劉 歡

一、引言

進(jìn)入21 世紀(jì)以來，中國(guó)人口老齡化、高齡化及失能化速度在不斷加快，老齡人口規(guī)模也在不斷擴(kuò)大，但與之相對(duì)應(yīng)的養(yǎng)老服務(wù)、長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)等發(fā)展卻相對(duì)滯后。據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，截至2021年底，中國(guó)65 歲及以上人口達(dá)到了2.0056 億，占總?cè)丝诘谋壤秊?4.20%，表明中國(guó)已經(jīng)進(jìn)入老齡社會(huì)（aged society，65 歲及以上人口比例在14%到20%）。①國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的2021 年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)：https://data.stats.gov.cn/easyquery.htm?cn=C01。與此同時(shí)，根據(jù)已有學(xué)者的模擬數(shù)據(jù)顯示，到2023 年中國(guó)中輕度以上失能老年人總數(shù)將達(dá)到5000 萬(wàn)人①王金營(yíng)、李天然：《中國(guó)老年失能年齡模式及未來失能人口預(yù)測(cè)》，《人口學(xué)刊》2020 年第5 期。，占60 歲及以上老齡人口的比例超過30%，且多數(shù)輕度失能對(duì)象表現(xiàn)出低齡特征。由此造成的現(xiàn)實(shí)困境是：其一，與人口老齡化、失能化風(fēng)險(xiǎn)相矛盾的是，中國(guó)長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)的發(fā)展卻顯長(zhǎng)期不足，如在2016 年正式啟動(dòng)的國(guó)家級(jí)長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)政策試點(diǎn)基礎(chǔ)上，2020 年開啟的第二批國(guó)家級(jí)試點(diǎn)城市名單也僅為29 個(gè)，即使加上重點(diǎn)省份的試點(diǎn)城市，總量也僅有49 個(gè)；其二，由于過度追求試點(diǎn)經(jīng)驗(yàn)，各地在試點(diǎn)過程中不斷追求差異化、特色化，為長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)制度的全國(guó)拓展造成了嚴(yán)重阻礙，也不利于失能人群的長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)保障權(quán)益提升；其三，隨著中國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及社會(huì)服務(wù)供給能力的提升，反映基本養(yǎng)老保障水平的“老有所養(yǎng)”政策也在不斷完善，但反映生活質(zhì)量的“老有所終”政策卻較少涉及，而其對(duì)老年人晚年生活卻至關(guān)重要。因此，在老齡化、失能化雙重壓力背景下，當(dāng)前中國(guó)長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)的有效供給主體有哪些？ 在“老有所養(yǎng)”基礎(chǔ)上，既有長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)能否實(shí)現(xiàn)“老有所終”功能，提升老年人的晚年生活質(zhì)量？ 以上有關(guān)長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)的相關(guān)問題亟需深入探討，其也直接關(guān)系著我國(guó)長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)保障制度的發(fā)展。文章將基于“老有所終”視角，以長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給為主體，探討是否獲得長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)及長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給類別對(duì)老年人死亡率的影響，以期為“老有所終”的長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)保障政策制定和完善提供實(shí)證支持。

二、文獻(xiàn)綜述

“老有所終”最早出自孔子的《禮記·禮運(yùn)》，其強(qiáng)調(diào)的是老年人能夠在晚年有著較好的生活質(zhì)量或者歸宿。作為重要的反映指標(biāo)，長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)、老年人死亡率與“老有所終”有著密切關(guān)聯(lián)。因此，本文基于“老有所終”視角，嘗試從“老有所終”、長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)及老年人死亡率彼此間的邏輯關(guān)系對(duì)既有文獻(xiàn)進(jìn)行梳理。

首先，從既有研究來看，有關(guān)“老有所終”的研究文獻(xiàn)相對(duì)缺乏，更多文獻(xiàn)是集中于對(duì)“老有所養(yǎng)”的探討?？鬃釉凇抖Y記·禮運(yùn)》中提到“故人不獨(dú)親其親，不獨(dú)子其子，使老有所終，壯有所用，幼有所長(zhǎng)，矜寡孤獨(dú)，廢疾者，皆有所養(yǎng)。”其將個(gè)體的人生分為三個(gè)階段，即幼年、壯年和老年，老年人對(duì)應(yīng)的便是有所終，即良好的生活質(zhì)量，而需要供養(yǎng)的人群被統(tǒng)一歸納到“矜寡孤獨(dú)廢疾者”中②唐鈞：《中國(guó)傳統(tǒng)文化中的長(zhǎng)期照護(hù)思想》，《湖南社會(huì)科學(xué)》2021 年第6 期。，其中便包括了對(duì)老年人的“養(yǎng)”，如養(yǎng)老保障等。因此，根據(jù)孔子的思想，“老有所終”是老年人“安享天年”的核心，是老年人追求善終的根本內(nèi)容，而“老有所養(yǎng)”則是強(qiáng)調(diào)對(duì)老年人基本生活需求的保障，其是基礎(chǔ)。長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)作為老年人晚年生活的重要內(nèi)容之一，其不僅可以為老年人提供基礎(chǔ)性日常生活照料服務(wù)，還可以為老年人提供臨終關(guān)懷等服務(wù)，為其“善終”提供保障，因而長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)是實(shí)現(xiàn)“老有所終”的關(guān)鍵路徑和重要選擇。③唐鈞：《長(zhǎng)期照護(hù)和“老有所終”》，《中國(guó)人力資源社會(huì)保障》2021 年第9 期。

