长期护理保险对中老年人生活满意度的影响——基于CHARLS数据的实证分析①

李礼 路苗苗

（中南财经政法大学公共管理学院，武汉 湖北 40073）

1 引言

据第七次人口普查数据显示，截至2020年底，我国45岁以上人口规模已达6亿，约占总人口的43%；其中60岁以上人口规模已超过2亿，约占总人口的18.8%；随着老龄化程度的加深，中年人口的规模也相对庞大。中老年群体面对的主要问题是养老，受传统孝道文化的影响，我国目前依旧以家庭养老为主要养老模式。但于我国劳动人口而言，沉重的养老负担会造成其角色冲突，迫使其对工作与家庭照料做出选择，从而可能不仅对其工作造成影响，同时也会影响需照料老年人的生活满意度。在我国的经济发展中，提高居民幸福感一直被放在发展的首位，其既是经济发展的动力，也是经济发展的目标，庞大的中老年群体生活满意度的提升处于不容忽视的地位。

我国逐步试点的长期护理保险政策是在现有的养老和医疗保险的基础上为老年生活再加一重保障，其主要解决人口老龄化带来的失能老人的照护问题，长期护理保险所提供的正式护理有助于减轻沉重的护理负担。青岛市于2012年开始试点长期护理保险政策，此后我国在2016年和2020年又增加两批试点城市，目前有49个城市在试行长期护理保险政策。当前我国长期护理保险覆盖的主要是城镇职工，少数城市覆盖到城乡居民，截至2020年，我国参加长期护理保险的人数已超1亿，享受长期护理保险的人数达83.5万人。

长期护理保险是社会保险中的“第六险”，其具有社会保险的保障效应，是我国正式社会支持中的一部分，已有研究发现社会支持对中老年人的生活满意度是有改善效应的[1]，也即是参加长期护理保险对中老年人的生活满意度可能有改善效应；同时长期护理保险对于家庭照料具有一定的替代作用，会减少代际经济供养[2-3]，但家庭照料和代际经济供养对中老年人的生活满意度均有显著的改善效应[4-5]，即长期护理保险对中老年人的生活满意度可能存在抑制效应。综合而言，参加长期护理保险对中老年人生活满意度的影响效应取决于上述两种效应的强弱。基于此，本研究选用CHARLS数据库，研究长期护理保险对中老年人生活满意度的影响及该影响在不同层面是否存在异质性，并探究长期护理保险对中老年人生活满意度的具体影响机制。本研究主要的创新之处可以概括为以下两个方面：一是通过研究长期护理保险对中老年生活满意度的影响，评估长期护理保险政策的有效性，同时以此为切入点可以改善我国中老年人的生活满意度；二是结合长期护理保险的制度背景，本研究将我国于2018年之前实施长期护理保险政策的16个城市作为实验组，并将研究聚焦于我国规模相对较为庞大的中老年群体。

2 研究基础与研究假设

2.1 研究基础

2.1.1 理论基础

社会支持对生活满意度的影响可以运用社会压力论和社会融合论进行解释，首先社会压力论表明，社会支持会增强人们的信心与对生活的掌控感，从而直接影响生活满意度；同时社会支持会增强人们的安全感，阻隔压力，进而改善生活满意度；其次，社会融合论认为，社会支持会为人们提供舒适感与安全感，同时也会增强其身份认同感与价值感，从而改善生活满意度[6]。依据社会支持主体的不同，社会支持可以分为正式社会支持和非正式社会支持，其中正式社会支持的主体是政府、企业等正式组织，由其提供的诸如社会保障制度等支持；非正式社会支持的主体是家人、朋友等，由其提供的情感、行为等支持[7]。社会保险体系中的长期护理保险属于正式社会支持，本文主要研究的是长期护理保险对中老年人生活满意度的影响。

同时预防性储蓄理论表明，人们会因为未来的不确定性增加预防性储蓄，减少当期消费。已有研究表明，当期消费的降低对生活满意度有负向影响[8]。社会保险体系具有保障效应，也即其会降低参保人未来面临的不确定性，从而会减少预防性储蓄[9]，改善其生活满意度。长期护理保险作为社会保险体系的组成部分，具有社会保险的保障效应。

