生命历程视角下老年照料与女性健康

袁笛，陈滔

(1 重庆工商大学 公共管理学院 人口发展与政策研究中心，重庆 400067；2 西南财经大学 保险学院，四川 成都 611130)

1 提出问题

当前，我国处于人口老龄化快速发展期。截至2019年底，60周岁及以上人口25388万人，占总人口的18.1%，相比2018年增加了439万，其中65周岁及以上人口17603万人，占总人口的12.6%(国家统计局，2020)。中国人口与发展研究中心预测，2030年以后老年人口年均增长将超过1120万人，2050年我国65岁以上老年人口预计超过4亿，接近总人口比重的1/3，其中高龄老人规模达1.44亿，届时约10%的家庭至少有一个65岁以上的老年人。老龄化的迅速发展给社会、经济生活带来一系列影响，尤其是老人的生活照料问题已经引起政府和社会公众的广泛关注。

我国一直以来有家庭养老的传统，老年人的照料工作多由子女、配偶等家庭成员承担。在家庭老年照料中，照料者存在明显的女性化趋势，女性承担主要照料责任的比例远高于男性(吴帆，2017)，她们对老人照料的投入更多，获得的正式照料支持更少，照料负担更重(Yee & Schluz,2000)。以往对照料质量及健康水平恢复的研究多集中于老人，较少针对家庭照料者。然而，家庭照料者同样存在健康困境，健康恶化将直接影响照料品质(Wolf,1988;Smith et al.,2011)，是导致失能老人机构化的重要原因(Colerick & George,1986;Hébert et al.,2001)，关注家庭照料者，尤其是女性照料者的健康问题，其实就是在关注家庭养老的可持续。

不同于照料小孩“充满希望”，老年照料具有长期性和复杂性，照料者更容易出现抑郁、焦虑等负面情绪。然而老年照料是否引发了照料者更差的健康状况，目前研究结论分歧较大，且多数为静态研究(即在某一时点照料者和非照料者健康的对比)，忽略了照料者在个体生命历程中健康变化的动态性。鉴于此，本文试图利用中国健康与营养调查横跨20年的数据，构建相对客观全面的QWB健康指标，基于生命历程视角，探讨以下两个问题：不同的照料状态(是否提供老年照料、照料强度、照料持续期)对女性照料者身体健康具有怎样的影响，以及这种影响在生命历程时间维度上具有怎样的变化趋势？通过回答以上问题，以期对老年照料的动态长期影响有更加深入的认识，从而为应对老年人口的照料问题提供政策建议。

2 文献综述与理论回顾

2.1 文献综述

国外家庭照料者健康的研究开始于20世纪60年代(Grad & Sainsbury,1963)，最初关注特定病种患者的家庭照料人员。随着全球老龄化的发展，学者们逐渐转向老年照料这一特定形态，与配偶照料相比，子女对老年父母情感和经济依赖更低(Norton &Van Houtven,2006)，面临的时间约束更强。老年照料会在一定程度上限制子女的工作机会、个人生活和社会交往，从而形成压力环境(Brody,1985)，大量研究使用照料负担、精神压力、精神紧张来刻画老年照料对子女心理健康的影响(Mui,1995;Pinquart & Sörensen,2011;Lin et al.,2013)。然而对于身体健康，目前来看结论较为模糊。一些研究发现提供老年照料对子女身体健康有显著的负面影响。如Do等(2015)基于韩国老龄追踪调查数据，发现为父母公婆提供照料会显著提高女性身体疼痛的发生率和自评健康较差的概率。而Pavalko和Woodbury(2000)基于美国妇女调查数据，发现中年女性在整个照料持续期，健康指标并无显著变化。Di Novi等(2015)使用欧洲代表性数据，发现在北欧和欧洲大陆，老年照料能提升子女的健康水平。