其次，長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)的研究可以從長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)內(nèi)涵及其發(fā)展規(guī)律兩個(gè)層面進(jìn)行歸納。第一，關(guān)于長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)的內(nèi)涵界定。長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)又可稱為長(zhǎng)期護(hù)理或長(zhǎng)期照護(hù)（Long term Care），按照世界衛(wèi)生組織的界定，長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)是指由非正規(guī)照料者（如家庭成員、朋友、鄰居等）和正規(guī)照料者（如專業(yè)護(hù)理人員提供的服務(wù)）組成，旨在為失能人員提供基本生活照料以最大程度提升其獨(dú)立程度、自主、參與、個(gè)人滿足和人格尊嚴(yán)，從而提高生活質(zhì)量等。①World Health Organization （WHO）.China country assessment report on ageing and health，https：//apps.who.int/iris/handle/10665/194271，2015-11-12。國(guó)內(nèi)學(xué)者較多將其界定為為社區(qū)和家庭中存在身體障礙的老年人提供醫(yī)療和生活護(hù)理支持，以提高或維持老年人基本身體功能和獨(dú)立生活能力。②繆苗、陳建俞、王琳：《長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)背景下護(hù)理服務(wù)實(shí)施現(xiàn)狀》，《護(hù)理學(xué)雜志》2020 年第6 期；孫燕霞、俞海萍：《老年長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)研究現(xiàn)狀》，《護(hù)理研究》2021 年第12 期。本文也將基于國(guó)內(nèi)外學(xué)者的界定，將長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)劃分為非正式（家庭）護(hù)理服務(wù)與正式（社會(huì)）護(hù)理服務(wù)，并以此反映當(dāng)前長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)整體狀況。第二，按照時(shí)間和內(nèi)容等研究發(fā)展規(guī)律，可以將有關(guān)長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)的研究劃分為三個(gè)階段，即制度探索階段、制度試點(diǎn)階段及制度發(fā)展階段。一是制度探索階段。在中國(guó)，長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)相關(guān)研究興起于近十幾年，且起初學(xué)者們主要集中于關(guān)于中國(guó)建立長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)制度必要性與國(guó)外相關(guān)國(guó)家長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)制度實(shí)踐等的研究。③孫正成：《需求視角下的老年長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)研究——基于浙江省17 個(gè)縣市的調(diào)查》，《中國(guó)軟科學(xué)》2013 年第11 期；郝君富、李心愉：《德國(guó)長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)：制度設(shè)計(jì)、經(jīng)濟(jì)影響與啟示》，《人口學(xué)刊》2014 年第2 期；王新軍、鄭超：《老年人健康與長(zhǎng)期護(hù)理的實(shí)證分析》，《山東大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版）》2014 年第3 期；趙曼、韓麗：《長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)制度的選擇：一個(gè)研究綜述》，《中國(guó)人口科學(xué)》2015 年第1 期；高春蘭：《韓國(guó)老年長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)制度決策過程中的爭(zhēng)議焦點(diǎn)分析》，《社會(huì)保障研究》2015 年第3 期；拉爾夫·格茨、海因茨·羅特崗、蘇?。骸兜聡?guó)長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)制度變遷：財(cái)政和社會(huì)政策交互視角》，《江海學(xué)刊》2015 年第5 期。二是制度試點(diǎn)階段。伴隨2016年國(guó)家級(jí)長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)制度試點(diǎn)政策頒布后，國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究重心便聚焦于失能評(píng)定政策、長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)籌資機(jī)制、長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)影響因素等方面。④雷曉康、馮雅茹：《社會(huì)長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)籌資渠道：經(jīng)驗(yàn)借鑒、面臨困境及未來選擇》，《西北大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版）》2016 年第5 期；張瑞利、時(shí)明銘、徐佩：《老年居民長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)認(rèn)知及參保意愿調(diào)查研究——以南京市為例》，《華東理工大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版）》2018 年第4 期；周磊、王靜曦：《長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)資金籌集和待遇支付政策探討——基于全國(guó)15 個(gè)試點(diǎn)城市實(shí)施方案的比較》，《財(cái)經(jīng)問題研究》2019 年第11 期；劉歡、胡天天：《醫(yī)療補(bǔ)償與健康保障公平視角下的長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)政策效應(yīng)》，《老齡科學(xué)研究》2022 年第2 期。從國(guó)外研究動(dòng)態(tài)來看，長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)研究主要集中在制度建設(shè)的可持續(xù)性、護(hù)理總成本壓力、健康改善效應(yīng)、控費(fèi)效應(yīng)等方面。⑤Chung, Roger Y.，Tin，Keith Yk.，Cowling，Benjamin J.，et al.，“Long-Term Care Cost Drivers and Expenditure Projection to 2036 in Hong Kong”，BMC Health Services Research，Vol.9，No.1，2009，p.172；Chamberlain，Stephanie A.Hoben，Matthias，Squires，Janet E.，et al.，“Individual and Organizational Predictors of Health Care Aide Job Satisfaction in Long Term Care”，BMC Health Services Research，Vol.16，No.1，2016，p.577；Chen，Ming-Chun，Kao，Chi-Wen，Chiu，Yu-Lung，et al.，“Effects of Home-Based Long-Term Care Services on Caregiver Health According to Age”，Health & Quality of Life Outcomes，Vol.15，No.1，2017，p.208；Akemura，Seika，Kojima，Daizo.，“Japan’s Long-Term Care Cost Projections：Comparison with the European Commission Ageing Report”，Public Policy Review，Vol.14，No.4，2018，pp.541-562；Kim，Hongsoo，Kwon，Soonman.，“A Decade of Public Long-Term Care Insurance in South Korea：Policy Lessons for Aging Countries”，Health Policy，Vol.125，No.1，2021，pp.22-26；Teraoka，Emi，Kunisawa，Susumu，Imanaka，Yuichi.，“Trajectories of End-Of-Life Medical and Long-Term Care Expenditures for Older Adults in Japan：Retrospective Longitudinal Study Using A Large-Scale Linked Database of Medical and Long-Term Care Claims”，BMC Geriatrics，Vol.16，2021，p.403.三是制度發(fā)展階段。根據(jù)既有研究規(guī)律可以發(fā)現(xiàn)，關(guān)于長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)的研究，學(xué)者們更多是將其融入到長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)制度框架中統(tǒng)一分析，而將長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)作為獨(dú)立主體，考察其對(duì)受益老年人影響效應(yīng)的則相對(duì)較少，且主要集中于試點(diǎn)地區(qū)政策比較及效應(yīng)研究、正式照料與非正式照料的比較分析等方面。⑥關(guān)博、朱小玉：《中國(guó)長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)制度：試點(diǎn)評(píng)估與全面建制》，《宏觀經(jīng)濟(jì)研究》2019 年第10 期；李運(yùn)華、姜臘：《地方長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)試點(diǎn)政策分析——基于政策工具視角》，《云南民族大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版）》2022 年第1 期。如研究表明，長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)試點(diǎn)有效控制了老年人醫(yī)療消費(fèi)①劉歡、胡天天：《醫(yī)療補(bǔ)償與健康保障公平視角下的長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)政策效應(yīng)》，《老齡科學(xué)研究》2022 年第2 期；馬超、俞沁雯、宋澤、陳昊：《長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)、醫(yī)療費(fèi)用控制與價(jià)值醫(yī)療》，《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)》2019 年第12 期；王貞、封進(jìn)：《長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)對(duì)醫(yī)療費(fèi)用的替代效應(yīng)及不同補(bǔ)償模式的比較》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊）》2021 年第2 期。；而收入不平等會(huì)顯著影響家庭正式照料與非正式照料，且家庭非正式照料與正式照料會(huì)受照料費(fèi)用、照料天數(shù)影響等。②李俊：《支持非正式照料者：發(fā)達(dá)國(guó)家老年福利制度新動(dòng)向及其對(duì)中國(guó)的啟示》，《學(xué)?！?018 年第4 期；張韻、陸杰華：《正式照料抑或非正式照料：照料模式對(duì)高齡老人臨終照料成本的影響》，《南方人口》2021 年第1 期。

