老年失能的配偶溢出效应及性别差异研究

宋月萍，杨舒淇

（A.中国人民大学 人口与发展研究中心；B.中国人民大学 社会与人口学院，北京 100872）

一、引言

中国老年人的预期寿命和自理预期寿命都有所增长，但自理预期寿命在老人余寿中的比重反而下降。人口老龄化加速与庞大的老龄人口基数叠加使中国失能老人的绝对数量增大并呈加速增长趋势。［1］在越来越长的老年期内老年人内部的差异性逐渐扩大。［2］失能老人内部也存在明显的差异，特别是性别差异。女性的预期寿命高于男性，但预期失能时间也更长。［3-4］自理能力下降的速度也存在性别差异。［5］当老人活到95 岁，老年男性的自理预期寿命反超老年女性。［6］失能风险具有性别差异，失能女性老人的数量远高于男性，［7］女性老年人口是高危失能人群。［8］

性别是健康研究的重要分析视角。［9］性别歧视可能是女性老人的“生存优势”效应没有充分实现的原因所在。［10］从失能的性别不平等这一客观事实进行研究的性别视角尤为重要。现有研究存在两个方面的不足。首先，在老年失能相关研究中，性别通常被作为实证研究的背景或控制变量纳入分析。［11］事实上，性别与其他社会制度一样，以结构性的力量塑造着人的衰老进程。［11］老年妇女的困境有长期积累性、复杂多样性和隐蔽难辨性，是性别不公平和阶层不公平等叠加影响的结果。［12］失能的性别差异也是一个内嵌于婚姻和家庭的复杂问题，健康的性别分化背后的性别机制需要进一步分析。其次，长期失能对于家庭是重大事件，促使家庭成员进行调适。［13］现有失能老人的研究关注家庭策略和代际关系。但是，家庭的无性别研究取向或者隐形地把父权制家庭作为理想分析单位，［14］忽视了个体诉求的性别差异。

随着家庭规模小型化，不与子女共同居住的老年夫妻增加，代际关系弱化，老年夫妻形成了更加紧密的生活共同体。老年夫妻的连接更为紧密，双方都更为深入地影响对方的老龄化进程。［15-16］因此对于失能及其衍生议题的探讨也需要考虑老人所处的家庭关系。

对于失能议题的研究不能仅从个体或代际关系层面进行探究，需要重视老年夫妻之间的互动及其影响。性别视角下的失能问题研究也有必要考虑老人所属性别文化的影响。本研究把失能的性别差异置于夫妻关系中进行分析，探究配偶失能的溢出效应及其性别差异，并为失能的性别差异提供新的解释。

二、文献回顾和研究假设

老人失能需要家庭成员能动地予以应对，这是失能的社会后果。性别既影响了老人的失能情况，又影响了家庭成员的应对和解决老人失能衍生问题的方式。而不同的应对方式又将对家庭整体及其成员产生不同影响。聚焦夫妻关系，性别贯穿了从老人失能到其衍生的其他社会后果之中，沿着这一思路，本文梳理出失能性别差异的三重含义。

失能的第一重性别差异是个体生理和社会经济地位导致的失能性别差异。失能评估经历了由疾病医学模型转向功能障碍模型的过程。［17］在疾病医学模型下，女性老人失能比率高于男性老人主要是由生理原因导致。女性更有可能遭受小病的影响，患慢性病会显著增加老人的失能风险，多病共患则会使失能风险叠加；男性更易患心脏病、中风这类死亡率高的疾病。［18-20］此外，女性的肌肉力量更弱、骨骼密度更低，晚年更可能罹患关节病，导致行动障碍。［21-22］纳吉模型把失能的社会情景引入健康模型，使人们对失能的理解从生理性病变延伸到个人处理日常事务的能力，建立起身体与社会环境的联系。［23］在这种理念指导下，失能状况不仅受到生理因素影响，还受到社会因素的调节。同样，失能的性别不平等也与社会因素相关。

