是抑制还是促进？——收入不平等对农村失能老人非正式照料的双边影响

刘 欢 唐 瑶

伴随中国人口的快速老龄化、失能人口规模的快速增长，失能人口的长期照料需求也在日益增加。为应对严峻的老龄化趋势，各国的老年照料都在走向社会和回归家庭之间权衡，以便形成最优的照料模式，以最小的社会成本为老年人提供优质的照料服务。与此同时，伴随精准扶贫政策的逐步深入，经济困难问题在广大农村地区得到了有效缓解，但老人照料依然存在较多不足，特别是对于既面临收入困境，又有养老照料需求的农村老人家庭。家庭收入不平等的多元化背景下，不仅需要提供各种收入增加措施，也要针对脆弱性更高的农村失能老人家庭，提供可靠的照料服务。在传统社会中，对老年人的照料服务主要来自家庭内部，父母有很强的养儿防老动机。伴随中国社会结构的转变及演化、人口流动的加速，空巢化、高龄化、高失能率等因素使得城乡老人的生活都面临着更大的风险，而中国农村地区老年人护理照料需求在同步增长的同时，面临的困境要比城镇更大。收入不平等在其中发挥着重要的传导作用，如因为收入贫困，年轻子女外出务工需求更高，导致家庭非正式照料降低；与此相反的是，相对收入较高的家庭，子女不仅可以提供充足的经济支持，在外出倾向更低的情况下，其家庭照料服务供给也相对较高。因而，本文在此基础上，尝试从收入不平等视角入手，探讨农村老人在收入不平等下的家庭非正式照料效应，以期在全面建成小康社会的过程中，为完善农村失能老人的经济保障和提升照料服务水平等提供可靠的理论支撑。相较于既有研究，本文创新点主要可以归纳为两点：第一，研究视角方面，本文突破较少关注农村失能老人家庭非正式照料形成机制的既有研究，注重探讨收入不平等下的非正式照料资源获得差异性，从而丰富关于农村失能老人研究的视角；第二，研究方法及研究内容方面，利用双边随机前沿模型，借助家庭非正式照料基准模型，通过实际获得非正式照料量偏离基准量的程度，探讨收入不平等对农村失能老人非正式照料的影响。

一、文献综述

农村失能老人在失能状态方面，与城镇老人相比有其显著的特点，且在具体照料需求层面也有差异性。笔者尝试从以上两点出发，并结合收入不平等发展趋势，对既有文献进行梳理。

首先，农村老人的失能现状与特点方面：第一，由于样本调查规模、问卷失能指标设定等口径差异，我国农村失能、半失能老人占比约3.3%—19.5%①潘金洪等：《中国老年人口失能率及失能规模分析——基于第六次全国人口普查数据》，《南京人口管理干部学院学报》2012年第4期，第3—6+32页；景跃军、李涵、李元：《我国失能老人数量及其结构的定量预测分析》，《人口学刊》2017年第6期，第81—89页。，数量和占比高于城镇②张文娟、王东京：《中国老年人口的健康状况及变化趋势》，《人口与经济》2018年第4期，第86—98页。。第二，城乡老年人在日常功能与健康方面存在差距，农村高龄残障老人增幅更显著。③陈友华、徐愫：《中国老年人口的健康状况、福利需求与前景》，《人口学刊》2011年第2期，第34—39页；曾毅等：《中国高龄老人健康状况和死亡率变动趋势》，《人口研究》2017年第4期，第22—32页；彭希哲、宋靓珺、黄剑焜：《中国失能老人长期照护服务使用的影响因素分析——基于安德森健康行为模型的实证研究》，《人口研究》2017年第4期，第46—59页。性别、教育、收入以及出生队列等因素亦影响农村老年人失能变动的趋势和模式。④魏蒙、王红漫：《中国老年人失能轨迹的性别、城乡及队列差异》，《人口与发展》2017年第5期，第74—81+98页；伍小兰、刘吉：《中国老年人生活自理能力发展轨迹研究》，《人口学刊》2018年第4期，第59—71页。第三，相比于城乡老年人在日常生活能力方面的差距，农村老年人在认知功能、自评健康以及心理健康等方面与城市老年人差距更大⑤李建新、李春华：《城乡老年人口健康差异研究》，《人口学刊》2014年第5期，第37—47页。，不同失能状态影响老年人预期寿命⑥杜鹏等：《中国老年人的养老需求及家庭和社会养老资源现状——基于2014年中国老年社会追踪调查的分析》，《人口研究》2016年第6期，第49—61页；吴炳义等：《我国老年人口失能判别及其对健康预期寿命影响分析》，《人口学刊》2019年第1期，第101—112页。。