最后，關(guān)于老年人死亡率的研究，既有文獻(xiàn)主要是從社會(huì)學(xué)、醫(yī)學(xué)等視角進(jìn)行分析。如部分學(xué)者分別基于基本醫(yī)療保險(xiǎn)、補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)等視角研究了醫(yī)保制度對(duì)老年人死亡率的影響，研究發(fā)現(xiàn)醫(yī)療保險(xiǎn)能夠顯著降低老年人死亡率，但存在群體差異③黃楓、吳純杰：《中國(guó)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)老年人死亡率的影響》，《南開經(jīng)濟(jì)研究》2009 年第6 期；黃家林、傅虹橋：《補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)老年人死亡率的影響：以大病保險(xiǎn)為例》，《世界經(jīng)濟(jì)》2021 年第10 期。；也有學(xué)者分別對(duì)老年人死因和死亡率進(jìn)行預(yù)測(cè)和分析，并探討了死亡率對(duì)老年人生活自理預(yù)期壽命的影響，研究發(fā)現(xiàn)老年人的主要死因是循環(huán)系統(tǒng)疾病、惡性腫瘤等疾病，死亡率下降能夠改善生活自理預(yù)期壽命，但生活自理率仍是主導(dǎo)因素④蔡波、沈洪兵、林玲、侯曉艷：《南通市人口老齡化與老年人死因分析和預(yù)測(cè)》，《中華疾病控制雜志》2013 年第5期；張建、王子怡、張亞娟：《基于協(xié)整關(guān)系的老年人口死亡率預(yù)測(cè)》，《中國(guó)老年學(xué)雜志》2019 年第6 期；李強(qiáng)、董雋含、李潔：《老年人生活自理預(yù)期壽命的變動(dòng)趨勢(shì)——以上海市戶籍老年人為例》，《人口研究》2020 年第1 期。。同時(shí)研究表明老年人非故意跌落會(huì)導(dǎo)致死亡率上升，而老年人的BMI 與其死亡率也呈現(xiàn)出顯著關(guān)聯(lián)性。⑤李本燕、鄧睿、唐嫻、楊永芳、黃源、秦明芳：《2015―2019 年云南省老年人非故意跌落死亡率及其趨勢(shì)分析》，《中華疾病控制雜志》2021 年第5 期；趙黎、徐暢、陳飛等：《BMI 對(duì)衰弱老年人全因死亡率影響的劑量—反應(yīng)Meta 分析》，《中國(guó)循證醫(yī)學(xué)雜志》2021 年第6 期。

基于以上分析可以發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)研究較多以長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)制度建設(shè)為主體，或是基于家庭非正式照料對(duì)個(gè)體或家庭成員影響的視角分析，但均未涉及長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)所產(chǎn)生的實(shí)際效應(yīng)。即使在提到長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)政策效應(yīng)研究中，研究結(jié)論也是基于長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)視角的分析，缺乏對(duì)微觀實(shí)際受益對(duì)象的探討。因此，本研究在既有研究基礎(chǔ)上，借助中國(guó)老年健康影響因素跟蹤調(diào)查三期追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，利用面板效應(yīng)模型，以宏觀政策與微觀個(gè)體關(guān)聯(lián)性為導(dǎo)向，嘗試探討在“老有所終”視角下的長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給對(duì)老年人死亡率的影響。本研究的主要?jiǎng)?chuàng)新點(diǎn)如下：一是研究視角上突出了“老有所終”的目標(biāo)，強(qiáng)調(diào)長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)精準(zhǔn)供給是在既有“老有所養(yǎng)”基礎(chǔ)上的發(fā)展，其內(nèi)嵌于“老有所終”的目標(biāo)，因而需要結(jié)合“老有所終”內(nèi)涵探討長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給有效性，進(jìn)而豐富長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給的理論研究視角；二是突破既有研究過度關(guān)注長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)制度建設(shè)，而忽視長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給的實(shí)際效益，本文在研究?jī)?nèi)容上以正式與非正式的長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給為主體，重點(diǎn)考察相較于未獲得長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)的人群，獲得家庭（非正式）與社會(huì)（正式）長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)對(duì)老年人死亡率或存活質(zhì)量的影響效應(yīng)，以及長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給對(duì)老年人死亡率影響的傳導(dǎo)機(jī)制，從而為優(yōu)化長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給保障政策提供可靠支撐。

