家庭老年照料对女性照料者身体健康的影响研究

宋丽敏，朱丹华

(辽宁大学 公共管理学院，辽宁 沈阳 110036)

我国已进入老龄化社会，老年照料问题日益凸显。目前我国65岁及以上老年人口规模已达到1.67亿，且增长趋势仍会延续，据2019年《世界人口展望》预测，到2060年我国65岁及以上的人口数将达到3.98亿(占全国总人口数的29.83%)，80岁及以上老年人口规模将达到1.31亿(占全国总人口数的9.8%)，这一比例远高于全球平均水平(5.1%)。老年人口基数大、占比高以及高龄人口增速快将是我国未来几十年的重要人口特征，这为我国经济社会的发展带来了新的挑战。众所周知，随着年龄的增长，人的身体机能会每况愈下，疾病发生的概率也会大幅增加。苏群等利用微观调查数据研究发现我国13.02%的老年人日常行为能力受损，需要他人提供照料，并且失能的概率随着年龄增长而加大[1]。我国社会现今乃至未来很长一段时间内，家庭照料仍是老年照料的主流模式。中国社会中“养儿防老”“男主外，女主内”等观念根深蒂固，导致家庭中的成年子女尤其是成年女性成为家庭老年照料活动的主要承担者。但与此同时，小型化、核心化家庭成为主流，由宗族大家庭辅助支持的供养责任转由小家庭中的子女承担，而独生子女逐渐成为承担家庭老年照料责任的主体，他们面临的压力更大。人口老龄化和高龄化使得老人照护需求激增、照护活动供给不足，这必将导致老年人口养老安置难、高龄失能失智老年照护难、适龄照护劳动力缺口扩大。然而，除了这些宏观可见的影响外，老年照护需求激增是否会对微观个体产生一些潜在影响？即对作为照料责任主要承担者的成年子女尤其是成年女性的健康是否会产生影响？而女性照料者健康水平下降不仅是个人、家庭的福利损失，更是整个社会的福利损失，她们的身体健康应得到来自家庭和全社会的关爱。基于此，本文从照料者负担的视角出发，利用数理模型和统计分析方法探讨家庭老年照料对女性照料者身体健康的影响，从而为相关政策的制定提供科学依据。

一、文献综述

近年来，随着全球老龄化程度加剧，老年照料需求激增，照料者健康问题日益引发学界重视。自20世纪70年代始，学者们普遍认为家庭照料会给成年子女身体健康带来负面影响，且女性承担的照料责任比男性更多，其健康状况更易受影响。Burton等人研究发现照料活动使照料者的疲劳感增加、健康水平下降[2]。Lee认为睡眠不足和疲劳感增加会提高照料提供者的生理和心理疾病发病率[3]。虽然一些研究认为照料责任对照料提供者的健康状况也有一定的正向影响[4]，但大多数研究认为照料提供者存在心理困扰，因抑郁和焦虑致病的几率更高。Northouse等通过系统评价和Meta分析认为照料老人对成年子女的身心健康有显著负向影响，家庭照料者的自评健康状况也明显低于非照料者[5]，且他们较少进行体育锻炼[6-7]。与上述情况相应的是，家庭照料人员健康水平的下降会影响照料行为的持续性和照料质量[8]，并由此形成恶性循环。目前老年照料主要由家庭成员提供[9]，家庭照料者被看作重要的医疗保健资源，在很大程度上减少了政府的相关支出，如加拿大每年因此可节省约250亿美元的医疗保健成本[10]。因此，为家庭照料者提供必要的社会支持非常必要，既可以提升老年人的生活质量和健康水平，也有利于缓解政府财政支出压力。