老年照料对子女健康的影响研究结果差异较大，首先，受限于研究时选用的健康衡量指标(Vlachantoni et al.,2016;Bom et al.,2019)。从照料者健康的研究趋势来看，已经从对心理健康、自评健康的考察逐渐过渡到对客观健康状况和影响机制的探讨(Harmell et al.,2011)，相对客观、全面的健康指标，是研究较好的一个起点。其次，受限于“照料”变量的测量。如果将照料状态仅分为“是否提供照料”，显然忽视了照料者内部的异质性(O’Reilly et al.,2008)，照料者间仍然存在照料强度和照料持续期的差异。如Kenny等(2014)基于澳大利亚家庭收入和劳动追踪调查数据，采用倾向分匹配的方法，发现在老年照料者中并不是所有人均承受负面健康影响，当兼顾高强度照料和工作时，家庭照料才会损害照料者健康，Legg(2013)也发现高强度照料者的健康风险更大。关于照料持续期，Coe和Van Houtvern(2009)发现子女开始提供照料并不会对身体健康产生影响，只有持续照料才会降低已婚男性和女性的自评健康，并增加单身男性的心脏病发病率。最后，时间可能在多个维度对照料者健康的变化产生影响。有研究表明当把观察期拉长，照料者和非照料者的健康差距才会逐渐出现(Bookwala,2009)。Schmitz和Westphal(2015)使用德国社会经济调查数据发现，老年照料对女性心理健康有显著影响，这种影响随时间减弱，但对身体健康无论是短期还是中期均无影响。Liu等(2015)使用美国数据，发现随着时间推移，老年照料者身体功能受损上升，但身体疼痛反而下降。

国内自20世纪90年代开始关注家庭老年照料对子女健康的影响。研究发现对中青年而言照料老人心理压力较大(徐勤，1994)，但也有欣慰、满足、个人价值实现等积极体验(袁小波，2009a)。基于全国代表性样本，相关研究并不多见。袁小波(2009b)使用2005年高龄老人健康长寿调查和家庭动态社会调查数据，考察成年子女对父母的照料负担及影响因素，发现成年子女在照料父母时，受限于照料资源和照料能力，承受着健康状况下降的客观负担和疲惫、压力、烦恼等主观负担。刘岚和陈功(2010)利用中国健康与营养调查1997-2006年数据和Ordered Probit模型，研究城镇已婚妇女照料父母对其自评健康的影响，顾和军和刘云平(2012)利用中国老年人健康长寿影响因素调查2002和2005年数据和多元回归分析，研究农村已婚妇女照料父母对其自评健康的影响，两个研究都表明，照料父母的已婚妇女倾向于报告较差的健康水平。陈璐和范红丽(2016)基于1991到2009年中国健康与营养调查数据和面板工具变量模型，分析从事老年照料对女性健康的影响，研究发现从事照料活动增加了女性的四周患病率，且自评健康报告“一般”和“差”的概率均有上升。纵观国内研究，一方面在变量的选择上，缺少全面客观的健康指标，所得结果仅能反映照料对健康影响的一个侧面；对于“照料状态”的衡量，忽略照料强度和照料持续期，使得无法识别受到负面影响最重的群体，在实践中也就无法制定针对性的支持政策。另一方面，在研究视角上，国内研究多关注的是提供照料对健康的静态影响，忽略了家庭照料对健康影响的动态性和持续性。相比以往文献，本文的主要贡献在于：(1)构造QWB综合指标来反映健康状况，并将照料状态在“是否提供照料”、“照料强度”、“照料持续期”三个维度进行细化；(2)基于生命历程的视角，探讨随着年龄的变化个体在不同照料状态下的健康轨迹，更加全面地揭示提供家庭照料与身体健康间的关系，为照料者支持政策的精准供给提供理论依据。

2.2 理论回顾

2.2.1 角色紧张与角色提升理论

社会角色是个人和社会沟通的桥梁，它标明了个人在社会关系中的位置和身份，以及与之相关联的一整套权利和义务。在不同的社会关系中，几种角色可能集中在一个人身上，形成角色丛。Goode(1960)最早提出了“角色紧张(Role Strain)”的概念，即一个人不能同时满足多种角色期望而出现的矛盾心态。Sieber(1974)认为角色紧张包含两个方面：角色超载(Role Overload)和角色冲突(Role Conflict)，其中角色超载主要源于个体时间和精力的有限，随着与角色相关的责任增加，在时间约束下，个体无法全力扮演所有角色；而角色冲突主要表现为对同一个体，不同角色的期待发生了背离，个体在其中只能做出取舍。在社会和文化习俗下，除老年照料者外，中年女性往往集妻子、母亲、员工等多种角色于一身(Scharlach,1987)，当照料角色与其他社会角色产生竞争或发生冲突时，“角色紧张”就产生了。众多研究已经证实，角色紧张对个体身体和心理健康有害(Gove & Hughes,1979;Van Meter & Agronow,1982;Umberson & Williams,1993)，每周照料时间的增加，对个体时间、精力的挤压愈发明显，这种角色紧张感可能更强烈，对健康的危害可能越大；且照料年份越久，个体处于角色紧张的时期越长，对健康的负面影响可能越大。

