“久病床前无孝子”？失能老人子代照料表现的追踪研究——兼论社区居家养老服务资源的调节效应

孙金明，王健男，李肖亚

(1 廊坊师范学院 社会发展学院，河北 廊坊 065000；2 中国人民大学 社会学理论与方法研究中心，北京 100872)

1 引言

在中国家庭内部照料者中，配偶往往是老年人照料服务的首要提供者，当配偶无法提供照料时，其他家庭成员，特别是成年子女会承担起主要照料者的角色，并且随着老人配偶年龄的增大，子女会逐渐成为照料服务的最主要提供者(Cantor,1980;杜鹏,2013)。在中国社会，赡养父母是子女义不容辞的道义责任，也是必须履行的法律义务，但中国自古也有“久病床前无孝子”的说法。“久病床前无孝子”主要是指老年人晚年卧病在床需要子女照料时，子女可能会因为照料负担过重而在照料过程中出现缺乏耐心、冷漠甚至虐待老人等偏离“孝道”传统的行为，因此，这一民间俗语揭示的核心问题是子代照料者的照料压力对其照料表现的影响。这一说法流传虽广，但其是否成立尚未被实证检验。此外，在提到“久病床前无孝子”时，多数研究将“久病”界定为照料时长(年限)，而容易忽略照料强度对子代照料表现的影响。

伴随着人口老龄化程度的不断加深以及人口平均预期寿命的延长，我国失能老人群体规模不断扩大。2016年全国老龄工作委员会办公室发布的《第四次中国城乡老年人生活状况抽样调查成果》显示，中国失能、半失能老年人总数达4063万人，占老年人总人口的18.3%。庞大的失能老人规模以及失能后存活时间的延长，必然对长期照护服务产生巨大压力(杜鹏等，2006)。与非失能老人相比，失能老人在日常生活中更依赖他人提供照料，因此，以实际依赖子女照料的失能老人作为研究对象更能够检验“久病床前无孝子”是否成立。

在中国，当前绝大多数老年人(94.1%)选择在家中养老(孙鹃娟等，2017)，居住在熟悉的家庭环境中更加符合中国老年人的传统心理和情感需要(王莉莉，2013)，以社区为依托的社会化养老服务供给成为解决养老问题的必然选择(王琼，2016)。因此，在政府的大力引导和推动下，中国养老服务资源正不断向“社区”集中。国外研究表明，社区养老服务对老年人家庭照料者而言是一种重要的社会支持资源，可以有效减轻家庭照料者的照料压力(Okabayashi et al.,2008;Maja et al.,2012)。那么在中国，社区居家养老服务资源是否也能够起到减轻子代照料负担、提升其照料表现的作用呢？对这一问题的关注也是从一个侧面对当前社区居家养老服务政策实际效能的检验。

2 文献回顾与研究假设

“久病床前”形容老年人需要他人照料的状态，“无孝子”指的是对子代照料表现的评价，“久病床前”是造成“无孝子”的原因。从字面意义上看，“久病床前”又可细分为两种状态：一是“久病”状态，指老年人失能年限长，需要他人提供长期照料；二是“重病”状态，指老年人失能程度严重，需要长期卧床。“久病床前”同样代表着子代面临的照料负担，“久病”侧重于子代提供照料的年限，即照料时长，“重病”侧重于子代提供的日均工作量，即照料强度。该俗语用学术语言可以阐述为子代照料时长、照料强度对其照料表现的动态影响。

过往一些研究中常将照料时长等同于照料强度，认为照料年限长必然是高强度照料，但其实两者有着显著差别。照料时长指老年人平均预期照料时长，是老年人从开始需要他人照料直到去世所横跨的年限，黄匡时等(2014)发现中国老年人一旦进入老年期，其平均预期照料时长为5.7年(男性4.1年，女性7.2年)。张文娟等(2015)研究表明，中国60岁以上老年人在其剩余的生命中，平均有2.53年的时间会因为基本生活自理能力受损而需要接受他人的生活照料，其中男性为2.04年，女性为2.75年。

如果说照料时长考虑的是老年人是否有照料需求，那么照料强度则是对照料需求程度的反映，故照料强度也被称为老年人照料需求强度，常被操作化定义为被照料者的功能丧失程度或照料者提供的帮助数量(苏薇等，2007；刘二鹏等，2018)。国际研究中，Ettner(1995)提出“照料强度门槛”概念，将周照料小时数作为衡量指标，但对于具体“门槛”则说法不一，如早期研究为每周10小时(Carmichael and Charles，2003)，后期有学者将照料强度“门槛”设定为每周15小时(Jacobs et al.,2014)或20小时(Colombo et al.,2011)。国内学者黄枫(2012)将每周20小时定义为高强度照料“门槛”；周云等(2015)发现，不同失能程度的老人在照料需求强度上存在差异，轻度、中度及重度失能老人周照料需求强度分别为27.4小时、48.7小时和79.7小时。