相较于国外较为丰富的相关研究成果，国内关于照料者负担的研究却较少。袁小波认为成年子女在经济状况、个人健康、家庭关系、人际交往和社会参与等方面都会因照顾高龄老人受到不利影响[11]。刘柏惠基于CLHLS数据库从劳动参与和工资水平两方面阐明提供老年照料会降低成年子女的劳动参与率并使其面临隐性“工资惩罚”[12]。刘岚通过中国营养与健康调查(CHNS)数据及Ordered Probit模型，研究发现承担照料父母责任的城镇已婚妇女健康水平相对较差[13]。陈璐利用面板工具变量估计模型，分析发现参与老年照料活动的女性照料者自评健康状况“一般”和“差”的概率分别比未进行老年照料的女性高出0.24%和0.10%[14]。袁迪认为老年照料活动对成年子女心理健康有直接负向影响，且间接提高了子女因闲暇时间的减少和相对收入的降低而感到抑郁的概率[15]。在充分研究已有文献的基础上，本文利用中国营养与健康调查(1993—2015年)面板数据、Probit模型以及工具变量法控制模型内生性，探讨提供老年照料与女性照料者身体健康之间的关系。为验证估计结果的稳健性，本文进一步采用了倾向得分匹配法(PSM)进行了模型估计，处理由于样本选择偏误产生的干扰效应，再就承担老年照料责任对女性照料者健康影响的异质性进行分析。

二、模型设定与描述性统计分析

(一)模型设定

本文利用多元回归分析方法研究家庭老年照料对女性照料者身体健康的影响，假定与不承担照料责任的女性相比，承担家庭照料责任的女性健康水平较差，更易患病。选取家庭老年照料作为核心解释变量，女性身体健康状况作为被解释变量。(1)本文的研究方法部分借鉴了陈璐和范红丽《家庭老年照料对女性照料者健康的影响研究》一文，但在解释变量以及工具变量的选取上做出了一定创新，同时也通过倾向得分匹配估计(PSM)进一步证实了研究的稳健性。公式表达如下：

SICKit=α0+α1CAREit+βXit+yeart+province+εit

(1)

CAREit为核心解释变量，表示女性是否参与家庭老年照料活动，若个体i在t时期照顾父母或公婆，则取值为1，否则为0；被解释变量SICKit是衡量健康水平的指标，考察个体i在t时期是否患病；Xit为控制变量，包括基本个人特征与家庭特征等；yeart为年度虚拟变量，province为省份虚拟变量，εit为随机误差项。

由于SICKit为二元离散变量，使用传统的OLS进行参数估计可能存在偏差，因此本文选择Probit模型，利用Log likelihood迭代回归进行系数估计。考虑到可能存在的异方差问题，同时利用怀特稳健标准误，进一步考虑是否会因遗漏变量、反向因果等导致模型设定不合理出现内生性问题。因此，本文利用工具变量法来解决研究中可能存在的内生性问题，首先通过内生性检验确定模型是否存在内生性问题，并进一步检验工具变量是否合理。根据研究惯例，工具变量须满足以下条件：第一，与内生变量也就是家庭老年照料(CAREit)高度相关；第二，与随机误差项无关。参考已有文献对工具变量的选取情况，照料需求、兄弟姊妹数量、父母健康水平、父母是否仅一人健在等都是被验证过的较为合理的工具变量。为了考察变量的可获得性以及验证变量的有效性，本文最终选取了“父母及公婆是否有照料需求”“父母及公婆是否至少有一人健在”作为工具变量。在此基础上，由于SICKit是离散变量，IV-Probit模型报告的系数存在较大限制，仅能看出概率的相对大小以及影响方向，因此，本文还将在计算回归系数的基础上，进一步估计家庭照料活动对女性照料者健康状况影响的边际效应，并对回归结果进行稳健性检验以及异质性分析。

(二)数据来源与样本筛选

中国健康与营养调查(China Health and Nutrition Survey，简写为CHNS)数据为本文提供了数据支持，北卡罗来纳大学教堂山分校营养和国家健康研究所(前国家营养与食品安全研究所)以及中国疾病控制和预防中心(CCDC)采用多阶段随机聚类过程，在我国15个省份和直辖市选取了7 200个家庭约3万多个样本。基于研究需要，本文选取了CHNS中1997年、2000年、2004年、2006年、2009年、2011年、2015年七期追踪数据中52岁以下的已婚女性样本，在剔除缺失值和异常值之后，共得到11 153个样本。

