韓 笑 吳宇鳳

一、引 言

我國是世界上老年人口最多的國家。第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，截至2020年底，我國60歲及以上人口為2.64億，占總?cè)丝诘谋戎馗哌_(dá)18.7%。(1)國家統(tǒng)計局：《第七次全國人口普查公報(第五號)》，中國政府網(wǎng)，2021-05-11，http://www.gov.cn/guoqing/2021-05/13/content_5606149.htm，訪問日期：2022-03-27。老年人口占比的持續(xù)上升帶來了較大的疾病負(fù)擔(dān)和護(hù)理需求。(2)Tang S.，Ehiri J.，Long Q.，“China’s Biggest, Most Neglected Health Challenge: Non-communicable Diseases，” Infectious Diseases of Poverty，No.2，2013.調(diào)查顯示，與低齡老人(60～79歲)相比，高齡老人(80歲及以上)的身體機(jī)能和自理能力出現(xiàn)較為迅速和顯著的退化，重度失能和完全依賴他人照料的人群占比從低齡老人的6%上升至高齡老人的26%。(3)中國保險行業(yè)協(xié)會： 《2016中國長期護(hù)理調(diào)研報告》，中國保險行業(yè)協(xié)會官網(wǎng)，2017-01-03，http://www.iachina.cn/art/2017/1/3/art_793_87922.html，訪問日期：2022-03-27。如何提高老年人生活質(zhì)量、減輕家庭養(yǎng)老壓力成為亟待解決的社會問題。2016年，人力資源和社會保障部辦公廳發(fā)布《關(guān)于開展長期護(hù)理保險制度試點(diǎn)的指導(dǎo)意見》(以下簡稱《指導(dǎo)意見》)，提出以社會互助共濟(jì)的方式籌集資金，建立為長期失能人員基本生活照料和與基本生活密切相關(guān)的醫(yī)療護(hù)理提供資金或服務(wù)保障的長期護(hù)理保險制度。這標(biāo)志著國家層面啟動長期護(hù)理保險制度建設(shè)。

長期護(hù)理保險設(shè)計的初衷是為失能人員提供經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償和護(hù)理服務(wù)保障，該類護(hù)理服務(wù)不以治愈為主要目的，其意義在于盡可能長地維持個體的身體機(jī)能。目前，我國長期護(hù)理保險制度仍處于發(fā)展初期，各試點(diǎn)地區(qū)政策措施呈現(xiàn)出多樣化、碎片化的特點(diǎn)。隨著長期護(hù)理保險政策的推廣和完善，與失能防護(hù)和待遇領(lǐng)取相關(guān)的信息日益進(jìn)入大眾視野，加之媒體的宣傳作用，預(yù)期人們將對自身長期護(hù)理風(fēng)險產(chǎn)生更多關(guān)注，試點(diǎn)地區(qū)居民的生活方式和健康行為也將發(fā)生改變。一方面，由于長期護(hù)理保險降低了參保人在失能后面臨的邊際護(hù)理成本，因此可能會使其降低在出險前防范相應(yīng)疾病風(fēng)險的投入，增加進(jìn)行不健康行為的概率，即出現(xiàn)一定的“事前道德風(fēng)險效應(yīng)”。另一方面，在長期護(hù)理保險制度的推廣過程中，失能風(fēng)險和疾病風(fēng)險的相關(guān)知識得到普及和宣傳，參保人與醫(yī)護(hù)人員、護(hù)理機(jī)構(gòu)的接觸機(jī)會增加(4)Dave D.，Kaestner R.，“Health Insurance and Ex Ante Moral Hazard: Evidence from Medicare，” International Journal of Health Care Finance and Economics，No.9，2009.，有利于提高個體對失能風(fēng)險、健康知識和致病原因的認(rèn)知，一定程度上提升個體的健康意識和健康素養(yǎng)(5)Martin L.，Parker R.，“Insurance Expansion and Health Literacy，” JAMA，No.306，2011.，預(yù)期將改變個體的風(fēng)險偏好行為，對健康預(yù)防行為產(chǎn)生一定的積極作用，即長期護(hù)理保險的“風(fēng)險認(rèn)知提升效應(yīng)”。

已有文獻(xiàn)對上述“事前道德風(fēng)險效應(yīng)”和“風(fēng)險認(rèn)知提升效應(yīng)”進(jìn)行了研究。在“事前道德風(fēng)險效應(yīng)”方面，有學(xué)者基于健康生產(chǎn)函數(shù)首次探討了健康保險帶來的事前道德風(fēng)險行為，發(fā)現(xiàn)由于健康保險降低了醫(yī)療服務(wù)的邊際價格，因此個人對事前疾病防范的投入減少。(6)Ehrlich I.，Becker G.，“Market Insurance, Self-insurance, and Self-protection，” Foundations of Insurance Economics，No.80，1992.此后，來自美國和非洲的研究同樣證實(shí)了事前道德風(fēng)險的存在：有研究發(fā)現(xiàn)美國醫(yī)療保險覆蓋糖尿病治療費(fèi)用后，糖尿病患者自我健康管理的努力程度下降、超重的概率顯著提高(7)Klick J.，Stratmann T.，“Diabetes treatments and Moral Hazard，” The Journal of Law and Economics，No.50，2007.；有研究發(fā)現(xiàn)非洲加納的健康保險計劃減少了人們對瘧疾的預(yù)防，降低了人們購買和使用經(jīng)殺蟲劑處理過的蚊帳的激勵(8)Yilma Z.，Van Kempen L.，De Hoop T.，“A Perverse ‘Net’ Effect? Health Insurance and Ex-Ante Moral Hazard in Ghana，” Social Science & Medicine，No.75，2012.。基于中國的實(shí)證研究也顯示，醫(yī)療保險降低了被保險人防范疾病風(fēng)險的努力程度，導(dǎo)致參保者久坐、吸煙、過量飲酒、體重超重的概率增加(9)彭曉博、秦雪征：《醫(yī)療保險會引發(fā)事前道德風(fēng)險嗎？理論分析與經(jīng)驗證據(jù)》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)》2015年第1期。、鍛煉的激勵下降(10)傅虹橋、袁東、雷曉燕：《健康水平，醫(yī)療保險與事前道德風(fēng)險——來自新農(nóng)合的經(jīng)驗證據(jù)》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)》2017年第2期。然而，也有部分研究認(rèn)為健康保險不會顯著引發(fā)事前道德風(fēng)險行為，如Courbage 和 Coulon利用英國家庭調(diào)查微觀數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，商業(yè)健康保險對吸煙、運(yùn)動等行為不存在顯著影響。。在“風(fēng)險認(rèn)知提升效應(yīng)”方面，由于長期護(hù)理保險建立和發(fā)展的時間較短，對大多數(shù)人群而言是新鮮事物，民眾對失能風(fēng)險和護(hù)理需求的認(rèn)知也較為欠缺。隨著長期護(hù)理保險制度的建立和推廣，政府對試點(diǎn)政策措施的宣傳及親人、鄰居、朋友享受長期護(hù)理保險待遇等相關(guān)信息的傳播對個體起到了一定的示范作用(11)Zhou-Richter T.，Browne M.，Gründl H.，“Don’t They Care? Or, Are They Just Unaware? Risk Perception and the Demand for Long-term Care Insurance，” Journal of Risk and Insurance，No.77，2010.，有利于提高其對失能風(fēng)險、健康知識和致病原因的認(rèn)知程度(12)Coe N.，Skira M.，Van Houtven C.，“Long-term Care Insurance: Does Experience Matter?” Journal of Health Economics，No.40，2015.，這將改變個體的健康意識和健康素養(yǎng)水平，預(yù)期將對個體的健康預(yù)防行為產(chǎn)生積極作用。

