分別匯報(bào)了門診利用、住院利用與是否照料孫子女聯(lián)立時(shí)照料決策影響因素的估計(jì)結(jié)果(見表3)。在個(gè)人特征方面，性別、婚姻在照料孫子女選擇方程中的估計(jì)系數(shù)為正，在1%統(tǒng)計(jì)水平上具有顯著性，這表明女性和已婚的中老年人提供照料孫子女的可能性更高。年齡和日常行為能力在照料孫子女選擇方程中的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，這意味著年輕和日常行能力較好的中老年人平時(shí)更愿意承擔(dān)照料孫子女的責(zé)任。在家庭特征方面，與子女同住在照料孫子女選擇方程中的估計(jì)系數(shù)為0.33，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，這意味著與子女同住時(shí)，農(nóng)村中老年照料孫子女的意愿更高。孫子女?dāng)?shù)量與是否照料孫子女的估計(jì)系數(shù)為0.10，且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明孫子女?dāng)?shù)量與是否照料孫子女存在顯著的正相關(guān)，滿足工具變量的相關(guān)性要求。在地區(qū)差異方面，與中部地區(qū)相比，西部地區(qū)的中老年照料孫子女的概率更高，而東部地區(qū)的中老年照料孫子女概率相對要小，這說明地區(qū)經(jīng)濟(jì)文化水平對照料孫子女有著重要影響。

5.2 醫(yī)療服務(wù)利用影響因素估計(jì)結(jié)果分析

不同照料決策的農(nóng)村中老年人門診和住院利用影響因素的估計(jì)結(jié)果比較可見(表3)，年齡對農(nóng)村中老年的門診和住院利用均存在正向影響，且對住院服務(wù)利用的影響具有統(tǒng)計(jì)上的顯著性。這表明年齡較大的中老年醫(yī)療服務(wù)利用更多，對住院利用的需求更為迫切。年齡對照料孫子和未照料孫子女老年人住院服務(wù)利用影響的估計(jì)系數(shù)分別為0.018和0.011，這表明照料孫子女在一定程度強(qiáng)化了年齡對住院服務(wù)利用的影響；健康自評、慢性病數(shù)量、日常行為能力對農(nóng)村中老年人門診和住院服務(wù)利用存在正向影響，這說明身體稟賦條件越差的中老年人利用服務(wù)利用水平越高。身體稟賦條件好的中老年患病后能夠依靠自身免疫能力消除疾病危險(xiǎn)因素，因而醫(yī)療服務(wù)利用水平較低。健康自評、慢性病數(shù)量、日常行為能力對農(nóng)村中老年人住院服務(wù)利用的估計(jì)系數(shù)均大于門診服務(wù)利用，這說明身體稟賦條件對住院服務(wù)利用的影響也要大于門診服務(wù)的利用。醫(yī)療保險(xiǎn)對未提供照料中老年人的醫(yī)療服務(wù)的利用存在顯著影響，但是對提供照料中老年人的影響并不顯著。這表明對醫(yī)療保險(xiǎn)按比例報(bào)銷分散了未提供照料中老年人的醫(yī)療負(fù)擔(dān)，降低了就醫(yī)經(jīng)濟(jì)門檻，釋放了其醫(yī)療服務(wù)需求。而提供照料的中老年人多會(huì)得到更多的家庭支持，依靠醫(yī)療保險(xiǎn)分散其醫(yī)療負(fù)擔(dān)的作用有限，因此醫(yī)療保險(xiǎn)對其醫(yī)療服務(wù)利用影響并不顯著。健康體檢對中老年人的醫(yī)療服務(wù)利用存在正向影響，且對住院服務(wù)利用的影響更為顯著。這與崔宇杰等(2018)的結(jié)論較為一致，說明健康體檢信號對人們的就醫(yī)行為會(huì)產(chǎn)生影響，短期內(nèi)表現(xiàn)為醫(yī)療服務(wù)利用的增加。與子女同住對照料孫子女的中老年人的醫(yī)療服務(wù)利用產(chǎn)生負(fù)向影響，且具有統(tǒng)計(jì)上的顯著性。這表明，與子女同住會(huì)緩解中老年人的照料負(fù)擔(dān)，并對其也身心健康產(chǎn)生積極影響，進(jìn)而減少其對醫(yī)療服務(wù)的利用。與之相反，當(dāng)與子女不同居住時(shí)，沉重的照料負(fù)擔(dān)會(huì)完全落在中老年人身上，長此以往會(huì)對其健康產(chǎn)生不利影響，進(jìn)而導(dǎo)致醫(yī)療服務(wù)利用的增加。