其次，农村失能老人的照护现状与需求方面。第一，农村失能老人依赖非正式照护方式，主要由近亲属（配偶/子女）提供，女性是主要承担者①陈欣欣、董晓媛：《社会经济地位、性别与中国老年人的家庭照料》，《世界经济》2011年第6期，第147—160页；陈璐、范红丽：《家庭老年照料会降低女性劳动参与率吗?——基于两阶段残差介入法的实证分析》，《人口研究》2016年第3期，第71—81页。，照护遵循层级补偿原则②杜鹏、王红丽：《老年人日常照料角色介入的差序格局研究》，《人口与发展》2014年第5期，第85—92+111页。，反映近亲—远亲—朋友和邻居—社会的序列关系③姚远：《我国老年人群体的多标志特征及相关政策构建——基于北京市老年残疾人视角》，《人口与经济》2009年第2期，第70—74页。。第二，农村失能老人照护需求随老龄化和失能程度加重而增大④曹杨：《城乡居家老人的未满足照料需求分析》，《调研世界》2017年第11期，第43—47页。，但是空心化、空巢化使传统照护方式难以为继，部分失能老人照护需求无法满足⑤穆光宗、张团：《我国人口老龄化的发展趋势及其战略应对》，《华中师范大学学报》（人文社会科学版）2011年第5期，第29—36页。，失能、留守的老年弱势群体成为照护风险的承担者⑥杨团：《农村失能老年人照料贫困问题的解决路径——以山西永济蒲韩乡村社区为例》，《学习与实践》2016年第4期，第92—103页。。第三，照护需求受失能程度影响⑦黄枫、吴纯杰：《基于转移概率模型的老年人长期护理需求预测分析》，《经济研究》2012年第A2期，第119-130页；姜向群、魏蒙、张文娟：《中国老年人口的健康状况及影响因素研究》，《人口学刊》2015年第2期，第46—56页。，但是存在潜在需求和有效需求差异⑧杨燕绥、陈诚诚：《银色经济条件下的医疗服务体系重构——辨析老年长期照护与医疗服务的关系》，《国家行政学院学报》2017年第2期，第46—51，125—126页。，照护选择亦受个体、家庭以及社会支持等多层次因素影响⑨戴卫东：《我国少数民族地区社会保障研究及其评价》，《西南民族大学学报》（人文社会科学版）2012年第2期，第18—22页。。