基于上述動機(jī)，個體在受到長期護(hù)理保險覆蓋之后，將可能同時受到由信息不對稱引起的“事前道德風(fēng)險效應(yīng)”和由健康知識的宣傳普及帶來的“風(fēng)險認(rèn)知提升效應(yīng)”，預(yù)期對參保者的健康風(fēng)險、經(jīng)濟(jì)風(fēng)險及長期護(hù)理保險基金的可持續(xù)性都將產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。綜上，長期護(hù)理保險對個體健康預(yù)防行為的影響機(jī)制如圖1所示，兩條機(jī)制相互抵消，最終對個體健康預(yù)防行為的影響未知。

圖1 長期護(hù)理保險影響參保者健康預(yù)防行為機(jī)制

本文從實(shí)證分析角度(13)感興趣的讀者可向作者索要理論模型部分。分析長期護(hù)理保險與居民健康預(yù)防行為的關(guān)系。本文的貢獻(xiàn)在于以下四個方面：首先，本文較為全面地整理了全國76個試點(diǎn)城市的政策文件，對各地的制度差異(包括參保條件、目標(biāo)人群、待遇水平、支付方式等)進(jìn)行了歸納，建立了全國性的長期護(hù)理保險政策數(shù)據(jù)庫，為研究其制度效應(yīng)提供了一個理想試驗場。第二，本文創(chuàng)新性地研究了我國長期護(hù)理保險制度對健康預(yù)防行為的影響，并以個體的“風(fēng)險認(rèn)知水平”為中介變量研究了其改變參保者健康預(yù)防行為的傳導(dǎo)機(jī)制，研究結(jié)果對完善我國長期護(hù)理保險制度具有積極意義。第三，已有的類似研究難以解決可能的內(nèi)生性問題——由于試點(diǎn)城市的經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平、醫(yī)療衛(wèi)生水平及醫(yī)?；鸪渥闱闆r等可能同時對長期護(hù)理保險試點(diǎn)的選址和個體的健康預(yù)防行為產(chǎn)生影響，因此研究的內(nèi)生性問題較為突出。(14)Stanciole A.， “Health Insurance and Life Style Choices: Identifying the Ex Ante Moral Hazard，” IRISS Working Papers,No. 2007-10，2007，https://liser.elsevierpure.com/ws/portalfiles/portal/11787401/Working+Paper+n%C2%B02007-10，CEPS/INSTEAD.本文在個體層面、家庭層面和城市層面對處理組和對照組樣本進(jìn)行了傾向得分匹配，滿足了雙重差分法對分組隨機(jī)性的要求。第四，本文是少有的探討長期護(hù)理保險對健康預(yù)防行為影響的異質(zhì)性的文章，回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)在健康狀況較好(或受教育水平較高)的人群中，長期護(hù)理保險對健康預(yù)防行為存在更大的負(fù)面影響。

本文余下部分安排如下：第二部分整理歸納了我國長期護(hù)理保險試點(diǎn)的政策特征；第三部分介紹數(shù)據(jù)、變量構(gòu)造及處理組、對照組的選??；第四部分介紹實(shí)證方法；第五部分展示核心結(jié)果、傳導(dǎo)機(jī)制及異質(zhì)性分析；第六部分是穩(wěn)健性檢驗；第七部分是結(jié)論和政策建議。

二、制度背景

長期護(hù)理保險制度可以追溯到20世紀(jì)60年代的美國。商業(yè)長期護(hù)理保險在美國保險市場誕生后，迅速發(fā)展為最受廣大家庭歡迎的商業(yè)險種之一。此后，由政府開展的公共長期護(hù)理保險制度分別在德國、法國、日本、韓國等老齡化嚴(yán)重的國家建立，目前均保持了良好的發(fā)展勢頭。在我國，公共長期護(hù)理保險制度最初于2012年在青島市設(shè)立試點(diǎn)，為全國范圍內(nèi)開展長期護(hù)理保險試點(diǎn)積累了寶貴經(jīng)驗。2016年，人力資源和社會保障部辦公廳發(fā)布《關(guān)于開展長期護(hù)理保險制度試點(diǎn)的指導(dǎo)意見》(人社廳發(fā)〔2016〕80號)對長期護(hù)理保險的保障范圍、參保對象、資金籌集、待遇支付等內(nèi)容進(jìn)行了規(guī)定，并將承德市、長春市等15個城市列為第一批試點(diǎn)。(15)15個試點(diǎn)城市分別為：承德市、長春市、齊齊哈爾市、上海市、南通市、蘇州市、寧波市、安慶市、上饒市、青島市(2012年覆蓋城鎮(zhèn)職工，2015年覆蓋城鄉(xiāng)居民)、荊門市、廣州市、重慶市(僅巴南區(qū)、大渡口區(qū)、石柱縣、墊江縣)、成都市、石河子市。此外，以下20個城市也在《指導(dǎo)意見》發(fā)布后開展了長期護(hù)理保險試點(diǎn)：吉林市、通化市、松原市、梅河口市、琿春市、濟(jì)南市、淄博市、棗莊市、東營市、煙臺市、濰坊市、濟(jì)寧市、泰安市、威海市、日照市、臨沂市、德州市、聊城市、濱州市、菏澤市。2020年9月，醫(yī)保局、財政部發(fā)布《關(guān)于擴(kuò)大長期護(hù)理保險制度試點(diǎn)的指導(dǎo)意見》(醫(yī)保發(fā)〔2020〕37號)，在原來試點(diǎn)城市的基礎(chǔ)上新增14個試點(diǎn)城市。(16)第二批的14個城市分別為：北京市(石景山區(qū))、天津市、晉城市、呼和浩特市、盤錦市、福州市、開封市、湘潭市、南寧市、黔西南布依族苗族自治州、昆明市、漢中市、甘南藏族自治州、烏魯木齊市。與此同時，許多未被國家列入試點(diǎn)的城市也自行開展了長期護(hù)理保險試點(diǎn)工作。截至2022年1月，共有27個省份的76個城市先后成為長期護(hù)理保險試點(diǎn)城市(17)76個試點(diǎn)城市主要政策信息作者整理為附錄，感興趣的讀者可向作者索要。，只有寧夏、西藏、海南、青海和香港、澳門、臺灣尚未試點(diǎn)。接下來，本文從參保對象、保障范圍、待遇支付三個方面對各試點(diǎn)長期護(hù)理保險政策進(jìn)行總結(jié)。

關(guān)于參保對象，幾乎所有試點(diǎn)城市的長期護(hù)理保險制度均依托已有的基本醫(yī)療保險建立，其啟動資金主要依靠醫(yī)?；饎潛?，因此其覆蓋群體為職工醫(yī)保和(或)居民醫(yī)保參保人。

關(guān)于保障范圍，長期護(hù)理保險旨在為臥床六個月及以上的重度失能人群(Barthel評分小于40分或5～6個ADL項目受限)提供基本生活照料和醫(yī)療護(hù)理服務(wù)費(fèi)用報銷，部分試點(diǎn)城市根據(jù)當(dāng)?shù)乩淆g化程度和基金充足情況為中度失能人群及失智人群提供護(hù)理保障。

關(guān)于待遇支付，大多數(shù)試點(diǎn)城市采用“服務(wù)給付”的方式，對符合條件的護(hù)理費(fèi)用根據(jù)失能水平和服務(wù)類型按不同的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行定額報銷或比例報銷。總體而言，報銷比例約為護(hù)理服務(wù)實(shí)際花費(fèi)的70%。為了鼓勵親屬提供居家護(hù)理，部分試點(diǎn)城市還對一段時間內(nèi)連續(xù)接受該類“親情護(hù)理”的失能者給予一定的現(xiàn)金給付。

