中老年人長期護理偏好的年齡、時期和隊列分析

楊波 閆杰

摘 要：

運用中國健康與養老追蹤調查2011—2018年數據，使用年齡、時期和隊列模型分析方法對中國中老年人長期護理偏好進行分析。研究發現，中老年人長期護理偏好主要形式是非正式護理，即主要依靠配偶和子女，對于其他親屬和正式護理的偏好較弱。長期護理偏好的年齡效應

體現為

對于配偶提供長期護理

偏好呈現倒“U”型而對于子女提供長期護理偏好呈現正“U”型。從隊列維度來看，1930年代及以上的高齡老年人更偏好子女提供的長期護理，1940—1960年代的中年和低齡老年人更偏好配偶提供的長期護理。在時期維度上，由于孝道觀念、社會政策等影響，中老年人對于配偶和子女的長期護理偏好呈現先下降后上升，對于親屬的長期護理偏好略有上升，而對于正式護理的偏好較為穩定。非正式長期護理偏好存在替代關系，60—79歲群體的老年人偏好配偶提供長期護理，而80歲及以上高齡老人則偏好子女提供長期護理服務，男性比女性更偏好配偶提供長期護理，農村居民比城鎮居民更偏好子女提供長期護理。在我國長期護理需求快速增長的情況下，了解老年人的長期護理偏好，激勵非正式護理，能夠為我國更有效地完善長期護理保障制度拓展新的思路。

關鍵詞：長期護理偏好；年齡、時期和隊列；非正式護理

中圖分類號：C913.6? 文獻標識碼：A?? 文章編號：1000-4149（2023）02-0062-17

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2023.00.015

收稿日期：2022-03-01;修訂日期：2022-07-27

基金項目：國家社會科學基金項目“智慧健康養老視角下老年人數字鴻溝治理研究”（21BRK011）；陜西省社會科學基金項目“陜西省失能老人社區‘整合照料模式研究”（2018G08）。

作者簡介：楊波，經濟學博士，西北大學公共管理學院講師；閆杰，管理學博士，西北大學公共管理學院講師。

一、引言

根據第七次全國人口普查數據，2020年我國65歲及以上人口比重達到13.50%，人口老齡化程度已高于同期世界平均水平（9.3%）。據人力資源和社會保障部等部門預測，“十四五”期間，我國老年人口將超過3億人，從輕度老齡化進入到中度老齡化階段。近年來，對于養老需求尤其是失能老年人的長期護理偏好和需求逐漸成為學界研究的熱點，目前，研究主要集中在兩個方面：

一是從理論角度對長期護理需求的涵義、動因等進行研究［1］。二是從實證角度對長期護理需求的預測、影響因素和評估等問題進行研究［2-4］。

現有對于長期護理需求的研究多利用橫截面數據進行分析，而對于長期護理偏好和需求變化趨勢的研究則相對較少。開展長期護理偏好及其變化趨勢的研究尤為重要，首先是因為長期護理的意愿和偏好是長期護理潛在需求轉化為現實需求的關鍵環節，也是建立

長期護理有效供給體系的前提。其次，研究老年人長期護理偏好可以

更好地了解不同年齡人群長期護理偏好的分布情況，有利于預測長期護理服務的供給成本。最后，我國已經開始探索建立長期護理保險制度，經歷相同政策及經濟社會變遷的人群是否有相似的長期護理偏好，這是通過探究長期護理偏好的變化趨勢和形成機制才能回答的問題。

長期護理制度的核心是服務的提供，長期護理服務分為正式護理和非正式護理兩種供給方式，其中非正式護理

占有重要地位。然而老年人對于非正式長期護理偏好（如配偶、子女）的差異以及如何隨時間變化尚不明確，有待進一步研究。

同時，在研究長期護理偏好變化趨勢時不可避免地會同時涉及年齡、時期和隊列，而這三種維度的因素相互干擾，

使得對年齡、時期和隊列的趨勢效應難以進行清晰的研究分析。因此，本文采用年齡、時期和隊列模型（Age-Period-Cohort模型）對正式長期護理及非正式長期護理偏好的三種效應進行分層，從而分離出不同的年齡、時期和隊列效應。

在政策實踐上，德國、日本、韓國等先后建立了長期護理保險制度，多數國家經歷了從提倡正式護理，到財政可持續出現問題，再到提倡“去機構化”，進而更多依靠非正式護理這一演化過程。

然而這一

過程是否匹配長期護理需求的變化趨勢？如果長期護理

偏好和實際長期護理服務使用存在偏差將會

出現未滿足的長期護理需求。目前我國正處于長期護理保險制度的

探索階段，從需求角度研究我國長期護理偏好的類型從而更好地滿足老年人的長期護理需求，吸取先行國家的經驗教訓，可以為建立高效的長期護理保障體系打下堅實的基礎。

本文將從老年人的長期護理偏好出發來研究老年人的長期護理需求，隨著我國人口老齡化程度的不斷加深，長期護理偏好在不同年齡、隊列中呈現的變化趨勢也是本文研究的主題。

二、文獻回顧

20世紀部分福利國家（特別是歐洲）創建了新的長期護理保障制度（Long-term Care，LTC），以解決日益增多的失能老年人的長期護理需求［5］。雖然文獻中有長期護理類型的實際使用數據，但老年人在不同時期的偏好差異尚不清楚，

老年人對長期護理的需求可以根據老年人偏好的長期護理類型以及殘疾的患病率進行預測［6］，如果老年人對長期護理的偏好與實際使用長期護理服務之間存在差距，說明實際使用的長期護理服務并沒有反映老年人

的長期護理偏好，長期護理供給沒有滿足長期護理的需求。

1. 長期護理偏好的年齡效應

老齡化過程中影響風險偏好的多種因素與健康狀況下降的發展有關，退休、家庭關系變化、心理和情感的改變以及認知能力的降低都可能導致風險偏好的改變，老齡化過程中隨年齡上升而導致的健康惡化會對老年人長期護理