(三)变量描述

被解释变量为52岁以下已婚女性的身体健康状况，本文采用问卷中“过去的四周中，你是否生过病？”“是否患有慢性病或急性病？”这两个问题的回答作为被解释变量，过去四周患过病(2)患病指患有慢性病或急性病，下文同。则赋值为1，否则为0。核心解释变量为是否照料父母或公婆，工具变量为本人父母及公婆是否需要照护和父母及公婆是否至少一人健在。其他解释变量中，为了控制之前患病对现期结果的影响，加入了患病的滞后项作为控制变量。女性的个人特征包括年龄状况、婚姻状况、受教育水平及工作情况等；家庭情况包括同住且需要照顾的孩子数、是否与父母或公婆同住和家庭人均净收入，其中家庭人均净收入取对数值，能够更好地避免异常值影响，较好地满足正态分布特性；其他的控制变量包括是否有医疗保险、过去四周是否进行过健康检查、是否吸烟、是否饮酒。具体情况见表1。

表1 变量的名称及定义

(四)样本描述性统计

表2展示了全部样本、提供家庭老年照料及未提供家庭老年照料样本的描述性统计。提供家庭老年照料的女性过去四周的患病概率显著高于未提供家庭老年照料的女性，全样本中有9.5%的女性在过去四周患病，提供家庭照料和未承担家庭照料责任的女性过去四周的患病比例分别为13%和9%，存在显著差异。同时还可以观察到，提供家庭照料的女性一般是年龄较高、学历较高的城镇女性，她们一般家庭人均净收入较高、较大概率与父母及公婆共同居住、需要照料的孩子数较少。另外，与未提供家庭老年照料的女性相比，提供家庭老年照料的女性参与工作的比例较低、参与家务劳动的比例较高。工具变量的表现与预期结果较为一致，承担家庭老年照料责任的女性的父母或公婆有照料需求的比例也比较高。

表2 样本描述性统计

三、实证结果与分析

家庭老年照料对女性健康影响的回归结果见表3。表3第一列是在解释变量外生假定下利用Probit模型得出的估计系数与标准误。模型1显示，在其他条件不变的情况下，与不提供照料的女性相比，提供照料的女性过去四周的患病可能性更大，并在1%的水平上显著。模型2是进一步利用IV-Probit模型得出的估计系数与标准误。本文选取了父母及公婆是否需要照护和父母及公婆是否至少一人健在作为工具变量进行估计，Wald统计量检验(H0：内生变量为外生)结果显示p值为0.002 6，故可在1%的水平上认为CARE为内生变量，模型确实存在内生性问题，因此模型1的估计结果可能存在偏差。随后进一步对工具变量进行了过度识别检验和弱工具变量检验，以保证工具变量的合理性。在过度识别检验中，Amemiya-Lee-Newey检验结果p值为0.954 1，则不能拒绝原假设(H0：所有工具变量均为外生)，即本文所选取的工具变量都是外生变量。在弱工具变量的检验中，CLR、K、K-J、AR、Wald等统计量均在1%的水平上显著，则应该拒绝原假设(H0：内生变量与工具变量不相关)，具体结果见表4。这说明本研究选择的工具变量为非弱工具变量，选择较为合理。