截至2020年，我國長期護(hù)理保險制度運(yùn)行取得了重要進(jìn)展，參保人數(shù)達(dá)1.08億，享受待遇人數(shù)達(dá)83.5萬；定點(diǎn)護(hù)理服務(wù)機(jī)構(gòu)增至4,845個，護(hù)理服務(wù)人員約19.1萬人。(18)國家醫(yī)療保障局：《2020年全國醫(yī)療保障事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報》，國家醫(yī)療保障局官網(wǎng)，2021-06-08，http://www.nhsa.gov.cn/art/2021/6/8/art_7_5232.html，訪問日期：2022-03-27。在長期護(hù)理保險制度推廣速度加快、試點(diǎn)政策及配套措施設(shè)計進(jìn)入深水區(qū)的當(dāng)下，研究長期護(hù)理保險對居民健康預(yù)防行為的影響具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

三、數(shù)據(jù)與變量

(一)數(shù)據(jù)

本文利用CHARLS數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，這是一套旨在收集代表中國45歲及以上中老年人家庭和個人的高質(zhì)量微觀數(shù)據(jù)。CHARLS問卷內(nèi)容豐富，包括個人基本信息，家庭結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)支持，健康狀況，體格測量，醫(yī)療服務(wù)利用和醫(yī)療保險，工作、退休和養(yǎng)老金、收入、消費(fèi)、資產(chǎn)，以及社區(qū)基本情況等。(19)雖然CHARLS在2018年的問卷中設(shè)計了“是否參加了長期護(hù)理保險” “是否享受過長期護(hù)理保險的待遇” “長期護(hù)理保險支付或部分支付了哪些服務(wù)費(fèi)用”等與長期護(hù)理保險相關(guān)的問題，但該類變量的缺失值較多，無法直接用于回歸。CHARLS于2011年在全國28個省(自治區(qū)、直轄市)的150個縣、450個社區(qū)(村)開展基線調(diào)查，于2013、2015、2018年分別開展追蹤調(diào)查。至2018年全國追訪完成時，CHARLS樣本已覆蓋總計1.24萬戶家庭中的1.9萬名受訪者。

本文研究樣本為2011、2013、2015、2018年參與調(diào)查的受訪者，共計80,525個樣本(其中2011年樣本量為18,245個；2013年樣本量為19,666個；2015年樣本量為21,801個；2018年樣本量為20,813個)。圖2展示了CHARLS歷年調(diào)查時間及長期護(hù)理保險試點(diǎn)開展的時間。由于我國長期護(hù)理保險最早在2012年從青島市開始試點(diǎn)，之后在其他城市陸續(xù)實(shí)施，因此本文采用多期雙重差分的實(shí)證方法進(jìn)行研究，處理組為戶口所在地位于2018年7月(20)CHARLS調(diào)查一般在每個調(diào)查年份的7月到8月進(jìn)行，因此本文將處理組選為在最后一次CHARLS調(diào)查(2018年7～8月)之前實(shí)施長期護(hù)理保險的城市中的職工和居民。之前實(shí)施長期護(hù)理保險的城市且被相應(yīng)基本醫(yī)療保險(職工醫(yī)保/居民醫(yī)保)覆蓋的個體；對照組為戶口所在地位于2018年7月之前未實(shí)施長期護(hù)理保險的城市的個體。由于本文研究的是健康參保人群的健康預(yù)防行為，因此本文刪除了存在失能狀況的樣本(21)由于存在失能情況的個體難以自主進(jìn)行體育鍛煉、定期體檢等健康預(yù)防行為，因而本文將該部分群體排除在外。具體篩選標(biāo)準(zhǔn)為，若受訪者存在下列至少一種殘疾問題，則從回歸樣本中刪去：軀體殘疾，大腦受損/智力缺陷，失明或半失明，聾或半聾，啞或嚴(yán)重口吃。此外，若受訪者因為身體、精神、情感或者記憶方面的原因?qū)е峦瓿上率鋈我蝗粘Ｐ袨闀r存在困難或無法完成，也納入回歸樣本：穿衣(包括從衣櫥中拿出衣服、穿上衣服、扣上紐扣、系上腰帶)，吃飯(當(dāng)飯菜準(zhǔn)備好以后，自己吃飯定義為用餐，如夾菜)，上廁所(包括蹲下、站起)，控制大小便(自己能夠使用導(dǎo)尿管或者尿袋算能夠控制自理)，洗澡，起床、下床，在椅子上久坐了再站起來，走100米，連續(xù)不停地爬幾層樓。(剩余33,858個樣本)。同時，本文刪除了與參保者同屬一個家庭(22)在任一成員參加長期護(hù)理保險的家庭中(共2,120個個體)，有66.1%的個體自身和配偶均參加了長期護(hù)理保險；有22.1%的個體自身參加了但配偶未參加；有11.8%的個體自身未參加但配偶參加了。或同屬一個居委會/村委會(23)在任一成員參加長期護(hù)理保險的社區(qū)中(共4,972個個體)，有62.4%的個體自身未參加，但社區(qū)中有至少1人參加了長期護(hù)理保險；有37.6%的個體自身參加且社區(qū)中還有至少1人參加了長期護(hù)理保險；不存在個體自身參加但社區(qū)中再無其他人參加長期護(hù)理保險的情況。的未參保個體，以排除知識傳播對未參保個體(屬于對照組)健康預(yù)防行為產(chǎn)生影響帶來的回歸噪音(剩余21,925個樣本)。接著，本文刪除了在核心因變量、中介變量和控制變量中存在缺失值的樣本，最后得到16,613個觀測值(2011年3,938個，2013年4,083個，2015年4,206個，2018年4,386個；處理組樣本1,246個，對照組樣本15,367個)。其中，49.3%為女性樣本，55.6%的個體居住在農(nóng)村，60歲及以上老年人占比45.7%，樣本結(jié)構(gòu)較為科學(xué)，適于反映健康參保者及其家庭成員健康預(yù)防行為的影響因素。(24)由于后文在雙重差分前使用了傾向得分匹配方法，因此回歸樣本預(yù)計將會進(jìn)一步減少。

圖2 CHARLS歷年調(diào)查時間及長期護(hù)理保險試點(diǎn)開展時間

(二)變量

本文的解釋變量為“是否受到長期護(hù)理保險覆蓋”(是=1，否=0)，當(dāng)個體戶口所在地位于在當(dāng)年及之前實(shí)施長期護(hù)理保險的城市且個體被相應(yīng)職工醫(yī)保/居民醫(yī)保覆蓋的，該變量取值為1；否則取值為0。被解釋變量為受訪者在過去的一年中“是否體檢” “是否經(jīng)常體育鍛煉” “是否吸煙” “是否過量飲酒”。健康行為(定期體檢、體育鍛煉)的減少和不健康行為(吸煙、過量飲酒)的增加會導(dǎo)致個體患病的概率上升，而長期失能一般出現(xiàn)在個體罹患難以治愈的慢性病(如心臟病、中風(fēng)、癌癥、關(guān)節(jié)炎等)之后。因此，不良的生活習(xí)慣使個體的失能期發(fā)生更早、持續(xù)時間更長、失能狀態(tài)更嚴(yán)重。下面對各被解釋變量進(jìn)行說明：

1. 定期體檢。定期體檢能夠幫助人們及時干預(yù)或終止疾病的發(fā)生和發(fā)展(25)趙玲玲、陳志恒：《輕松看懂體檢報告》，湖南科學(xué)技術(shù)出版社，2011年。，實(shí)現(xiàn)早期發(fā)現(xiàn)、早期治療，對于控制難以治愈的慢性病(如高血壓、糖尿病等)來說尤為重要。