假设1a：与非照料者相比，照料者身体健康更差。

假设1b：随着照料强度的增加，高强度照料者身体健康最差，低强度照料者次之。

假设1c：随着照料持续期的增加，持续照料者身体健康最差，间断照料者次之。

角色提升理论(Role Enhancement)认为，个体承担多种角色能促进自身社会融合，增强社会威望，丰富社会资源，获得精神满足(Moen et al.,1995)。Sieber(1974)也认同多重角色产生的积极影响，如增加角色权利，提升整体安全感和角色资源，丰富个性和实现自我认同。“角色溢出效应”的存在，使得一些角色带来的压力与其他角色带来的成就感相互抵消(Parris & Franks,1995)。由此，有研究发现承担多重角色能提升心理健康水平，增强主观幸福感(Fremont,1991;Fujimoto,1994)。对于成年女性而言，一方面老年照料本身能带来积极体验，如与老年父母亲密关系的提升，照料者自我价值的实现等；另一方面，当女性同时承担工作、儿童照料和老年照料等任务时，工作或儿童照料上的满足感可部分抵消照料衰弱父母带来的消极情绪。老年照料对女性可能会产生积极的健康效应，随着每周照料时间和照料年份的增加，这种正向效应得以强化。Rosso等(2014)关于照料强度对照料者身体机能影响的研究，Townsend等(1989)关于照料持续期对子女抑郁水平影响的研究均支持这一观点。

假设2a：与非照料者相比，照料者的健康状况更好。

假设2b：随着照料强度的增加，高强度照料者身体健康最好，低强度照料者次之。

假设2c：随着照料持续期的增加，持续照料者身体健康最好，间断照料者次之。

2.2.2 生命历程的影响

自20世纪60年代以来，生命历程理论(Life Course Theory)在社会科学领域受到广泛关注。该理论旨在探索社会事件、历史进程对个体生命历程的影响。个体的生命历程嵌入了他们所经历的事件和历史时间之中，同时也被这些事件和时间塑造(埃尔德，2002)。在生命历程理论中，常用年龄等时间概念，用以探索个体生命的轨迹、转变和累积状况(江立华，袁校卫，2014)。在生命历程视角下，关于健康影响因素的研究，一个重要进展是重视健康影响因素的长期考察，如刻画随着年龄的增长社会经济因素对健康的影响轨迹(石智雷，吴志明，2018)。

关于家庭照料者健康轨迹的发展，其一，在整个生命历程中，角色紧张或角色提升与角色适应存在一个动态平衡。个体由于时间精力有限、或角色变换、或角色扮演能力差异，在承担多个角色时容易发生角色紧张，然而一旦产生紧张，会激发个体对角色丛、角色期望、角色行为等进行协调，最终实现角色适应。同样个体由于承担多重角色，激发出的社会威望、社会认同和自我认同，随着角色适应的发生，角色扮演日常化、流程化，心理满足边际递减。放眼整个生命历程，起初由照料导致的健康差距，随着时间的流逝，角色适应缓慢发生，差距逐渐得以缓解。在中老年阶段，生物性衰老更能预测个人健康(House et al.,1994)，角色紧张对照料者健康的负面影响(或角色提升对照料者健康的正面影响)逐渐减弱，提供照料对健康的影响表现为“年龄中和效应”。

假设3a：在生命历程中，提供照料对健康不具有持续影响力，随着年龄增长，照料者和非照料者健康差距逐渐缩小。

假设3b：在生命历程中，照料强度对健康不具有持续影响力，随着年龄增长，非照料者、低强度照料者、高强度照料者健康差距逐渐缩小。

假设3c：在生命历程中，照料持续期对健康不具有持续影响力，随着年龄增长，非照料者、间断照料者、持续照料者健康差距逐渐缩小。

其二，在整个生命历程中，不利或有利生命事件对个体的影响可能存在累积效应，使其处境越来越差或越好。Merton(1968)提出累积劣势和累积优势的概念，随后在社会学、心理学、经济学等领域广泛采用，以解释不平等的产生机制(DiPrete et al.,2006)。健康作为一种重要的生命历程资本，随着时间的推进，受到初始累积因素(如性别、基因)和时间上的累积因素(如教育、工作、照料)共同作用，以不同的速率维持或衰减，最终形成个体的异质性分化。对于家庭照料者而言，一方面开始承担照料时面临的照料压力、负担，可能通过焦虑、沮丧等情绪内化为身体健康的恶化，比如更高的患病率、更差的免疫功能(Kiecolt-Glaser et al.,1987;Scharlach et al.,1994)，更多的不健康行为，如睡眠减少、饮食不规律、久坐等(Vitaliano et al.,2003)。随着时间推移，这种不利影响不断累积，表现为老年照料对健康的负面影响逐渐增强，据此推导出累积劣势相关的研究假设。