Manton(1982)提出的动态均衡理论认为，虽然生存期的延长会导致带病期的增加，但个体从低度残障到严重残障的演变速度会放慢。因此，照料年限长并不必然等同于照料强度大，两者对子代照料者的影响可能存在差异，加之研究表明多数中国失能老人会长期处于轻度失能状态(魏蒙等，2017)，仅需子代帮助完成诸如洗澡等一到两项照料工作，子代承受的照料强度较低，但老年人一旦进入中、重度失能状态则意味着其对子代照料的依赖性更强，子代照料强度更大。因此，必须将照料时长与照料强度区别看待。

既有成果主要集中于探讨照料者的照料行为(照料时长、照料强度)对其身心健康的影响，但研究结论并不一致。一种观点认为，照料行为会对照料者身心健康产生消极影响。有关照料时长的研究显示，长期的照料行为会对家庭照料者心理和精神产生消极影响，容易诱发照料者抑郁、愤怒、挫折感等不良情绪，造成照料者免疫力的不断降低，影响照料者的身心健康(Schulzet al.,1990;Pinquartet al.,2003;Christakiset al.,2006;宋春玲，2018)，进而对照料者的照料表现产生消极影响(纪竞垚，2018)。也有研究证实照料强度与照料者抑郁情绪显著相关(Berget al.,2005；杜鹃等，2014)，老年人身体残障程度越严重，自理能力越差，照料强度越大，家庭照料者身心健康水平越差(Clipp et al.,1993；Mccullaghet al.,2006)；有关老年虐待的研究表明，照料者较低的身心健康水平是引发老年虐待的重要诱因(Lee,2008;Dong,2015)。此外，有研究表明，在家庭内部的代际资源流动中，相比于利他驱动，交换驱动的性质更为显著(Cox,1987)。老年人在晚年为子女提供的服务资源和经济资源是他们获得子女养老支持的重要基础(Lee et al.,1994)，一旦老人因失能导致资源供给能力下降，子女的照料动机也会相应弱化。

但也有学者指出照料行为同样可以带给照料者积极影响。平行通道理论认为，照料不仅仅会引起消极的压力评价，也会产生积极评价(Lawton et al.,1992)。Motenko(1989)的研究表明，照料者可以在照料过程中不断体会到意义、温暖、快乐、自我价值实现等积极感受，有利于增进照料者与被照料者的亲密关系。受中国传统“孝”文化的影响，子代照料行为同样会为其带来积极感受，如袁小波(2009)证实中国子女在照料过程中会获得诸如欣慰和满足、亲密感以及实现个人价值等积极的体验。此外，照料老人是一项专业性很强的工作(赵向红，2012)，在照料初期，子代可能会因为缺少照料经验导致照料表现较差，后期随着照料经验的增加以及照料者对长期照料工作的适应，其照料表现可能会提升(Stephens et al.,1989)。因此，照料行为产生的积极影响以及照料者对照料工作的熟悉与适应均可能会提升照料者的照料表现。

基于以上研究可知，子代照料行为会影响其照料表现，但影响方向并未达成一致。有关中国失能老人子代照料时长、照料强度与照料表现之间的关系尚未被证实，由此，本研究提出假设一、假设二。

假设一：失能老人子代照料时长越长，其照料表现越差。

假设二：失能老人子代照料强度越大，其照料表现越差。

持续的高强度照料行为会使照料者产生照料压力。压力的认知资源理论指出，当面临照料压力时，照料者会运用照料资源来应对，如果有足够的照料资源，照料者就不容易产生心理障碍，相反，如果照料者没有足够的照料资源，那么就会影响其心理健康(Pearlin et al.,1990)，进而可能会影响其照料表现。国外研究发现，社区照料资源对于照料者是一种重要的压力应对和社会支持资源，如果照顾者能够使用社区提供的资源或者在家中得到帮助，便能提升其应对压力的能力(Borget al.,2006;Willemseet al.,2016)。对于失能老人及其子代照料者而言，社区居家养老服务资源的有无、多寡在一定程度上可以代表其在需要帮助时就近获得正式社会支持的可能性，对满足老年人的照料需求、减轻子代照料者的照料压力具有重要意义。因此，居家养老服务资源可能在子代照料负担与其照料表现之间起到调节作用，即如果失能老人所在社区能够提供居家养老服务，则可能减轻子代照料负担，缓解照料压力，进而提升子代照料表现，由此得出假设三、四。