夫妻关系是个人所处的最为基础和直接的社会关系。配偶之间的情感亲密度相比其他社会关系更高，因此对个人的健康和长寿有着重要影响。［24］从夫妻关系研究老年人的失能问题符合中国家庭转变的现实。当前中国家庭规模总体呈现小型化趋势，［1］老人与子女同住的比例下降，仅与配偶居住的老人比例大幅增长，夫妻关系逐渐成为家庭关系和居住安排的轴心。［25-26］在谈及失能老人问题时，国内学者常从代际关系着手研究，而忽视了配偶可能发挥的作用及受到的影响。此外，现有研究大多把老年夫妻视为同质化的分析单位，将男性在家庭生活中的经验普遍化，忽视了女性独特的家庭生活体验。［27］家庭也承担着延续、变革或再生产社会性别关系的功能。［28］男女两性老年人的失能情况可能受其各自所属性别文化的影响。失能的第二重性别差异源于不同性别老人失能后，其配偶受所属性别文化的影响，会采取不同的应对行为。配偶失能的可能对男女老人的影响有不同的机制。已有研究表明男女老人在家庭和社会中承担不同的性别角色，使他们在社会资源的获得和利用方面存在差异，并导致女性老人的失能问题更加严峻。［29］失能的第三重性别差异关注老人的社会经济地位存在性别差异，不同性别老人失能对于家庭整体的经济水平产生的影响也存在差异。然而，现有研究集中在对失能的第一重性别差异上，即关注对失能性别不平等结构的观察和描述，忽视了第二重和第三重差异，缺少对导致失能性别差异的潜在社会过程的分析。本研究尝试把性别视角融入老年夫妻的失能问题研究。

夫妻相互关联（Spousal interrelations）理论指出个体的发展性选择会受到配偶的影响。［15］在健康方面，夫妻相互影响的现象被形象地称为“配偶综合症”，即在一对夫妻中，一方患病，那么另一方也会出现不适或更快死亡。［24］研究表明社会性别所引致的健康不平等使不同性别老人罹患失能的概率存在差异，［30］但这种性别文化对老人失能的影响仍有待研究。本文从性别视角出发，关注夫妻关系中失能风险的性别差异。据此提出本文的研究假设1a和1b：

假设1a：配偶失能存在溢出效应，配偶失能会增加另一方的失能风险。

假设1b：配偶失能会显著提高女性老人的失能风险。

国内学者研究认为家庭成员承担的责任和义务存在性别差异，［31］但“男主外、女主内”的性别分工模式在中国情景中是弱化还是强化，学界并未得到一致结论。大部分研究主要关注的对象是中青年夫妻，而对于老年夫妻性别分工的讨论较少。对失能“配偶综合症”的形成机制，本文尝试从家庭性别角色着手探究：一是“女主内”的性别分工使失能配偶照料的负担更多由女性老人承担，二是“男主外”的家庭经济观念则可能使男女两性老人失能对家庭经济状况带来不同程度的冲击。

配偶照料为研究性别如何影响照料以及健康提供了新的解释。［11］中国的长期护理服务体系尚不完善，失能老人的家庭照料（特别是配偶照料和子女照料）发挥了重要作用。但随着现代化进程的推进，越来越多的家庭会经历青壮年离开家庭，老年夫妻进入“空巢阶段”，夫妻相互照料成为普遍形式。［27］目前，中国失能老年人的照料资源遵循“配偶-子女-机构”的层级补偿模式，［32］配偶是占比最高的家庭照料提供者。［33-34］

深受性别文化的影响，男女两性在家务劳动分担方面存在明显不平等。［35］照料不仅是家庭私域的问题，更与社会结构和制度环境相关。［36-37］从家庭性别角色分工的传统来看，中国女性的家务劳动时间比男性长，家庭照料负担更重，自我健康维护更加力不从心。［12］也有一些研究指出男女作为照料者的比例差别不大，但是男性的照料投入程度低，女性投入程度更高且更易受到负面影响，［38］但对具体作用机制未能给出解释。据此，在解释配偶失能对老年失能影响的性别差异时，就照料提出本文的研究假设2a和2b：