偏好產生重大影響。沃爾夫（Wolff）等研究顯示個人特征、健康需求的變化對長期護理偏好產生

影響，在家里提供無償或有償護理是老年人的首選

，養老院是老年癡呆護理的優先選擇。雖然長期護理的總體偏好相對穩定，但隨著年齡的增長，個體

偏好會出現相當大的波動，在日常

活動能力（Activities of Daily Living，ADL）降低、工具性日常活動能力（Instrumental Activities of Daily Living，IADL）下降和癡呆護理輔助的情景下，分別只有52.5%、44.4%和44.6%的老年人保留了最初的選擇 ［7］。

國內學者對于長期護理偏好的研究結果也顯示出其具有年齡效應。胡天天、張云英發現隨著老年人年齡的增大，各個年齡段中選擇依賴自己或配偶養老的比例逐漸減少，而選擇依賴親戚或鄰居養老的比例有所上升，70—79歲農村老年人選擇依賴子女養老的比例占到34.8%，超過了所有60歲及以上依賴子女養老老年人

的1/3 ［8］。石小盼利用遼寧農村地區失能老人調查數據，發現72.5%的獨居失能老人選擇居家長期護理，其余27.5%選擇機構長期護理 ［9］。同樣地，城市老年人長期護理偏好也表現一定的年齡

特征。郭瑜、王非根據城市居家老年人調查數據研究得出，

老年人偏好居家養老和親屬照料，通常將機構化養老作為補充，而高齡女性且子女較少的老人不能獲得家庭護理資源，因而偏好社會化養老 ［10］。張彧、張麗利用中國老年健康影響因素調查數據研究發現，

93.35%的失智老年人選擇居家長期護理模式，而年齡是重要影響因素，年齡越大的老年人選擇居家長期護理模式的可能性越大 ［11］。

2. 長期護理偏好的時期效應

學者們利用縱向數據從不同角度對不同時期老年人長期護理偏好呈現的變化進行研究。

伯斯坦（Burstein）認為對受到公共政策影響的家庭和社會化長期護理的態度是需要探討的重要議題。日本在長期護理保險政策推出后，老年人對正式長期護理服務的偏好有所增加，這

也促進了日本長期護理保險制度的發展。然而，東亞地區的家庭責任以及對老年人的支持和照顧有根深蒂固的文化基礎，因而長期護理偏好在日本不會隨時間而輕易改變 ［12］。與此不同的是，

甘斯（Gans）等研究表明，從20世紀80年代到90年代，美國16—91歲人群的孝道規范有所削弱，

老年人不與子女同住的比例上升，反映出老年人依賴家庭養老觀念的衰落

［13］。同樣，筒井（Tsutsui）等認為，1963—2010年日本家庭照顧者的孝道意識有所下降，同時老年人對子女養老的期望，包括經濟、身體和情感照顧也穩步下降 ［14］。

現代社會中，老年人居住安排的改變也會對其長期護理偏好產生影響，有學者指出，在中國臺灣地區已婚子女與其父母共同居住的比例慢慢下降，家庭照護者孝道責任的感知也隨之下降 ［15］。對子女長期護理偏好更高的老年人更希望與子女同住，從而獲得子女的照顧［16］，老年人對多代同堂的居住模式有較高的主觀期待主要緣于家庭提供長期護理的文化傳統，但由于我國經濟發展、人口遷移模式、家庭人口結構改變、住宅結構以及人們觀念變化等原因，老年人與子女同住的比例不斷下降，與配偶共同居住的比例不斷上升，隨著時間的推移，老年人長期護理偏好在居住模式改變的同時也發生了趨勢變化 ［17-19］。

我國在“十二五”規劃中提出以居家養老為基礎，社區和機構養老為輔的養老服務體系，這一政策在“十三五”規劃中得以加強。最早由上海提出并推廣到全國的“9073”養老服務模式，即90%老年人實現居家養老，7%老年人實現社區養老，3%的老年人實現機構養老，而實際上，機構養老的發展遠遠快于居家養老［20］。這一時期長期護理政策的導向和實施也會影響老年人長期護理偏好，而對于老年人長期護理偏好時期效應的研究仍然偏少。

3. 長期護理偏好的隊列效應

學者們對中國臺灣地區已婚子女及其父母共同生活的研究未發現群體效應［15］。

但伊藤（Ito）發現由于教育和勞動參與程度與日本老一輩相比的差異，老年人口可能表現出不同的長期護理偏好。就教育程度而言，2000年65歲的老年人在15—18歲時，

其高中入學率為40%，大學入學率在10%以下，而2016年65歲老年人在15—18歲時，

其高中入學率約為70%，大學入學率約20%。對于居住安排而言，2000年，65歲及以上的老年人與三代同住的比例約為30%，但到2016年，這一比例已降至10%左右 ［21］。此外，從2000年到2016年，30—34歲女性的勞動參與率從60%增加到70%，

研究表明年齡越小，老年人對機構長期護理的偏好越強，這說明可能存在隊列效應 ［22-23］。然而，僅靠橫斷面數據將年齡效應與隊列效應分開十分困難，

長期護理偏好的隊列效應并沒有具體證據支持。因此，本文使用縱向數據來闡明不同年齡隊列對長期護理偏好的影響。

4. 不同形式的長期護理偏好

正式護理和非正式護理在主體責任、承擔作用等方面具有顯著差異，學者們提出這二者之間存在替代和互補兩種關系，但國內外學者并沒有達成一致的結論。霍斯特（Houtven）等、博林（Bolin）等、賈倉倉認為老年護理的提供者主要是家人、親屬、朋友等非正式護理者，與機構提供的護理服務存在替代關系 ［24-26］。另有研究則認為老年人正式護理與非正式護理互為補充。