最后，关于收入不平等理论研究方面。在Rawls正义论⑩Rawls J, A Theory of Justice, Cambridge：Cambridge University Press, 1971.的基础上，Lefranc等通过随机占优分析，对OECD国家进行了机会平等的假设检验，结果表明，除瑞典外的所有国家都拒绝了机会平等的假设。⑪Lefranc A, Pistolesi N, Trannoy A,“ Inequality of Opportunities vs. Inequality of Outcomes: Are Western Societies All Alike？”，in Review of Income and Wealth, 2008, Vol.54, No.4, p.34.Bourguignon 等以出生地、种族、父母受教育程度、父亲的职业等为背景变量，考察了机会不平等程度，相对于个人努力程度而言，背景变量对收入差距的贡献在10%—37%之间。⑫Bourguignon F, Ferreira F H G, Menéndez M,“Inequality of Opportunity in Brazil: A Corrigendum”, in Review of Income and Wealth，2013, Vol. 59, No.3, pp.551—555.而Roemer系统地论述了机会平等理论。⑬Roemer J. E, Equality of Opportunity, Cambridge: Cambridge University Press, 1998；Roemer J. E, “Equality of Opportunity, A Progress Report”, in Social Choice & Welfare, 2002, Vol 19, No.2, pp.455-471；Roemer John. E, “On Several Approaches to Equality of Opportunity”, in Economics and Philosophy, 2012, Vol.28, No.2, pp.165—200.即一个人的“优势”（Advantage）由两方面因素导致：将自己不可控的因素称为“环境”（Circumstance，记为c），将自己可控的因素称为“努力”（Effort，记为 e）。随后大部分学者以个体健康水平或对医疗资源的占用作为个体的“优势”，在“经济增长—收入差距—收入流动—收入平等”框架基础上，强调经济发展和收入分配过程中的机会均等，特别是强调公民的教育机会与基本医疗和健康机会的公平，这不仅有利于提升经济社会发展的内在效率，而且还可以通过促进收入流动来缓解收入差距过大所带来的社会冲突与压力。①权衡：《中国城乡居民收入流动性与长期不平等：实证与比较》，《上海财经大学学报》2015年第2期，第4—19+113页。董丽霞发现，中国收入机会不平等指数约为0.10，而其中环境造成的机会不平等约占1/5，且中等收入群体的机会不平等程度更高。②董丽霞：《中国的收入机会不平等——基于2013年中国家庭收入调查数据的研究》，《劳动经济研究》2018年第1期，第44—62页。因而，针对既有收入不平等研究成果，从机会不平等、努力不平等视角出发，探讨其对农村失能老人的家庭非正式照料的影响具有充足的理论基础。

已有研究发现，中国农村老年人失能水平比城镇老人更高，且失能水平越高时，其照料需求也相对较高。非正式照料难以满足很多老人的需求，其中，收入不平等发挥着重要的作用。因而，本文基于已有研究，尝试从收入不平等对农村失能老人家庭非正式照料的影响效应视角出发，借助CLHLS（中国老年健康影响因素跟踪调查）2014年和2018年调查数据，利用双边随机前沿模型，实证检验农村老人在家庭收入上的不平等对其家庭非正式照料的实际影响，以期为进一步优化精准扶贫政策，推动农村失能老人护理照料的供给政策完善，满足农村失能老人照料需求提供可靠的技术支撑。

二、研究方法

（一）收入不平等度量

结合已有研究，收入不平等的原因可划分为“机会不平等”和“努力不平等”，其中，“机会不平等”的存在以负向效应为主，而“努力不平等”则是以正向效应为主。本文在已有理论研究基础上，使用“事先法”，将处于不同环境背景的家庭收入不平等界定为机会不平等（IO），相同环境背景的家庭收入不平等界定为努力不平等（IE）。这里主要选用广义熵指数法中的泰尔指数计算对数均值偏差，核心公式为：

式中，M为分组数量，A为总家庭数。Am/A表示分组中家庭数占总家庭数（A）的份额；Pm/P为某一分组收入占总收入的份额；Theil为分组m的收入泰尔指数。结合本文研究目的，需对式（1）进行调整，将收入水平分组标准替换为环境特征分组标准，进而区别各分组。一般而言，泰尔指数越小，环境变量的差异越小。如果收入份额与家庭份额相等，则对数中的份额比即为1，对数值为0，泰尔指数也为0，表明环境变量之间没有任何差异；如果份额比大于1，相应的对数值则会大于0；如果份额比小于1，相应的对数值则会小于0。因收入水平的份额相对小于家庭数份额比时，对数才为负值，可以给负值一个相对较小的权重，给正值一个相对较大的权重，从而保证泰尔指数大于0。在具体操作中，笔者以家庭ID、省份ID作为核心环境分解依据指标，估算家庭收入不平等。

（二）研究模型设定

由前文分析可知，收入不平等对农村老人家庭非正式照料存在抑制和溢出两种效应，其符合双边随机前沿模型的特征。因而，这里基于双边随机前沿模型测算两者效应的大小及其净效应，从而识别收入不平等对农村家庭非正式照料的影响。非正式照料的分解公式为：