表3 照料孫子女對農(nóng)村中老年醫(yī)療服務(wù)利用影響的ESP模型估計(jì)結(jié)果

表3還報(bào)告了照料孫子女分別與門診服務(wù)利用、住院服務(wù)利用模型聯(lián)立估計(jì)的誤差項(xiàng)相關(guān)系數(shù)rho1和rho0均為負(fù)，且rho1在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。說明醫(yī)療服務(wù)利用的門診和住院模型確實(shí)存在樣本選擇性偏誤，這和前文的理論分析是一致的。方程獨(dú)立性Wald檢驗(yàn)值分別為12.09和6.41，分別在均在1%和5%的統(tǒng)計(jì)水平上拒絕了選擇方程和結(jié)果方程相互獨(dú)立的原假設(shè)。模型擬合優(yōu)度檢驗(yàn)分別為372.99和371.17，且都在1%水平上顯著。因此，本文采用的內(nèi)生轉(zhuǎn)換Probit(ESP)模型是合適的。

表4 照料孫子女對農(nóng)村中老年醫(yī)療服務(wù)利用影響的平均處理效應(yīng)(ATT)

5.3 照料孫子女對農(nóng)村中老年人醫(yī)療服務(wù)利用的平均處理效應(yīng)估計(jì)結(jié)果分析

根據(jù)照料孫子女對農(nóng)村中老年人門診和住院利用影響的平均處理效應(yīng)結(jié)果(見表4)，可知在門診服務(wù)利用方面，照料孫子女的中老年人平均門診利用率為23.2%，其反事實(shí)即未提供照料時(shí)門診利用概率為17.1%。門診利用ATT估計(jì)值為0.060，t值為42.875，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。說明照料孫子女的中老年發(fā)生門診利用比這些沒有提供照料孫子女的中老年(反事實(shí))的門診利用概率增加了6個(gè)百分點(diǎn)。在住院服務(wù)利用方面，照料孫子女的中老年人平均住院利用率為13.6%，其反事實(shí)即未提供照料時(shí)住院利用概率為9.9%。住院利用ATT估計(jì)值為0.037，t值為25.193，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。說明照料孫子女的中老年發(fā)生住院利用比這些沒有提供照料孫子女的中老年(反事實(shí))的住院利用概率增加了3.7個(gè)百分點(diǎn)。這就驗(yàn)證了本文所提出的假說1。表4的估計(jì)結(jié)果還表明，雖然照料孫子女對門診和住院服務(wù)利用的影響都顯著為正，但相比住院服務(wù)利用，門診服務(wù)的處理效應(yīng)更為明顯(6%>3.7%)?？赡艿脑蛟谟?，中老年人照料孫子女發(fā)生的醫(yī)療服務(wù)多為小病治療，而且相比住院，門診治療花費(fèi)時(shí)間更少，不會(huì)引起照料提供的中斷，因此，會(huì)使得中老年人照料孫子女對其門診利用的影響要大于住院利用。

表5 按性別、年齡分組的ESP模型估計(jì)結(jié)果(ATT)