假设4a：在生命历程中，提供照料对健康具有持续影响力，随着年龄增长，照料者和非照料者健康差距逐渐扩大，照料者健康下降较快。

假设4b：在生命历程中，照料强度对健康具有持续影响力，随着年龄增长，非照料者、低强度照料者、高强度照料者健康差距逐渐扩大，高强度照料者健康下降最快，低强度照料者次之。

假设4c：在生命历程中，照料持续期对健康具有持续影响力，随着年龄增长，非照料者、间断照料者、持续照料者健康差距逐渐扩大，持续照料者健康下降最快，间断照料者次之。

另一方面，家庭照料者在承担照料角色时，成就感、自信力以及良性情感互动占据主导地位，这种积极情绪内化为身体健康的维持和提升。随着时间推移，这种有利影响不断积累，表现为老年照料对健康的正面影响逐渐增强，据此推导出累积优势相关的研究假设。

假设5a：在生命历程中，提供照料对健康具有持续影响力，随着年龄增长，照料者和非照料者健康差距逐渐扩大，非照料者健康下降较快。

假设5b：在生命历程中，照料强度对健康具有持续影响力，随着年龄增长，非照料者、低强度照料者、高强度照料者健康差距逐渐扩大，非照料者健康下降最快，低强度照料者次之。

假设5c：在生命历程中，照料持续期对健康具有持续影响力，随着年龄增长，非照料者、间断照料者、持续照料者健康差距逐渐扩大，非照料者健康下降最快，间断照料者次之。

3 研究设计

3.1 数据来源

本文数据来自“中国健康与营养调查(CHNS)”，由美国北卡罗来纳大学与中国疾病预防控制中心联合进行。该调查采用多阶段整群抽样的方法，覆盖中国12个省份(辽宁、黑龙江、江苏、山东、河南、湖北、湖南、广西、贵州、北京、上海和重庆)，包含家庭人口特征、经济状况、健康营养等丰富信息。从1989年开始，该调查迄今为止进行了10次(1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年、2009年、2011年和2015年)。本文涉及的家庭老年照料变量来自“52岁以下已婚妇女调查”板块，这部分调查始于1991年，主要针对18至52岁女性。本文采用1991—2011年数据(1)2015年数据文件中慢性病变量缺失，对QWB变量的构造影响较大，本文使用样本不包含2015年数据。，删除关键变量缺失值，样本最终包含4800名受访者8985个观测值。

3.2 变量说明

3.2.1 因变量

本文使用生活质量指标(Quality of Well-being Scale,QWB)来衡量健康状况，该指标是客观健康状况和主观评价的综合反映，它能较好地代表总体健康状态(General Health)。与单一的生理学指标相比，QWB更适合作为代理变量，在公共政策的视角下研究健康问题；与死亡率和出生率相比，QWB能更好地运用于微观个人层面的研究(Kaplan & Anderson,1988)。QWB指标的构造对数据要求较高，能刻画包括生、死不同时点的健康状态，是各项客观健康指标的赋权加总，相比于自评健康指标，更加客观、全面，在文献中应用广泛(赵忠，侯振刚，2005)。QWB的构造分为三步，第一步将日常活动能力按照不同的功能分为三类，分别是移动(MOB)、生理活动(PAC)和社会活动(SAC)，这三类指标代表客观健康状况；第二步，确定症状和健康问题分类(CPX)，这部分以个体主观陈述为主；第三步，不同的日常活动能力和健康问题具有不同的权重(见表1)，依照公式QWB=1+MOB+PAC+SAC+CPX来计算QWB，其中1表示最健康，0表示死亡，数值越大，健康状况越好。依照表1的评分指标，在CHNS问卷中寻找代表性问题(2)代表性问题参照赵忠和侯振刚(2005)、丁继红和董旭达(2017)的研究。，计算得出本文的QWB数值。