表3 家庭老年照料对女性照料者身体健康影响的估计结果

表4 弱工具变量检验结果

模型2估计结果显示，在其他变量不变的情况下，参与照料活动使女性过去四周患病的可能性增大，并在1%的水平上显著。相较于模型1，在控制了变量内生性问题后，尽管参与照料活动对女性健康状况影响的估计结果未发生显著改变，但估计系数明显增大，这说明未考虑内生性问题很有可能会低估照料活动对女性健康的影响，这一结论在很大程度上验证了前文所提出的研究假设。尽管IV-Probit模型较好地控制了内生性问题，但也存在较大限制，其报告的系数仅能看出概率的相对大小以及影响方向。为了更加直观和具体地解释家庭老年照料对女性身体健康的影响，本文进一步考察了照料活动对照料者健康状况影响的边际效应。研究结果表明，当其他所有解释变量都处于均值时，提供家庭老年照料会使女性过去四周的患病概率增加0.086，且在1%的水平上显著。可见，提供家庭老年照料确实给女性造成了较大身体负担和精神压力，使其健康水平显著下降。其他解释变量的回归结果在不同模型设定中并无较大变动。年龄是影响健康的重要因素，45～52岁 的女性过去四周的患病可能性较大，边际效应估计结果显示这一年龄段的女性群体过去四周的患病概率显著增加了0.025；与小学及以下学历的女性相比，受教育程度更高的女性过去四周的患病概率更低；在婚女性过去四周的患病概率比离婚、丧偶、分居的女性低大约0.023；与农村女性相比，城镇女性过去四周的患病概率较低；与父母或公婆共同居住的女性过去四周的患病概率更低，可能由于当今与父母或公婆共同居住更多是出于子女的意愿而非父母或公婆的强制要求，这一方面符合传统的社会伦理规范，使子女获得心理满足感，另一方面同住的父母或公婆也可以分担家务、照料孙辈；享有医疗保险和在过去四周进行过健康检查的女性过去四周的患病概率更大，这可能是由于购买健康保险和进行健康检查的女性本身就健康状况不佳；另外，饮酒也显著增加了女性过去四周的患病概率。上述研究结果与预期结果相符，且与已有研究结论较为一致。

四、稳健性分析

为了验证估计结果的稳健性，本文进一步采用了倾向得分匹配法(PSM)进行了模型估计，以便更好地处理由于样本选择偏误产生的干扰效应，使匹配后的估计结果更加精准。首先，基于Probit模型估计女性提供家庭照料的倾向得分，采用最近邻匹配方法即从控制组选取倾向得分(PS值)最接近的数个个体进行匹配，本文选择了一对二的匹配估计。估计结果显示，匹配前处理组和控制组的差异为0.021，t值为2.34，而匹配后处理组和控制组的差异为0.017，t值为1.47，处理组和控制组的总体差异缩小。控制组和处理组大部分都在共同取值范围内(On support)，仅有少部分不在共同取值范围内(Off support)，因此在进行匹配时仅会损失少量样本。接下来进一步检验Balancing假设能否得到验证，即是否较好地平衡了数据的差异性，检验结果显示，所有变量匹配后的标准化偏差均小于5%，t检验也均不拒绝处理组与控制组无系统差异的原假设，见表5。

表5 处理组和控制组匹配前后差异及显著性

利用匹配样本进行回归，将样本权重带入回归方程，估计系数为0.463，并在10%的水平上显著，边际效应估计结果为0.088，与前述IV-Probit模型估计结果的显著性、符号方向和大小基本一致。说明在处理样本选择偏差可能造成的内生性问题之后，相较于不提供家庭老年照料的女性，提供照料对于女性过去四周患病情况的平均处理效应(ATT)仍显著为正，即提供家庭老年照料会使得女性照料者健康水平显著下降，证实了上述回归结果的稳健性。

五、异质性分析

基于以上研究，可以得出家庭老年照料会对女性照料者身体健康产生负面影响的结论。考虑到不同照料强度、个人特征和家庭特征的女性在承担家庭老年照料责任时所面临的压力不同，也为使提出的政策建议具有更广泛的适用性，本文进一步考察了不同照料强度、个人特征和家庭特征下家庭老年照料对女性健康的影响，主要从女性的照料强度、工作类型、家庭人口结构、家庭人均收入四个方面展开研究。