2.1.2 社会保障制度与中老年人生活满意度

生活满意度是个体基于自身设定的标准对其生活质量所做出的主观评价[10]。作为正式社会支持体系的重要组成部分，我国社会保障制度的核心是社会保险体系，社会保险也是学界在研究中老年人生活满意度时考虑较多的一个保障性因素。首先有关医疗保险的研究表明，是否参加医疗保险对我国中老年人的生活满意度并无显著的影响，而参加医疗保险的类型会显著提升中老年人的生活满意度，提升程度排序为：政府医疗保险＞城镇职工医疗保险＞新型农村合作医疗保险＞城镇居民医疗保险[11]；其次养老保险的相关研究表明，参加城镇职工基本养老保险对老年人的生活满意度有显著的积极影响[12]，新型农村养老保险不仅可以显著改善中老年人的生活满意度，同时也可以改善其对未来的信心[13]，并降低其心理抑郁指数，对老年人主观福利水平的影响也是十分显著的[14]；更为深入的研究发现，新农保会通过改善中老年人的健康状况来改善其生活满意度[13]，同时新农保和新农合政策还会通过增加代际经济支持改善老年人的健康状况和生活满意度[12]。

2.1.3 长期护理保险制度与中老年人生活满意度

我国最早于2012年开始试点长期护理保险，长期护理保险作为养老保险与医疗保险的补充，现已发展成为我国社会保险体系的重要组成部分。已有研究表明，长期护理保险提供的正式护理对家庭的非正式护理有显著替代效应，但长期护理保险在降低子女对父母的代际转移支付的概率的同时，维持了子女与父母间的情感交流[3]。参加长期护理保险会改善老年人的自评健康状况，并降低抑郁症的发生概率，同时显著降低了未满足护理需求的可能性，对照护人员有显著的溢出效应[15]，这种溢出效应在我国农村女性身上表现为就业概率的提高，潜在劳动时间的增加，以及劳动力市场上就业歧视的减弱[16]。通过文献梳理发现，已有研究中关于长期护理保险对中老年人生活满意度直接影响的研究相对较少。

2.2 研究假设

我国长期护理保险的参保人员主要是参加城镇职工医疗保险的人员，长期护理保险主要为被保险人提供护理保障和经济补偿。也即长期护理保险能够提高参保中老年人的预期生活照料的可获得性。基于社会支持理论，长期护理保险不仅增强了参保人员的身份认同感，同时也增强了参保人员的安全感与面对未来的信心。

长期护理保险具有保障失能风险的作用，这也即是长期护理保险的保障效应。基于预防性储蓄理论，长期护理保险会减弱参保人的预防性储蓄动机，也即参加长期护理保险会减少参保人的预防性储蓄[17]，从而会增加当期消费，进而会改善中老年人的生活满意度。基于此，本研究提出如下假设：

假设1：长期护理保险会改善中老年人的生活满意度。

同时已有研究表明，参加长期护理保险会减少医疗费用支出[18]，使得中老年人的经济状况得以改善。在中国传统“家”文化的影响下，中老年人出于抚养子女的惯性，在经济状况得到改善时可能会增加对子女的代际经济资助[19]。简言之，参加长期护理保险会增加代际经济资助。同时已有研究表明，代际经济资助象征着良好的代际关系，对中老年人的生活满意度有显著的正向影响[5]。基于此，本研究提出如下假设：

假设2：长期护理保险会通过增加代际经济资助改善中老年人的生活满意度。

3 研究设计

3.1 数据来源

本研究选用中国健康与养老追踪调查（CHARLS）数据库，该数据库涵盖了我国150个区县，其调研对象是45岁及以上的中老年人。选用该数据库有两方面的原因，一是本研究主要关注的是中老年人，这与CHARLS数据的调查对象是一致的，因此可以保证获得充足的样本；二是本研究的关键自变量是长期护理保险，CHARLS数据库涵盖了我国2018年之前试点长期护理保险政策的16个城市，具体见表1。基于此，本研究选用2011、2013、2015和2018年四期的数据，将样本的年龄范围限制在45岁及以上，并删除含有空缺值的样本，最终获得61536个样本。