假设2a：如果老年配偶失能，另一方的照料行为存在性别差异。

假设2b：与男性老人相比，女性老人为失能配偶提供的照料时间更长。

社会分层研究关注宏观社会结构和制度安排对个体行为和生活状况的影响。不同社会经济地位群体间的健康状况存在差异，在社会分层中地位越高，该群体的健康状况愈佳，这种现象又称“地位综合症”。［39］在中国老人群体中，拥有较高社会经济地位的人失能水平更低，健康状况更好。［40］教育、收入和户口等社会经济因素对老年人健康的影响已得到研究证实。［41-42］然而，传统社会分层研究弱性别的理论倾向可能使社会经济地位的不平等模糊或掩盖了实质上存在的性别不平等。［14］养老金和其他公共补贴、劳动收入和家庭成员赡养是中国老年人的三大支柱性收入来源。［43］在中国，相当一部分老年人依然从事劳动，获得劳动性收入。［43-44］劳动性收入约占中国老年人总收入的四成。［43］［45］与男性老人相比，女性老人工作参与率低，养老金保险覆盖率和养老金收入低，晚年比男性老人更易陷入贫困。［46-47］女性老人缺乏必要的收入和储蓄保障，导致女性老年发生基本生活自理能力和工具性日常生活自理能力损伤的风险更高。［48］此外，家庭层面的经济状况评估忽视了家庭内部资源分配的差异，特别是性别差异，掩盖了个人层面的女性弱势困境。［49］“男主外、女主内”的角色分工暗含了男性是家庭经济资源的主要来源，男性享受和支配家庭资源方面的优先权；［27］女性老人家庭资产的掌握程度低，家庭经济地位相对更低，自主决策权更小，导致了女性老人失能情况更严重。

本研究探讨配偶失能可能导致的对男女两性老人的经济冲击，据此提出本文的研究假设3。

假设3：相较于妻子失能，丈夫失能更有可能使夫妻经济状况恶化，从而对女性老人失能风险带来更为显著的影响。

三、数据、变量和方法

1.数据和变量

本文使用中国健康与养老追踪调查（China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS）2015 年和2018 年的数据。CHARLS 全国基线调查于2011 年开展，覆盖150 个县级单位，450 个村级单位，约1万户家庭中的1.7万人。本文使用2015年的数据获得配偶失能情况、夫妻收入及本人的教育、户口、年龄等信息，使用2018年的数据获得本人的失能及死亡情况。

本文分析样本为60 岁及以上有配偶的老人。关键自变量是配偶失能状况，因变量是本人失能状况。失能的测量指标是基本生活自理能力（Activities of Daily Living，ADL）和工具性日常生活自理能力（Instrumental Activities of Daily Living，IADL）。基本生活自理能力包括：穿衣、洗澡、吃饭、起床、如厕和控制大小便6 项。当受访者所有的ADL 或者IADL “没有困难”或“有困难但仍可以完成”，则为未失能，赋值为0；至少有一项ADL 或者IADL “有困难需要帮助”或“无法完成”为失能，赋值为1。

本研究关注老年人的配偶失能对其自身失能的影响机制。失能配偶月度的照料时长从问卷中“在过去一个月内，配偶帮助了您多少天？”以及“在配偶帮助您的那些天，他/她每天花多少时间帮助您？”得到。考虑失能老人日常照料需求一定的情况下，非配偶照料者与配偶照料者之间存在相互替代关系，因此将是否有配偶以外的人员提供照料作为约束变量纳入分析。若老人有非配偶照料者，赋值为1，否则为0。为探究配偶失能对老年夫妻经济状况的影响，把本人及配偶的劳动性收入①针对本人及配偶的劳动性收入，分析样本中有13.35%的老人其本人有劳动性收入；有12.45%的老人其配偶有劳动性收入；有21.78%的老年夫妻家庭其中一方有劳动性收入；有20.55%的老年夫妻家庭双方均有劳动性收入。、公共补贴和所有子女提供的经济支持加总，得到夫妻总收入。为排除极端值的影响，将夫妻总收入大于97.5%分位数进行截尾，并对数化后纳入方程。

此外，性别、最高学历、户口、年龄、慢性病患病数量、在世子女数量和地区作为控制变量。女性赋值为1，男性赋值为0。最高学历分为文盲、小学（私塾）、初中及以上。考虑失能老人的城乡分布差异，［32］纳入户口变量，其中农业户口赋值为1，城市户口赋值为0。年龄和慢性病患病数量作为生理指标纳入分析。考虑子女作为配偶照料以外最重要的照料提供者，把在世子女数量纳入分析。不同地区的社会经济因素、人均预期寿命等均存在差异，纳入地区变量。