其中：Xit为家庭及个体特征变量，包括家庭收入水平及其不平等程度、子女数及老年个体分级失能状态、收入来源、性别、丧偶等特征因素。家庭所在社区特征变量包括社区供给的照料服务，如起居照料、上门看病和送药、精神慰藉、日常购物、社会娱乐活动等。μ（xit）为最优非正式照料水平，即在家庭及个体特征既定时，处于完全社会竞争条件下的非正式照料水平。β为特征变量估计参数。复合干扰项，vit为随机干扰项，反映不可观测因素导致实际非正式照料对最优非正式照料水平的偏离；uit表示收入不平等对非正式照料的抑制效应，uit≥0；wit表示收入不平等对非正式照料的溢出效应，wit≥0。当wit=0时，收入不平等对非正式照料仅产生抑制效应；当uit=0时，收入不平等仅对非正式照料产生溢出效应。

当式（1）中wit、uit仅存在一项不为0时，模型便为单边随机前沿模型，而当式（2）中wit、uit全为0时，模型则为一般OLS模型，但因复合干扰项存在不为0的情况，从而OLS模型估计结果有偏差。由式（2）可知，实际非正式照料水平最终是收入不平等抑制效应和促进效应双边作用结果，即收入不平等对非正式照料的促进效应使实际非正式照料水平高于前沿非正式照料水平，而由收入不平等引起的抑制效应使得其低于前沿水平。

通过计算净效应（正、负效应共同影响结果）探讨实际非正式照料水平与前沿非正式照料水平的偏离程度，在OLS估计有偏的情况下，可采用最大似然估计方法（MLE）来估计。由前述分析及模型设定可知，干扰项wit和uit都具有单边分布（one sideddistribution）特征，假设二者均服从指数分布，即。对于随机干扰项vit，假设其服从正态分布，即。同时假设wit、uit和vit间彼此独立，且均独立于家庭及个体特征xit。基于以上假定可推导复合干扰项it的概率密度函数如下：

基于式（4）设定，对于包含多个观测值的样本而言，估计极大似然函数表达式为：

利用式（8）和式（9）可以估计收入不平等抑制效应与溢出效应对非正式照料偏离最优水平的偏离绝对程度。利用下式将绝对程度值转换为收入不平等促进效应或抑制效应高于或低于最优水平的百分比，转换公式如下：

进一步，可以将收入不平等对非正式照料的净效应表示为：

三、研究数据及变量定义

（一）研究数据

本文数据选取的是 2014 年和 2018 年 CLHLS 连续追踪调查数据。该数据库覆盖全国各地区共 22 个省市，样本覆盖面广，且选取的是最近两期调查数据，能最大限度地反映当前中国农村老人照料现状。本文基于两期追踪调查数据，以BADL失能并获得照料者为主体，剔除无效值（空值或缺失值），构造非平衡面板，最终得到农村失能老人样本 867 个。因此，本文虽包含了ADL评定为健康的样本，但其存在BADL失能。

（二）变量定义

本文核心被解释变量为农村失能老人家庭非正式照料，这里选取调查样本中“您目前BADL六项日常活动需要他人帮助，主要是谁？”和“近一个星期，这些照料所付的费用（如人工、物品等直接费用）总共花费帮助者多少钱（元）？”两个问题。其中，将主要帮助者是配偶、儿子、儿媳、女儿、女婿、孙子（女）及其他亲属界定为家庭照料者，进而结合第二个问题得到家庭照料者的具体供给资金等，以期反映农村老人的家庭非正式照料量。本文核心解释变量为农村家庭收入不平等，依据前文方法进行估算得到。