雅格布斯（Jacobs）等認為正式護理與非正式護理之間存在互補關系 ［27］。蔡偉賢等運用中國健康與養老追蹤調查數據對2016年實施長期護理保險的第一批試點城市進行評估，發現社會護理的提供減少了參保家庭對傳統家庭護理模式的依賴，使得失能老人家庭選擇社會護理模式的比例上升了23.3%，選擇家庭護理模式的比例下降了20.5%，兩者之間并沒有形成完全替代關系 ［28］。

克林格比爾

（Klingebiel）等使用歐洲數據研究非正式護理與正式護理之間的關系，并沒有發現非正式護理被正式護理大量“擠出” ［29］。相比之下，諾德伯格（Nordberg）等研究表明大量非正式護理對正式護理形成替代關系而非互補關系 ［30］。

隨著人類預期壽命的增加和醫療條件的進步，全球疾病負擔從急性疾病轉向慢性疾病，對于非正式長期護理的需求越來越多，而非正式護理的提供者包括配偶、子女、親屬和朋友等，但目前對于非正式長期護理中配偶、子女、朋友等偏好的關系卻鮮有研究，基于此，本文將具體研究長期護理偏好演變趨勢及其差異性。

三、數據與測量

1. 數據

本研究利用中國健康與養老追蹤調查（China Health and Retirement Longitudinal Study， CHARLS）

2011年至2018年四次調查的數據，

研究中長期內我國中老年人長期護理偏好的變化。中國健康與養老追蹤調查是一套代表中國45歲及以上中老年人家庭和個人的高質量微觀數據，CHARLS全國基線調查于2011年開展，覆蓋全國150個縣級單位，450個村級單位，約1萬戶家庭中的1.7萬人。

樣本于2013年、2015年和2018年分別追蹤一次。我國的人口老齡化進程在2010年之后明顯加快，

第七次全國人口普查公報數據顯示，2011年到2020年，60歲及以上人口占總人口的比例上升了5.44個百分點，65歲及以上人口上升了4.63個百分點，比上一個十年的上升幅度分別增加了2.51和2.72個百分點。

這一時期為應對老齡化和高齡化趨勢的轉變，我國開始逐步建立長期護理保險制度，本文試圖通過用年齡、時期和隊列（APC）分析的方法識別我國不同年齡人群的長期護理偏好及其變化情況。

2. 變量

（1）長期護理偏好。本文的核心變量長期護理偏好在四期樣本中均有測量，CHARLS調查從2011到2018年的四次調查中都問及

相同問題“如果以后您在日常生活方面需要照顧，比如吃飯、穿衣，有親人或朋友能長期照顧您嗎？”，“他/她是您的什么人？”，使用對以上兩個

問題的回答作為長期護理偏好的反映，回答涉及如下情形：

配偶；父母、岳父母、公公、婆婆；子女、兒媳/女婿、孫子女/外 孫子女；兄弟姐妹及其配偶、子女，您配偶的兄弟姐妹及其配偶、子女；其他親屬；雇傭人員（如保姆）；志愿者或者志愿機構人員；養老院人員；社區提供的幫助。本文將上面的眾多

選擇簡化為四類：非正式護理的配偶、子女、其他親屬和正式護理。

麥考密克

（McCormick）和杉澤（Sugisawa）已經用過類似的方法測量長期護理偏好 ［31-32］。

（2）年齡、時期和隊列。本文關注的重點是時間維度上長期護理偏好的變化，分為年齡、時期和隊列三個維度。年齡變量是被調查對象的實際年齡，為連續變量，作為第一層變量。

年齡取50歲及以上人群作為研究對象，50—59歲為中年人，60—79歲為低齡老年人，80歲及以上

為高齡老年人。時期和隊列維度作為宏觀變量，處于第二層上，時期即調查年份2011年、2013年、2015年和2018年；隊列用被調查者出生年份衡量，間隔年份設為3年，從1927年到1968年共14個隊列，實際隊列從1900年開始，但由于1900到1926年人數較少，合并到1927年隊列。

（3）控制變量。假設年齡、時期、隊列對長期護理偏好的影響因性別、婚姻狀況、教育水平、工作情況、子女數量和日常活動能力（ADL）而異。根據以往的研究，高齡女性以及獨自生活的老年人傾向于選擇社區長期護理服務或養老院等正式長期護理方式［6，33］。本文將性別、婚姻狀況、教育水平、工作情況、子女數量和日常活動能力作為控制變量。各變量的描述性統計詳見表1。

四、研究方法

根據

蘭德（Yang）等的方法，將年齡視為個體層次的變量，而時期和隊列數據視為“聚合”或“宏觀水平”的變量 ［34］。使用

分層模型的表示方法 ［35］，第一層（年齡）模型表示為：

Yijk=β0jk+β1X1ijk+β2X21ijk+β3X2ijk+…+βpXpijk+eijk（1）

其中，i=1，2，…，njk代表在j時期k隊列的個體；j=1，…，J時期；

k=1，…，K出生隊列；

X1為年齡變量，X2到Xp為其他控制變量（性別、婚姻狀況、教育水平、工作情況、子女數量和日常生活活動等）；

殘差eijk服從均值為0、方差為σ2的正態分布。

第二層模型可以表示為：

β0jk=γ0+u0j+v0k（2）

其中，時期隨機效應u0j服從均值為0、方差為τu的正態分布，隊列隨機效應v0k服從均值為0、方差為τv的正態分布。

方程（2）通過使組均值隨著時期u0j和隊列v0k的二層隨機變量效應增加或減少，對方程（1）中的截距進行建模。混合效應模型可以寫成：

Yijk=γ0+β1X1ijk+β2X21ijk+

β3X2ijk+

…+βpXpijk+u0j+v0k+eijk（3）

γ0是當所有的一層變量均為0時的期望值，u0j是時期j的剩余隨機效應（時期j的貢獻在所有隊列中都是平均的），v0k是隊列k的剩余隨機效應（隊列k的貢獻在所有時期中都是平均的）。根據