CHARLS 调查数据访问了有偶老年人及其配偶，并为两人生成个人问卷。配偶失能情况、本人向配偶提供的照料时长、配偶获得的公共补贴和配偶的劳动性收入均需要从配偶的问卷中获得。根据CHARLS 的ID 编码规则，使用家户ID、性别便能匹配其配偶的信息。除了可能有选择性缺失的照料时长外，其余变量删除缺失值的样本后，2015年总样本量为6 388，2018年死亡人数为404人，2018年存活样本量为5 984。

2.分析策略

在列联表描述配偶失能状况与老人失能状况两者的关系基础上，本研究使用Probit 模型分析配偶失能是否会增加老人的失能风险以及可能存在的性别异质性。

spousei是核心自变量配偶2015年的失能情况，disabi是因变量本人2018年是否失能的哑变量，Xi为本人2015 年的一系列社会经济地位、健康的特征变量和夫妻总收入。β1和β2均为待估参数。随机干扰项εi服从正态分布，且满足独立同分布假定。考虑老年死亡带来的样本偏误，本文将在2015年和2018年期间的死亡样本纳入研究，使用Ordered Probit模型回归作为稳健性检验。

由表2可知，经过冷补沥青修补料处治后，路面抗渗能力较好。该高速公路各修补路面施工完毕后的渗水系数极小，且在开放交通一年后，渗水系数的变化较小，这是由于改性乳化沥青混合料具有良好的抗渗性能，能有效减缓沥青路面的水损害现象，从而避免二次坑槽病害。

照料与夫妻总收入是本研究尝试验证的两个配偶失能风险溢出路径。在探究配偶失能对另一方照料行为的影响时，由于照料时长可能存在选择性缺失，使用一般的OLS回归或者Tobit模型可能造成估计偏误。本文使用Heckman模型来矫正样本选择性可能造成的估计偏误，其方程如下：

公式（3）为选择方程，公式（4）为结果方程。照料时长hoursi是因变量，其含义为向配偶提供照料的小时数，Xi为控制变量。Heckman 模型首先使用选择方程，纳入结果方程中的所有控制变量及排他性约束变量Ζ，即是否有配偶以外的人员提供照料①是否有配偶以外的人员提供照料作为排他性约束变量的原因是：在失能老人总体照料需求一定的前提下，非配偶照料者与配偶是可替代的。CHARLS 问卷跳转设计为受访者依次回答某照料者是否提供照料及照料时间，若受访者配偶未提供照料则其相应照料时长为缺失值。因此，该变量影响配偶的“照料时长”被观测到的概率。，用以估计照料时长被观测到的概率Di。根据预测概率计算得到逆米尔斯比率（Inverse Mills Ratio）并纳入结果方程中，用以纠正自选择带来的估计偏误。

而在探究配偶失能的溢出路径为配偶失能对夫妻总收入的影响时，由于被解释变量在0值处分布较为集中，与OLS回归相比，Tobit能够有效控制因变量受限导致的估计偏误：

表1 变量的描述（%）

hincomei是因变量夫妻总收入。在公式（1）到公式（4）中把夫妻总收入作为控制变量纳入方程，控制变量为Xi；在公式（5）和公式（6）中，夫妻总收入为因变量，控制变量不纳入夫妻总收入，其他控制变量与Xi均保持一致。

四、实证分析结果

1.配偶失能溢出效应及性别差异

从失能的性别差异来看，男性老人在2015 年和2018 年的失能比例分别为21.02%和19.26%；而女性老人的失能比例分别为28.73%和27.60%，与以往研究中女性老人失能比例更高的结论一致。此外，男性老人在2015-2018 年间死亡比例为8.37%，女性老人死亡比例为3.94%，有必要考虑死亡率的性别差异对失能性别模式的影响。

从配偶失能情况的性别差异来看，妻子失能的比例高于丈夫失能的比例。从其他变量来看，女性老人罹患慢性病的数量更高，受教育程度偏低，农业户口比例更高。总体上，女性老人失能风险高于男性老人。分析样本中男性老人比例高于女性老人，这与本文关注的核心自变量配偶失能情况有关，因为女性老人的丧偶比例更高，导致核心自变量配偶失能情况缺失。