5.4 照料孫子女對醫(yī)療服務(wù)利用的影響的異質(zhì)性分析

不同性別、不同年齡的農(nóng)村中老年人照料孫子女對其醫(yī)療服務(wù)利用的影響可能會(huì)有所差別，表5報(bào)告了不同性別、不同年齡下照料孫子女對農(nóng)村中老年門診和住院服務(wù)利用影響的估計(jì)結(jié)果，也驗(yàn)證了本文所提出的假說2。在性別方面，照料孫子女對男性中老年人門診和住院服務(wù)利用的影響的平均處理效應(yīng)分別為0.041和0.043，對女性中老年人門診和住院服務(wù)利用的影響的平均處理效應(yīng)分別為0.062和0.023，且都在1%水平上顯著。這表明照料孫子女對女性門診服務(wù)利用的影響要大于男性，但對女性住院服務(wù)利用的影響要小于男性。通常而言，女性中老年會(huì)比男性承擔(dān)更多的照料負(fù)擔(dān)，因此其門診利用要大于男性。相比門診而言，住院通常要花費(fèi)更長的時(shí)間，由于照料孫子女是一件耗時(shí)活動(dòng)，會(huì)擠占女性中老年的住院利用，因此照料孫子女對女性中老年住院利用的影響要小于男性。

在年齡方面，本文將年齡在65歲以下的中老年視為低齡組，年齡在65歲及以上的中老年視為高齡組，考察按年齡分組時(shí)照料孫子女對農(nóng)村中老年醫(yī)療服務(wù)利用的影響。在門診服務(wù)利用上，照料孫子女對低齡中老年和高齡中老年門診服務(wù)利用平均處理效應(yīng)分別為0.140和0.099，且在1%的水平上顯著。這表明照料孫子女對低齡中老年人門診服務(wù)利用的影響要大于高齡中老年。這可能是由于低齡中老年的孫子女年齡相對較小，需要低齡中老年承擔(dān)高強(qiáng)度的照料責(zé)任，引起較多的健康損失，因而其門診醫(yī)療服務(wù)利用相對較多。其次，在住院服務(wù)利用方面，照料孫子女對高齡老年人住院服務(wù)利用的平均處理效應(yīng)為0.046，且在1%的水平上顯著，但是對低齡中老年人住院服務(wù)利用的均處理效應(yīng)僅為0.01。這表明在住院服務(wù)利用上，照料孫子女對高齡中老年的影響要明顯大于低齡中老年。這可能是由于高齡中老年健康稟賦較差，照料孫子女會(huì)加劇其生理機(jī)能的衰退，進(jìn)而導(dǎo)致高齡中老年更多的住院服務(wù)利用。相比而言而低齡中老年身體稟賦條件較好，身體機(jī)能恢復(fù)較快，因而照料孫子女對其住院服務(wù)利用的影響相對較小。

5.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(1)更換被解釋變量：將只要發(fā)生門診或住院服務(wù)利用，視為有醫(yī)療服務(wù)，賦值為1 ，否則為0，來考察照料孫子女對醫(yī)療服務(wù)利用的影響。采用同樣方法估計(jì)照料孫子女對農(nóng)村中老年人醫(yī)療服務(wù)利用的影響，以檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。照料孫子女分別與醫(yī)療服務(wù)利用模型聯(lián)立估計(jì)的誤差項(xiàng)相關(guān)系數(shù)rho1和rho0依然為負(fù)，且rho1在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。說明醫(yī)療服務(wù)利用模型存在樣本選擇性偏誤。方程獨(dú)立性Wald檢驗(yàn)值為13.12，在1%統(tǒng)計(jì)水平上拒絕了選擇方程和結(jié)果方程相互獨(dú)立的原假設(shè)。模型擬合優(yōu)度檢驗(yàn)為375.29，且在1%水平上顯著。因此，本文采用的內(nèi)生轉(zhuǎn)換Probit(ESP)是合適的。估計(jì)結(jié)果表明照料孫子女的中老年發(fā)生醫(yī)療服務(wù)利用的概率為32%，未提供照料孫子女時(shí)其醫(yī)療服務(wù)利用發(fā)生的概率為28.7%，平均處理效應(yīng)ATT為0.033，這意味著照料孫子女可以使農(nóng)村中老年人發(fā)生醫(yī)療服務(wù)利用的概率提升3.3%，二者依然是正相關(guān)關(guān)系。以上結(jié)果表明，更換醫(yī)療服務(wù)利用變量后，得到的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果和基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本是一致的。

表6 照料孫子女對農(nóng)村中老年醫(yī)療服務(wù)利用影響的平均處理效應(yīng)(ATT)