已有學者使用的分層

模型［36］，本文在第一層模型中加入年齡的平方項以識別年齡效應是否存在非線性關系，且年齡平方項加入包含年齡變量的固定效應部分不會影響年齡、時期和隊列之間的潛在線性依賴關系。

五、實證結果

本文分別考察不同形式長期護理偏好的年齡、時期和隊列效應，在此基礎上對不同性別和城鄉居民長期護理偏好進行異質性分析。

1. 不同形式長期護理偏好年齡、時期和隊列效應回歸結果

表2顯示，人口的年齡效應、時期效應和隊列效應對長期護理偏好均有不同程度的影響，其中，年齡效應的顯著影響說明長期護理偏好的重要影響因素是生理特征，這與以往的研究相契合［37］。

（1）年齡趨勢。圖1顯示了不同性別中老年人生命周期內對于長期護理偏好的變化趨勢，同時，

在表2的一層變量中，長期護理偏好配偶的年齡系數為正，年齡平方系數為負，而對于子女的長期護理偏好的年齡系數負，年齡平方系數為正，顯示出對配偶和子女長期護理偏好的年齡效應。對配偶的長期護理偏好

呈倒“U”型曲線（如圖1（a）所示），而對子女的長期護理偏好是正“U”型曲線，老年人從60歲開始到70歲對配偶的長期護理偏好增加，而70歲以后下降，同時對子女的長期護理偏好增加。這種變化趨勢表明，隨著老年人年齡的上升起初

更加依賴配偶，而配偶的年齡上升后提供長期護理的能力下降，因而老年人對配偶的長期護理偏好逐步下降，轉而依靠子女，

圖1（b）中對子女長期護理偏好的正“U”型曲線也

說明隨著老年人年齡上升對子女的長期護理偏好先下降后增加，特別是高齡老人對于子女長期護理的偏好增強。這表明家庭仍然是老年人長期護理的第一選擇，這符合黨的十九屆五中全會提出“支持家庭承擔養老功能”，鞏固家庭養老的基礎性作用

的提法

。根據家庭生命周期理論，按照家庭發生的生命事件（婚姻、生育、子女離家和死亡等）將一個典型家庭的生命周期依次分為形成、擴展、穩定、收縮、空巢和解體六個階段［38］。本文研究對象多處于家庭的空巢期和解體階段，處于空巢期的中年和低齡老人，其子女大多已經離家成立新的家庭，在配偶有能力提供長期護理的前提下，長期護理多由配偶提供。隨著年齡增長，低齡老年人轉變為高齡老年人，配偶提供長期護理的能力下降，因而長期護理偏好呈現倒“U”型。與此相對應，中年和低齡老人對子女的長期護理偏好較低，主要是因為在這一階段長期護理發生的概率相對較低，在代際交換中低齡老年人助力子女家庭，“帶孫輩”是中國老年人代際轉移的常見方式。高齡老年人尤其是進入家庭生命周期末期的老年人已經處于身體衰弱或喪偶狀態，長期護理實際需求增長，對子女的長期護理

偏好也相應增加。可見，在非正式長期護理中，配偶與子女在家庭生命周期的演變中此消彼長，共同撐起老年人長期護理的重任。

表2的實證結果顯示，親屬的長期護理偏好呈現倒“U”型但系數較配偶的長期護理偏好小，隨著年齡的增長，老年人對于親屬的長期護理偏好增加，作為替代配偶或子女的護理，但是高齡老人身體機能下降、失能概率明顯增高，其對于親屬提供長期護理的期望也會降低。

有學者研究發現，城市家庭中女兒、兒子、兒媳和女婿作為老年父母日常護理主要負責人的

比例分別為50.9%、30%、17.3%和1.8%［39］。可見，以血緣為紐帶的中國家庭主要還是依靠子女提供長期護理，而非血緣關系的兒媳和女婿及其他親屬實際提供長期護理的比例和意愿仍較低。

就年齡對長期護理偏好的影響而言，即使在控制了其他變量的影響之后，年齡越大對非正式護理的偏好比正式護理的偏好越高，這與以往的研究結論相似［17］。社會情緒選擇理論可以解釋這一發現，該理論認為，老年人隨著年齡的增長，會高度重視情感的滿足，

愿意花費更多的時間到有情感意義而不是與知識相關的目標和活動中，這種對社會交往有選擇性的狹窄化，在個體衰老時能最大限度地提高積極情緒體驗，把情緒風險降至最小。基于這一理論，年齡較大的人更希望獲得非正式護理，以最大程度地提高積極的情感體驗［40］。

（2）隊列趨勢。對于配偶和子女長期護理偏好的隊列效應，如圖2（a）和圖2（b）所示，較為年輕的1960年代以及1970年代隊列處于中年階段，

多數的長期護理需求屬于潛在的需求，因而會更偏好子女提供長期護理，而1940年代和1950年代隊列的老年人則會

產生現實的長期護理需求，表3顯示他們在所有隊列中已婚與配偶同住的比例很高，處于同一隊列的配偶有能力充當長期護理的提供者，

雖然這兩個隊列的子女數量較多，但子女一般處于勞動年齡階段，能夠提供長期護理的時間有限，因此主要的長期護理偏好是配偶而非子女。1930年代及1930年代之前的隊列屬于高齡老人，這一隊列的配偶也進入高齡階段，從表3可以看出這一隊列獨居或喪偶的老人增多，子女數量也是各隊列中最多的，同時子女也逐漸退出勞動力市場，有能力也有意愿為父母提供長期護理，因此，高齡老人偏好子女作為長期護理服務的提供者。值得注意的是，較為年輕的中年隊列對于配偶和子女的長期護理偏好高于老年人隊列可能是因為家庭規模和結構縮小，家庭成員之間的關系更為緊密，使得中年人更加偏好核心家庭成員提供的長期護理服務。