三、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)

（一）模型構(gòu)建

為考察“老有所終”視角下的長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)對(duì)老年人死亡率影響，本文首先對(duì)核心概念進(jìn)行了界定。其一，本文中的長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給是指為提升或維持老年人獨(dú)立生活和自理能力，為老年人提供的包括基本生活照料、醫(yī)療服務(wù)和護(hù)理支持等在內(nèi)的服務(wù)，在供給類別上涵蓋了家庭與社會(huì)提供的長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)，以及未享受長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)的類別。根據(jù)實(shí)際長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)的質(zhì)量層次性特征，本文假設(shè)社會(huì)供給的長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)具有較高質(zhì)量，家庭供給的長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)質(zhì)量次之，未享受長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)情境下為質(zhì)量最差，因而長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給存在遞進(jìn)的排序特征。其二，老年人死亡率方面，文章主要選取老年人是否死亡與死亡時(shí)間進(jìn)行代理。其中，是否死亡及死亡時(shí)間是根據(jù)中國(guó)老年健康影響因素跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)中的死亡樣本與存活樣本匹配得到，是否死亡是二元虛擬變量，死亡時(shí)間則是有序變量。因此，基于核心變量的選取及定義，文章構(gòu)建面板二元Logit 檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

模型（1）中If_Die 表示老年人是否死亡，根據(jù)調(diào)查實(shí)施時(shí)間，以2008 年為基年，將2008 年以后死亡的記為1，否記為0。i 表示調(diào)查樣本中的個(gè)體，j 表示個(gè)體所處地區(qū)，t 表示調(diào)查時(shí)間。LTC 表示長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給，其對(duì)應(yīng)系數(shù)α1是本文關(guān)注的重點(diǎn)。CV 表示控制變量，結(jié)合既有研究，本文主要控制了個(gè)體特征、家庭特征及社區(qū)特征。其中，個(gè)體特征主要包括個(gè)體年齡、性別、民族、受教育年限、吸煙史、飲酒史、參與社會(huì)活動(dòng)、患慢性病、基本醫(yī)療保險(xiǎn)等；家庭特征主要包括有無(wú)配偶、家庭人均收入、子女?dāng)?shù)、戶口及同住方式等；社區(qū)特征主要包括社區(qū)服務(wù)等。δj表示不隨時(shí)間變動(dòng)的地區(qū)固定效應(yīng)，τt表示年份和月份的時(shí)間固定效應(yīng)，εijt表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

在模型（1）基礎(chǔ)上，為考察長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給對(duì)老年人死亡時(shí)間的影響效應(yīng)，本文同步建立面板有序Logit 模型，其具體模型如下：

模型（2）Die_time 表示個(gè)體死亡時(shí)間，其是指距離上次調(diào)查時(shí)的死亡時(shí)間，如在2008 年調(diào)查后1年死亡則記為1，小于1 年（或12 個(gè)月）的則記為0。同時(shí)，根據(jù)三期調(diào)查數(shù)據(jù)間隔時(shí)間均小于4 年的特征，本文將每期調(diào)查均存活的樣本記為5，表示始終存活，因此，死亡時(shí)間越長(zhǎng)表示存活時(shí)限越長(zhǎng)，存活率越高。β1是本研究關(guān)注的重點(diǎn)，CV 等變量的界定與模型（1）一致。

（二）數(shù)據(jù)來源及說明

1.數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)選自中國(guó)老年健康影響因素跟蹤調(diào)查 （Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey，CLHLS）數(shù)據(jù)庫(kù)2011、2014 與2018 年調(diào)查數(shù)據(jù)。CLHLS 的基線調(diào)查最早始于1998 年，其到2018 年已經(jīng)累計(jì)在全國(guó)23 個(gè)省份自治區(qū)開展了8 次追蹤調(diào)查，歷年累計(jì)總樣本覆蓋了全國(guó)27 個(gè)省市自治區(qū)。CLHLS 數(shù)據(jù)庫(kù)累計(jì)入戶調(diào)查達(dá)到了11.3 萬(wàn)人次。其中，CLHLS 數(shù)據(jù)庫(kù)重點(diǎn)關(guān)注的需要照料的高齡老年人（80 歲及以上）樣本達(dá)到了總樣本的67.4%。同時(shí)該數(shù)據(jù)庫(kù)還累計(jì)調(diào)查了約2.89 萬(wàn)位65 歲及以上已死亡被訪老年人（通過家屬）的基本健康狀況、生活質(zhì)量、醫(yī)療與照料需求等。文章根據(jù)CLHLS 數(shù)據(jù)庫(kù)特征，對(duì)死亡樣本與存活樣本進(jìn)行ID 匹配，根據(jù)核心變量篩選及年齡65 歲以上的限定條件，最終得到三年期追蹤的有效樣本5744 個(gè)。

2.描述性統(tǒng)計(jì)