为保障检验结果的有效性，基准变量根据模型设定，主要包含家庭收入水平、子女数及老年个体分级失能状态、收入来源、性别、丧偶等特征因素；家庭所在社区特征变量包括社区供给的照料服务，如起居照料、上门看病和送药、精神慰藉、日常购物、社会娱乐活动等。其他控制变量方面，主要控制了地区变量和年份，其中地区划分为东部、中部、西部及东北部，且以东部为对照组控制，年份则以连续变量控制；失能状态分为BADL和IADL，分别根据调查样本中的6项和8项指标相加得到，其中选项1表示独立，选项2表示部分独立，选项3表示完全独立，相加后值越小表示自理能力越强，反之则相反。具体变量的描述性统计如表1所示。

表1 变量描述性统计

（续表1）

四、实证结果分析

本节在基本模型设定基础上，对农村失能老人非正式照料的基准效应进行检验，并对模型进行方差分解，考察收入不平等对农村失能老人家庭非正式照料的正向促进、负向抑制及净效应，实证分析年份、性别、地区及失能分级等因素的影响差异。

（一）基准模型检验结果

基于前文分析，这里首先对收入不平等影响农村失能老人非正式照料效应进行检验，具体如表2所示。表2中模型（1）是OLS估计结果，模型（2）—（6）均采用双边随机前沿模型下的MLE估计，且模型（2）是附加了约束条件lnσu=lnσw=0，模型（3）取消这一限制约束；模型（4）是在模型（3）基础上控制老人失能状态及社区照料供给内容；模型（5）控制地区效应；模型（6）控制年份因素。估计结果显示，收入不平等并未显著影响农村老人非正式照料，但收入因素是其显著的正向因素，即收入越高时，农村老人非正式照料获得量会显著更多。基本功能领域的ADL因素显著影响农村老人非正式照料，但IADL并未有显著影响，即基本功能领域的失能状态是影响农村老人非正式照料的显著因素，且失能程度越高时，家庭非正式照料也越多。收入不平等双边效应方面，其促进效应并不显著，但逆向抑制效应显著发挥作用。表2中还给出了模型拟合程度检验，LR检验结果显示，模型（6）的拟合程度最好，后文也将在模型（6）的变量及测度结果基础上对模型进行方差分解和效应估计。

表2 收入不平等下的非正式照料效应模型估计

（二）方差分解：农村失能老人非正式照料模型中收入不平等的解释能力

表 3 给出了收入不平等因素效应的分析结果。表 3 结果显示，收入不平等对农村失能老人非正式照料具有非常重要的影响，其中，相对于收入不平等的促进效应，收入不平等的抑制效应具有更重要的作用，进而使得收入不平等的综合效应为-0.260 1，即综合而言，收入不平等将导致更低的农村家庭非正式照料。此外，在总方差中，收入不平等无法解释的部分总方差为1.689 4，其中，收入不平等的双向效应贡献了93.83%，而收入不平等抑制效应则贡献了其中的 64.45%，收入不平等促进效应仅贡献了 35.55%。以上结果表明，在农村失能老人家庭非正式照料形成过程中，收入不平等抑制效应发挥了绝对的作用，虽然收入不平等促进效应也发挥了一定的作用，但非正式照料更取决于收入不平等的抑制作用。

表3 收入不平等下的农村失能老人非正式照料效应分析

（三）收入不平等抑制效应及促进效应估计

1.总体样本估计结果

本文研究重点是收入不平等下农村失能老人获得家庭非正式照料的差异，前文相应估计式为式（10）、式（11）及式（12），即在收人不平等条件下农村失能老人获得非正式照料量相对于基准非正式照料量的变动百分比。这里主要是在前文分析基础上对收入不平等进行单边效应估计的结果，表 4 显示，在单边效应方面，农村失能老人在收入不平等促进效应下获得的非正式照料高于基准照料量的 43%，但收入不平等的抑制效应使得其低于基准非正式照料量的 49.44%。双边效应的结果使得农村失能老人在收入不平等下获得的非正式照料量低于基准非正式照料量的 6.44%。亦即由于收入不平等因素的影响，收入不平等每提升 100 单位时，农村失能老人获得家庭非正式照料的资金量便降低 6.44 元。表 4 后 3 列表明，收入不平等在影响农村失能老人家庭非正式照料量上存在异质性，且依然表现出收入不平等的抑制作用发挥主导。具体而言，由表 4 的第一四分位 Q1 结果可知，有四分之一的农村失能老人，收入不平等抑制与促进效应的双边影响使得其非正式照料量低于基准量 32.84%，第二四分位 Q2 则是降低了 8.40%；但从第三四分位 Q3 看，收入不平等净效应使得农村失能老人非正式照料量高于基准量20.34%。