假设三：社区居家养老服务资源能够在子代照料时长与照料表现之间起到调节作用。

假设四：社区居家养老服务资源能够在子代照料强度与照料表现之间起到调节作用。

在过往相关研究中，杜鹏(2017)利用2014年中国老年社会追踪调查数据，将“久病床前无孝子”作为老年人对子女照料期待的衡量标准并对影响因素进行了分析，研究对象既包括有照料需求的老人也包括无照料需求的老人。该研究认为低龄、有配偶、无照料需求的男性老年人更认可“久病床前无孝子”这一说法。杜鹏教授的研究对本研究具有重要的启发意义，但本研究认为如果要对这一民间俗语进行实证检验，那么最适合的研究对象应该是一直在依靠子代提供照料的失能老人群体。

在数据和模型使用方面，过往相关研究大多是基于单一时点的横截面数据进行分析，但该类研究无法得出令人信服的因果推论。与横截面调查不同，追踪调查不仅可以搜集不同个体在同一时点的状态信息，而且可以知道这些状态在不同时点间的变化(任强等，2011)。如果我们发现一种状态的变化会引起另一种状态的变化，那么就有较大的把握说前者的变化是导致后者变化的原因。就本研究而言，子代照料时长、照料强度是动态变化的，其照料表现也可能随之变动，验证“久病床前无孝子”是否成立需要考察不同时点子代照料负担的变动对照料表现的影响。横截面数据无法呈现子代照料时长、照料强度与照料表现之间丰富的动态关系，而纵向追踪数据能够弥补这一缺陷。

综上所述，现有成果中基于纵向数据，考察子代照料时长、照料强度对其照料表现影响的相关研究并不多见，引入社区居家养老服务资源作为调节变量的研究更为鲜见。本研究以2005-2014年全国老年健康影响因素跟踪调查(CLHLS)数据为基础，以依靠子代照料的失能老人为研究对象，考察子代照料时长、照料强度对其照料表现的影响以验证“久病床前无孝子”是否成立，同时将社区居家养老服务资源作为调节变量，以检验社区居家养老服务在失能老人长期照料中的实际效用。

3 数据与方法

3.1 数据来源

本研究所使用的数据来源于中国老年健康影响因素跟踪调查(CLHLS)2005年、2008年、2011年、2014年四期纵向追踪数据。CLHLS数据由北京大学健康老龄与发展研究中心于1998年开始组织调查实施，随后每隔2年或3年进行跟踪调查，调查范围涵盖了中国23个省、市、自治区，该数据具有样本量大、质量较高、追踪调查和高龄数据的特点，其中，追踪调查数据具有连续性和不同调查时点的可比性(Zeng,2012)。由于本研究旨在探讨子代照料时长、照料强度对其照料表现的影响，需要大量由子代提供日常照料的失能老人样本，而CLHLS数据中符合要求的老年人比例较高，故适用于本次研究。

基于研究需要，本文保留了年龄在60岁以上、失能(1)采用国际上通用的卡茨量表(Katz et al.,1963)衡量老年人日常生活活动能力(Activities of Daily Living)以判断老人是否失能及失能程度，Katz量表包括“洗澡、穿衣、上厕所、控制大小便、室内走动、吃饭”6项指标，每项指标有“不费力”、“有些困难”、“做不了”3个选项。6项指标只要有一项选择为“有些困难”或“做不了”则判定为失能。且子代(2)子代包括被照料老人的儿子、儿媳、女儿、女婿和孙子女。作为主要照料者的老年人数据，在删除关键变量缺失的样本后，进入最终分析的样本量为9016人，其中，2005年样本量为3014人，2008年样本量为2997人，2011年样本量为1822人，2014年样本量为1183人，观测组别(调查个体)为7761人。

3.2 研究设计

3.2.1 因变量

子代照料表现由被照料老人进行评价，通过询问老年人“您认为您的主要照料者在照料过程有以下表现吗？”进行测量，答案分为“愿意”、“不耐烦”、“力不从心”、“不情愿”。将答案合并为二分类变量，“愿意”为“表现积极”赋值为 1，“不情愿/不耐烦/力不从心”为“表现消极”赋值为0。

