李青原

一、引言

隨著中國人口老齡化和高齡化進程的不斷加快，失能、半失能老年人口數(shù)量日益增多。國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，截至2020年末，中國60歲及以上人口約2.64億人，占總?cè)丝诘?8.7%，其中65歲及以上人口約1.91億人，占總?cè)丝诘?3.5%，失能、半失能老年人口超過4200萬人。中國將面臨高齡化、失能化的困境，失能老人長期照料服務體系的構(gòu)建成為民生重要議題。目前，中國長期護理保險制度尚在建設(shè)之中，失能老人的長期照料仍以家庭照料為主。城鄉(xiāng)家庭照料的效果如何？長期護理保險制度如何更好地支持長期照料？本文擬對此進行探討。

以往研究中，多數(shù)研究圍繞失能老人的長期照料需求、供給以及長期照料模式的選擇展開。首先，失能老人的長期照料需求存在著城鄉(xiāng)、性別、年齡等方面的差異，比如農(nóng)村失能老人的照料需求高于城鎮(zhèn)、女性的照料需求高于男性、高齡老人由于身體機能快速退化需要得到更多的照料。[1]不同群體所需的服務項目也存在較大差異。其次，從長期照料的供給來看，家庭照料是中國失能老人長期照料的主要模式，而夫妻雙殘、一戶多殘、兩代殘疾、家庭貧困、空巢家庭等現(xiàn)象的存在，以及家庭功能和傳統(tǒng)孝道觀念的弱化，加大了家庭照料的困難。[2-4]與此同時，社會照料服務得到了一定的發(fā)展。[5]社區(qū)居家照料逐漸介入長期照料，但尚處于起步階段，且難以覆蓋農(nóng)村失能群體。[6-7]機構(gòu)照料作為家庭照料的補充可以提供更加專業(yè)的服務，但機構(gòu)承載能力有限且難以精確匹配社會照料資源。[1,8]總體來看，長期照料服務暫且不能滿足失能老人多樣化的需求，這一供需失衡在農(nóng)村更為嚴峻。[9]進一步地，研究認為，失能老人的人口學特征、代際支持、經(jīng)濟狀況和醫(yī)療護理服務可及性等是影響照料服務選擇的重要因素。比如高齡老人和農(nóng)村老人傾向于接受家庭照料；[10-11]長期與非家庭成員同住的老人或獨居老人更可能入住機構(gòu)，而子女數(shù)量較多或與子女同住的老人更可能接受家庭照料；[12-13]居住地醫(yī)療服務便捷、支付能力較強或較弱的老人傾向于選擇社會照料。[14]

一些對長期照料效果的研究表明，接受長期照料的失能老人其健康狀況變差的趨勢得到了一定程度的遏制，與機構(gòu)和社區(qū)提供的日間照料相比，家庭照料對認知和身體功能退化的遏制作用更小。[15]另外，從照料者的角度看，家庭照料也會影響照料者的身體健康和心理健康。[16-18]與一般養(yǎng)老相比，照料失能老人需要花費更多的時間和精力，這對照料者的身心健康可能產(chǎn)生更大的影響，進而影響對失能老人的照料效果。有研究表明，家庭照料不利于照料者的身體健康和心理健康。[19-21]因此，照料者的健康同樣值得關(guān)注，兼顧被照料者與照料者的健康，是制度設(shè)計應考慮的一個方向。

本文基于照料者與被照料者的雙重視角，實證分析家庭照料對失能老人及其照料者健康的影響，評價家庭照料的效果；在此基礎(chǔ)上，通過分析家庭照料對城鎮(zhèn)和農(nóng)村的異質(zhì)性影響，為城鄉(xiāng)差異化的制度安排提供一定的研究基礎(chǔ)。

二、數(shù)據(jù)、變量與方法

(一)數(shù)據(jù)和樣本

本文數(shù)據(jù)來源于2018年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)，該調(diào)查涵蓋了豐富的健康信息、養(yǎng)老和醫(yī)療信息、社區(qū)服務信息等，適用于本文研究，能夠為制定和完善相關(guān)政策提供科學的基礎(chǔ)。