在家庭规模小型化，老年人与子女代际同住减少的趋势下，老年夫妻间的相互影响愈发重要。表2 分析了配偶失能情况对另一方失能情况的影响。

表2 配偶2015年失能情况与本人2018年失能情况的百分比（%）

在老年配偶失能性别差异描述统计的基础上，表3 的模型1 进一步验证老年配偶失能是否会增加另一方的失能风险；模型2 和模型3分男性样本和女性样本回归。模型1到模型3 均使用Probit 模型，考虑夫妻共同居住会存在相互影响，提供家庭层面的聚类标准误。

表3 配偶2015年失能情况对本人2018年失能情况的影响

从模型1 的结果来看，老年配偶失能会显著提高另一方的失能风险。比较模型2 和模型3 的结果，在控制其他变量的条件下，配偶失能显著提高女性老人失能的可能性，但男性老人并未受到显著影响。总之，老年配偶失能具有溢出效应，且溢出效应存在显著的性别差异，会增加女性老人罹患失能的风险。

为增强结果稳健性，表4纳入了2015年到2018 年间死亡的样本，以“失能及死亡”情况（该变量分为未失能、失能、死亡三种情况）为因变量，使用有序Probit 模型分析配偶失能溢出效应的性别差异。

表4 配偶2015年失能对本人2018年失能及死亡的影响

如表4所示，有序Probit模型与Probit模型结果基本一致。在考虑样本死亡情况下，老年配偶失能显著提高女性老人失能风险，对男性老人则没有显著影响。

此外，受教育程度高、拥有城市户口、夫妻总收入高和居住在东部地区的老人罹患失能的风险更低。慢性病多病共患的数量越多、越年长的女性老人失能风险更高。此研究发现与前人研究结果基本一致，验证了老人失能受到本人的生理特征和所处社会经济地位的影响。这也是前面所述的失能的第一重性别差异，关注对失能性别差异的描述和个人层面的失能影响因素。

表3和表4证实了老人失能的性别差异受其配偶失能状况的影响，揭示了在夫妻关系中存在着失能风险的再生产和传递，提供了社会关系和社会过程角度的失能的解释。后文将继续对失能的第二重和第三重性别差异（即失能的社会过程）进行分析。

2.老年失能配偶照料的性别差异

为探究配偶失能风险主要向女性老人溢出的原因，本研究首先从失能照料及照料的社会性别角色入手进行分析。失能带来的最直接结果是失能者基本行动和生存能力的下降，因而需要及时获得充足的、长期的照料。配偶失能作为一个重要的外部事件，需要另一方在行为等方面作出必要调整，特别是向失能配偶提供长期照料。表5 对配偶失能后，男女两性老人在失能配偶照料上的时间投入进行分析。

表5 老人为失能配偶所提供的照料时长及非配偶照料者情况

如表5 所示，向失能妻子提供照料的男性老人平均每月投入的时间（113.74 个小时）低于女性老人（156.09 个小时）。配偶失能后，男女老人的照料行为具有性别差异，女性老人的时间安排受配偶失能的影响更大，承担的照料负担更重。总体上来看，老年人失能后主要是由配偶提供照料，但仍然存在性别差异：妻子失能后由非配偶提供照料的比例更高；而丈夫失能后非配偶照料的比例相对较低。

男女老人在配偶失能后的照料责任承担方面存在差异，这可能是导致女性老人更易因配偶失能而导致自身失能风险提高的原因之一。表6 对配偶失能后男女老人在照料时长方面的差异进行分析。

表6 男女两性在失能配偶照料时间投入方面的性别差异

考虑配偶的健康状况和他人的照料行为均会影响老人是否向配偶提供照料的决策和照料时间长短，照料时长可能存在选择性缺失。模型7至模型9均使用Heckman两步法估计。

模型7 全样本的结果方程初步显示男女老人在失能配偶照料的时间投入上性别差异显著。模型8和模型9分男女样本回归比较了配偶失能后，男女老人照料投入方面的差异。模型8和模型9的结果方程表明配偶失能后，男性两性老人均有可能向配偶提供照料，但从提供照料的时长上来看，女性老人为失能配偶提供的照料时间要显著高于男性老人。这与以往研究发现的男性获得配偶照料的可能性高于女性的结论一致。［50］在以家务劳动为代表的家庭“内”部事件上，男性逐步介入，趋向于两性共同承担。［51］但这种变化是温和的，在深层次上女性作为处理家庭内务主体的性别秩序仍未改变。［51］