表7 照料孫子女對農(nóng)村中老年醫(yī)療服務(wù)利用影響的Iv-probit模型估計(jì)結(jié)果

(2)更換估計(jì)方法：使用IV-Probit模型估計(jì)照料孫子女對農(nóng)村中老年門診和住院服務(wù)利用的影響，外生性檢驗(yàn)Wald值分別為 8.180、4.090，弱工具變量檢驗(yàn)AR值分別為9.540 、3.430，以上檢驗(yàn)都具有統(tǒng)計(jì)上的顯著性。這表明選用16歲以下孫子女?dāng)?shù)量作為工具變量滿足外生性要求，且不屬于弱工具變量，因此是合適的。從估計(jì)結(jié)果來看，照料孫子女對門診服務(wù)利用和住院服務(wù)利用均存在正向影響，照孫子女對中老年門診服務(wù)利用的影響依然大于對住院服務(wù)利用的影響，且在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。以上結(jié)果表明，使用IV-Probit估計(jì)，依然可以得到較為一致的結(jié)論。但總體而言，內(nèi)生轉(zhuǎn)換-probit模型充分考慮了可觀測因素與不可觀測因素導(dǎo)致的選擇性偏誤，并把第一階段得到的偏誤項(xiàng)自動(dòng)添加到第二階段來估計(jì)照料孫子女對農(nóng)村中老年人醫(yī)療服務(wù)利用的影響，因此得到的估計(jì)結(jié)果會(huì)更為科學(xué)。

5.6 影響機(jī)制分析

基于可得的數(shù)據(jù)，這里主要通過考察照料孫子女對農(nóng)村中老年人健康以及是否能獲取子女的經(jīng)濟(jì)支持來說明照料孫子女對農(nóng)村中老年人醫(yī)療服務(wù)利用的作用機(jī)制?？紤]到健康自評是受訪者現(xiàn)在的身體狀況，會(huì)受到其生命歷程中所有經(jīng)歷的影響。本文選擇健康變化來衡量中老年人的健康。如果受訪者相比上次調(diào)查是身體健康變差，則賦值為1，否則賦值為0。在子女經(jīng)濟(jì)支持方面，如果過去一年如果從子女那里獲得過經(jīng)濟(jì)支持，則賦值為1，否則賦值為0。考慮到照料孫子與健康及獲取子女經(jīng)濟(jì)支持之間可能存在內(nèi)生性問題，這里依舊使用內(nèi)生轉(zhuǎn)換-probit模型進(jìn)行估計(jì)。估計(jì)結(jié)果的平均處理效應(yīng)ATT如表8所示。結(jié)果表明，照料孫子女能夠?qū)χ欣夏耆私】底兓骄幚硇?.03，且在1%顯著水平上顯著，這說明，照料孫子女可以使農(nóng)村中老年人健康變差發(fā)生的概率提高3%。從現(xiàn)實(shí)生活中也不難發(fā)現(xiàn)，照料孫子女內(nèi)容繁瑣，需要老年人有充沛的精力來應(yīng)對，但由于年齡的增長，老年人的生理機(jī)能本身在不斷衰退，繁雜的照料活動(dòng)使老年人面臨著更加不利的生理健康狀況。而且照料孫子不僅會(huì)使老年人的重點(diǎn)都放在孫子女身上，對自身的生理及心理健康都無從顧及，而且需要承擔(dān)巨大的承照料責(zé)任，加之祖輩與父輩在如何照料孩子方面存在較大分歧，在缺乏溝通的情況下，會(huì)致使老年人感焦慮、沮喪和無奈。這些因素都將造成農(nóng)村中老年人造成較大健康損失，從而導(dǎo)致其醫(yī)療服務(wù)利用的相應(yīng)增加。照料孫子女對中老年獲取子女經(jīng)濟(jì)支持的平均處理效應(yīng)為0.287，且在1%的顯著水平上顯著，這說明照料孫子女能更多的獲取子子女經(jīng)濟(jì)支持，二者之間存在代際交換關(guān)系。已有研究發(fā)現(xiàn)就診以后“醫(yī)療支出”受到來自子女的經(jīng)濟(jì)支持的正向影響(廖小利等，2017)。農(nóng)村中老年人為子女提供照料幫助，使子女能安穩(wěn)的從事工作，獲得更多的經(jīng)濟(jì)收入，作為回報(bào)，子女也更愿為提供照料支持的父母提供經(jīng)濟(jì)支持，從而可以提高中老年人的醫(yī)療支付能力。整體而言，照料孫子女給農(nóng)村中老年造成了一定的健康損失，增加了額外的醫(yī)療需求。與此同時(shí)，照料孫子女也使得農(nóng)村中老年獲取的子女更多的經(jīng)濟(jì)支持，提高了其醫(yī)療支付的能力，因此二者會(huì)共同導(dǎo)致農(nóng)村中老年醫(yī)療服務(wù)利用的增加。