本文核心變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1 所示。從表1 可以看出，2008 年后死亡樣本達(dá)到了38.19%，長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給的均值為1.0465，即多數(shù)失能對(duì)象表現(xiàn)為獲得了家庭長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)類別。同時(shí)，文章將反映老年人失能狀態(tài)（Activities of Daily Living，ADL）的指標(biāo)劃分為基礎(chǔ)性日常生活自理能力（Basic Activities of Daily Living，BADL）與工具性日常生活自理能力 （Instrumental Activities of Daily Living，IADL），其均值分別為7.0013 和13.7619，其他變量的統(tǒng)計(jì)請(qǐng)參照表1。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)①表中家庭人均收入、年醫(yī)療總費(fèi)用、年自付醫(yī)療費(fèi)用為99998 元時(shí)表示超過10 萬(wàn)元以上。

四、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

（一）基準(zhǔn)檢驗(yàn)結(jié)果

本文首先基于基準(zhǔn)模型設(shè)計(jì)，借助實(shí)證調(diào)查數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給對(duì)老年人死亡率的影響。這里分別是從是否死亡與死亡時(shí)間兩方面考察長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給的影響效應(yīng)，且將其劃分為全樣本與死亡樣本兩部分展開分析，結(jié)果如表2 所示。表2 模型（1）和模型（2）是基于全樣本的檢驗(yàn)結(jié)果。其中，模型（1）結(jié)果表明長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給對(duì)老年人是否死亡有顯著負(fù)向作用，模型（2）結(jié)果則顯示出長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給對(duì)老年人死亡時(shí)間有顯著正向作用，其OR 值分別是2.3254 和0.4111（表中未列出），即相較于沒有長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)的老年人，有服務(wù)且偏向正式長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)的供給概率越高時(shí)，老年人死亡率會(huì)顯著降低，且其死亡時(shí)間也會(huì)顯著后移，存活時(shí)間越長(zhǎng)。在表2 模型（3）和模型（4）的全死亡樣本下，以上結(jié)果依然成立，即長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給對(duì)老年人是否死亡與死亡時(shí)間仍存在顯著影響，且其OR 值分別為1.9979 和0.5595，即相較于沒有長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)的老年人，有服務(wù)且偏向正式長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給的老年人存活率是其1.9979 倍，存活時(shí)間是其0.5595 倍。

表2 基準(zhǔn)檢驗(yàn)結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證基準(zhǔn)檢驗(yàn)結(jié)果具有穩(wěn)健性，在進(jìn)一步分析中對(duì)基準(zhǔn)模型進(jìn)行穩(wěn)健性處理，主要包括置換檢驗(yàn)、剔除干擾樣本檢驗(yàn)、使用截面數(shù)據(jù)檢驗(yàn)、固定地區(qū)時(shí)間效應(yīng)檢驗(yàn)、限定樣本檢驗(yàn)，以及工具變量法等。

1.置換檢驗(yàn)

文章首先采用置換檢驗(yàn)（permutation test）考察基準(zhǔn)檢驗(yàn)的穩(wěn)健性，以避免某些偶然因素導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果的偏誤。本文通過將長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給進(jìn)行隨機(jī)分配，構(gòu)造相應(yīng)的虛擬自變量，在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上進(jìn)行回歸并得到對(duì)應(yīng)的系數(shù)，并將以上過程重復(fù)1500 次，其系數(shù)分布結(jié)果如圖1 和圖2 所示。相較于基準(zhǔn)檢驗(yàn)中模型（1）和模型（2）的回歸系數(shù)-0.8439 和0.8890，可以發(fā)現(xiàn)，在重復(fù)1500 次后的系數(shù)分布值的絕對(duì)值均處在0—0.4 的范圍內(nèi)，其均要小于基準(zhǔn)回歸的系數(shù)絕對(duì)值，因此可以得到基準(zhǔn)檢驗(yàn)結(jié)果并非偶然因素引起的，具有可靠性。

圖1 老年人是否死亡置換結(jié)果

圖2 老年人死亡時(shí)間置換結(jié)果

2.剔除干擾樣本檢驗(yàn)

剔除干擾樣本檢驗(yàn)的目的是降低與本文核心指標(biāo)長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)關(guān)聯(lián)性較弱樣本的干擾性影響，這里主要通過剔除農(nóng)村樣本、增加控制變量、混合檢驗(yàn)與替換代理變量等方法進(jìn)行控制。首先，剔除農(nóng)村樣本檢驗(yàn)。在中國(guó)當(dāng)前的長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)試點(diǎn)過程中，國(guó)家級(jí)試點(diǎn)城市中農(nóng)村長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)的覆蓋率比較低，長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給對(duì)于農(nóng)村老年人的生存影響相對(duì)較弱，且結(jié)合城市居民獲得正式長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)的可及性更高特征，因而選用城市樣本可以進(jìn)一步提高檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性。表3 剔除農(nóng)村樣本的模型（1）檢驗(yàn)結(jié)果表明，長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給對(duì)城市老年人是否死亡與死亡時(shí)間仍存在顯著性影響，從而表明基準(zhǔn)模型結(jié)果的可靠性。其次，增加控制變量和混合檢驗(yàn)。考慮到基準(zhǔn)模型檢驗(yàn)中未充分控制地區(qū)因素的影響，如地區(qū)萬(wàn)人醫(yī)療機(jī)構(gòu)床位數(shù)、地方年醫(yī)療衛(wèi)生支出、二氧化硫（SO2）排放量、地區(qū)人均GDP 等均會(huì)對(duì)老年人死亡率存在一定影響，從而造成遺漏變量對(duì)估計(jì)結(jié)果造成的干擾。同時(shí)，在不考慮時(shí)間效應(yīng)時(shí)，使用混合Logit 模型或有序模型檢驗(yàn)，可以進(jìn)一步驗(yàn)證長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給對(duì)老年人死亡率影響的穩(wěn)健性。表3 模型（2）是增加地區(qū)特征變量后的檢驗(yàn)結(jié)果，模型（3）是使用混合模型的檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)了長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給對(duì)老年人死亡率存在顯著影響。最后，由于基準(zhǔn)模型選取的長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給包括了正式護(hù)理服務(wù)供給與非正式護(hù)理服務(wù)供給，因此為保障檢驗(yàn)結(jié)果可靠性，本文進(jìn)一步選用家庭子女照料老年人的時(shí)常作為長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給的替代變量進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表3 模型（4）所示，其顯著性結(jié)果進(jìn)一步印證了基準(zhǔn)檢驗(yàn)結(jié)果的可靠性。