圖2（c）和圖2（d）顯示對于親屬（除配偶和子女外）和正式護理方式的長期護理偏好。相對于高齡的1920—1930隊列和更為年輕的1960—1970隊列，1940—1950年代的隊列對于親屬的長期護理偏好更高。處于這一階段的低齡老人往往兄弟姐妹眾多，家族觀念較強，因而對于親屬的長期護理偏好高于其他隊列。而隨著時間的推移和經濟社會的發展，家庭結構的小型化和計劃生育政策的實行等因素使得中老年人親屬人數下降、社會孝文化觀念變遷，長期護理偏好也隨之出現變化，較年輕的中年和低齡老年人還是優先選擇核心家庭的成員提供長期護理（配偶和子女），

而高齡老人則

需要照護者在時間、精力等方面有更大的投入，照護者也會承受更大的心理、經濟壓力，整體上親屬缺乏強烈的提供長期護理的意愿，因而對于高齡或患病老年人的非正式護理還是以配偶和子女的組合方式為主 ［41］。如圖2（d）所示，正式長期護理相對于其他護理方式而言，各個隊列的偏好變化不大且都沒有很強的意愿，這與高慶波的調查結果相一致，他的研究表明，在我國非正式護理（主要是依靠子女和配偶）的偏好仍占據絕對優勢 ［42］，這也符合彭希哲等的研究結論 ［43］。

（3）時期趨勢。時期效應是由社會經濟、文化等宏觀因素變化而引起的，這些變化是某個時期所特有的，因而會對經歷該時期的人群產生影響。圖3顯示，2010年后中老年人對于配偶和子女的非正式長期護理偏好都有不同程度的下降，2015年后又有一定程度的上升。對于親屬的長期護理偏好變化不大，有輕微程度的上升。可能的原因

主要是孝道觀念的影響，隨著現代化的推進，孝道觀念發生了變化，孝道已不是首要的道德規范，權威性的孝道觀念逐漸式微 ［44］。根據葉光輝的測量方法將孝道分為權威性孝道和情感性孝道［45］，

許琪和袁佳黎等使用中國綜合社會調查（CGSS）2006年到2017年的數據對于孝道是否衰落的問題進行過討論，得出權威性孝道隨時間的推移呈明顯的下降趨勢，而現代化轉型是導致權威性孝道衰弱的重要原因，情感性孝道的認可度不斷上升。綜合來看，

孝道觀念在2006年到2017年是否發生了非線性變化，兩期數據并未給出明確結論［46-47］。而本文通過“時期”、“年齡”和“隊列”效應的分解得出，權威性孝道和情感性孝道此消彼長，孝道變遷對中老年人長期護理偏好的時期效應呈現先下降后上升的趨勢。

長期護理偏好還受到社會政策以及正式護理可及性的影響。2010年之后由于老齡化的持續加速，我國十分重視長期護理保障制度的建設，2012年山東省青島市創立實施長期護理保險制度，2016年

在全國15個城市和吉林、山東兩個重點聯系省份進行長期護理保險制度試點，2020年國家醫療保障局發布《關于擴大長期護理保險制度試點的指導意見》，將試點城市增加到49個。從圖3（d）的時期效應來看，我國中老年人正式長期護理的偏好沒有明顯的時期效應，說明中老年人對正式長期護理的偏好保持相對穩定的狀態，2013年之后有了微弱的上升。日本的經驗告訴我們，其在

實施長期護理保險十年之后，長期護理保險對于日本老年人和非正式護理者的福利影響仍然不明確，缺少有效的社區和機構護理使老年人對于正式長期護理的偏好并未提高 ［48］。而我國長期護理保險制度建設時間較短，從制度初建、實施到影響我國老年人的長期護理偏好還有待進一步的觀察。

2. 非正式護理偏好的異質性分析

（1）性別差異。我國中老年人的長期護理偏好主要是非正式護理方式，為了進一步探究非正式護理偏好的性別差異，利用年齡、時期和隊列模型進行性別的異質性分析。從圖1（a）和圖1（b）可以看出，總體上，男性和女性中老年人長期護理偏好都是非正式護理，在80歲及以上的高齡階段都更偏好于子女提供的長期護理，區別在于男性中老年人對于配偶的長期護理偏好高于女性，同時對于子女的長期護理偏好低于女性，這與郭瑜、王非的男性更傾向于傳統的

親屬護理模式的結論相一致［10］。

對于50—79歲的年齡階段，男性中老年人對于配偶的長期護理偏好穩步上升，進入80歲及以上的高齡階段后對于配偶的長期護理偏好陡然下降。相對于女性男性更愿意獲得非正式護理，其原因可能是男性傳統上多為被照料的角色，男性從認知上更傾向于家庭養老的模式，由配偶提供長期護理，但在高齡階段，女性配偶提供長期護理的能力變弱，高齡男性老人轉而更偏好子女提供的長期護理（如圖1（b）所示）。

基于中國健康與養老追蹤調查、中國老年社會追蹤調查（CLASS）、中國老年健康影響因素跟蹤調查（CLHLS）和中國城鄉老年人追蹤調查（SSAPUR）四個微觀數據庫數據，陳鶴等發現女性老年人的失能比例高于男性 ［49］，而男性提供長期護理的能力弱于女性，因此，女性對于配偶的長期護理偏好低于男性，當女性實際失能進而需要長期護理時就會出現如圖1（b）所示的情形，對于子女的長期護理偏好高于男性，尤其是在80歲及以上的高齡階段，女性失能的概率大大增加，同時女性的預期壽命高于男性，高齡女性老人喪偶的比例高于男性，因此，在高齡階段女性老人的長期護理偏好相對于男性更傾向于子女。