為了研究家庭照料對失能老人及其照料者健康的影響，首先，對失能老人進行界定。與現(xiàn)有的相關(guān)研究一致，根據(jù)基本日?；顒雍托枰o助工具的日?；顒?，將失能老人定義為60歲以上且日?；顒踊蛐枰o助工具的日常活動中至少有一項需要幫助的人。①其次，對照料者進行界定。相關(guān)經(jīng)驗研究和CHARLS數(shù)據(jù)表明，配偶是失能老人最主要的照料者，其次是子女、兄弟姐妹和保姆等，本文主要以配偶為研究對象，在具有自理能力的配偶中，將為失能老人提供照料的配偶界定為照料者。最后，對數(shù)據(jù)中的異常值進行處理，得到失能老人樣本組(包括受到照料的處理組與未受到照料的控制組)1672人，其中，男性617人，女性1055人；照料者樣本組(包括提供照料的處理組與未提供照料的控制組)7386人，其中，男性3883人，女性3503人。本文擬從多個維度衡量健康水平這一被解釋變量，因此，回歸分析所用的樣本量取決于被解釋變量的觀測量。

樣本中失能老人及其照料者的健康狀況如圖1所示。②對于失能老人而言，接受家庭照料的失能老人身體健康水平明顯低于未接受家庭照料的失能老人，這表明身體健康狀況更差的失能老人更可能受到家庭照料。然而兩組失能老人心理健康水平的差距隨年齡升高呈現(xiàn)波動趨勢，暫且無法觀察到家庭照料在其中的影響。對于照料者而言，與未提供家庭照料的人相比，照料者身體健康的概率更低且抑郁的概率更高，這表明家庭照料可能會損害照料者的身體健康和心理健康。

圖1 失能老人及其照料者的健康狀況

(二)變量設(shè)置

1.被解釋變量

被解釋變量為健康水平，主要從身體健康和心理健康兩方面衡量。身體健康使用自評健康進行度量，健康狀況包括“很不好、不好、一般、好、很好”，自評為健康，身體健康取值為1，否則取值為0。心理健康使用簡版流調(diào)中心抑郁量表進行測度，該量表包含“因小事煩惱、做事時難以集中精力、情緒低落、覺得做任何事都很費勁、對未來充滿希望、感到害怕、睡眠不好、感到愉快、孤獨、覺得無法繼續(xù)自己的生活”10個條目并使用4級評分，回答“很少或根本沒有、不太多、有時或者有一半的時間、大多數(shù)的時間”分別對應0、1、2、3分，其中第5和第8個為反向條目，采用反向計分，得分10分及以上表明存在抑郁癥狀或抑郁高風險。因此，如果得分為10分及以上，則心理健康狀況差，心理健康取值為1，否則取值為0。

2.解釋變量

核心解釋變量為是否進行家庭照料，即失能老人是否接受了家庭照料、照料者是否提供了家庭照料?；谇拔膶κ芾先撕驼樟险叩慕缍?，進一步定義家庭照料：如果失能老人過去一個月內(nèi)接受了由家庭成員提供的家庭照料，則家庭照料取值為1，否則取值為0；如果照料者樣本組中的個體為照料者，則家庭照料取值為1，否則取值為0。

控制變量包括：性別、年齡、年齡的平方、婚姻、民族和受教育水平。其中，性別、婚姻和民族為虛擬變量：男性取值為1，女性取值為0；已婚且與配偶共同生活取值為1，其他情況(包括分居、離異、喪偶、單身等)取值為0；漢族取值為1，其他民族取值為0。為了控制地區(qū)層面的因素對健康的影響，按照省級行政區(qū)設(shè)置了地區(qū)變量，并生成一組地區(qū)虛擬變量。

3.工具變量

本文使用受訪者的子女數(shù)量和家庭成員數(shù)量③作為家庭照料的工具變量。從失能老人和照料者的角度來看，一方面，子女和家庭成員越多，失能老人得到家庭照料的可能性越大，并且照料者提供家庭照料的可能性也會受到子女和家庭成員數(shù)量的影響；另一方面，子女和家庭成員數(shù)量對失能老人的健康、照料者的健康均無直接影響。后文實證分析驗證了工具變量的有效性和外生性。

從表1可以看到，全樣本身體健康的概率為72.5%，抑郁的概率為38.8%，整體身體健康和心理健康狀況較好；照料者樣本組的身體健康和心理健康水平均明顯高于失能老人樣本組。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計分析