表1 QWB指标构造方法

3.2.2 自变量

本文将“照料”变量分三个维度进行细化，分别是“是否提供照料”、“照料强度”和“照料持续期”，考察照料的有无、每周照料小时数以及照料的持续年份对健康的影响。其中“是否提供照料”是二值变量，根据问卷对52以下已婚妇女与父母公婆关系的提问，“上周，你照顾过他/她饮食起居，陪他/她出去买过东西吗？”回答“是”变量取1，反之取0，该变量是时变变量。“照料强度”是类别变量，根据问卷“上周，你为照顾他/她花多少时间？”加总照料父母、公婆的小时数，大于168小时/周的取168小时，得到每周照料小时数。在家庭照料与劳动参与相关文献中，每周照料10小时、15小时、20小时都曾被证实是照料者离开劳动市场的门槛值(Ettner,1995;Carmichael & Charles,2003;Lily et al.,2010;Francesca et al.,2011)。为了合理确定本文“高强度照料”与“低强度照料”的分界点，绘制不同年龄段照料强度和QWB的关系图(图1)，我们发现当每周照料时间大于25小时后，35-44岁及50岁以上年龄组的健康均出现大幅下降，45-49岁年龄组在每周照料小时大于20小时后开始下降，当达到25小时后，QWB值超过历史最低值，每周照料25小时处存在明显的健康门槛，本文将每周大于等于25小时的照料者视为“高强度照料”(3)本文还将5小时、10小时、15小时、20小时、30小时作为“高强度”照料门槛值进行回归分析，25小时和30小时均具有较强的门槛效应，其他分类方式高强度和低强度照料估计参数大小基本一致。无论是5小时、10小时、15小时还是20小时，当加入“照料强度”与“年龄”的交互项时，得到的不同强度照料者的健康轨迹无差异，结果未在正文报告，可向作者索取。，每周照料时间大于0小于25小时的视为“低强度照料”，参照组为“不照料”，该类别变量是时变变量。“照料持续期”是类别变量，且是非时变变量，根据受访者在各期回答“是否提供照料”的情况，在调查年份连续两期回答“照料”的视为“持续照料”者(Capistrant et al.,2014)，在调查期间全部回答不照料的视为“从未照料”，其他的为“间断照料”。

图1 分年龄组照料强度和QWB的关系 资料来源：CHNS 1991-2011年数据

3.2.3 年龄和其他控制变量

在生命历程理论分析中，年龄是重要的切入点。本文对年龄做了中心化处理，向样本均值(38.48岁)集中，便于对截距估计参数进行解释，同时包含了年龄的二次项，刻画健康的非线性变化。其他控制变量方面，本文控制了地区，如城乡以及东中西部省份；社会经济地位变量，受教育年限是连续变量，家庭人均收入是类别变量，家庭人均收入按照CPI调整到2011年，对收入从小到大排序，前20%划为“家庭人均收入低”、中间20%到80%划为“家庭收入中”，后20%“家庭人均收入高”作为参照组，工作变量是二值变量，目前有工作取1，无工作取0；家庭状况变量方面，主要是婚姻状况，其中在处理时将“在婚”和“分居”均视作有配偶为1，“未婚”“离婚”“丧偶”均视作无配偶为0；健康行为变量方面，包含是否饮酒；以及医疗保险变量，拥有社会及商业保险取1，没有任何医疗保险取0。

3.3 估计方法

为了刻画随着时间推移，照料者的健康变化过程，本文使用增长曲线模型(Growth Curve Model)。该模型适用于追踪数据，可以捕捉在较长一段时间内，由于提供照料行为的变化导致的个体内和个体间的健康差异。该模型允许数据为非平衡面板，能最大程度的利用样本信息。增长曲线模型包含两层，第一层是不同年份的个体数据，第二层是不同个体，第一层不同年份的数据嵌套于第二层个体之中，允许不同个体的健康具有不同的起始点，及不同的变化率，即个体拥有随机截距和随机斜率。当照料变量为时变变量时(“是否提供照料”和“照料强度”)，增长曲线模型公式设定如下：

第一层模型(level 1)：

(1)

第二层模型(level 2)：

π0i=β00+v0i

(2)

π1i=β10+v1i

(3)

π2i=β20

(4)

