袁笛，陳滔

(1 重慶工商大學 公共管理學院 人口發(fā)展與政策研究中心，重慶 400067；2 西南財經(jīng)大學 保險學院，四川 成都 611130)

1 提出問題

當前，我國處于人口老齡化快速發(fā)展期。截至2019年底，60周歲及以上人口25388萬人，占總?cè)丝诘?8.1%，相比2018年增加了439萬，其中65周歲及以上人口17603萬人，占總?cè)丝诘?2.6%(國家統(tǒng)計局，2020)。中國人口與發(fā)展研究中心預測，2030年以后老年人口年均增長將超過1120萬人，2050年我國65歲以上老年人口預計超過4億，接近總?cè)丝诒戎氐?/3，其中高齡老人規(guī)模達1.44億，屆時約10%的家庭至少有一個65歲以上的老年人。老齡化的迅速發(fā)展給社會、經(jīng)濟生活帶來一系列影響，尤其是老人的生活照料問題已經(jīng)引起政府和社會公眾的廣泛關(guān)注。

我國一直以來有家庭養(yǎng)老的傳統(tǒng)，老年人的照料工作多由子女、配偶等家庭成員承擔。在家庭老年照料中，照料者存在明顯的女性化趨勢，女性承擔主要照料責任的比例遠高于男性(吳帆，2017)，她們對老人照料的投入更多，獲得的正式照料支持更少，照料負擔更重(Yee & Schluz,2000)。以往對照料質(zhì)量及健康水平恢復的研究多集中于老人，較少針對家庭照料者。然而，家庭照料者同樣存在健康困境，健康惡化將直接影響照料品質(zhì)(Wolf,1988;Smith et al.,2011)，是導致失能老人機構(gòu)化的重要原因(Colerick & George,1986;Hébert et al.,2001)，關(guān)注家庭照料者，尤其是女性照料者的健康問題，其實就是在關(guān)注家庭養(yǎng)老的可持續(xù)。

不同于照料小孩“充滿希望”，老年照料具有長期性和復雜性，照料者更容易出現(xiàn)抑郁、焦慮等負面情緒。然而老年照料是否引發(fā)了照料者更差的健康狀況，目前研究結(jié)論分歧較大，且多數(shù)為靜態(tài)研究(即在某一時點照料者和非照料者健康的對比)，忽略了照料者在個體生命歷程中健康變化的動態(tài)性。鑒于此，本文試圖利用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查橫跨20年的數(shù)據(jù)，構(gòu)建相對客觀全面的QWB健康指標，基于生命歷程視角，探討以下兩個問題：不同的照料狀態(tài)(是否提供老年照料、照料強度、照料持續(xù)期)對女性照料者身體健康具有怎樣的影響，以及這種影響在生命歷程時間維度上具有怎樣的變化趨勢？通過回答以上問題，以期對老年照料的動態(tài)長期影響有更加深入的認識，從而為應對老年人口的照料問題提供政策建議。

2 文獻綜述與理論回顧

2.1 文獻綜述

國外家庭照料者健康的研究開始于20世紀60年代(Grad & Sainsbury,1963)，最初關(guān)注特定病種患者的家庭照料人員。隨著全球老齡化的發(fā)展，學者們逐漸轉(zhuǎn)向老年照料這一特定形態(tài)，與配偶照料相比，子女對老年父母情感和經(jīng)濟依賴更低(Norton &Van Houtven,2006)，面臨的時間約束更強。老年照料會在一定程度上限制子女的工作機會、個人生活和社會交往，從而形成壓力環(huán)境(Brody,1985)，大量研究使用照料負擔、精神壓力、精神緊張來刻畫老年照料對子女心理健康的影響(Mui,1995;Pinquart & S?rensen,2011;Lin et al.,2013)。然而對于身體健康，目前來看結(jié)論較為模糊。一些研究發(fā)現(xiàn)提供老年照料對子女身體健康有顯著的負面影響。如Do等(2015)基于韓國老齡追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)為父母公婆提供照料會顯著提高女性身體疼痛的發(fā)生率和自評健康較差的概率。而Pavalko和Woodbury(2000)基于美國婦女調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)中年女性在整個照料持續(xù)期，健康指標并無顯著變化。Di Novi等(2015)使用歐洲代表性數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)在北歐和歐洲大陸，老年照料能提升子女的健康水平。