進一步地，如表2所示，不管是失能老人樣本組，還是照料者樣本組，樣本組的身體健康和心理健康水平均存在顯著的城鄉(xiāng)差異：城鎮(zhèn)失能老人的身心健康狀況均優(yōu)于農(nóng)村失能老人；城鎮(zhèn)照料者的身心健康狀況均優(yōu)于農(nóng)村照料者。同時，城鎮(zhèn)居民提供家庭照料的比例顯著低于農(nóng)村。均值差異檢驗的結(jié)果揭示了城鄉(xiāng)居民之間在健康水平(包括身體健康和心理健康)和家庭照料比例上的差異。這在一定程度上表明，在對家庭照料與健康之間的因果關(guān)系進行統(tǒng)計推斷時，需要針對城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民進行異質(zhì)性分析。

(三)方法和模型

1.研究方法

研究家庭長期照料對失能老人及其照料者健康的影響，實證分析中需要考慮并解決以下問題。首先，失能老人與照料者的健康水平可能反過來影響其是否接受或提供家庭照料，因此存在由雙向因果導致的內(nèi)生性問題。其次，是否接受或提供家庭照料是一個自選擇問題，這一決策受到自身和家庭等因素的影響而非隨機發(fā)生，還可能存在一些不可觀測因素，同時影響個人的決策及其健康水平，從而導致內(nèi)生性問題。第三，由于城鎮(zhèn)與農(nóng)村的資源稟賦、醫(yī)療服務、生活習慣等存在較大差異，長期照料服務也會有明顯差別，因此家庭照料對城鄉(xiāng)居民健康的異質(zhì)性影響不容忽視。

在研究方法上，現(xiàn)有的相關(guān)研究多使用工具變量法分析長期照料對失能老人健康的影響，以解決內(nèi)生性問題；并且往往使用傾向得分匹配法分析長期照料對照料者健康的影響，以解決選擇偏誤問題。本文將借助工具變量，利用遞歸雙變量probit模型，對內(nèi)生性和自選擇問題進行處理，估計得到家庭照料對失能老人及其照料者健康的因果效應，并分析因果效應的城鄉(xiāng)異質(zhì)性。

2. 模型設(shè)定

由于被解釋變量和核心解釋變量均為二元變量，且核心解釋變量為內(nèi)生變量，因此，本文使用遞歸雙變量probit模型，該模型包含了結(jié)果方程和選擇方程，能夠同時考慮兩個方程所涵蓋的信息并提高估計效率，采用完全信息極大似然法以得到無偏、一致估計。在實際操作中，利用擴展的回歸模型進行實證分析，該模型可以對解釋變量內(nèi)生、非隨機分配、樣本選擇偏差這三類導

表2 主要變量的城鄉(xiāng)差異t檢驗

致估計結(jié)果有偏的問題進行處理，并允許內(nèi)生變量為二元變量，以及允許加入內(nèi)生變量與其他解釋變量的交互項，適用于本文研究。由此，構(gòu)建如下擴展的probit回歸模型：

(1)

(2)

其中，healthij為健康水平，包括身體健康SHRij和心理健康depressionij，i表示觀測到的第i個樣本，j=1表示被照料者即失能老人，j=2表示照料者；Xij為影響健康水平的控制變量向量；LTCij為是否進行家庭照料；Zij為影響家庭照料的變量向量，包括Xij和排除性工具變量childrenij(子女數(shù))和memberij(家庭成員數(shù))；εij和ij為隨機擾動項。由于模型(1)為probit模型，因此，LTCij的系數(shù)估計值β1j并非家庭照料對健康的邊際效應，實證分析中將進一步估計邊際效應。

三、家庭照料對健康影響的實證分析

(一)家庭照料對失能老人健康的影響

如前所述，由于存在內(nèi)生性與自選擇偏誤，基于遞歸雙變量probit模型，以失能老人的子女數(shù)和同住家庭成員數(shù)為工具變量，估計家庭照料對失能老人身體健康和心理健康的影響。估計結(jié)果如表3所示，報告了變量的系數(shù)估計值和邊際效應。④

可以發(fā)現(xiàn)，家庭照料顯著改善了失能老人的心理健康水平。在表3模型(1)和模型(2)中，家庭照料對身體健康的系數(shù)估計值為0.153，但并不顯著，對心理健康的系數(shù)估計值為-1.211，且在1%的水平上統(tǒng)計顯著。這表明，對于失能老人而言，家庭照料能顯著降低其心理抑郁的概率，但對其身體健康沒有顯著影響。對應地估計邊際效應得到，家庭照料使失能老人心理抑郁的概率顯著降低了37.3%。從失能老人的個人特征來看，男性失能老人抑郁的概率比女性