在第一层模型中QWBti表示个体i在t年的健康状况，Ageti为个体i在t年的年龄(依照均值对中)，Cti为个体i在t年的提供照料情况，π0i为个体i在平均年龄时的健康得分，π1i和π2i是不同个体健康随年龄的变化率。加入照料和年龄的交互项，即照料状态的不同，可能影响健康随年龄的变化率，εti为个体i在t年的残差。在第二层模型中，β00为所有个体在平均年龄时的健康均值，β10、β20为所有个体健康平均变化率，v0i和v1i为残差项，是第二层的随机效应，代表个体i与平均数的离差。此外，控制变量中，地区变量(如城乡和东中西部省份)是非时变变量，应加入第二层模型中的方程(2)，其他控制变量均为时变变量，可直接加入第一层模型(方程1)。

当照料变量为非时变变量时(“照料持续期”)，增长曲线模型公式设定如下：

第一层模型(level 1)：

(5)

第二层模型(level 2)：

π0i=β00+β01Ci+v0i

(6)

π1i=β10+β11Ci+v1i

(7)

π2i=β20+β21Ci

(8)

其中Ci为照料状态变量，其他变量及参数解释同方程(1)到(4)。

4 实证分析

4.1 描述性分析

表2给出了样本描述统计，根据样本“是否提供照料”分为照料与非照料样本，样本总量的21.49%提供照料，共计1931个观测值。QWB的均值为0.914，样本整体健康状况较好(1表示最健康)，且照料者健康均值显著低于非照料者。样本的平均年龄为38岁，照料者年龄较大，约35%的样本居住在城市，照料者居住在城市、东部省份的比例更高。社会经济地位方面，照料者和非照料者间无显著差异。婚姻状况方面，97%以上有配偶。健康行为方面，10.9%的样本在上一年度饮过酒，且照料者中饮酒的人数占比略高，有医疗保险的个体占样本总量的61%。

表2 样本描述统计

表3给出了“照料强度”和“照料持续期”变量的分类统计。样本的平均每周照料时间为3小时。其中78.51%的样本每周照料时间为0小时，18.2%的样本从事低强度照料，平均照料时间为每周7小时，3.29%的样本从事高强度照料，平均照料时间达每周61小时。“照料持续期”变量为非时变变量，对于仅有一期观测值的样本，无法确定其属于持续照料者、间断照料者还是非照料者，因此将其删去。最终获得有效样本2315人，提供了6500个观测值(4)全样本为4800人，观测值为8985个。，其中59.78%的受访者在调查期未提供过家庭照料，30.42%的受访者在调查期间间断提供过照料，9.80%的受访者在调查期间提供过连续两期及以上的照料。

表3 照料强度和照料持续期分类统计

4.2 回归分析

为了检验提供老年照料对健康的影响及随着年龄的增长照料者健康轨迹的变化，本文采取两步分析策略。第一步，估计条件增长曲线模型(Conditional Growth Curve Model)，模型中加入照料变量和年龄变量，并逐渐加入地区、社会经济地位、家庭状况、健康行为等控制变量，分析照料行为对健康的影响；第二步，加入照料和年龄的交互项，进一步探讨照料状态不同导致的健康随年龄变化率的差异，得出不同照料状态下的健康轨迹。