3.2.2 自变量

照料时长：本研究中的照料时长指的是子代为失能老人提供照料的年限。因此，将失能老人6项ADL指标中子代为老人提供照料持续时间最长的一项作为子代照料时长。

照料强度：当前一些研究通过向照料者询问日/周平均照料小时数作为照料强度的衡量标准，但照料者可能在回答时带有一定主观性，有意或无意地夸大自己的照料强度，从而令研究结论存在不实的风险。国内外研究均认为，老年人失能程度是衡量其照料者照料强度的关键指标，随着老年人失能程度的加深，照料者承受的照料强度随之上升(Pezzin et al.,2007；周云等，2015)。因此，通过评估老年人失能程度来衡量子代照料强度可能更为客观。本研究将被照料老人失能程度作为照料强度指标，取值范围7-18。

3.2.3 调节变量

社区居家养老服务资源：CLHLS中设置了如下问题：您所在社区为老年人提供了哪些社会服务？该题项为多选题，选项有“起居照料/上门看病、送药/精神慰籍、聊天解闷/日常购物/组织社会和娱乐活动/提供保健知识”等。本研究将被访者的回答处理为0/1变量，0代表所在社区没有居家养老服务资源，1代表所在社区有居家养老服务资源。

3.2.4 控制变量

参考有关子代照料表现的既有研究，本研究的控制变量包括老年人的性别、年龄、婚姻状况、受教育年限、居住地、经济状况、健康状况。变量定义与基本描述分析见表1。

表1 分调查年份对变量的描述性统计(均值/比例)

3.2.5 分析方法

本研究采用随机效应模型进行分析，着重考察子代照料时长、照料强度对其照料表现的影响。与固定效应模型相比，随机效应模型能够估计那些不随时间变化的个体特征对因变量的影响且模型效率更高(许琪，2018)。Hausman检验结果表明，随机效应模型比固定效应模型更适合本研究。随机效应模型的表达式如(1)所示：

yit=β0+β1x1it+β2x2it+…+βkxkit+ξi+∈it

(1)

其中，i是个人的下标，t是时间的下标。yit是个体i在时点t上因变量的观测值，x1it至xkit是k个随时间变化的自变量，β1至βk是其回归系数，ξi为随机截距。由于连续变量照料时长的标准差远高于均值，本研究取照料时长的对数纳入模型。

4 研究结果

4.1 子代照料时长、照料强度对其照料表现的影响

表2显示了中国失能老人子代照料表现的随机效应模型结果。模型一、模型二在纳入控制变量的前提下，分别考察了照料时长、照料强度对照料表现的影响。数据显示，子代照料时长对照料表现无显著影响，而照料强度对照料表现有消极影响。将照料时长、照料强度共同纳入模型三，结论仍与模型一、二具有一致性，这表明在以高龄老人为主的中国失能老人样本中，相比于照料时长，子代照料强度对其照料表现具有更强的预测作用，因此，假设一不成立，假设二成立。

图1 社区居家养老服务资源的调节作用 资料来源：北京大学健康老龄与发展研究中心：中国老年健康影响因素跟踪调查(CLHLS)

表2 中国失能老人子代照料表现的随机效应模型分析

导致照料时长、照料强度影响差异的原因可能与高龄老人的失能特点有关。从年龄构成来看，本次研究样本以80岁及以上老人为主(95.74%)，是典型的高龄老人样本。过往研究表明，相比于其他年龄群体，高龄老人更容易因为跌倒等突发性原因导致严重的身体伤害且更难以从失能状态中恢复(Miler et al.,1999；丁志宏等，2018)。巫锡炜(2009)将高龄残障老人失能轨迹分为“低起点快速发展型”和“高起点平稳发展型”，本次研究也印证了这一观点。研究样本中失能时长在六个月以内、半年至一年、一年至两年、两年至三年、三年至五年、五年以上的人数占比分别为22.18%、18.64%、19.07%、13.37%、11.55%、15.18%，失能程度在上述区间的均值分布为10.48、10.15、10.33、10.63、10.52、10.53。从数据分布可知：第一，样本中超过两成的老年人在半年内经历了由非失能到失能的过程且失能程度较重，符合“低起点快速发展型”的失能轨迹，这意味着该部分失能老人的子代在短时间内承受了较重的照料强度；第二，总体来看，随着失能年限的延长，失能程度并未出现较大波动，而是保持基本稳定，符合“高起点平稳发展型”特点。由此可见，在高龄老人群体中，失能时长与失能程度并非简单的线性关系，对于子代照料者而言，照料年限长并不必然等同于高强度照料，同样，照料年限短也不代表照料强度低。本次研究结果表明，照料时长并不能预测子代的照料表现，而照料强度则对照料表现有显著影响，因此，“重病床前无孝子”可能比“久病床前无孝子”更加准确。