表4 农村失能老人收入不平等对非正式照料影响净效应 单位：%

为更好地显示收入不平等对农村失能老人非正式照料的双边效应，笔者通过直方图考察其分布特征，结果如图1—3 所示。图1 和图2 结果显示，收入不平等正向促进与负向抑制效应均存在向右拖尾的分布特征，即表示在绝对的收入不平等影响方面，只有少数农村失能老人在非正式照料量方面处于绝对优势或绝对劣势地位。图3的分布特征结果显示，并非所有农村失能老人在非正式照料量方面都处于收入不平等的绝对劣势地位，统计显示大约有 40% 的农村失能老人的收入不平等净效应大于零，即收入不平等在一定程度上促进了农村失能老人获得非正式照料量的增加，同时，也意味着约 60% 的失能老人处于绝对劣势地位。整体而言，由于收入不平等的抑制效应更强，整体上的收入不平等抑制了农村失能老人非正式照料量。

图1 收入不平等负向抵制效应的频数分布

图2 收入不平等正向促进效应的频数分布

图3 收入不平等净效应的频数分布

在时间分布特征方面，这里根据连续追踪数据特征，分别比较了 2014 年与2018 年农村失能老人家庭非正式照料的差异。结果如表 5 所示，在表 5中，2014 年至2018 年农村失能老人因收入不平等而导致的非正式照料净效应差异为1.75%，其中主要是由第一四分位（Q1）的净效应差异引起，其差异达到了 6.39%，而在第二四分位（Q2）与第三四分位（Q3）并没有较大的差异。以上结果表明，随着时间推移，农村失能老人因收入不平等导致的非正式照料差异存在群体异质性，且这一群体异质性随时间发展部分发生变化，如第一四分位的 25% 人群的净效应有较大程度的提升，而其他群体却并未有较大变化。

表5 农村失能老人收入不平等净效应年度分布特征 单位：%

2.个体特征下收入不平等与农村失能老人非正式照料

个体特征方面，笔者分别从个体性别、地区及失能程度三个层面进行了比较分析，结果分别如表 6、表 7 和表 8 所示。表 6 结果显示，性别异质性方面，农村男性失能老人收入不平等的净效应为 -7.16%，而女性失能老人为 -6.08%。农村男性失能老人在非正式照料方面的偏离程度受收入不平等影响更大，其非正式照料量的净效应比女性失能老人更低，其中，主要影响是在第一四分位上的差异，农村男性失能老人收入不平等净效应为-35.53%，女性失能老人则为 -31.51%；而在第二四分位与第三四分位下，男性与女性失能老人净效应并无较大差异。

表6 性别因素与农村失能老人收入不平等净效应 单位：%

表 7 所示的地区异质性方面，不同地区农村失能老人在收入不平等下的非正式照料量偏离基准量存在较大差异。其中，中部地区农村失能老人收入不平等净效应最高，达到 -5.87%，东北地区农村失能老人的收入不平等净效应为最低的 -10.09%，东部和西部地区农村失能老人的收入不平等净效应分别为 -7.02% 和 -7.32%。而在不同四分位方面，东部和中部地区农村失能老人在第一四分位并无较大差异，西部与东北地区农村失能老人并无较大差异，但两组之间存在较大差异；第二四分位方面，各地区差异均较小，在-8.00% 左右，西部地区略高；第三四分位方面，不同地区农村失能老人的收入不平等净效应均表现出正向，但其中西部地区正向净效应最高，东部地区最低。