表1 我国2018年前试点长期护理保险的城市

3.2 变量处理

因变量：“生活满意度”，该变量是依据 “总体来看，您对自己的生活是否感到满意?”设定的，取值1-5，依次表示“一点也不满意”—“极其满意”。

自变量：“长期护理保险”，其是二值选择变量，表示中老年人是否参加长期护理保险。《关于扩大长期护理保险制度试点的指导意见》中公布了2020年之前原有试点长期护理保险的35个城市，并结合各城市具体试行长期护理保险政策的时间，本研究将在2018年之前试点的16个城市作为实验组，其余城市作为对照组；并将实验组中符合参保条件的样本对应的“长期护理保险”变量赋值为1，其余赋值为0。

控制变量：个体特征、代际支持、社会支持和健康因素四个层面的变量，每个控制变量的具体含义与其描述性统计如表2所示。本研究共获得61536个样本，其中实验组有8252个样本，约占总样本的13.41%。首先就因变量而言，实验组中老年人的生活满意度略高于对照组，但仍未达到非常满意的水平；就自变量而言，由于目前我国长期护理保险主要参保对象是城镇职工，实验组的参保率约为8%；其次就个体特征变量而言，两组中老年人的年龄与学历情况近似，女性中老年人略多余男性；已婚且与配偶同居的比例均在80%以上；就代际支持变量而言，实验组内约有59%的中老年人至少有两个孩子，而控制组内的中老年人多子的比例为68%；相较于控制组的中老年人，实验组中老年人获得来自不同住子女的代际经济供养的平均值是较低的，但是其给子女的经济资助却相对较多；就社会支持变量，两组中老年人对于养老和医疗保险的参保率近似；最后在健康层面上，实验组中老年人至少有一项残疾和慢性病的比例也是低于控制组的。

表2 变量说明

3.3 模型设定

3.3.1 基准回归模型设定

我国长期护理保险政策是逐步试点的，16个试点城市开始试行长期护理保险政策的时间不同，因此本研究参考Beck et al．[20]的方法，选用多时点双重差分模型研究长期护理保险对中老年人生活满意度的影响；其次本研究的因变量——“生活满意度”是顺序离散型变量，参考连玉君[21]的做法设定ordered probit模型进行回归分析，具体模型设定如下：

模型一：

下脚标中的i表示第i个个体，c表示c地区，t表示t年； lifesatisfaction表示本研究的因变量“生活满意度”，policy表示关键自变量“长期护理保险”，其系数α1的符号及显著性反映的是长期护理保险影响中老年人生活满意度的方向及该影响在统计上的显著性；X表示的是本研究中的控制变量，R表示地区变量，Y表示年份变量，μ是模型中的残差项；F（·）是非线性函数，具体表现形式如下：

其中ε1、ε2、ε3、ε4被称为切点，为待估参数；lifesatisfactionict*是lifesatisfactionict背后存在不可观测的连续变量，被称为潜变量，满足：

3.3.2 边际效应模型设定

上述模型设定中，α1仅能反映长期护理保险影响中老年人生活满意度的方向及其显著性，具体影响的大小需要通过计算边际效应来衡量，因此本研究设定如下模型计算边际效应：

模型二：

4 实证分析

4.1 基准回归分析

表3是长期护理保险对中老年人生活满意度的基准回归结果，表PANEL B是对应的边际效应；第（1）-（5）列依次加入四个层面的控制变量，从各列中“长期护理保险”的系数及其显著性说明参加长期护理保险可以显著提升中老年人的生活满意度，长期护理保险的边际效应随控制变量的增多变化十分细微，从而验证了本研究的假设1，即参加长期护理保险可以显著改善中老年人的生活满意度。

表3 基准回归分析

控制变量对中老年人生活满意度间的影响与已有研究结论一致[5][22]；首先就个体特征而言，年龄与中老年人的生活满意度间是存在“U型”关系的，可能的解释是对中老年人而言，随着年龄的增长其生活压力是由大到小的，相应的生活满意度是先降低后上升的；男性中老年人的生活满意度是显著高于女性中老年人的，相较于男性，女性中老年人会承担较多的家庭照料负担，从而使得其生活满意度较低；学历水平高的中老年人生活满意度是高于低学历中老年人的，但二者之间的差异在控制中老年人健康因素后不再显著；从婚姻状态的角度看，已婚且与配偶同居的中老年人的生活满意度水平显著高于其他婚姻状态的中老年人，可能的解释是已婚且与配偶同居的中老年人不仅可以获得日常生活的陪伴，且未来获得来自配偶照料的可能性更高。