4.2 社区居家养老服务资源的调节效应

由于在模型三中，照料时长对照料表现的影响并不显著，因此，模型四在模型三的基础上仅纳入社区居家养老服务资源与照料强度的交互项，以检验社区居家养老服务资源能否在子代照料强度与照料表现之间起到调节作用。

模型四结果显示，社区居家养老服务资源与照料强度的交互项系数显著，说明社区居家养老服务资源的调节效应存在。如图1所示，无论失能老人所在社区有无居家养老服务资源，随着子代照料强度的增大，其照料表现均会呈现出下滑态势，但对于那些所在社区没有居家养老服务资源的失能老人而言，其子代照料表现下滑趋势更明显，对于那些所在社区中有可用的居家养老服务资源的失能老人子代照料者来说，居家养老服务资源能够明显减弱照料强度对其照料表现的消极影响，从而起到“缓冲器”的作用，因此，假设四成立。

控制变量方面，失能老人的经济状况、身体健康状况、婚姻状况等变量均对子代照料表现有显著影响。经济宽裕、身体健康、有配偶的失能老人，其子代照料表现更积极。

5 研究结论与政策启示

本研究基于中国老年健康影响因素跟踪调查(CLHLS)2005年、2008年、2011年、2014年四期纵向追踪数据，采用随机效应模型考察子代照料时长、照料强度对其照料表现的影响并探究社区居家养老服务资源的调节作用。本研究的主要结论有如下几点：

第一，总体上，中国失能老人对子代照料表现的评价较高，说明“久病床前”还是“孝子”居多，但需要警惕和重视的是，样本中有12.9%的老年人对子代的照料表现并不满意。作为典型的“家庭关系紧密型”国家，子女是中国高龄失能老人日常生活的主要照料者，子女在照料失能老人过程中需要承受多重压力，如就业时间减少、照料支出不断增加造成的经济压力，长时间、高强度照料工作带来的身体压力和精神压力等，而照料压力会直接影响照料者的身心健康和照料表现，进而影响到失能老人晚年的生活质量和幸福感。因此，如何开展有效的干预措施以提升照料者的照料表现值得进一步深入探索。

第二，本次研究显示，子代照料时长、照料强度对照料表现的影响存在差异，照料强度对照料表现有显著的消极影响，而照料时长未见显著影响。因此，本研究认为，“久病床前无孝子”更准确的说法应为“重病床前无孝子”。为何照料强度会显著影响照料表现？压力过程模型(Stress Process Model)认为照料强度是衡量照料者资源投入程度(时间、金钱、精力)的直接指标，是造成消极结果的直接原因。此外，中国的代际关系虽受到孝观念的制约，但在很大程度上仍是一种资源交换关系(陈皆明，1998),老年人通过为子女提供诸如照看孙辈、家务、经济支持等来寻求子女赡养，而一旦这种交换关系赖以存在的资源基础缩减甚至丧失，子代支持的动机也会相应淡化(宋月萍等，2015)。因此，随着失能程度的加重，老年人能够给予子代照料者的“回报”会变小，进而影响子代的照料动机和照料表现。

第三，社区居家养老服务资源在子代照料强度和照料表现之间具有显著的调节效应，能够减弱子代照料强度对其照料表现的消极影响，具有“缓冲器”的作用。社会支持理论指出，当个体面对压力的时候，社会支持能够通过提供信息、情绪支持和实质的帮助来缓解压力的负面影响(Cohen et al.,1984)，充分地社会支持有助于降低照料者的照料压力(Kramer,1997)。社区居家养老服务作为一种正式的社会支持，能够在子代因自身资源(如时间、精力、照料技能)不足以应对照料角色压力时，为失能老人及其子代照料者提供所需服务从而缓解照料压力对子代照料表现的消极影响。

本次研究的不足之处及未来研究方向：首先，本研究受到数据的限制，控制变量选取的多是与老年人及其家庭相关的变量，有关主要照料者个体的相关变量选取较少；其次，由于样本中每一类居家养老服务项目的使用人数均比较少，故本研究没有针对某一具体服务项目的作用进行探讨，未来随着社区居家养老服务的不断完善与发展，在今后的研究中，可以针对某一具体服务的服务效果进行深入研究。