2. 體育鍛煉。根據(jù)2014年國家體育總局發(fā)布的全民健身活動狀況調(diào)查，我國20～69歲城鄉(xiāng)居民中經(jīng)常參加體育鍛煉的比例僅為14.7%，缺乏身體活動成為慢性病發(fā)生的主要原因之一。(26)健康中國行動推進(jìn)委員會：《健康中國行動(2019—2030年)》，中國政府網(wǎng)，2019-07-15，http://www.gov.cn/xinwen/2019-07/15/content_5409694.htm，訪問日期：2022-03-27。研究發(fā)現(xiàn)，規(guī)律的體育鍛煉能夠幫助個體持續(xù)擁有活力，增強(qiáng)靈活性、耐力、平衡力和肌肉強(qiáng)度，顯著延緩失能、失智的發(fā)生。

3. 吸煙。研究發(fā)現(xiàn)，煙草嚴(yán)重危害人民健康，吸煙易引起慢性阻塞性肺疾病等多種呼吸系統(tǒng)疾病和冠狀動脈粥樣硬化等心腦血管疾病，還會增加個體患癌癥的風(fēng)險。(27)楊姍姍、何耀：《吸煙與心腦血管疾病系列研究報告》，《心腦血管病防治》2017年第5期。與非吸煙者相比，吸煙者進(jìn)養(yǎng)老院的時間更早、接受養(yǎng)老院護(hù)理的時間更長。(28)Hurd M.，Michaud P.，Rohwedder S.，“The Lifetime Risk of Nursing Home Use，” in “Discoveries in the Economics of Aging，” University of Chicago Press，2014.吸煙量越大、吸煙年限越長，疾病的發(fā)病風(fēng)險越高(29)王辰：《呼吸與危重癥醫(yī)學(xué)》，人民衛(wèi)生出版社，2011年。，給個體和家庭帶來的健康風(fēng)險和經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)越大(30)據(jù)估計，全世界每3個吸煙者中就有1個死于吸煙相關(guān)疾病，吸煙者的平均壽命比非吸煙者縮短10年；我國現(xiàn)有吸煙者逾3億，每年因吸煙相關(guān)疾病所致的死亡人數(shù)超過100萬，因二手煙暴露導(dǎo)致的死亡人數(shù)超過10萬。參見健康中國行動推進(jìn)委員會： 《健康中國行動(2019—2030年)》，中國政府網(wǎng)，2019-07-15，http://www.gov.cn/xinwen/2019-07/15/content_5409694.htm。。

4. 過量飲酒。首先，過量攝入酒精會降低人的注意力和判斷力，造成視線模糊、口齒不清、失去平衡能力等，影響人的記憶力；其次，過量飲酒也會加重肝臟負(fù)擔(dān)，嚴(yán)重影響肝臟正常的功能，并且酒精在肝臟代謝過程中會產(chǎn)生致癌物乙醛，增加個體心力衰竭和罹患癌癥的風(fēng)險；最后，長期過量飲酒會損傷胃腸黏膜，造成胃炎、胃潰瘍、腸炎等疾病。

本文選取受訪者的健康風(fēng)險認(rèn)知偏差作為中介變量，該變量衡量了個體的主觀健康評價偏離客觀健康水平的嚴(yán)重程度，具體構(gòu)造方法與Kaplan 和 Anderson(31)Kaplan R.，Anderson J.，“A General Health Policy Model: Update and Applications，” Health Services Research，No.23，1988.的相同。本文使用溫忠麟和葉寶娟(32)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。提出的五步檢驗法對中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(33)關(guān)于中介變量(健康風(fēng)險認(rèn)知偏差)構(gòu)造方法，感興趣的讀者可向作者索要。。

本文控制變量包括個人基本特征變量(年齡、性別、民族、居住地區(qū)、戶口類型、婚姻狀況、是否獨(dú)居、自評健康、受教育水平、是否在正式部門工作、醫(yī)療保險類型、養(yǎng)老金收入)、家庭特征變量(是否為房主、家庭年收入、家庭金融資產(chǎn))、家庭關(guān)系變量(家庭規(guī)模、子女?dāng)?shù)量、兄弟姐妹數(shù)量、家庭內(nèi)部經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移)、所在城市特征變量(戶籍人口數(shù)、土地面積、人均GDP、在崗職工平均工資、執(zhí)業(yè)或助理醫(yī)師數(shù))，具體定義如表1所示。(34)所有變量的描述性統(tǒng)計及處理組和對照組的T檢驗結(jié)果，感興趣的讀者可向作者索要。

表1 變量定義

四、實(shí)證方法

本文采用傾向得分匹配(Propensity Score Matching，PSM)下的多期雙重差分模型(Multi-Period Difference-in-Difference，DID)來估計長期護(hù)理保險對健康預(yù)防行為的影響。如前文所述，處理組為戶口所在地位于2018年7月之前實(shí)施長期護(hù)理保險的城市且被相應(yīng)基本醫(yī)療保險(職工醫(yī)保/居民醫(yī)保)覆蓋的個體，對照組為戶口所在地位于2018年7月之前未實(shí)施長期護(hù)理保險的城市的個體。多期雙重差分法回歸方程如下：

Yit=β0+β1DIDit+βXXit+δt+μc+ηct+εit

(1)

其中，Yit表示被解釋變量，虛擬變量DIDit表示解釋變量，指示個體i在年份t是否受到長期護(hù)理保險的覆蓋，DIDit=(0,1,1,1)，DIDit=(0,0,1,1)，DIDit=(0,0,0,1)分別表示個體從2013年開始、從2015年開始、從2018年開始被長期護(hù)理保險覆蓋；DIDit=(0,0,0,0)表示從未被長期護(hù)理保險覆蓋(35)戶口所在地為青島且被職工醫(yī)保覆蓋的個體有DIDit=(0,1,1,1)；戶口所在地為青島且被居民醫(yī)保覆蓋的個體、戶口所在地為濰坊且被職工醫(yī)保覆蓋的個體、戶口所在地為長春且被職工醫(yī)保或居民醫(yī)保覆蓋的個體有DIDit=(0,0,1,1)；戶口所在地在2018年7月前實(shí)施長期護(hù)理保險試點(diǎn)的其他城市且被相應(yīng)醫(yī)保覆蓋的個體有DIDit=(0,0,0,1)；在2018年7月前未被長期護(hù)理保險覆蓋的個體有DIDit=(0,0,0,0)。，系數(shù)β1表示在實(shí)施長期護(hù)理保險后處理組相對于對照組的健康行為的變化。Xit是控制變量；δt是年份固定效應(yīng)，控制了個體隨時間變化的趨勢；μc是城市固定效應(yīng)，控制了個體不隨時間變化但隨地區(qū)變化的趨勢；ηct是城市×年份固定效應(yīng)，控制個體同時隨時間和地區(qū)變化的趨勢；εit是誤差項。

雙重差分法回歸旨在求得“個體受到長期護(hù)理保險覆蓋后的健康行為的變化”與“假設(shè)這部分人群沒有受到長期護(hù)理保險覆蓋的健康行為的變化”的差，而后者是反事實(shí)的。在進(jìn)行雙重差分前，本文先檢驗了平行趨勢假設(shè)是否成立。該假設(shè)認(rèn)為，在沒有長期護(hù)理保險干預(yù)的情況下，處理組和對照組中個體的健康預(yù)防行為的時間趨勢相同，從而保證了處理組和對照組分組的隨機(jī)性(36)Moser P.，Voena A.，Waldinger F.，“German jewish émigrés and US invention，” American Economic Review，No.104，2014.，其回歸方程為：

(2)