(一)基于照料强度差异的分析

不同强度的照料可能会对女性身体健康产生不同的影响。高强度的照料活动需要照料者付出更多的时间和精力，因而可能会对女性照料者的健康产生更为不利的影响。为验证这一推论，本文利用问卷中“你为照顾父母/公婆每周花多少时间？”这一问题的答案将样本划分为四组(1=0～3小时，2=4～7小时，3=8～15小时，4=15小时以上)来考察不同照料强度下家庭老年照料对女性健康的影响。这一划分标准主要是以样本中照料时间变量的第二十五百分位、第五十百分位、第七十五百分位为依据。结果显示，提供家庭老年照料对所有女性照料者的身体健康均产生负向影响，增加过去四周的患病概率，除了对周照料时长为1～3小时的女性影响不显著外，其他都至少在5%的水平上显著。进一步考察其边际效应，可以发现：每周提供4～7小时家庭老年照料活动的女性过去四周的患病概率增加0.039；每周提供8～15小时家庭老年照料活动的女性过去四周的患病概率增加0.048；每周提供15小时以上家庭老年照料活动的女性过去四周的患病概率增加0.137。可见，随着照料时间的增加，女性照料者过去四周的患病概率也在增大，具体结果见表6。

表6 基于照料强度差异的估计结果

(二)基于工作类型差异的分析

工作和照料老人一旦需要占用很多时间，那么个人的休息时间就会缩短，进而影响个体身体健康。照料老人和工作的冲突也会给女性带来较大的心理压力，使其身体素质下降。由于不同类型的工作需要付出的时间和精力不同，因此照料活动对女性身体健康的影响会因女性工作类型的不同而存在异质性。为验证这一推论，本文利用问卷中“你的工作单位是何种类型？”这一问题的答案将样本划分为三组(1=机关事业单位、国有和集体企业，2=私营、个体和外资，3=农业)以考察家庭老年照料对从事不同类型工作的女性健康的影响。研究结果显示，提供家庭老年照料对所有工作类型的女性的身体健康产生负向影响，增加其过去四周的患病概率。进一步考察其边际效应，发现提供家庭老年照料对于从事私营、个体行业和在外资企业工作的女性的健康影响最大，家庭老年照料使她们过去四周的患病概率增加了0.035，而家庭老年照料仅使得在政府机关、事业单位等工作的女性过去四周的患病概率增加0.006，且在10%的水平上不显著。这是由于从事私营、个体行业和在外资企业工作一般压力较大或是加班频繁，与照料活动的冲突更严重，而政府机关、事业单位等一般工作较为稳定、工作压力相对较小，与家庭老年照料之间的冲突也较小，因此对照料者身体健康的负面影响也不明显，见表7。

表7 基于工作类型差异的估计结果

(三)基于家庭人口结构差异的分析

除了家庭与工作的冲突外，还需考虑家庭内部人口结构的差异，这主要看家庭中需要抚养的孩子数量。在传统的家庭照料活动中，女性不但要承担照料老人的责任，还要花很多时间精力照料子女，这使得女性面临的压力更大，影响其身体健康。本文利用问卷中“与您共同居住的孩子数？”这一问题的回答将样本划分为三组(1=无孩，2=1～2个孩子，3=2个以上孩子)，进一步考察家庭老年照料对女性健康的影响。估计结果显示，即使没有孩子，参与家庭老年照料活动也会对女性的身体健康产生显著的负面影响，但相较于没有孩子的家庭，提供家庭老年照料对有1～2个孩子的女性健康的负面影响更大，过去四周的患病概率将会增加0.087。而提供家庭老年照料对有2个以上孩子的女性健康的负面影响却不显著，一方面这可能是由于样本量较小，代表性较弱，另一方面是因为在多子女家庭中，年纪较大的孩子往往可以照顾弟弟妹妹，且能分担家务劳动，能减轻妈妈的负担。具体结果见表8。