表4给出了“是否提供照料”对照料者健康影响的估计结果。在估计模型1至6前，需要估计一个不含任何解释变量的零模型(未报告)，模型的随机效应部分表明，身体健康水平在个体间存在显著差异，健康变化的37.51%可以由个体间的差异解释，有必要使用增长曲线模型。模型1是仅包含年龄变量和照料变量的条件增长曲线模型，年龄和年龄的平方项对健康均有显著负向影响，随着年龄的增加，健康加速递减，与非照料者相比，照料者的QWB指标显著低0.012分。模型2到模型5逐渐加入控制变量，模型5是包含全部控制变量的完整模型，可以发现照料对健康的影响依然十分显著，系数绝对值略有减小，模型的BIC降低，拟合程度增加，即居住地区、社会经济地位、家庭状况、健康行为的弱势并不能解释照料者的健康劣势，保持其他因素相当，照料者的健康比非照料者差0.01分，这一结果证实了假设1a(不支持假设2a)。在控制变量方面，居住在城市的个体QWB指标较差，与东部地区省份相比，中西部地区居民的健康指数较高，这可能由于QWB指标的计算包含自报慢性病，东部地区和城市居民健康查体更普遍，对自身疾病信息的掌握较为全面。社会经济地位方面，受教育年限的增加对健康有正面影响，与高收入相比，中低收入的健康相对较差，从事有酬劳动与健康正相关，饮酒对健康有负面影响，最后，医疗保险对健康的影响为负，这可能与参保行为存在一定的逆向选择密切相关。模型6加入了“是否提供照料”同年龄一次、二次的交互项，照料与年龄平方的交互项负向显著(-0.008，p<0.1)，根据模型6估计结果作图，得出照料者与非照料者的健康轨迹(图2)。可以发现在整个年龄段，照料者的健康均比非照料者差，“是否提供照料”不仅影响健康的初始水平，而且影响健康随时间的变化率。对于照料者而言，初始健康较差，但是随着年龄的增加，对照料角色的适应度增强，健康状况出现小幅上升，在35岁左右与非照料者健康差距最小，这一部分较符合“年龄中和效应”假设，但是随着年龄的进一步增加，照料者的健康加速下降，与非照料者健康分化严重，存在“累积劣势”的趋势。照料者的健康轨迹并不完全支持“年龄中和效应”(假设3a)和“累积劣势效应”(假设4a)，在生命历程中表现为二者的结合。对此相应的解释是，个体在35岁之前健康资本较为充足，经历生命负向事件(如承担照料者角色)，个体能够不断提升应对能力，维持健康，但随着年龄增加，个体的健康资本原本就处于加速折旧时期，在面临生命事件冲击时，应对乏力，加快了健康的衰减进程。

表4 是否提供照料对照料者健康的影响

图2 照料者与非照料者的健康轨迹图 图3 不同强度照料者健康轨迹 资料来源：作者自制 资料来源：作者自制

表5给出了不同“照料强度”和“照料持续期”对健康影响的估计结果。模型1至4是包含了全部控制变量的完整模型。在模型1中与“不照料”的个体相比，低强度照料者QWB值低0.009，高强度照料者QWB值低0.016，高强度照料对健康的负面影响更大，约为低强度照料的一倍，这一结果验证了假设1b(不支持假设2b)。模型2在模型1的基础上加入了照料强度和年龄一次、二次的交互项，“高强度照料”与年龄平方的交互项负向显著(-0.025，p<0.05)。根据模型2估计结果，得到高强度照料者、低强度照料者与非照料者的健康轨迹(图3)。“高强度照料”对初始健康水平及健康随年龄的变化率均有影响。在三个群体中，高强度照料者初始健康最差，低强度照料者次之，不提供照料的个体健康最好。随着年龄的增加，在30到40岁之间，高强度照料者的健康水平与另外两个群体趋同，甚至超越了低强度照料者，但40岁之后健康差距再次扩大，且该效应十分显著。不同强度照料者健康轨迹依旧是“年龄中和效应”(假设3b)和“累积劣势效应”(假设4b)的结合，与图2相比，图3中高强度照料对健康轨迹的影响进一步强化，初始健康更差、适应力更强、后期健康衰减更快。

表5模型3是“照料持续期”对健康影响的回归结果。与从未照料者相比，间断照料虽然会降低健康水平，但该效应并不显著，提供持续照料会显著影响身体健康，降低QWB指标0.011分，结果支持假设1c(不支持假设2c)，该结论与Kohl等(2019)的研究一致。Oshio(2015)发现照料持续期每增加一年，女性照料者的精神压力指数提高0.22，这可能是持续照料者身体健康更差的原因。此外，模型4加入了持续照料、间断照料与年龄一次项和二次项的交互项，交互项不显著。由此，照料持续期仅影响健康的初始水平，并不影响健康随年龄的变化率(假设3c和4c没有得到证实)。不显著的原因，一方面样本的大量减少，对结果的显著性可能产生影响，在构造“照料持续期”变量时，为了确定个体属于“间断照料者”还是“持续照料者”，我们删除了仅有一期观测值的数据；另一方面照料持续期对健康的动态影响可能存在滞后效应，那么在年龄更大的群体中，年龄中和效应或累积劣势效应才会显现，而CHNS将已婚妇女调查的最大年龄限制在52岁，这种影响在本文结果中无法体现。

表5 照料强度和照料持续期对照料者健康的影响

4.3 稳健性检验

为了进一步证实结论的可靠性，对使用样本进行了限定。删去报告父母、公婆仅一位在世，以及父母中一位在世且公婆中一位在世的样本，这部分样本父母公婆年龄更大，且不存在“老老照料”的情形，后代照料负担更重，对健康的负面影响更大。删除这部分样本后，再次考察不同照料状态对女性健康的影响，以及随着年龄的增加健康轨迹是否有所变化。回归结果如表6，可以看出主要结果与表4、表5一致，可见本文模型设置与结论具有稳健性。