老年照料對子女健康的影響研究結(jié)果差異較大，首先，受限于研究時選用的健康衡量指標(Vlachantoni et al.,2016;Bom et al.,2019)。從照料者健康的研究趨勢來看，已經(jīng)從對心理健康、自評健康的考察逐漸過渡到對客觀健康狀況和影響機制的探討(Harmell et al.,2011)，相對客觀、全面的健康指標，是研究較好的一個起點。其次，受限于“照料”變量的測量。如果將照料狀態(tài)僅分為“是否提供照料”，顯然忽視了照料者內(nèi)部的異質(zhì)性(O’Reilly et al.,2008)，照料者間仍然存在照料強度和照料持續(xù)期的差異。如Kenny等(2014)基于澳大利亞家庭收入和勞動追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，采用傾向分匹配的方法，發(fā)現(xiàn)在老年照料者中并不是所有人均承受負面健康影響，當兼顧高強度照料和工作時，家庭照料才會損害照料者健康，Legg(2013)也發(fā)現(xiàn)高強度照料者的健康風險更大。關(guān)于照料持續(xù)期，Coe和Van Houtvern(2009)發(fā)現(xiàn)子女開始提供照料并不會對身體健康產(chǎn)生影響，只有持續(xù)照料才會降低已婚男性和女性的自評健康，并增加單身男性的心臟病發(fā)病率。最后，時間可能在多個維度對照料者健康的變化產(chǎn)生影響。有研究表明當把觀察期拉長，照料者和非照料者的健康差距才會逐漸出現(xiàn)(Bookwala,2009)。Schmitz和Westphal(2015)使用德國社會經(jīng)濟調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，老年照料對女性心理健康有顯著影響，這種影響隨時間減弱，但對身體健康無論是短期還是中期均無影響。Liu等(2015)使用美國數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)隨著時間推移，老年照料者身體功能受損上升，但身體疼痛反而下降。

國內(nèi)自20世紀90年代開始關(guān)注家庭老年照料對子女健康的影響。研究發(fā)現(xiàn)對中青年而言照料老人心理壓力較大(徐勤，1994)，但也有欣慰、滿足、個人價值實現(xiàn)等積極體驗(袁小波，2009a)?；谌珖硇詷颖?，相關(guān)研究并不多見。袁小波(2009b)使用2005年高齡老人健康長壽調(diào)查和家庭動態(tài)社會調(diào)查數(shù)據(jù)，考察成年子女對父母的照料負擔及影響因素，發(fā)現(xiàn)成年子女在照料父母時，受限于照料資源和照料能力，承受著健康狀況下降的客觀負擔和疲憊、壓力、煩惱等主觀負擔。劉嵐和陳功(2010)利用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查1997-2006年數(shù)據(jù)和Ordered Probit模型，研究城鎮(zhèn)已婚婦女照料父母對其自評健康的影響，顧和軍和劉云平(2012)利用中國老年人健康長壽影響因素調(diào)查2002和2005年數(shù)據(jù)和多元回歸分析，研究農(nóng)村已婚婦女照料父母對其自評健康的影響，兩個研究都表明，照料父母的已婚婦女傾向于報告較差的健康水平。陳璐和范紅麗(2016)基于1991到2009年中國健康與營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)和面板工具變量模型，分析從事老年照料對女性健康的影響，研究發(fā)現(xiàn)從事照料活動增加了女性的四周患病率，且自評健康報告“一般”和“差”的概率均有上升?？v觀國內(nèi)研究，一方面在變量的選擇上，缺少全面客觀的健康指標，所得結(jié)果僅能反映照料對健康影響的一個側(cè)面；對于“照料狀態(tài)”的衡量，忽略照料強度和照料持續(xù)期，使得無法識別受到負面影響最重的群體，在實踐中也就無法制定針對性的支持政策。另一方面，在研究視角上，國內(nèi)研究多關(guān)注的是提供照料對健康的靜態(tài)影響，忽略了家庭照料對健康影響的動態(tài)性和持續(xù)性。相比以往文獻，本文的主要貢獻在于：(1)構(gòu)造QWB綜合指標來反映健康狀況，并將照料狀態(tài)在“是否提供照料”、“照料強度”、“照料持續(xù)期”三個維度進行細化；(2)基于生命歷程的視角，探討隨著年齡的變化個體在不同照料狀態(tài)下的健康軌跡，更加全面地揭示提供家庭照料與身體健康間的關(guān)系，為照料者支持政策的精準供給提供理論依據(jù)。