表3 剔除干擾樣本等穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

3.截面數(shù)據(jù)檢驗(yàn)

在面板基準(zhǔn)模型檢驗(yàn)基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)時(shí)間分布特征，匹配被調(diào)查老年人的死亡時(shí)間，使用截面數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，其結(jié)果如表4 所示。首先是根據(jù)2011 年調(diào)查時(shí)死亡樣本同步匹配2008 年調(diào)查對(duì)象的ID，得到上一次調(diào)查到2011 年調(diào)查時(shí)的死亡樣本，同理得到2011—2014、2014—2018 年間死亡樣本匹配數(shù)據(jù)。其中，根據(jù)CLHLS 數(shù)據(jù)庫(kù)調(diào)查月份分布在調(diào)查當(dāng)年的12 個(gè)月中的特征，本文將2011 年調(diào)查死亡樣本最后時(shí)間確定為2010 年12 月，同理，2018 年調(diào)查死亡樣本確定為2017年12 月。基于此，對(duì)基準(zhǔn)數(shù)據(jù)進(jìn)行樣本匹配，即得到調(diào)查時(shí)已經(jīng)死亡的樣本。表4 截面A、截面B 和截面C 的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在三期截面調(diào)查數(shù)據(jù)中，長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給對(duì)老年人是否死亡及死亡時(shí)間均存在顯著影響，且符號(hào)與基準(zhǔn)檢驗(yàn)一致，從而表明基準(zhǔn)檢驗(yàn)結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表4 使用截面數(shù)據(jù)穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

4.固定效應(yīng)與限定樣本檢驗(yàn)

此外，在以上穩(wěn)健性檢驗(yàn)基礎(chǔ)上，本文再次選用固定效應(yīng)與限定樣本的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，其結(jié)果如表5 所示。其中，固定效應(yīng)檢驗(yàn)是在固定時(shí)間與地區(qū)效應(yīng)基礎(chǔ)上，控制地區(qū)（主要限定城市）時(shí)間效應(yīng)實(shí)現(xiàn)，如有些地區(qū)會(huì)伴隨時(shí)間推移出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)變動(dòng)、宏觀醫(yī)療衛(wèi)生保障政策等調(diào)整，因而會(huì)在一定程度上表現(xiàn)出明顯的地區(qū)時(shí)間效應(yīng)，需要控制此類變動(dòng)對(duì)估計(jì)結(jié)果造成的影響。限定樣本則是通過選取有長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給的樣本進(jìn)行檢驗(yàn)，從而降低無(wú)長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給樣本界定偏差所造成的干擾①如有些老人無(wú)長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)照料的原因是其健康狀態(tài)好、自理能力強(qiáng)，但在本文界定時(shí)將其與沒有獲得長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)的對(duì)象統(tǒng)一為同一群體，但二者之間存在明顯的差異，從而必然會(huì)對(duì)估計(jì)結(jié)果造成干擾。，充分反映長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給質(zhì)量帶來的生存質(zhì)量影響。結(jié)果如表5 所示，從地區(qū)時(shí)間效應(yīng)模型與限定長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給樣本模型檢驗(yàn)結(jié)果來看，長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給在固定地區(qū)時(shí)間效應(yīng)與限定樣本下仍呈現(xiàn)出對(duì)老年人死亡率的顯著影響，表明基準(zhǔn)檢驗(yàn)結(jié)果具有可靠性。

表5 地區(qū)時(shí)間效應(yīng)控制、限定樣本與工具變量處理

5.內(nèi)生性處理

在基準(zhǔn)研究中，由于存在遺漏關(guān)鍵變量導(dǎo)致模型估計(jì)結(jié)果存在內(nèi)生風(fēng)險(xiǎn)，或者由于不可觀測(cè)值導(dǎo)致的估計(jì)結(jié)果偏誤，因而需要對(duì)模型內(nèi)生所產(chǎn)生的估計(jì)偏誤進(jìn)行處理。文章這里主要選用工具變量法進(jìn)行處理。在工具變量選取上，遵循工具變量與被解釋變量不相關(guān)、與核心解釋變量存在相關(guān)性的原則進(jìn)行，本文最終選用地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)作為工具變量進(jìn)行處理。一方面，宏觀層面的地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)符合外生性特征，其對(duì)微觀老年人的直接死亡率或死亡時(shí)間不產(chǎn)生直接影響；另一方面，較好的醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)布局對(duì)老年人醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)會(huì)產(chǎn)生積極的作用，影響其基本健康狀況，進(jìn)而傳遞到對(duì)老年人的長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)需求程度及使用狀況影響等，尤其是對(duì)老年人長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)中的醫(yī)療護(hù)理服務(wù)需求影響較為直接，因此其也符合相關(guān)性要求。工具變量法處理結(jié)果如表5 的模型（3）所示，限于篇幅，這里沒有報(bào)告第一階段結(jié)果。從表5 模型（3）未列出的第一階段檢驗(yàn)結(jié)果看，地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)對(duì)長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給存在顯著負(fù)向影響，符合工具變量的基本條件。同時(shí)為保障估計(jì)結(jié)果的可靠性，本文亦對(duì)工具變量的有效性進(jìn)行了一系列檢驗(yàn)，其結(jié)果如表6 所示。從表6 結(jié)果可以看出，在第一階段檢驗(yàn)中，不可識(shí)別檢驗(yàn)使用Anderson 秩檢驗(yàn)中的拉格朗日乘數(shù)法（LM）進(jìn)行，其原假設(shè)為方程不可識(shí)別。本文不可識(shí)別檢驗(yàn)結(jié)果表明顯著拒絕原假設(shè)，即方程是可識(shí)別的。弱識(shí)別檢驗(yàn)選用Cragg-Donald Wald 秩檢驗(yàn)的F 值檢驗(yàn)方法，其原假設(shè)是工具變量與內(nèi)生變量弱相關(guān)。本文結(jié)果為F 值明顯大于10，拒絕原假設(shè)，表明工具變量與內(nèi)生變量存在較強(qiáng)的相關(guān)性。弱工具變量檢驗(yàn)選用Anderson-Rubin Wald 檢驗(yàn)和Stock-Wright 拉格朗日乘數(shù)法檢驗(yàn)，其原假設(shè)是工具變量在回歸中的系數(shù)為0，解釋力度很小。但本研究的結(jié)果進(jìn)一步拒絕了這一原假設(shè)，表明不存在弱工具變量的問題，因而工具變量法的處理結(jié)果是可靠的。從表5 模型（3）的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在使用工具變量處理后，長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給對(duì)老年人死亡率、死亡時(shí)間仍有顯著的影響，進(jìn)一步證實(shí)基準(zhǔn)檢驗(yàn)結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表6 工具變量合理性檢驗(yàn)