其次就代际支持因素来看，多子中老年人的生活满意度是显著低于少子中老年人的，也即是“多子并不多福”[23]；但得到不同住子女的经济供养会显著改善中老年人的生活满意度，可能的解释是代际经济往来体现的是代际交往，也即良好的代际关系会改善中老年人的生活满意度。就社会支持因素，相比于未参加养老和医疗保险的中老年人来说，参保会显著提高其生活满意度水平，养老和医疗保险均属于正式社会支持的一部分，对中老年人具有保障效应。最后就中老年人的健康因素来看，患有残疾和慢性病会显著降低中老年人的生活满意度，身体疾病的折磨对中老年人的生活满意度有消极的影响。

4.2 稳健性检验

4.2.1 平行趋势检验

双重差分模型需满足平行趋势的前提假设，也即在本研究中，在长期护理保险实施之前，实验组与控制组中的中老年人的生活满意度应是没有差异的。为对其进行验证，本研究参考于新亮等[14]的做法，采用事件研究法进行平行趋势检验。事件研究法不仅可以检验基准回归模型是否满足平行趋势假设，同时也可以检验长期护理保险对中老年人生活满意度的动态影响效应。图1是以长期护理保险政策实施前一期作为基准的检验结果，可以看到在长期护理保险实施前，政策效应的点估计值在0上下波动，对应的置信区间包含0，说明长期护理保险政策实施前，实验组与控制组的中老年人的生活满意度水平是没有显著差异的，也即本研究满足平行趋势假定。

图1 平行趋势的检验结果

进一步的分析可知，在政策实施的当期，政策效应的点估计值高于0，置信区间不包含0，即两组中老年人的生活满意度水平产生了显著的差异；但在政策实施后的1-3期内，政策效应的点估计在0上攀升，置信区间包含0；在政策实施后的第6期，两组中老年人的生活满意度水平再次产生显著差异；可能的解释是，在政策实施当期，由于政策的猛烈冲击使得长期护理保险可以显著提高中老年人生活满意水平，但是短期内，由于长期护理保险政策需要逐步完善，其优势并未充分体现，对中老年人生活满意度的改善效应也不显著；长期相对于短期，长期护理保险政策逐渐完善，优势逐步得到凸显，从而会显著改善中老年人的生活满意度。

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上呈现统计显著性；括号内为对应的t值，表4、表5同。

4.2.2 安慰剂检验

为验证基准回归结果的稳健性，也即是两组中老年人生活满意的差异是由长期护理保险政策引起的，而非其他偶然因素引起的，本研究进行了安慰剂检验。参考周茂等[24]的做法，随机生成政策虚拟变量进行安慰剂检验。为防止随机小概率事件对安慰剂检验的影响，本研究进行了500次重复循环实验，检验结果如图2所示。由图可知，重复循环实验得到的系数分布在0附近，绝大部分小于基准回归系数：0.100，说明基准回归结果未受到偶然因素或遗漏变量的影响。从而说明在本研究中，实验组中老年人生活满意度水平的提升是由长期护理保险政策引起的。

图2 安慰剂检验结果

4.3 异质性分析

本研究参考有关中老年人生活满意度的相关研究发现，首先由于我国传统家庭分工的影响，男性和女性在工作和生活中所承担的角色是有差异的，对于中老年人而言也是如此，因此分组研究长期护理保险对生活满意度的改善效应是否存在性别层面的异质性；其次，已婚且与配偶同居的中老年人相较于其他婚姻状态的中老年人不仅可以获得来自配偶的日常陪伴，同时配偶也是未来家庭照料的可能承担者，因此按照婚姻状态分组回归研究是否存在异质性；最后，于中老年人而言，传统的“养儿防老”的观念使得孩子可能会是他们获得老年照料的主要来源，而长期护理保险所提供的正式照料对非正式照料具有一定的替代作用，因此本研究以是否多子为依据分组回归探究长期护理保险对生活满意度的改善效应在这一层面是否存在差异。