表6 删除部分样本后的估计结果

5 结论与政策建议

本文基于中国健康与营养调查1991到2011年共20年的数据，使用增长曲线模型探讨女性提供家庭老年照料对其健康的动态影响。与以往研究相比，本文最大的贡献在于从生命历程视角追踪不同照料状态下个人和群体健康的演变，从“是否提供照料”、“照料强度”、“照料持续期”三个维度对照料状态进行细化，充分考虑女性照料者群体间的异质性。通过实证分析我们发现：

第一，与非照料者相比，女性照料者在各个年龄阶段都处于健康劣势，保持其他因素不变，照料者的健康指数比非照料者低0.01分。不同照料强度下，高强度照料者健康最差，与“不照料”的个体相比，低强度照料者健康指数低0.009分，高强度照料者健康指数低0.016分。不同照料时期下，持续照料者健康最差，与从未照料者相比，持续照料者的QWB指标低0.011分，以上结论支持了角色紧张理论。

第二，在生命历程中，女性的照料状态不仅影响健康的初始水平，而且影响健康随时间的变化率。照料者的初始健康低于非照料者，随着年龄的增加，二者健康差距逐渐缩小，但在35岁左右，照料者健康加速下降，健康差距再次开始扩大。照料者的健康轨迹并不完全支持“年龄中和假设”和“累积劣势假设”，在生命历程中表现为两种效应的结合。不同强度照料者的健康轨迹也符合以上结论，高强度照料者初始健康更差，中期适应力更强，后期健康衰减更快。对于年轻女性而言，承担照料责任带来的角色紧张难以避免，但个体能不断调整自己以适应角色期望，部分抵消照料对健康的负面效应。随着年龄增加，女性健康资本加速折旧，当面临多重角色带来的时间、精力和经济资源挤压时，照料责任起到催化剂的作用加速了健康衰减，而且表现为压力负担越重，后期健康下降越快，如高强度照料者。

一直以来，家庭照料作为正式照料的优质、低价替代，在中国老年长期照护体系中发挥着重要作用。然而提供家庭照料对女性健康有显著的负面影响，尤其对于高强度、持续照料者，这种影响不仅是现实性的，也是长期性的。虽然照料者在生命历程早期能够适应照料角色，维持健康状态，但随着年龄的增加，提供照料对健康的负面影响不断加深，造成不同照料状态的女性在健康上的巨大差距。健康资本一旦失去，难以弥补，如果照料者通过使用大量医疗服务来解决健康问题，势必产生额外的个人及社会成本。

由此，我国长期照护体系的构建首先需要引入家庭视角，不仅关注老人的照料需求，还应重视家庭照料者的照料负担与福利损失，聚焦政策的整体性。其次在生命历程视角下，对于女性提供老年照料引致的健康风险，应从源头进行防范，以预防和早期干预为目标为家庭照料者提供全面支持。具体来看照料者支持政策应包含三个方面。其一，在时间权利方面，充分考虑女性工作-家庭紧张关系，为有老年照料需求的女性提供弹性工作时间。同时进一步落实“独生子女护理假”政策，扩大覆盖对象，细化配套措施，如对企业的激励措施、奖惩办法等，缓解老年照料角色带来的时间冲突和精神压力。其二，在现金支持方面，借鉴部分城市社会长期照护保险试点经验，为家庭照料者提供现金给付，或设置服务、现金搭配选项，缓解老年照料带来的经济负担，增强社会对家庭照料价值的认可，提升照料者满足感。其三，在服务支持方面，一方面，提高正式照料服务的可及性，以需求为导向，把增强家庭功能和提供家庭服务作为目前社区建设的重要内容，提升社区养老中心、日间照料中心、护理站等正式照料机构的服务能力，在照料初期，为家庭照料者提供更多选择。另一方面对家庭照料者尤其是高强度及持续照料者，以政府购买或部分补贴的方式提供灵活可选的服务支持，如信息咨询、技能培训、精神慰藉、喘息服务等，保障照料者在照料全流程均能得到适宜的支持服务，调和照料对健康产生的累积劣势效应，促进女性照料者的健康提升和福利改善。