表8 照料孫子女對農(nóng)村中老年健康變化及子女經(jīng)濟(jì)支持的影響

6 結(jié)論與啟示

照料孫子女在農(nóng)村地區(qū)十分普遍，已經(jīng)成為農(nóng)村中老年人日常生活的重要組成部分。與已有研究不同，本文將中老年人作為照料者的角色來探討照料孫子女這樣一項(xiàng)日常活動(dòng)對農(nóng)村中老年醫(yī)療服務(wù)利用產(chǎn)生的影響。并利用2015年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，采用內(nèi)生轉(zhuǎn)換 Probit 模型(ESP)實(shí)證檢驗(yàn)了照料孫子女對農(nóng)村中老年醫(yī)療服務(wù)利用的處理效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn):第一，農(nóng)村中老年照料孫子女具有一定的選擇性，性別、婚姻、年齡、日常行為能力、與子女同住、孫子女?dāng)?shù)量對農(nóng)村中老年的照料決策存在顯著影響；第二，照料孫子女能顯著提高農(nóng)村中老年人的醫(yī)療服務(wù)利用，分別使門診服務(wù)利用和住院服務(wù)利用發(fā)生的概率提高了6.0%和3.7%，這表明照料孫子女增加了農(nóng)村中老年額外的醫(yī)療負(fù)擔(dān)；第三，異質(zhì)性估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，照料孫子女對女性門診服務(wù)利用的影響大于男性，但對住院服務(wù)利用的影響小于男性。照料孫女對低齡中老年門診服務(wù)利用的影響大于高齡中老年，對住院服務(wù)的利用的影響小于高齡中老年。第四，照料孫子女給農(nóng)村中老年造成了一定的健康損失，但同時(shí)也獲得了子女更多的經(jīng)濟(jì)支持，提高了其醫(yī)療支付能力，二者共同導(dǎo)致了農(nóng)村中老年醫(yī)療服務(wù)利用的增加。

研究結(jié)果表明，照料孫子女使農(nóng)村中老年人的健康遭受損失，并增加了其額外的醫(yī)療負(fù)擔(dān)。因此，迫切需要制定相關(guān)政策和支持措施來應(yīng)對這種照料壓力，減少由此導(dǎo)致的負(fù)面影響。首先，政府應(yīng)設(shè)法增加農(nóng)村地區(qū)的兒童照顧服務(wù)。例如在農(nóng)村增加社區(qū)幼兒托育機(jī)構(gòu)，鼓勵(lì)農(nóng)村中小學(xué)增加對學(xué)生的照顧，承擔(dān)部分照料功能，緩解家庭照料負(fù)擔(dān)；其次，對農(nóng)村老人的公共服務(wù)需要根據(jù)老人照看孫子女的實(shí)際情況進(jìn)行相應(yīng)調(diào)整。例如開展農(nóng)村公共衛(wèi)生服務(wù)時(shí)，要考慮到老人需要照看孩子不能長時(shí)間離家，需要調(diào)整公共衛(wèi)生服務(wù)的時(shí)間和方式(如上門服務(wù))，設(shè)法能夠讓更多老人享受到公共衛(wèi)生服務(wù)；再次，農(nóng)村醫(yī)療服務(wù)供給中要根據(jù)老人照看孩子的需求，增加相關(guān)常見病及慢性病的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)，有效避免因照料負(fù)擔(dān)而對健康產(chǎn)生的不利影響。