表3 家庭照料對失能老人健康的影響(全樣本)

低7.4%；年齡對失能老人的身體健康有顯著影響；子女數(shù)和家庭成員數(shù)越多，失能老人獲得家庭照料的概率越大。

表4所示為家庭照料對城鎮(zhèn)和農(nóng)村失能老人身體健康和心理健康的影響。首先，家庭照料顯著改善了城鎮(zhèn)失能老人的身體健康和心理健康水平。在表4模型(1)和模型(2)中，家庭照料的系數(shù)估計值分別為1.316和-1.582，且均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明家庭照料能夠顯著提高城鎮(zhèn)失能老人身體健康的概率，并降低其心理抑郁風險。對應地估計邊際效應得到，家庭照料使城鎮(zhèn)失能老人身體健康的概率顯著提高了42.8%，同時使其心理抑郁的概率顯著降低了45.6%。從城鎮(zhèn)失能老人的個人特征來看，年齡仍然只對身體健康有顯著影響；婚姻狀態(tài)對心理健康有顯著影響；子女數(shù)和家庭成員數(shù)越多，城鎮(zhèn)失能老人獲得家庭照料的概率越大。

其次，家庭照料顯著改善了農(nóng)村失能老人的心理健康水平。在表4模型(3)和模型(4)中，家庭照料對身體健康的系數(shù)估計值為0.010但并不顯著，對心理健康的系數(shù)估計值為-1.275且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明對于農(nóng)村失能老人而言，家庭照料僅能顯著降低其心理抑郁風險，對其身體健康沒有顯著作用。對應地估計邊際效應得到，家庭照料使農(nóng)村失能老人心理抑郁的概率顯著降低了38.3%，這一影響明顯小于城鎮(zhèn)失能老人。子女數(shù)和家庭成員數(shù)越多，農(nóng)村失能老人獲得家庭照料的概率越大。

因此，家庭照料有助于改善失能老人的健康狀況，并且對健康的影響存在一定的城鄉(xiāng)差異。家庭照料對城鎮(zhèn)失能老人身體健康和心理健康均產(chǎn)生積極影響；但僅對農(nóng)村失能老人的心理健康產(chǎn)生積極作用。

(二)家庭照料對照料者健康的影響

表5所示為家庭照料對照料者身體健康和心理健康的影響?？梢园l(fā)現(xiàn)，家庭照料會損害照料者的身體健康和心理健康。在表5模型(1)和模型(2)中，家庭照料對身體健康和心理健康的系

表4 家庭照料對城鄉(xiāng)失能老人健康的影響

數(shù)估計值分別為-0.590和1.458，邊際效應值分別為-0.187和0.509，且均在1%的統(tǒng)計水平上顯著。這表明，對于照料者而言，家庭照料使照料者身體健康的概率顯著降低18.7%，并使其抑郁的概率顯著提高50.9%。從照料者的個體特征來看，與女性照料者相比，男性照料者身體健康的概率提高3.1%，抑郁的概率降低8.5%；與其他婚姻狀態(tài)相比，已婚照料者身體健康的概率提高7.5%，抑郁的概率降低7.6%；漢族照料者抑郁的概率比其他民族高3.6%；年齡對身體健康和心理健康均有顯著影響；受教育程度越高的照料者，身體健康和心理健康水平越高；子女數(shù)越多、家庭成員數(shù)越少，城鄉(xiāng)居民提供家庭照料的概率越大。

表6所示為家庭照料對城鎮(zhèn)和農(nóng)村照料者身體健康和心理健康的影響。首先，家庭照料顯著降低了城鎮(zhèn)照料者的心理健康水平。在表6模型(1)和模型(2)中，家庭照料對身體健康的系數(shù)估計值為-0.334，但不顯著，對心理健康的系數(shù)估計值為1.183，且在1%統(tǒng)計水平上顯著。這表明家庭照料對城鎮(zhèn)照料者的身體健康沒有影響，但不利于照料者的心理健康，會增加其出現(xiàn)

表5 家庭照料對照料者健康的影響(全樣本)