其中，j=-3,-2,-1分別代表在實(shí)施長期護(hù)理保險前的第3期、第2期、第1期(37)對于青島市職工醫(yī)保覆蓋群體，只存在實(shí)施長期護(hù)理保險前的第1期；對于濰坊市職工醫(yī)保覆蓋群體、長春市職工醫(yī)?；蚓用襻t(yī)保覆蓋群體、青島市居民醫(yī)保覆蓋群體，只存在實(shí)施長期護(hù)理保險前的第1期和第2期；對于其他試點(diǎn)城市相應(yīng)基本醫(yī)保覆蓋群體，存在實(shí)施長期護(hù)理保險前的第1期、第2期和第3期。受訪的樣本；j=0代表在實(shí)施長期護(hù)理保險后的第1期受訪的樣本；系數(shù)γj代表處理組和對照組在相應(yīng)年份的健康預(yù)防行為的差異。如果對于所有的j，γj與0都沒有顯著差異，則平行趨勢假設(shè)成立。然而，平行趨勢假設(shè)往往很難滿足。由于長期護(hù)理保險試點(diǎn)的選擇具有一定的非隨機(jī)性(經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高、老齡化程度較嚴(yán)重、醫(yī)療衛(wèi)生資源和醫(yī)?；疠^充足的城市更容易被選為或自發(fā)建立長期護(hù)理保險試點(diǎn))，因此直接進(jìn)行雙重差分分析存在一定的選擇偏差。加之可能存在一些不可觀測因素及非線性項可能影響個體的健康預(yù)防行為，內(nèi)生性問題較為突出。為了解決這一問題，本部分采用了PSM來對研究進(jìn)行優(yōu)化。PSM方法的基本原理是在進(jìn)行雙重差分之前，先對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行傾向得分匹配，即通過可觀測變量，為每一個處理組個體匹配一個傾向得分相近的對照組個體(傾向得分相同是指通過logit回歸得到的參加長期護(hù)理保險的概率相同)。這樣匹配得到的處理組與對照組個體除了長期護(hù)理保險參保狀態(tài)不同以外，其他特征變量是相似的，可以認(rèn)為具有共同趨勢。

首先，我們使用Logit回歸得到每個樣本的傾向得分：

Pr(LTCIit=1)=logit(β0+βXXit+εit)

(3)

其中Pr(LTCIit=1)為個體i在t期被長期護(hù)理保險覆蓋的概率，為其傾向得分；logit代表正態(tài)累積分布函數(shù)；Xit是個人、家庭和地級市層面上的匹配協(xié)變量?？紤]到本文樣本數(shù)量有限，所以主要采用對樣本量要求較低的非參數(shù)方法，即高斯核匹配方法進(jìn)行匹配。在后續(xù)的穩(wěn)健性檢驗中還采取了4階近鄰匹配進(jìn)行進(jìn)一步驗證，結(jié)果顯示采用不同的匹配方法并不會影響結(jié)論的成立。匹配后，若樣本滿足平衡性檢驗，則可以進(jìn)行后續(xù)的雙重差分回歸，以獲得處理效應(yīng)。

(4)

其中下標(biāo)i和j分別表示處理組T和對照組C中的個體；S表示共同支撐域，wij表示核匹配權(quán)重。

檢驗傾向得分匹配結(jié)果是否有效的最主要標(biāo)準(zhǔn)是考察其是否較好地平衡了數(shù)據(jù)，即匹配后的變量在處理組和對照組之間是否存在顯著差異。理想的匹配結(jié)果是各個協(xié)變量在處理組和對照組中均不存在顯著差異。由匹配變量平衡性檢驗結(jié)果可知，與匹配前相比，匹配后的P值均有所上升(或維持在大于0.1的水平)，即所有變量在匹配后均達(dá)到或保持了平衡，保證了處理組和對照組之間不存在顯著性差異。因此，采用核匹配對總樣本進(jìn)行匹配的結(jié)果滿足了下一步進(jìn)行雙重差分的條件。經(jīng)過傾向得分匹配，回歸的總樣本量由16,613減少為14,952(其中處理組樣本1,152個，對照組樣本13,800個)。通過進(jìn)一步檢驗可知，結(jié)果變量在匹配后都通過了平行趨勢檢驗。(38)對匹配變量平衡性檢驗結(jié)果和平行趨勢檢驗結(jié)果，感興趣的讀者可向作者索要。

五、回歸結(jié)果

(一)總樣本分析

利用傾向得分匹配得到的處理組和對照組數(shù)據(jù)，本部分使用CHARLS數(shù)據(jù)庫2011—2018年的4期樣本，分析長期護(hù)理保險對中國配偶照料者勞動供給的影響。在對0-1虛擬變量“體檢” “體育鍛煉” “吸煙” “過量飲酒”的回歸中采用的是面板logit回歸。表2展示了總體樣本的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，長期護(hù)理保險的引入產(chǎn)生了一定的“事前道德風(fēng)險效應(yīng)”：與對照組相比，處理組的健康參保者體檢的概率降低4.3個百分點(diǎn)、參加體育鍛煉的概率降低5.2個百分點(diǎn)、吸煙概率提升3.6個百分點(diǎn)、過量飲酒概率提升4.7個百分點(diǎn)?？赡艿脑蛟谟?，相比于非參保者，由于參保者預(yù)期未來發(fā)生失能時的經(jīng)濟(jì)風(fēng)險將由長期護(hù)理保險分擔(dān)，因此其對能夠預(yù)防疾病及失能的健康行為的投入減少。事實(shí)上，盡管人們隨年齡增長一般會改善其健康行為(如體檢概率上升、體育鍛煉增加、吸煙減少、過量飲酒減少)，但長期護(hù)理保險的健康參保者增加體檢和體育鍛煉的可能性比非參保者要低，減少吸煙和過量飲酒的可能性也比非參保者要低。然而，雖然長期護(hù)理保險降低了個體預(yù)防疾病及失能的努力水平，但上述變量均不顯著?？赡艿脑蛟谟诖嬖谀撤N與“事前道德風(fēng)險”相互拮抗的力量對該效應(yīng)進(jìn)行了遮掩。接下來，本文將對可能存在的遮掩效應(yīng)進(jìn)行研究。

表2 長期護(hù)理保險對健康參保者健康預(yù)防行為的影響

(二)機(jī)制分析

如前所述，長期護(hù)理保險對健康參保者健康預(yù)防行為的影響存在兩種潛在機(jī)制。一方面，健康參保者通過對長期護(hù)理保險相關(guān)信息的學(xué)習(xí)，能夠獲得有效預(yù)防慢性病和失能風(fēng)險的知識，增加對疾病病因及危害的了解，這可能會在一定程度上促進(jìn)人們養(yǎng)成健康的生活方式，該效應(yīng)稱為“健康風(fēng)險認(rèn)知提升效應(yīng)”。另一方面，由于保費(fèi)支出的增加，參保者在健康狀態(tài)下的收入相對減少，在失能狀態(tài)下的收入由于保險補(bǔ)償而相對提高，即保險起到了平滑不同狀態(tài)下收入的作用，參保者失能后面臨的護(hù)理成本也因長期護(hù)理保險待遇給付而降低。因此，參保者進(jìn)行健康預(yù)防行為的激勵減少，從而增加不健康行為，該效應(yīng)稱為“事前道德風(fēng)險效應(yīng)”。