表4的第（1）、（2）列分别是长期护理保险政策对女性和男性中老年人生活满意度的回归结果，从结果来看，长期护理保险并不能显著改善女性中老年人的生活满意度；但对男性中老年人的生活满意度水平的改善效应却是非常显著的，也即长期护理保险对中老年人生活满意度的影响存在性别层面的异质性。第（3）、（4）列是按照其婚姻状态分组回归的结果，从“长期护理保险”系数及其显著性可以看到参加长期护理保险仅能改善其他婚姻状态的中老年人生活满意度，对于已婚且与配偶同居的中老年人生活满意度的改善效应并不显著，可能的解释是，已婚且与配偶同居的中老年人获得配偶照料的可能性较高，长期护理保险的作用有限；第（5）、（6）是按照中老年人是否多子分组回归的结果，从结果中可以看出，长期护理保险政策对于少子中老年人生活满意度的改善效应更为显著，从而说明无子或是仅有一子的中老年更需要长期护理保险政策来保障其老年生活。通过上述分析，本研究发现长期护理保险对中老年人生活满意度的影响存在性别、婚姻状态和是否多子层面的异质性。

表4 异质性分析

5 机制检验

基于前文分析知，基于预防性储蓄理论，长期护理保险会通过减少参保人的预防性储蓄，从而改善中老年人的经济状况；长期护理保险也会减少参保人的医疗支出，进而改善中老年人的经济状况。受到传统“家”文化的影响，出于“为子女操心”的心理，此时中老年人可能会增加对子女的代际经济资助；为子女提供经济资助对中老年人的生活满意度是存在显著的改善效应的[5][25]，因此本研究以子女代际经济资助作为中介变量研究长期护理保险对中老年人生活满意度产生影响的机制。在表5中首先验证在加入中介变量后长期护理保险对中老年人生活满意度的影响；并在PANEL B中计算了中介变量所发挥的中介效应的大小。

表5 逐步回归法检验中介效应

表5第（1）列同表3第（5）列，是本研究的基准回归结果；第（2）列是长期护理保险对代际经济资助的回归结果，结果显示参加长期护理保险的中老年人会给子女提供更多的经济资助；第（3）列的回归结果显示，在加入代际经济资助后，长期护理保险对中老年人生活满意度依旧存在显著的改善效应；同时提供代际经济资助对其生活满意度的影响也是显著为正的；也即说明代际经济资助在长期护理保险对中老年人生活满意度的影响中发挥了部分中介作用，从而验证了本研究的假设2。表PANEL B第（1）列的结果显示代际经济资助的中介效应约占总效应的6.33%。

6 结论与政策建议

基于上述分析，本研究发现长期护理保险会显著改善中老年人的生活满意度，但这一改善效应存在性别、婚姻状态和是否多子层面的异质性。具体而言，长期护理保险对中老年人生活满意度的改善效应对男性、其他婚姻状态和少子的中老年人是十分显著的，而对于女性、已婚且与配偶同居和多子的中老年人，长期护理保险的改善效应在统计上不显著。最后通过逐步检验法和KHB分解法发现长期护理保险会通过影响代际经济资助对中老年人的生活满意度产生影响，代际经济资助的中介效应约占总效应的6.33%。

同时，平行趋势检验的结果表明，长期护理保险对中老年人生活满意度的改善效应是随着长期护理保险的不断推行与完善凸现出来的。

基于上述分析，本研究提出：第一，加快长期护理保险试点进程，早日实现全国试行。在当前老龄化逐渐加深的背景下，不仅要保障老有所养，同时也需要保障“失能有所护”。参加长期护理保险除改善中老年人生活满意度外，还会增加对子女的代际经济资助，因此长期护理保险会同时缓解青年人的经济与生活压力。第二，扩大长期护理保险的覆盖范围，当前长期护理保险试点城市主要覆盖的是参加城镇职工基本医疗保险的人员，相较于这一群体，农村中老年人的抗风险能力更差，由于青年人的流出，农村地区的空巢老人较多，而同时养老服务设施相对较为匮乏，其预期生活照料的可获得性更低，这一群体的生活满意度也急需改善。最后，已试点城市应加快完善长期护理保险政策，将长期护理保险的优势发挥出来；新增试点城市应总结已有试点城市的经验，加快长期护理保险政策本地化的进程。从本文研究中可以看到，长期护理保险在试行的1-3年是未发挥显著作用的，青岛市在试行长期护理保险政策的第六年，发挥了较为显著的改善中老年人生活满意度的作用，因此正在试点的城市需对长期护理保险做更进一步的完善，早日使得长期护理保险的优势得以凸显；新增试点城市需要总结已有试点城市的经验，加以学习，并结合自身的经济状况、人口结构等条件，加以调整，加快长期护理保险政策本地化进程，争取早日将长期护理保险政策的优势最大化。