（三）異質(zhì)性分析

考慮到長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給對(duì)不同群體的影響會(huì)因家庭結(jié)構(gòu)、醫(yī)療服務(wù)可及性、性別、年齡等差異而表現(xiàn)出異質(zhì)性，本文在進(jìn)一步分析中引入了以上四個(gè)方面的因素進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表7 所示。首先，本文利用家庭子女?dāng)?shù)反映家庭結(jié)構(gòu)特征，且以家庭子女?dāng)?shù)為3 個(gè)作為分界線，將其劃分為小型家庭和大型家庭。表7 結(jié)果顯示，在家庭子女?dāng)?shù)異質(zhì)性方面，長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給對(duì)3 個(gè)及以下、3 個(gè)以上家庭結(jié)構(gòu)的老年人死亡率均存在顯著影響，但在影響效應(yīng)方面存在一定的差異，相較于3 個(gè)子女以上的大型家庭，小型家庭老年人受到長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給的影響效應(yīng)更高（根據(jù)OR 值得到，表中未列出，后面分析與這里相同）。其次，醫(yī)療服務(wù)可及性方面，相較于醫(yī)療服務(wù)不可及的老年人，醫(yī)療服務(wù)可及性下的長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給對(duì)老年人是否死亡影響更為顯著，且其影響效應(yīng)也要更高。但在死亡時(shí)間上二者顯著性趨同，且醫(yī)療服務(wù)不可及下的老年人受到的影響效應(yīng)更高。整體而言，相較于醫(yī)療服務(wù)不可及的老年人，醫(yī)療服務(wù)可及的老年人死亡率受長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給的影響會(huì)更明顯，但其死亡時(shí)間卻要低于醫(yī)療服務(wù)不可及的老年人，從而展現(xiàn)出長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給對(duì)醫(yī)療服務(wù)不可及情境下的老年人的重要性。再次，性別差異方面，表7 模型（3）結(jié)果顯示，在不同性別組下，長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給對(duì)男性與女性老年人的死亡率均存在顯著影響，但在效應(yīng)方面，長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給對(duì)男性老年人是否死亡的影響要小于女性老年人，而其對(duì)男性老年人死亡時(shí)間的影響要大于女性老年人，從而表現(xiàn)出明顯的性別異質(zhì)性。最后，年齡差異方面，本文根據(jù)當(dāng)前長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給特征、平均存活年齡及三年期調(diào)查樣本分布等，最終確定以90 歲年齡為主要分界線。表7 模型（4）結(jié)果顯示，在不同年齡段下，長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給對(duì)不同年齡段的老年人死亡率均存在顯著的影響，但在效應(yīng)方面也存在顯著的差異，從而表現(xiàn)出年齡層面的群體異質(zhì)性，特別是在死亡時(shí)間上的影響效應(yīng)差異更大。

表7 異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

（四）進(jìn)一步分析

為更深入地挖掘長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給對(duì)老年人死亡率影響的潛在機(jī)理，本文在基準(zhǔn)分析基礎(chǔ)上，嘗試同步考察長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給對(duì)老年人死亡率影響的傳導(dǎo)機(jī)制，以期揭示長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給的政策意蘊(yùn)。如對(duì)于老年人而言，理論上的長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)的供給會(huì)使得其能夠獲得更好的身體狀態(tài)、精神狀態(tài)等，從而降低其死亡的概率或死亡時(shí)間等。文章這里主要從身體功能、疾病狀況、醫(yī)療消費(fèi)及自評(píng)健康四個(gè)方面進(jìn)行分析，且分別選取BADL 和IADL、近兩周身體不適和近兩年患重疾數(shù)、年總醫(yī)療費(fèi)用與年自付醫(yī)療費(fèi)用、自評(píng)健康進(jìn)行代理，檢驗(yàn)結(jié)果如表8 所示。表8 中Panel A 結(jié)果表明，長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給對(duì)老年人BADL 和IADL 均存在顯著負(fù)向作用，且對(duì)老年人IADL 的影響效應(yīng)更高，表明長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給能夠有效改善老年人的自理能力，這與已有學(xué)者的研究結(jié)論一致，即長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)通過護(hù)理服務(wù)供給提升了老年人的自理能力，反之則相反。①劉歡、胡天天：《醫(yī)療補(bǔ)償與健康保障公平視角下的長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)政策效應(yīng)》，《老齡科學(xué)研究》2022 年第2 期。第二階段結(jié)果也證實(shí)了自理能力是重要的長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給傳導(dǎo)機(jī)制。Panel B 和Panel C 結(jié)果表明，長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給不僅顯著降低了老年人近兩周身體不適和近兩年患重疾數(shù)的概率，而且還有效降低了其年總醫(yī)療費(fèi)用與年自付醫(yī)療費(fèi)用，馬超等②馬超、俞沁雯、宋澤、陳昊：《長(zhǎng)期護(hù)理保險(xiǎn)、醫(yī)療費(fèi)用控制與價(jià)值醫(yī)療》，《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)》2019 年第12 期。的研究結(jié)論也證實(shí)了這一結(jié)論的可靠性。第二階段結(jié)果還證實(shí)了長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給是通過疾病改善效應(yīng)發(fā)揮作用。Panel D 結(jié)果表明長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給對(duì)老年人自評(píng)健康也有顯著負(fù)向作用，即相較于無(wú)長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)老年人，有長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給，且偏向正式長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給會(huì)顯著提升老年人的自評(píng)健康水平，第二階段也證實(shí)了健康中介傳導(dǎo)作用。以上結(jié)果表明，長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)通過“長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給——自理能力改善——疾病率降低——生存質(zhì)量?jī)?yōu)化”路徑對(duì)受益老年人的死亡風(fēng)險(xiǎn)發(fā)揮中介傳導(dǎo)效應(yīng)。