長期護(hù)理保險涉及主體較為廣泛，包括政府、醫(yī)院、護(hù)理院/養(yǎng)老院、保險公司、參保者、企業(yè)等，信息結(jié)構(gòu)較為復(fù)雜。(39)Cremer H.，Lozachmeur J.，Pestieau P.，“The Design of Long Term Care Insurance Contracts，” Journal of Health Economics，No.50，2016.由于中國長期護(hù)理保險實(shí)施的時間較短，人們對護(hù)理服務(wù)及失能風(fēng)險只具備初步認(rèn)識。(40)Courbage C.，Eeckhoudt L.，“On Insuring and Caring for Parents’ Long-term Care Needs，” Journal of Health Economics，No.31，2012.隨著長期護(hù)理保險的實(shí)施，參加長期護(hù)理保險的健康參保者接觸到有關(guān)失能評估、護(hù)理服務(wù)、待遇申領(lǐng)等信息的機(jī)會增加，參保者的健康素養(yǎng)和對自身健康狀況的認(rèn)識水平也會提升。本文選擇受訪者的“健康風(fēng)險認(rèn)知偏差”作為個體健康素養(yǎng)和對自身健康狀況認(rèn)知程度的代理變量，即受訪者的自評健康狀況偏離客觀健康狀況的程度越低，代表個體的健康素養(yǎng)越高、對自身健康風(fēng)險的認(rèn)知越準(zhǔn)確。

本文將參保者的“健康風(fēng)險認(rèn)知偏差”作為中介變量，研究了長期護(hù)理保險如何通過改變個體的健康認(rèn)知水平改變其健康行為。長期護(hù)理保險的實(shí)施提升了個體對自身健康的關(guān)注狀況，個體對自身的“健康風(fēng)險認(rèn)知偏差”降低了0.082個單位。該結(jié)果表明，長期護(hù)理保險實(shí)施后，參保者通過學(xué)習(xí)長期護(hù)理保險相關(guān)知識，對自身未來的失能風(fēng)險有了更為深入的認(rèn)知，從而提高了自身的健康風(fēng)險認(rèn)知水平、降低了健康風(fēng)險認(rèn)知偏差。由表3可知，健康風(fēng)險認(rèn)知偏差與體檢、體育鍛煉呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，表明個體對自身的健康風(fēng)險認(rèn)知越準(zhǔn)確，越會采取有利于自身健康水平的預(yù)防性行為；健康風(fēng)險認(rèn)知偏差與吸煙、飲酒呈正相關(guān)關(guān)系，表明個體對自身的健康風(fēng)險認(rèn)知水平越低，越容易放任自己進(jìn)行某些不健康的行為。上述步驟為中介效應(yīng)檢驗的第二步，該步結(jié)果表明，由“健康風(fēng)險認(rèn)知偏差”介導(dǎo)的長期護(hù)理保險的中介效應(yīng)存在。

表3 長期護(hù)理保險影響健康參保者健康預(yù)防行為的中介效應(yīng)分析(41) 本部分存在一定的反向因果關(guān)系：個體的健康風(fēng)險認(rèn)知水平將影響其預(yù)防性健康行為，同時個體在進(jìn)行預(yù)防性健康行為時也會潛移默化地改變自身的健康風(fēng)險認(rèn)知水平。因此，嚴(yán)格意義上來說，本文探討的是二者的相關(guān)性，而非因果性。

在控制了“健康風(fēng)險認(rèn)知偏差”變量后，長期護(hù)理保險的“事前道德風(fēng)險效應(yīng)”也體現(xiàn)出來，其對健康預(yù)防行為的影響變得顯著：體檢概率顯著下降7.6個百分點(diǎn)、體育鍛煉概率顯著下降8.1個百分點(diǎn)。該數(shù)值即為在剝離“健康風(fēng)險認(rèn)知提升效應(yīng)”之后較為純凈的“事前道德風(fēng)險效應(yīng)”。因此，總樣本分析(表2)中的回歸結(jié)果為長期護(hù)理保險對健康預(yù)防行為的總體效應(yīng)，即上述兩種效應(yīng)疊加抵消后的凈效應(yīng)。由表3還可以發(fā)現(xiàn)，吸煙概率上升4.7個百分點(diǎn)、過量飲酒概率顯著上升5.5個百分點(diǎn)，雖然仍不顯著，但與總樣本分析中的結(jié)果相比均有所增加。二者不顯著的原因可能在于，個體在改變“被動行為”和“主動行為”時所需要付出的成本不同。對于減少“體檢”“體育鍛煉”等行為，由于僅靠個體的“惰性”即可完成，需要付出的成本較少，因而個體在面對長期護(hù)理保險實(shí)施的政策刺激后能夠較為容易地完成上述行為；而對于增加“吸煙”“過量飲酒”等行為，由于需要個體進(jìn)行主動決策后才能完成，需要克服較大的心理障礙，因而個體改變上述行為的成本較高。

(三)異質(zhì)性分析

長期護(hù)理保險對參保者兩個相反方向的作用機(jī)制為我們分析長期護(hù)理保險的“健康異質(zhì)性”提供了視角。按受訪者首次被CHARLS訪問時的主觀健康認(rèn)知(自評健康狀況)的高低，本文將樣本分成兩組(自評健康較好為一組，包含評價自身健康狀況為“好、很好”的受訪者；自評健康較差為另一組，包含評價自身健康狀況為“不好、很不好”的受訪者)，以檢驗健康水平的差異是否會對長期護(hù)理保險引致健康預(yù)防行為的變化產(chǎn)生影響。

本文分別對兩類人群進(jìn)行傾向得分匹配，匹配后的樣本均通過了平衡性檢驗。表4的Panel A是基于自評健康較好的子樣本的估計結(jié)果，Panel B是基于自評健康較差的子樣本的估計結(jié)果。長期護(hù)理保險對健康預(yù)防行為的消極影響在自評健康較好的組中更加顯著：在自評健康較好的子樣本中，長期護(hù)理保險引入使得體檢的概率下降了8.5個百分點(diǎn)、體育鍛煉的概率下降了9.2個百分點(diǎn)、吸煙概率相對增加了9.2個百分點(diǎn)、過量飲酒概率相對增加了8.8個百分點(diǎn)；而在自評健康較差的子樣本中，長期護(hù)理保險對上述行為的影響均不顯著。因此，本文發(fā)現(xiàn)長期護(hù)理保險對預(yù)防性健康投入的影響存在健康異質(zhì)性，長期護(hù)理保險的實(shí)施在一定程度上能夠使參保群體內(nèi)部的健康水平更加均等、方差更小。

表4 長期護(hù)理保險對不同自評健康狀況的參保者的健康預(yù)防行為的影響

為什么長期護(hù)理保險對健康預(yù)防行為的影響會存在上述異質(zhì)性呢？本文認(rèn)為，這來源于不同健康人群獲取健康知識、增加健康行為的能力和動機(jī)。長期護(hù)理保險的引入更多地吸引了健康狀況較差群體的注意力，該群體具有更強(qiáng)的動機(jī)去獲取有關(guān)失能風(fēng)險及長期護(hù)理服務(wù)的相關(guān)知識(42)Coe N.，Skira M.，Van Houtven C.，“Long-term Care Insurance: Does Experience Matter?” Journal of Health Economics，No.40，2015.，增加與專業(yè)醫(yī)護(hù)人員的溝通機(jī)會，對自身健康水平有了更多的關(guān)注，從而間接提高了自身的健康意識和健康預(yù)防動機(jī)。該效應(yīng)在以往文獻(xiàn)中常被描述為“Salience Effect”(顯著性效應(yīng))，即某事件發(fā)生后使得個體對該事件的關(guān)注程度上升。(43)Bordalo P.，Gennaioli N.，Shleifer A.，“Salience and Consumer Choice，” Journal of Political Economy，No.121，2014. Chetty R.，Looney A.，Kroft K.，“Salience and Taxation: Theory and Evidence，” American Economic Review，No.99，2009.從表4可以看出，長期護(hù)理保險對參保者健康風(fēng)險認(rèn)知偏差的提升作用在自評健康較差組中更為顯著，為0.188個單位；而在自評健康較好組中為0.067個單位。