抑郁的風險。對應地估計邊際效應得到，家庭照料使城鎮(zhèn)照料者抑郁的概率顯著提升了41.7%。從城鎮(zhèn)照料者的個人特征來看，男性照料者的心理健康水平高于女性；已婚照料者的身體健康和心理健康水平均高于其他婚姻狀態(tài)的照料者；其他民族照料者的身體健康水平高于漢族；受教育程度越高的照料者，身體健康和心理健康水平也越高。另外，選擇方程的估計結(jié)果與前文一致。

其次，家庭照料顯著降低了農(nóng)村照料者的身體健康和心理健康水平。在表6模型(3)和模型(4)中，家庭照料的系數(shù)估計值分別為-0.573和1.422，且均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明家庭照料顯著降低了農(nóng)村照料者身體健康的概率，同時提高了其出現(xiàn)抑郁的概率。對應地估計邊際效應得到，家庭照料使農(nóng)村照料者身體健康的概率降低了18.8%，并使其心理抑郁的概率提升了49.4%，這一影響明顯大于城鎮(zhèn)照料者。從農(nóng)村照料者的個人特征來看，男性照料者的身體健康和心理健康水平均高于女性；年齡對身體健康和心理健康均有顯著影響；已婚照料者的身體健康和心理健康水平均高于其他婚姻狀態(tài)的照料者；漢族照料者的身體健康水平高于其他民族；受教育程度越高的照料者，身體健康和心理健康水平也越高。另外，選擇方程的估計結(jié)果與前文一致。

因此，家庭照料不利于照料者的身心健康，并且對城鄉(xiāng)照料者的影響存在一定的差異。對于農(nóng)村照料者而言，家庭照料顯著降低了其身體健康和心理健康水平；而對于城鎮(zhèn)照料者而言，家庭照料僅顯著降低了其心理健康水平。

(三)穩(wěn)健性檢驗

前文實證分析了家庭照料對失能老人及其照料者身體健康和心理健康的因果效應及城鄉(xiāng)差異。本部分將失能老人替換為所有的失能者(包括60歲以下人口)，即研究對象為全體失能人員及其照料者，以檢驗研究結(jié)論的穩(wěn)健性。穩(wěn)健性檢驗的主要結(jié)果如表7所示。

首先，對于失能者而言，不管是全樣本還是城鄉(xiāng)分組樣本，估計結(jié)果均與失能老人的估計結(jié)果一致。模型(1)和模型(2)的系數(shù)估計值分別為0.512和-1.095，前者不顯著而后者在1%的水平上顯著，表明家庭照料使得失能者心理抑郁的概率降低；模型(3)和模型(4)的系數(shù)估計值分別為1.326和-1.090，且分別在1%和10%的水平上顯著，表明家庭照料能夠使城鎮(zhèn)失能者身體健康的概率增加、心理抑郁的概率降低；模型(5)和模型(6)的系數(shù)估計值分別為0.172

表6 家庭照料對城鄉(xiāng)照料者健康的影響

表7 穩(wěn)健性檢驗

和-1.319，前者不顯著而后者在1%的水平上顯著，表明家庭照料能夠使農(nóng)村失能者心理抑郁的概率降低。

其次，對于照料者而言，不管是全樣本還是城鄉(xiāng)分組樣本，估計結(jié)果也與前文照料者的估計結(jié)果一致。模型(1)和模型(2)的系數(shù)估計值分別為-0.538和1.225，且均在1%的水平上顯著，表明家庭照料使照料者身體健康的概率降低、心理抑郁的概率增加；模型(3)和模型(4)的系數(shù)估計值分別為-0.301和1.014，前者不顯著而后者在1%的水平上顯著，表明家庭照料使城鎮(zhèn)照料者心理抑郁的概率增加；模型(5)和模型(6)的系數(shù)估計值分別為-0.530和1.139，且均在1%的水平上顯著，表明家庭照料使農(nóng)村照料者身體健康的概率降低、心理抑郁的概率增加。

因此，檢驗結(jié)果表明本文的估計結(jié)果和研究結(jié)論是穩(wěn)健的。簡而言之，家庭照料能夠顯著改善城鎮(zhèn)失能老人的身心健康、農(nóng)村失能老人的心理健康，但不利于城鎮(zhèn)照料者的心理健康、農(nóng)村照料者的身心健康。