表8 影響機(jī)制檢驗(yàn)

五、研究結(jié)論與啟示

“老有所終”是中國(guó)自古以來就有的養(yǎng)老理念，強(qiáng)調(diào)的是人年老后有合適的歸宿或者年老時(shí)生活得很好。其最早出自《禮記·禮運(yùn)》：“故人不獨(dú)親其親，不獨(dú)子其子，使老有所終，壯有所用，幼有所長(zhǎng)，矜寡孤獨(dú)，廢疾者，皆有所養(yǎng)?！毙轮袊?guó)成立以來，如何實(shí)現(xiàn)“老有所終”始終與中國(guó)民生事業(yè)發(fā)展密切關(guān)聯(lián)，也是中國(guó)養(yǎng)老保障事業(yè)發(fā)展的重要內(nèi)容之一，更是實(shí)現(xiàn)共同富裕的重要支撐。本文基于此，嘗試以“老有所終”為視角，借助CLHLS 三期追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，利用面板Logit 模型、有序Logit 模型、工具變量法等，實(shí)證考察了長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給對(duì)中國(guó)老年人的死亡率影響效應(yīng)。本文研究結(jié)論主要有：首先，長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給能夠有效降低老年人死亡率，提升其生活質(zhì)量、存活率和延后其死亡時(shí)間，發(fā)揮了促進(jìn)“老有所終”的積極作用。同時(shí)，長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給對(duì)老年人是否死亡與死亡時(shí)間的影響效應(yīng)分別是2.3254 和0.4111。此外，相較于無(wú)長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)老年人，有長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)且偏向正式長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給的老年人死亡率顯著更低。以上結(jié)果在一系列穩(wěn)健性處理后依然具有穩(wěn)健性。其次，長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給對(duì)老年人死亡率的影響效應(yīng)在家庭規(guī)模、醫(yī)療服務(wù)可及性、性別及年齡方面表現(xiàn)出顯著的群體異質(zhì)性。最后，長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給對(duì)老年人死亡率的影響效應(yīng)主要通過“長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給—自理能力改善—疾病率降低—生存質(zhì)量?jī)?yōu)化”路徑發(fā)揮作用。

基于本文的研究結(jié)論，主要政策啟示如下：一是在中國(guó)人口老齡化、失能化日益嚴(yán)重的趨勢(shì)下，有效促進(jìn)長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給發(fā)展有著必要性，其中家庭非正式照料與社會(huì)化的正式照料服務(wù)供給具有同等重要的作用，但相較于非正式的傳統(tǒng)家庭照料服務(wù)供給，正式的長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給具有更為重要的現(xiàn)實(shí)意義，其不僅是推動(dòng)長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)發(fā)展的關(guān)鍵，也是推動(dòng)家庭護(hù)理服務(wù)走向正規(guī)化、高質(zhì)量發(fā)展的重要支撐。因此，在推動(dòng)中國(guó)長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)發(fā)展的過程中，應(yīng)優(yōu)先以正式的長(zhǎng)期護(hù)理保障制度發(fā)展及服務(wù)供給為主體，慎重或嚴(yán)格限制家庭照料服務(wù)的現(xiàn)金補(bǔ)貼方式，以正式服務(wù)發(fā)展為導(dǎo)向，推動(dòng)中西部地區(qū)、農(nóng)村地區(qū)、偏遠(yuǎn)山區(qū)長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)的發(fā)展，同時(shí)也應(yīng)關(guān)注互助養(yǎng)老服務(wù)在發(fā)揮“老有所終”目標(biāo)下的關(guān)鍵作用。二是以群體異質(zhì)性為導(dǎo)向，精準(zhǔn)長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給政策，提高長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給的有效性，提升老年人在生命后期的生活質(zhì)量。如從年齡段、地區(qū)醫(yī)療服務(wù)可及性、家庭結(jié)構(gòu)等視角出發(fā)，優(yōu)先發(fā)展針對(duì)高齡失能老年人、地區(qū)醫(yī)療服務(wù)可及性低及小型家庭結(jié)構(gòu)的老年人長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給，進(jìn)而拓展到全體人群等。三是建立長(zhǎng)期護(hù)理保障制度的有效評(píng)價(jià)體系，突出失能老年人晚年生活質(zhì)量提升、失能狀態(tài)改善及死亡率降低等重要指標(biāo)的作用，如堅(jiān)持長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)供給是“以人為本”的初心，以推動(dòng)“老有所終”的長(zhǎng)期護(hù)理服務(wù)保障制度發(fā)展目標(biāo)。