此外，本文還根據(jù)受教育水平進(jìn)行了分組，將受教育水平為“未受過教育或文盲、未讀完小學(xué)但能夠讀和寫、私塾或小學(xué)畢業(yè)”的受訪者歸為“受教育水平較低組”，將受教育水平為“初中畢業(yè)、高中畢業(yè)、中專/中等師范/職高畢業(yè)、大專畢業(yè)、本科畢業(yè)、碩士畢業(yè)、博士畢業(yè)”的受訪者歸為“受教育水平較高組”。本文分別對兩類人群進(jìn)行傾向得分匹配，匹配后的樣本均通過了平衡性檢驗。由表5中結(jié)果可知，在受教育水平較高組中，長期護(hù)理保險對健康預(yù)防行為的負(fù)面影響更顯著：實(shí)施長期護(hù)理保險后，體檢和體育鍛煉的概率分別降低7.2個百分點(diǎn)和5.9個百分點(diǎn)，吸煙概率和過量飲酒概率分別提升7.3個百分點(diǎn)和6.9個百分點(diǎn)；在受教育水平較低的組中，長期護(hù)理保險對健康預(yù)防行為的影響較小(五個指標(biāo)均不顯著)。這樣的結(jié)果間接表明，長期護(hù)理保險對參保者健康認(rèn)知的提升作用是解釋長期護(hù)理保險異質(zhì)性影響的關(guān)鍵因素之一。對于受教育水平較低的人群，政府長期護(hù)理保險文件的發(fā)布、有關(guān)申請條件和待遇水平的媒體宣傳是主要的信息來源。(44)Cutler D.，Lleras-Muney A.，“Understanding Differences in Health Behaviors by Education，” Journal Health Economic，No.29，2010.長期護(hù)理保險增加了受教育水平較低的群體的健康知識，抵消了由于護(hù)理服務(wù)價格下降所帶來的“事前道德風(fēng)險效應(yīng)”，因此總體效應(yīng)更加不顯著。而對于受教育水平較高的群體，健康知識的來源渠道相對較多，長期護(hù)理保險所帶來的健康信息增加效應(yīng)相對較小，其“事前道德風(fēng)險效應(yīng)”因而占據(jù)主導(dǎo)地位。

表5 長期護(hù)理保險對不同受教育水平的參保者的健康預(yù)防行為的影響

六、穩(wěn)健性檢驗

(一)更換風(fēng)險認(rèn)知水平的衡量指標(biāo)

部分文獻(xiàn)以人們對自身所患疾病的感知來度量其健康風(fēng)險認(rèn)知水平，如王小芳等采用5個指標(biāo)衡量個體對失智風(fēng)險的認(rèn)知：是否知道如何降低老年期癡呆的患病風(fēng)險、是否認(rèn)為自己未來會患該病、是否想知道自己患該病的概率、是否害怕自己未來會患該病,以及是否認(rèn)為該病會給家人帶來經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。(45)王小芳、王飛龍、唐碧霞等：《社區(qū)人群對老年期癡呆風(fēng)險知識的認(rèn)知和疾病感知及其影響因素分析》，《護(hù)理研究》2017年第20期。CHARLS數(shù)據(jù)同樣包含反映個體對自身健康狀況認(rèn)知的變量，如：是否知道自己患有(或沒有)高血壓??；是否知道自己患有(或沒有)慢性肺部疾患；是否知道自己患有(或沒有)情感及精神方面疾病。這三類慢性病將可能引發(fā)較為嚴(yán)重的循環(huán)系統(tǒng)疾病(如心腦血管疾病)、呼吸系統(tǒng)疾病(如慢性阻塞性肺病)、神經(jīng)系統(tǒng)疾病(如阿爾茨海默病)等，最終引發(fā)失能。本文將個體對上述三類疾病的認(rèn)知作為自身“健康風(fēng)險認(rèn)知水平”的衡量指標(biāo)，分析了長期護(hù)理保險是否能夠提升參保者對自身健康的關(guān)注程度和健康風(fēng)險認(rèn)知水平。(46)對此結(jié)果感興趣的讀者可向作者索要。結(jié)果顯示，長期護(hù)理保險實(shí)施后參保者了解自身是否罹患高血壓病和慢性肺病的概率上升，但個體對自身罹患情感及精神方面疾病的認(rèn)知未發(fā)生顯著變化。上述結(jié)果表明，長期護(hù)理保險對參保者了解自身是否罹患與未來失能風(fēng)險相關(guān)的疾病的概率提高，對參保者的健康風(fēng)險認(rèn)知起到了正向作用。中介效應(yīng)檢驗結(jié)果顯示，長期護(hù)理保險體現(xiàn)出較強(qiáng)的“健康風(fēng)險認(rèn)知提升效應(yīng)”。

(二)更換傾向得分匹配框架

為了避免傾向得分匹配方法對匹配結(jié)果的影響，本文將主回歸中使用的核匹配方法更換為4階近鄰匹配(Nearest Neighbor Matching，NNM)。匹配后，所有的匹配變量均滿足平衡性檢驗。此外，本文還嘗試將傾向得分匹配法更換為廣義精確匹配法(Coarsened Exact Matching，CEM)。同樣可以發(fā)現(xiàn)，匹配后所有的匹配變量均滿足平衡性檢驗。進(jìn)一步的回歸結(jié)果顯示，使用不同的傾向得分匹配方法后，長期護(hù)理保險對健康預(yù)防行為影響的結(jié)果及其中介機(jī)制均穩(wěn)健。(47)對此分析過程感興趣的讀者可向作者索要。

(三)偽實(shí)施年份安慰劑檢驗

為了排除某些不可觀測因素在處理組和對照組中具有不同的時間變化趨勢而產(chǎn)生的對估計結(jié)果的影響，本文進(jìn)行了年份安慰劑檢驗(Placebo Test)。偽實(shí)施年份回歸的處理組和對照組與主回歸分析一致，但將長期護(hù)理保險的實(shí)施時間更換為2011年8月至2013年7月之間(如2012年)，或2013年8月至2015年7月之間(如2014年)。(48)由于青島市、濰坊市、長春市實(shí)施長期護(hù)理保險的時間均在2015年7月(CHARLS第三次調(diào)查的時間)之前，因此本文在做安慰劑檢驗前刪掉了位于上述三個城市的樣本。在刪除2018年所有樣本后，采用傾向得分核匹配下的雙重差分模型進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)被解釋變量、中介變量在長期護(hù)理保險偽實(shí)施年份(2012年、2014年)均未發(fā)生顯著變化。(49)對此分析過程感興趣的讀者可向作者索要。這說明，本文結(jié)果在安慰劑檢驗中依舊保持穩(wěn)健。

七、結(jié)論與政策建議

我國于2016年6月啟動長期護(hù)理保險試點(diǎn)，2020年長期護(hù)理保險試點(diǎn)范圍進(jìn)一步擴(kuò)大。截至2022年1月，全國共有76個城市進(jìn)行了長期護(hù)理保險試點(diǎn)。本文利用CHARLS數(shù)據(jù)研究了長期護(hù)理保險對參保者健康預(yù)防行為的影響，并對傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行了研究?？倶颖净貧w結(jié)果發(fā)現(xiàn)：相比未被覆蓋的個體，受到長期護(hù)理保險覆蓋的群體將減少健康行為、增加不健康行為，但回歸結(jié)果均不顯著。