表7 地区因素与农村失能老人收入不平等净效应 单位：%

在失能程度异质性方面，失能分级根据BADL和IADL相加得到，相加后分为4类状态，1~4分别为健康、轻度失能、中度失能和重度失能。表8结果显示，不同失能程度下，农村老年人非正式照料偏离程度受收入不平等影响存在明显的异质性。如健康老人的收入不平等净效应最高，为2.33%，轻度失能老人的收入不平等净效应为-4.77%，其中，第一四分位、第二四分位及第三四分位分别为-29.75%、-9.60%及18.85%；中度失能老人的收入不平等净效应为-7.93%，比轻度失能老人净效应更低，其中第一四分位的净效应为-35.68%，是所有第一四分位分级失能老人中净效应最低的，第二四分位、第三四分位与轻度失能老人差异较小；重度失能老人的收入不平等净效应为-6.10%，但并不是最低，且各分位净效应与其他失能状态老人差异较小。总体而言，不同失能状态下的农村老人在收入不平等下的非正式照料偏离基准水平的净效应存在较大的群体异质性，其中，健康老年人的收入不平等净效应为正，而失能等级更高的农村老人受收入不平等的影响净效应负向作用更大，存在群体不公平性。

表8 失能分级因素与农村失能老人收入不平等净效应 单位：%

五、结论和政策建议

本文以农村家庭收入不平等为视角，基于 2014 年和 2018 年 CLHLS 关于家庭及社区的调查数据，运用双边随机前沿模型实证检验了农村家庭收入不平等对失能老人家庭非正式照料水平的影响。实证检验结果表明，在基准模型中，家庭收入水平和基础性日常生活活动能力是影响基准非正式照料量的显著正向因素，而工具性日常生活活动能力并无显著影响，且其系数值偏小。收入不平等促进效应为正，但并不显著，而收入不平等抑制效应显著为负，即机会不平等的作用大于努力不平等的效应。

双边随机前沿模型的方差分解结果显示，家庭收入不平等对农村失能老人非正式照料具有非常重要的影响，收入不平等将导致更低的农村家庭非正式照料。此外，收入不平等的双向效应贡献了 93.83%，而收入不平等抑制效应则贡献了其中的64.45%，收入不平等促进效应仅贡献了 35.55%。单边效应估计结果显示，农村失能老人在收入不平等促进效应下获得的非正式照料高于基准照料量的 43%，但收入不平等的抑制效应使得其低于基准非正式照料量的 49.44%。双边效应的结果使得农村失能老人在收入不平等下获得的非正式照料量低于基准非正式照料量的 6.44%，且在不同四分位方面存在明显的群体差异。而通过直方图可以发现，并不是所有人都处在绝对的劣势或优势地位，且伴随时间推进，农村失能老人的收入不平等净效应在降低，但依然存在群体异质性。个体特征比较结果显示，农村男性比女性失能老人的收入不平等净效应更低，且以第一四分位的群体异质性为主；在地区方面，东北地区农村失能老人收入不平等的净效应最低，其他地区净效应差异相对较小；在失能状态方面，健康农村老人获得净效应最大，而其他分级失能老人的净效应均为负，且中度失能、重度失能老人的收入不平等净效应均相对更低。

基于以上分析，本文认为，农村老人收入不平等降低了家庭非正式照料水平，核心原因在于收入不平等抑制效应高于其促进效应。因此，基于以上研究，可以从以下几方面对非正式照料偏离最优水平进行调整：首先，针对收入不平等形成原因以机会不平等为主导的特征进行政策介入，结合当前精准扶贫进入攻坚阶段的背景，在农村地区，依然需要根据不同家庭机会不平等形成机制，推动各类扶贫政策的协同，提升农村老人家庭成员的收入机会平等性，如在精准扶贫过程中同步推进农村失能老人家庭的政策辅助，包括对应的照料津贴和服务支持等。其次，根据个体特征差异的异质性影响，在具体帮扶政策中，也要针对不同地区、不同性别及不同失能状态老人进行差异化政策介入，以省份或家庭特征为主体，注重对于农村老人家庭核心照料者的正向促进，既要提升其自身努力程度，也要创造良好的外部环境，以期降低收入不平等，并在此基础上提升家庭非正式照料水平。