（2）城鄉差異。我國經濟社會發展不平衡，城鄉老年人的經濟水平、健康狀況、醫療資源占有等均存在顯著差別［50-51］。本文通過年齡、時期和隊列模型對城鄉中老年人的非正式護理偏好進行異質性分析。

圖4顯示，總體上，城鎮居民與農村居民對配偶的長期護理偏好呈現出50—69歲年齡段

逐漸上升，

70—79歲年齡階段逐漸下降，80歲及以上年齡階段下降幅度顯著增大的特點，而城鎮居民與農村居民對子女的長期護理偏好呈現出隨年齡逐漸緩慢上升，到85歲以上年齡段上升幅度顯著增大的特點。農村居民相比城鎮居民來說，

更偏好子女提供的非正式長期護理服務，而城鎮居民更偏好配偶提供的長期護理服務。可能的原因是農村居民的子女數量比城鎮居民更多，而且城鎮居民的子女

勞動參與

率更高，因此，提供長期護理的時間和能力受到限制。

同時，圖4（b）的尾部即85歲以上的年齡人群中城鎮居民比農村居民更偏好子女提供的長期護理服務。隨著中央和地方層面大力推動戶籍制度改革，農村勞動力遷移成本逐步下降，有利于農村流動人口落戶城市［52-53］。

在我國人口老齡化過程中，起初農村老年人口比例高于城市，隨著社會經濟發展，大規模城鄉人口遷移完成，城市化率大幅提高，城市老年人口比例將超過農村，人口老齡化呈現出

城鄉倒置的狀態［54］。當高齡老人長期護理需求增大時，

城鎮居民和農村居民都表現出對子女的長期護理偏好，而留守在農村的老年人受到子女遷移城市的影響，對于子女長期護理偏好低于城鎮老年人。未來

人口因素是否會導致城鄉老年人長期護理服務差異的變化則需要新的數據以進一步觀察。

六、結論與討論

我國在探索建立長期護理保險制度的道路上已經邁出了堅實的腳步，正在進行全面試點并逐漸建立全國性的制度體系，了解中老年人對護理提供者和護理環境的偏好是制度建設

過程中的重要方面。目前對于長期護理質量的評估往往側重于從功能上和技術標準上進行衡量。然而，從需求角度講，護理接受者可能有不同的標準來評估長期護理方式是否滿足其需求，這在制定長期護理政策上也應予以足夠的重視。

本文利用APC模型對我國中老年人長期護理偏好的年齡、時期和隊列趨勢進行分解，避免了年齡、時期和隊列效應的相互干擾，使分析結果更穩健。同時本文使用孝道觀念、家庭生命周期、社會情緒選擇等理論以及社會政策的變化進一步討論這些趨勢的影響機制和差異，探求宏觀因素和微觀個體生命歷程對中老年人長期護理偏好的交疊作用。研究的主要結論如下：

總體上，我國中老年人對于非正式長期護理的偏好高于正式長期護理，更具體地，非正式長期護理偏好的年齡效應表現為：

60歲及以上的老年人對于配偶提供長期護理的偏好呈現倒“U”型，而對于子女提供長期護理偏好呈現正“U”型，高齡老人更偏好子女提供長期護理。從隊列角度來說，1930年代及以上的老年人擁有的子女數量是所有隊列中最多的，該隊列的高齡老人更偏好子女提供的長期護理，1940—1960年代的中年和低齡老年人更偏好配偶提供的長期護理，這主要是由于該隊列中

老年人的子女大多在勞動力市場中就業，而配偶有效替代了子女提供長期護理服務。從時期效應來看，由于孝道觀念、社會政策等影響，中老年人對于配偶和子女的長期護理偏好呈現先下降后上升的趨勢，對于親屬的長期護理偏好變化不大，略有上升，而對于正式護理的偏好則較為穩定。

人口老齡化導致我國的長期護理需求快速增長，對于制定長期護理政策來說，考慮到中老年人自身對于長期護理服務的偏好十分重要。有證據表明，個人能夠更好地控制提供護理的數量和類型［55］，以及他們每天接受幫助的時間，從而使滿意度更高。本文基于CHARLS 2011、2013、2015和2018年的數據對于中老年人長期護理偏好的變化程度進行研究，

其政策含義在于，如果長期護理政策能夠符合中老年人的長期護理偏好，那么中老年人的長期護理需求能更好地被滿足，長期護理消費者導向模式可以使中老年人有更高的靈活性，從而能夠根據不同的需求或意愿調整服務。中老年人的長期護理偏好非正式護理方式，高齡老人尤其偏好子女提供長期護理，因此，可以采取激勵家庭成員提供長期護理服務的措施，給予與老人尤其是高齡老人同住或居住距離近的子女

在稅收或社會保險方面的補貼；為緩解家庭護理者的心理和精神壓力而廣泛開展喘息服務；在總結試點城市經驗的基礎上，將長期護理保險盡快推廣到全國范圍內實施。

對于長期護理制度未來的可持續問題，在政策制訂時深入了解中老年人及其家庭的護理偏好和意愿也至關重要。本研究結果表明中老年人長期護理偏好還是以非正式護理為主，因此，以機構為導向的長期護理通常與這些政策適用的中老年人的偏好并不一致，但是長期護理偏好也不是靜態的，老年人口結構的改變如獨生子女一代的父母長期護理偏好可能會與其父輩并不相同，這將是未來研究和討論的議題。

參考文獻：

［1］劉穩，胡敏，陳文.國際長期護理服務綜合評價制度研究［J］.中國衛生政策研究，2022（3）：29-36.