这种失能配偶照料的性别差异可以由家庭性别分工解释，妻子一般承担更多的照料责任。［52］即使对于退休的老年夫妻家庭而言，女性老人家务劳动时间也更长。［53］在照料的性别文化上，男女两性有着迥异的角色认知和自我价值实现的判断标准，社会亦对男女两性老人的家庭角色有着不同的期待。已有经验研究表明男性提供失能护理相关的服务会被他人所歧视，男性自身也会有羞耻感，认为自己的男性气质受损；［54］女性则会因为自身未能扮演好照顾者的角色而感到痛苦。［55］总之，长期以来家庭性别角色分工强化了女性应该做好家庭内务、承担照料工作的责任，弱化相应的男性责任。［51］

照料作为一种再生产劳动，对于人的生存生活机会、生命质量均会产生重要影响。［37］照料不仅影响被照料者的健康，也影响照料者的健康，并可能以照料者的健康为成本。［52］［56］资源约束假说和替代效应假说均指出照料他人意味着自我照料减少，改变原有的自我健康维持模式；或者对于自我照料和他人照料两种角色的时间、精力分配不当，照料负担超过了照料者所能承载的照料量，都会提高其健康恶化风险。［57］大量研究也证实向长期患病的亲属提供高水平的护理会对照料者的健康产生负面影响。［58］此外，失能配偶照料可能会放大照料的负向影响。因为照料需要耗费大量体力、情感和时间，与其他照料者相比，通常提供照料的配偶自身也处于高失能风险的老年阶段，应对照料产生的压力的资源也更少。［59］在正式照料供给不足和家庭小型化的现实背景下，夫妻情感中的责任与承诺也导致了非正式照料者在进行是否承担照顾角色的决策时，通常是“别无选择”的。［60］因此，老年人群体失能的性别差异可能部分是由于配偶失能后，老人在失能配偶照料行为上的性别差异导致。女性老人承担了更为沉重的失能配偶照料工作，导致其自我照料时间减少和心理负担加剧，自身遭受的失能风险进一步提高。

3.老年配偶失能对夫妻总收入影响的性别差异

配偶失能作为一种外部冲击性事件，可能会导致老年夫妻经济状况恶化，带来“因残致贫”和失能风险提高。考虑老年人收入的性别差异，男女老人各自失能对夫妻二人经济状况的影响可能存在差别。

表7 使用Tobit 模型分析配偶失能对夫妻总收入的影响及性别差异。虽然模型10对全样本的回归结果表明配偶失能对夫妻总收入没有显著影响，但存在性别差异。模型11 结果表明妻子失能对夫妻总收入没有显著影响。模型12 则表明若丈夫失能，夫妻总收入会显著更低。因此，当男女老人都面临配偶失能问题的时候，男性老人不会因配偶失能而显著遭受更差的经济状况，女性老人则更可能因为丈夫失能而陷入更差的经济状况甚至贫困，进而导致失能风险提高。

表7 配偶失能对夫妻总收入影响的性别差异

“贫困的女性化”在女性老人中可能表现得尤为突出。这种差异的成因可能是女性老人缺乏经济独立性，少有稳定的生活来源，依赖配偶的收入，［61］特别是生活在农村地区的女性老人。［62］传统中国家庭遵循男性养家模式，男性失能对于夫妻收入的潜在影响更大。许多女性老人收入微薄甚至没有收入，对于夫妻总收入的贡献比小，其失能对夫妻收入带来影响也会更小。换言之，男性配偶失能导致的收入下降，在很大程度上意味着家庭整体的经济状况随之恶化。

失能是长期性的事件，这意味着丈夫失能对女性老人带来的经济冲击是持久性的。与男性老人相比，女性老人的预期寿命更长，带残存活时间更久，意味着丈夫在经历失能直至死亡后，女性老人仍有可能继续存活，继续面对丈夫失能导致的家庭不良经济状况。目前我国的遗属养老金政策尚不健全，遗属补助和抚恤金的覆盖范围和保障水平也非常有限，［63］丧偶女性在财产继承方面也遭受歧视。［63］配偶失能或由失能加速配偶的死亡将持续冲击着老年夫妻家庭经济安全，特别是丈夫失能的家庭。