機(jī)制分析表明，在控制了個體健康風(fēng)險認(rèn)知偏差后，長期護(hù)理保險對健康預(yù)防行為的影響變得顯著，這說明長期護(hù)理保險通過提高個體的風(fēng)險認(rèn)知水平和健康素養(yǎng)，在一定程度上增加了個體的預(yù)防動機(jī)，該“風(fēng)險認(rèn)知提升效應(yīng)”與“事前道德風(fēng)險效應(yīng)”方向相反、相互抵消。研究發(fā)現(xiàn)，長期護(hù)理保險實(shí)施后參保者的健康風(fēng)險認(rèn)知偏差降低8.2個百分點(diǎn)。剔除“風(fēng)險認(rèn)知效應(yīng)”后，長期護(hù)理保險帶來的純粹“事前道德風(fēng)險效應(yīng)”表現(xiàn)為長期護(hù)理保險降低了參保者定期體檢概率(7.6個百分點(diǎn))、體育鍛煉概率(8.1個百分點(diǎn))。

同時，本文發(fā)現(xiàn)長期護(hù)理保險對健康預(yù)防行為的影響存在異質(zhì)性。在健康水平方面，長期護(hù)理保險所引發(fā)的不健康行為在健康水平較高的人群中更為顯著，參加長期護(hù)理保險分別使其定期體檢概率減少8.5個百分點(diǎn)、體育鍛煉概率減少9.2個百分點(diǎn)、吸煙概率增加9.2個百分點(diǎn)、過量飲酒概率增加8.8個百分點(diǎn)；然而，在健康水平較差的人群中，長期護(hù)理保險對健康預(yù)防行為的影響較小(系數(shù)很小且不顯著)。在受教育水平方面，本文發(fā)現(xiàn)在受教育水平較高的人群中，長期護(hù)理保險所引發(fā)的不健康行為更為顯著，參加長期護(hù)理保險分別使其定期體檢比例減少7.2個百分點(diǎn)、體育鍛煉比例減少5.9個百分點(diǎn)、吸煙比例增加7.3個百分點(diǎn)、過量飲酒比例增加6.9個百分點(diǎn)；然而，在受教育水平較低的人群中，長期護(hù)理保險對健康預(yù)防行為的影響較小(系數(shù)很小且不顯著)。上述健康水平異質(zhì)性和受教育水平異質(zhì)性的原因主要在于長期護(hù)理保險試點(diǎn)的實(shí)施給不同健康水平和受教育水平的個體帶來的風(fēng)險認(rèn)知的提升作用不同。對于健康水平較低和受教育水平較低的人群，長期護(hù)理保險的實(shí)施普及了相關(guān)疾病風(fēng)險及健康知識，使其更多關(guān)注與失能風(fēng)險相關(guān)的信息，采取更多的措施抵御失能風(fēng)險和相關(guān)疾病風(fēng)險，從而部分抵消了事前道德風(fēng)險帶來的不利效應(yīng)。

以上研究結(jié)果為完善我國長期護(hù)理保險政策提供了一個新的視角。目前，我國在長期護(hù)理保險方面的衛(wèi)生投入主要用于支付失能個體的護(hù)理服務(wù)與生活照料，用于失能預(yù)防、健康保健等用途的比例較小。本文建議，政府可以將長期護(hù)理保險試點(diǎn)的推廣作為一個契機(jī)，鼓勵居民進(jìn)行預(yù)防性健康投入，在增加健康行為的同時減少不健康行為，從源頭控制慢性病風(fēng)險及失能失智風(fēng)險。具體而言，建議在長期護(hù)理保險試點(diǎn)推廣過程中，投入更多的資金用于購買初級保健服務(wù)，普及預(yù)防保健知識，倡導(dǎo)積極健康的生活方式。

在定期體檢方面，為失能風(fēng)險較高的中老年人免費(fèi)建立健康檔案，每年免費(fèi)提供健康體檢，并研究制定上門巡診、家庭病床的服務(wù)標(biāo)準(zhǔn)和操作規(guī)范(50)健康中國行動推進(jìn)委員會：《健康中國行動(2019—2030年)》，中國政府網(wǎng)，2019-07-15，http://www.gov.cn/xinwen/2019-07/15/content_5409694.htm，訪問日期：2022-03-27。；鼓勵中老年人關(guān)注并記錄自身健康狀況，經(jīng)常監(jiān)測呼吸、脈搏、血壓、大小便情況，了解自身腦、心、肺、胃、肝、腎等主要器官的功能情況，接受家庭醫(yī)生團(tuán)隊的健康指導(dǎo)；鼓勵發(fā)展健康體檢、防癌體檢、體質(zhì)測定、咨詢管理、健康旅游等多樣化服務(wù)，促進(jìn)商業(yè)保險公司與醫(yī)療、體檢、護(hù)理等機(jī)構(gòu)深度合作(51)中共中央、國務(wù)院：《“健康中國2030”規(guī)劃綱要》，中國政府網(wǎng)，2016-10-25，http://www.gov.cn/zhengce/2016-10/25/content_5124174.htm，訪問日期：2022-03-27。。

在體育運(yùn)動方面，積極科普體育鍛煉和控制體重對健康的益處，提高個人的身體活動意識，通過健康的生活方式延緩衰老、預(yù)防精神障礙和心理行為問題；普及科學(xué)健身知識和健身方法，提倡中老年人加強(qiáng)平衡能力鍛煉，強(qiáng)健骨骼肌肉系統(tǒng)，預(yù)防跌倒和運(yùn)動損傷；營造良好的社區(qū)及家庭體育運(yùn)動氛圍，鼓勵各地護(hù)理機(jī)構(gòu)在評估身體狀態(tài)、了解患病史及家族病史后為不同健康水平的人群提供個性化健身方案，在養(yǎng)老院等機(jī)構(gòu)建設(shè)健身步道、騎行道、多功能運(yùn)動場等健身設(shè)施，引導(dǎo)社會力量參與健身休閑設(shè)施建設(shè)運(yùn)營。

在控?zé)熛蘧品矫妫訌?qiáng)相關(guān)健康知識普及力度，提高人們對煙草危害健康的認(rèn)知程度，將詢問患者吸煙史納入到醫(yī)療護(hù)理服務(wù)中，使更多吸煙者了解到其在戒煙過程中能獲得的幫助；實(shí)施反吸煙干預(yù)措施，鼓勵吸煙者適當(dāng)采用藥物治療和尼古丁替代療法提高長期戒煙率；推進(jìn)養(yǎng)老院及養(yǎng)老社區(qū)無煙環(huán)境建設(shè)，實(shí)現(xiàn)室內(nèi)公共場所全面禁煙；加強(qiáng)限酒健康教育，控制酒精的過度使用。

同時，應(yīng)重視健康意識和風(fēng)險認(rèn)知在健康促進(jìn)方面的積極作用，倡導(dǎo)每個人是自己健康第一責(zé)任人的理念，提倡老年人應(yīng)知曉自己的核心健康信息；鼓勵和支持老年活動中心、基層老年協(xié)會等為老年人開展健康教育活動，激發(fā)居民熱愛健康、追求健康的熱情。此外，針對健康知識在家庭內(nèi)部快速傳播的特點(diǎn)，應(yīng)積極倡導(dǎo)家庭成員主動學(xué)習(xí)健康知識，互相提醒定期體檢，提倡有老人和殘疾人的家庭主動了解家族病史，掌握有關(guān)護(hù)理知識和技能，積極參加照護(hù)培訓(xùn)，做好針對性的預(yù)防保健。此外，為了預(yù)防和降低中老年人失能失智風(fēng)險，建議每年按一定比例從長期護(hù)理保險基金中支出預(yù)防照護(hù)保障費(fèi)用用于失能失智延緩預(yù)防工作，從源頭上降低醫(yī)療護(hù)理費(fèi)用、提高社會整體福利水平。