四、結(jié)論與討論

(一)結(jié)論

第一，家庭照料有助于改善失能老人的身體健康和心理健康，但對農(nóng)村失能老人的身體健康沒有顯著影響。家庭照料使城鎮(zhèn)失能老人身體健康的概率增加42.8%、心理抑郁的概率降低45.6%；并且使農(nóng)村失能老人抑郁的概率降低38.3%。第二，家庭照料不利于照料者的身體健康和心理健康，但對城鎮(zhèn)照料者的身體健康沒有顯著影響。家庭照料使農(nóng)村照料者身體健康的概率降低18.8%、心理抑郁的概率增加49.4%；并且使城鎮(zhèn)照料者抑郁的概率增加41.7%。由此來看，傳統(tǒng)家庭照料雖然有助于保障和維持失能老人的身心健康，但對提供長期照料的家庭成員的身心健康帶來了較大損害，同時由于家庭小型化和老年空巢化，照料服務由單一家庭轉(zhuǎn)向市場和社會將是一種必然。

(二)討論

家庭照料是目前中國長期照料的主要方式。然而，由于人口老齡化進程與城鎮(zhèn)化加速、家庭結(jié)構(gòu)小型化、空巢化相伴隨，尤其是“421”和“842”的三代家庭人口結(jié)構(gòu)模式使得家庭護理功能弱化，“一人失能、全家失衡”成為不少家庭面臨的難題，因此，長期照料的社會需求逐漸增大，失能人員長期護理保障不足已經(jīng)成為亟待解決的社會性問題。

為了滿足失能人員的長期照料需求，同時緩解家庭照料壓力，2016年，中國長期護理保險開始試點。截至2020年，長期護理保險試點城市增至49個。長期護理保險制度已經(jīng)在試點地區(qū)取得了一定的成效，各試點地區(qū)結(jié)合當?shù)貙嶋H，制定了參保范圍和待遇支付標準等，并形成了多種護理模式。比如，青島護理服務提供了專護、院護、家護、巡護四種保障模式，從而豐富和拓展了社會照料。

本文認為應加強長期護理保險制度對社會照料的鼓勵和支持，尤其是支持發(fā)展由社會機構(gòu)和社區(qū)提供上門服務和日托服務的居家照料，并以此減輕家庭照料者負擔、提升家庭照料效果。此外，考慮到家庭照料的效果存在城鄉(xiāng)差異，對城鎮(zhèn)和農(nóng)村的長期護理保險制度安排也應各有側(cè)重。具體地，第一，有效使用服務和現(xiàn)金補貼兩種方式，使失能老人有條件接受更加專業(yè)的社會照料服務(重點為上門服務和日托服務)，尤其是對農(nóng)村失能老人提供必要的、專業(yè)的照料服務，彌補家庭照料的不足，更好地保障失能老人的身心健康，并緩解家庭照料壓力。第二，在社會機構(gòu)和社區(qū)進行居家照料的過程中，對家庭照料者提供一定的技術(shù)支持，從而在社會照料之余有效發(fā)揮家庭照料對失能老人身體健康的積極影響。第三，不管是社會照料還是家庭照料，適當對照料者提供一定的心理咨詢服務和幫助，以降低其在長期照料中抑郁的風險?？偠灾?，需要構(gòu)建和完善以失能老人為主、兼顧照料者的長期護理保險制度，需要圍繞服務和現(xiàn)金補貼，對城鎮(zhèn)和農(nóng)村提供差異化的制度安排。

注釋：

① CHARLS問卷通過基本日?；顒?ADL：穿衣、洗澡、吃飯、上下床、上廁所、控制大小便)和需要輔助工具的日?；顒?IADL：做家務、做飯、購物、管錢、吃藥、打電話)調(diào)查了受訪者日常生活自理能力。ADL和IADL問題均有四個選項：沒有困難、有困難但可以完成、有困難需要幫助、無法完成，任何一項有困難則定義為日常生活自理能力有困難，任何一項有困難且需要幫助則定義為日常生活需要幫助。

② 圖1曲線上的每一點表示每一特定年齡的平均健康水平。

③ 子女指的是受訪者健在的子女，家庭成員指的是與受訪者共同居住且共享生活收支的人。

④ 由于probit模型的系數(shù)估計值并不代表邊際影響，因此本文利用margins命令使用反事實方法估計得到了邊際效應，即假定解釋變量變化1個單位，被解釋變量的平均變化。