［2］戴衛東.老年長期護理需求及其影響因素分析——基于蘇皖兩省調查的比較研究［J］.人口研究，2011（4）：86-94.

［3］XU X， CHEN L. Projection of long-term care costs in China， 2020-2050： based on the Bayesian quantile regression method［J］. Sustainability， 2019， 11（13）： 3530-3543.

［4］MAISONNEUVE C， MARTINS J O. The future of health and long-term care spending［J］. OECD Journal： Economic Studies， 2015， 2014（1）： 61-96.

［5］MAIR C A， QUINONES A R， PASHA M A. Care preferences among middle-aged and older adults with chronic disease in Europe： individual health care needs and national health care infrastructure［J］. The Gerontologist， 2016， 56（4）： 687-701.

［6］ECKERT J K， MORGAN L A， SWAMY N. Preferences for receipt of care among community-dwelling adults［J］. Journal of Aging & Social Policy， 2004， 16（2）： 49-65.

［7］WOLFF J L， KASPER J D， SHORE A D. Long-term care preferences among older adults： a moving target？［J］. Journal of Aging & Social Policy， 2008， 20（2）： 182-200.

［8］胡天天，張云英.農村老年人對照護主體的依賴程度與影響因素的實證研究——基于湖南省1097個樣本分析［J］.社會保障研究，2016（1）：38-46.

［9］石小盼，張會君，隋佳，王瑩，尹鑫.遼寧省農村獨居失能老人長期照護模式選擇意愿及其影響因素分析［J］.現代預防醫學，2016（24）：4467-4470.

［10］郭瑜，王非.城市居家老年人長期照護模式選擇的影響因素分析［J］.黑龍江社會科學，2017（3）：84-90.

［11］張彧，張麗.我國失智老年人長期照護模式選擇意愿影響因素分析［J］.醫學與社會，2021（11）：102-105.

［12］BURSTEIN P. The impact of public opinion on public policy： a review and an agenda［J］. Political Research Quarterly， 2003， 56（1）： 29-40.

［13］GANS D， SILVERSTEIN M. Norms of filial responsibility for aging parents across time and generations［J］. Journal of Marriage and Family， 2006， 68（4）： 961-976.

［14］TSUTSUI T， MURAMATSU N， HIGASHINO S. Changes in perceived filial obligation norms among coresident family caregivers in Japan［J］. The Gerontologist， 2014， 54（5）： 797-807.

［15］HSU H C， LEW-TING C Y， WU S C. Age， period， and cohort effects on the attitude toward supporting parents in Taiwan［J］. The Gerontologist， 2001， 41（6）： 742-750.

［16］韋曉丹，陸杰華.老年人居住安排對其自評健康的影響——基于CLASS 2014數據的驗證［J］.人口與社會，2021（4）：35-46.

［17］李春華，李建新.居住安排變化對老年人死亡風險的影響［J］.人口學刊，2015（3）：102-112.

［18］任強，唐啟明.中國老年人的居住安排與情感健康研究［J］.中國人口科學，2014（4）：82-91，128.

［19］王躍生. 中國城鄉老年人居住的家庭類型研究——基于第六次人口普查數據的分析［J］. 中國人口科學，2014（1）：20-32，126.

［20］FENG Z， GLINSKAYA E， CHEN H. Long-term care system for older adults in China： policy landscape， challenges， and future prospects［J］. The Lancet， 2020， 396（10259）： 1362-1372.

［21］ITO P. Pushing for social care expansion： demography， gender and the new politics of the welfare state in Japan ［J］. American Asian Review， 21（2）：25-55.

［22］KIM E Y， KIM C. Who wants to enter a long-term care facility in a rapidly aging non-western society？ attitudes of older Koreans toward long-term care facilities［J］. Journal of the American Geriatrics Society， 2004， 52（12）： 2114-2119.

［23］FERNANDEZ-CARRO C. Ageing at home， co-residence or institutionalisation？ preferred care and residential arrangements of older adults in Spain［J］. Ageing & Society， 2016， 36（3）： 586-612.

［24］VAN HOUTVEN C H， NORTON E C. Informal care and medicare expenditures： testing for heterogeneous treatment effects［J］. Journal of Health Economics， 2008， 27（1）： 134-156.

［25］BOLIN K， LINDGREN B， LUNDBORG P. Informal and formal care among single-living elderly in Europe［J］Journal of Health Economics，2008，17（3）：393-409.

［26］賈倉倉.替代還是互補：非正式照護對正式照護的影響——基于CLHLS數據的經驗證據［J］.人口與發展，2021（6）：129-139.

［27］JACOBS M， VAN TILBURG T， GROENEWEGEN P. Linkages between informal and formal care-givers in home-care networks of frail older adults［J］. Ageing & Society， 2016， 36（8）： 1604-1624.

［28］蔡偉賢，呂函枰，沈小源.長期護理保險、居民照護選擇與代際支持——基于長護險首批試點城市的政策評估［J］.經濟學動態，2021（10）：48-63.

［29］MOTEL KLINGEBIEL A， TESCH ROEMER C， VON KONDRATOWITZ H J. Welfare states do not crowd out the family： evidence for mixed responsibility from comparative analyses［J］. Ageing & Society， 2005， 25（6）： 863-882.

［30］NORDBERG G， VON STRAUSS E， KAREHOLT I. The amount of informal and formal care among non-demented and demented elderly persons： results from a Swedish population-based study［J］. International Journal of Geriatric Psychiatry： A Journal of the Psychiatry of Late Life and Allied Sciences， 2005， 20（9）： 862-871.

［31］MCCORMICK W C， OHATA C Y， UOMOTO J. Similarities and differences in attitudes toward long-term care between Japanese Americans and Caucasian Americans［J］. Journal of the American Geriatrics Society， 2002， 50（6）： 1149-1155.