表8 基于家庭人口结构差异的估计结果

(四)基于收入差异的分析

尽管子女承担老年照料责任仍是社会的主流，但选择专业化程度更高的照护机构也逐渐成为一些家庭的选择。相对而言，高收入群体更易通过购买正式老年照料服务来辅助或部分代替其承担照料责任，而低收入群体需要完全依靠自己承担老年照料活动，不利于其身体健康。为验证这一推论，本文利用问卷中“您家人均家庭年收入是多少？”这一问题答案的中位数将样本划分为两组(1=低收入群体，0=高收入群体)，以考察不同家庭人均年收入水平下老年照料活动对女性照料者身体健康的影响。估计结果显示，提供家庭老年照料会使所有女性过去四周的患病概率增加，但高收入女性仅增加0.057的患病概率，低收入女性的患病概率则增加0.125，这与我们的预期较为一致，家庭老年照料对低收入女性群体的健康损害更大，具体结果见表9。

表9 基于收入差异的估计结果

六、结论与对策

随着我国人口老龄化和高龄化程度不断加深，成年子女在照料资源紧张和时间精力有限的情况下，面对高龄父母日益增加的照料需求，不得不承受着经济压力增大、休息时间减少等客观方面的负担以及精力不济、心理压力大、精神紧张等主观方面的负担。种种负担进一步作用到照料者的身体上，其健康水平必然下降，因此，必须制定和实施恰当有效的公共政策以缓解成年子女尤其是女性的老年照料负担。

本文认为参与家庭老年照料活动使女性过去四周的患病概率增大，并在1%的水平上显著。进一步考察家庭老年照料活动对女性照料者身体健康影响的边际效应，发现当其他所有解释变量都处于均值时，提供家庭老年照料会使女性过去四周的患病概率增加0.086，并在1%的水平上显著，倾向得分匹配估计也得到了相似结果。因此可以得知家庭老年照料确实给女性造成了较大身体负担和精神压力，健康水平显著下降。再进一步考察和分析家庭老年照料对女性身体健康影响的异质性，发现家庭老年照料对照料强度大，从事私营、个体行业和在外资企业工作，家庭中有1～2个孩子需要照料，家庭人均年收入水平较低的女性的健康状况的负向影响更大，因此这部分女性群体也应当是未来相关政策帮扶的重点对象。

来自外部的社会支持能够有效地缓解家庭老年照料给女性照料者带来的负担与压力，构建专门针对家庭照料者的社会支持体系可以有效提升照料者的健康水平[16]。首先，加大对家庭照料者的资源扶持和照料成本分担，尤其是向工作不稳定或工作压力较大、需要照料子女、家庭人均年收入较低的女性照料者提供经济补贴、幼托照料、带薪照料假期、弹性工作安排，帮助照料者承担照料责任，并满足老人的照顾需求。对于照料失能老人的子女，可为其提供免费的照料技能培训，使之可以更好地照料失能老年人的日常生活。同时通过立法以及媒体舆论的引导在法律和社会认知层面明确家庭老年照料者的社会价值，承认女性在家庭老年照料过程中的付出，维护女性照料者的权益。其次，支持正式照料机构的发展，进而减轻家庭照料的负担。加快老年照料行业市场化进程，通过构建专业化的老年照料市场体系满足个性化和多层次的老年照料需求。政府可以对老年照料行业和企业予以财政补贴和税收优惠政策，鼓励相关机构适当降低老年照料服务价格，减轻普通家庭选择正式老年照料服务的经济负担。此外，应发挥社区在老年照料方面的积极作用，可以在社区建立老年日间照料中心，为有照料需要的老人提供日间照料服务，配备专业人员负责老人的日间生活照料、康复治疗、心理慰藉等。另外，可以组建老年照料志愿者协会，基于互助、合作的原则，以低龄、自理能力好的老人帮助高龄、失能半失能老人的形式，实现老年群体内部的互助式照料，通过积极的社会参与方式实现积极老龄化。