此外，男女老人失能后，在资源利用上可能存在差异。家庭资源的内部分配优先给予在收入上贡献更大的成员。［64］作为主要劳动力和家庭收入来源的男性老人通常掌握更多的经济自主权，在家庭中也更有话语权。当男性老人失能时，其能够用于改善健康的经济资源更多。家庭也可能会积极支持和投入对失能男性老人的健康消费中，以期稳定家庭收入的“顶梁柱”。而失能的女性老人可能在医疗资源服务和其他家庭资源的获取上存在劣势，导致女性老人失能风险进一步提高。

五、结论与讨论

随着老龄化程度加深，老人失能问题将更加普遍，几乎每个家庭都会面临家庭成员长期性失能的问题。男女两性老人在失能风险上的差异不仅源于生理，更是性别、婚姻、家庭和社会制度等因素综合影响的结果。本文关注到老年夫妻失能方面有着不同的生活经验，并分析了性别在老年夫妻失能问题上的多重影响。实证结果证实了配偶失能作为一个风险因素，其溢出效应存在明显的性别差异。丈夫失能会显著提高女性老人的失能风险和贫困风险。同时，原本个人因素导致的失能风险偏高与高强度的失能配偶照料双重影响下，女性老人承担沉重的失能配偶照料负担，减少自我照料时间，导致失能风险进一步提高。妻子失能无论对男性老人的失能风险还是老年夫妻经济状况的影响都比较小。因此，女性老人是配偶失能溢出风险的主要承担者。

失能溢出风险的研究无论对于老年人、家庭还是社会都有深远的现实意义。基于配偶失能溢出效应的性别差异，女性老人遭受的配偶失能溢出风险是我国健康老龄化有关工作和政策设计亟须解决的问题。尽管家庭养老特别是配偶照料在很大程度上补充了中国失能老人照料供给缺口，但配偶照料会对女性老人造成的健康问题也需要警醒。同时，配偶失能对家庭经济的负面影响也需要关注，以免老人陷入健康贫困和经济贫困的恶性循环。但是，现有的涉老规划和条款中，对于性别差异的考虑并未提及，缺少性别视角会使各项失能老人政策成效降低。因此，有必要对现有针对失能老人相关的社会政策进行反思、再评估和补充，认识到提升失能老人特别是女性老人的福利对于健康中国建设的重要意义。

本文建议稳妥推广长期护理保险制度，推动更多优质专业照料服务下沉到基层社区，提高夫妻双残老人家庭的失能服务供给标准，减轻失能老人老年照料者的负担，特别是减轻女性老人的负担，平抑配偶失能的溢出效应。同时，家庭和社会应当肯定并关注女性老人为失能配偶照料所做出的贡献，应当认识到她们在为配偶提供照料时所承担的健康风险，及时为失能的女性老人提供照料。此外，政府可以向长期进行失能配偶照料的低收入老年人提供家庭照料补贴（Caring credit）。家庭照料补贴既肯定了女性长期承担的照料工作的社会价值和经济价值，也能够在一定程度上为其提供稳定、独立的收入，缓解配偶失能带来的健康风险和经济风险。考虑配偶失能或死亡后劳动性收入减少，独立、持续和相对稳定的养老金收入对老年夫妻至关重要，参考智利、加拿大等国家的配偶养老金分配制度、遗属年金、配偶联合年金或者养老金分割制度，有关政策可以允许符合条件的丧偶老人继续申领一定比例的配偶养老金。

本研究也存在一定不足。第一，失能是一个长期性、累积性和渐进性的过程，且可能存在失能和复健之间的反复，使用期数更多、追踪年限更长的数据将能得出更为严谨的结论。同时，本研究关注的核心自变量为配偶失能情况，女性老人的丧偶比例偏高，无法获得其配偶的失能情况。第二，失能和照料之间有紧密关系，而老年夫妻之间的照料和健康依存使失能与照料之间的关系变得更为复杂，需要进一步考虑老年人原有的健康状况和失能风险在家庭层面的聚集。