［32］SUGISAWA H， SUGIHARA Y， NAKATANI Y. Long-term care preference among Japanese older adults： differences by age， period and cohort［J］. Ageing & Society， 2020， 40（6）： 1309-1333.

［33］HAJEK A， LEHNERT T， WEGENER A. Factors associated with preferences for long-term care settings in old age： evidence from a population-based survey in Germany［J］. BMC Health Services Research， 2017， 17（1）： 1-9.

［34］YANG Y， LAND K C. A mixed models approach to the age-period-cohort analysis of repeated cross-section surveys， with an application to data on trends in verbal test scores［J］. Sociological Methodology， 2006， 36（1）： 75-97.

［35］YANG Y．Aging，cohorts，and methods： the handbook of aging and the social sciences［M］．New York： Academic Press，2011：17-30.

［36］YANG Y，LAND K C．Age-period-cohort analysis： new models，methods，and empirical applications［M］. Boca Raton：FL CRC Press，2013： 1-2.

［37］李勝會，楊瑤.長期護理需求多維測度及影響因素研究［J］.宏觀經濟研究，2021（1）：162-175.

［38］GLICK P C. The family cycle［J］. American Sociological Review， 1947， 12（2）： 164-174.

［39］ZHAN H J. Willingness and expectations：intergenerational differences in attitudes toward filial responsibility in China［J］. Marriage and Family Review，2004，36（1）：175-200.

［40］CARSTENSEN L L， ISAACOWITZ D M， CHARLES S T. Taking time seriously： a theory of socioemotional selectivity［J］. American Psychologist， 1999， 54（3）： 165-181.

［41］宋玉健，趙嵐，鄧牡紅，等.非正式照護者負擔與相關因素初步調查［J］.中國心理衛生雜志，2022（1）：50-55.

［42］高慶波.成年人長期護理意愿影響因素探析［J］.中國醫療保險，2019（1）：31-34.

［43］彭希哲，宋靚珺，黃劍焜.中國失能老人長期照護服務使用的影響因素分析——基于安德森健康行為模型的實證研究［J］.人口研究，2017（4）：46-59.

［44］楊曦.個體化與新家庭主義視角下的孝道觀念演變［J］.中國社會心理學評論，2021（2）：99-114，268.

［45］葉光輝.華人孝道雙元模型研究的回顧與前瞻［J］.本土心理學研究，2009（32）：101-148.

［46］許琪.孝道觀念與贍養行為的變遷［J］.社會發展研究，2022（1）：176-195，245-246.

［47］袁佳黎，劉飛，張文宏.孝道觀念、代際支持與青年群體贍養行為的變遷：2006—2017［J］.中國青年研究，2022（1）：93-103.

［48］TAMIYA N， NOGUCHI H， NISHI A， et al. Population ageing and well-being： lessons from Japans long-term care insurance policy［J］. Lancet， 2011，378（9797）， 1183-1192.

［49］陳鶴，劉艷，伍小蘭，喬曉春.中國老年人失能水平的比較研究——基于四項全國性調查數據［J］.南方人口，2021（5）：1-12.

［50］李建新，李春華.城鄉老年人口健康差異研究［J］.人口學刊，2014（5）：37-47.

［51］高麗，李樹茁，吳正.社區貧困對老年人心理健康的影響及其城鄉差異——基于2014中國老年社會追蹤調查的分析［J］.人口與發展，2019（5）：38-49.

［52］杜鵬，王武林.論人口老齡化程度城鄉差異的轉變［J］.人口研究，2010（2）：3-10.

［53］朱江麗，李子聯.戶籍改革、人口流動與地區差距——基于異質性人口跨期流動模型的分析［J］.經濟學（季刊），2016（2）：797-816.

［54］伍薆霖，盧沖.戶籍制度改革會促進農村流動人口落戶城市嗎？——來自準自然實驗的證據［J］.人口與發展，2020（5）：49-61.

［55］DALE S， BROWN R， PHILLIPS B. The effects of cash and counseling on personal care services and medicaid costs in Arkansas： Arkansas experience shows that states can develop consumer-directed services at no greater cost than traditional agency care［J］. Health Affairs， 2003， 22（1）： 566-575.

An Analysis of Age， Period and Cohort on Long-term Care Preference

among Chinese Older Adults

YANG Bo， YAN Jie

（School of Public Administration， Northwest University， Xian 710127，China）

Abstract：The paper examined the

long-term care （LTC） preference of middle-aged and older adults in China by age-period-cohort（APC） model? through China Health and Retirement Longitudinal Study（CHARLS） from 2011 to 2018.

It found that the

preference of the middle-aged and elderly people for long-term care is mainly informal? care， that is， they mainly rely on their spouses

and adult children， which leads they being less likely to prefer other relatives and formal care.The age effect of long-term care preference? presents an inverted U-shape for spouses， and positive U-shape for adult children. From the cohort dimension， the elderly born in the 1930s or before preferred the long-term care provided by their adult children， while the middle-aged and young elderly born in the 1940-1960s preferred the long-term care provided by their spouses. In terms of period dimension， due to the influence of filial piety concept and social policy， the long-term care preference of middle-aged and elderly people for spouses and adult children

decreased first and then increased. The preference of long-term care for relatives did not change much， but increased slightly， and the preference for formal care was relatively stable. There is a substitution relationship between informal long-term care preference. The elderly aged 60-80 prefer their spouses to provide long-term care， while the elderly aged over 80 prefer their adult children to provide long-term care services. Men prefer their spouses to provide long-term care than women， and rural residents prefer their adult children to provide long-term care than urban residents. With the rapid growth of long-term care demand caused by Chinas aging population， it is essential to understand the long-term care preference of the elderly and encourage informal care， so as to expand new ideas for more effective improvement of the long-term care service system in China.

Keywords：long-term care preference；age， period and cohort；informal care

［責任編輯 武 玉 ］