2.2 理論回顧

2.2.1 角色緊張與角色提升理論

社會角色是個人和社會溝通的橋梁，它標明了個人在社會關(guān)系中的位置和身份，以及與之相關(guān)聯(lián)的一整套權(quán)利和義務。在不同的社會關(guān)系中，幾種角色可能集中在一個人身上，形成角色叢。Goode(1960)最早提出了“角色緊張(Role Strain)”的概念，即一個人不能同時滿足多種角色期望而出現(xiàn)的矛盾心態(tài)。Sieber(1974)認為角色緊張包含兩個方面：角色超載(Role Overload)和角色沖突(Role Conflict)，其中角色超載主要源于個體時間和精力的有限，隨著與角色相關(guān)的責任增加，在時間約束下，個體無法全力扮演所有角色；而角色沖突主要表現(xiàn)為對同一個體，不同角色的期待發(fā)生了背離，個體在其中只能做出取舍。在社會和文化習俗下，除老年照料者外，中年女性往往集妻子、母親、員工等多種角色于一身(Scharlach,1987)，當照料角色與其他社會角色產(chǎn)生競爭或發(fā)生沖突時，“角色緊張”就產(chǎn)生了。眾多研究已經(jīng)證實，角色緊張對個體身體和心理健康有害(Gove & Hughes,1979;Van Meter & Agronow,1982;Umberson & Williams,1993)，每周照料時間的增加，對個體時間、精力的擠壓愈發(fā)明顯，這種角色緊張感可能更強烈，對健康的危害可能越大；且照料年份越久，個體處于角色緊張的時期越長，對健康的負面影響可能越大。

假設1a：與非照料者相比，照料者身體健康更差。

假設1b：隨著照料強度的增加，高強度照料者身體健康最差，低強度照料者次之。

假設1c：隨著照料持續(xù)期的增加，持續(xù)照料者身體健康最差，間斷照料者次之。

角色提升理論(Role Enhancement)認為，個體承擔多種角色能促進自身社會融合，增強社會威望，豐富社會資源，獲得精神滿足(Moen et al.,1995)。Sieber(1974)也認同多重角色產(chǎn)生的積極影響，如增加角色權(quán)利，提升整體安全感和角色資源，豐富個性和實現(xiàn)自我認同。“角色溢出效應”的存在，使得一些角色帶來的壓力與其他角色帶來的成就感相互抵消(Parris & Franks,1995)。由此，有研究發(fā)現(xiàn)承擔多重角色能提升心理健康水平，增強主觀幸福感(Fremont,1991;Fujimoto,1994)。對于成年女性而言，一方面老年照料本身能帶來積極體驗，如與老年父母親密關(guān)系的提升，照料者自我價值的實現(xiàn)等；另一方面，當女性同時承擔工作、兒童照料和老年照料等任務時，工作或兒童照料上的滿足感可部分抵消照料衰弱父母帶來的消極情緒。老年照料對女性可能會產(chǎn)生積極的健康效應，隨著每周照料時間和照料年份的增加，這種正向效應得以強化。Rosso等(2014)關(guān)于照料強度對照料者身體機能影響的研究，Townsend等(1989)關(guān)于照料持續(xù)期對子女抑郁水平影響的研究均支持這一觀點。

假設2a：與非照料者相比，照料者的健康狀況更好。

假設2b：隨著照料強度的增加，高強度照料者身體健康最好，低強度照料者次之。

假設2c：隨著照料持續(xù)期的增加，持續(xù)照料者身體健康最好，間斷照料者次之。

2.2.2 生命歷程的影響

自20世紀60年代以來，生命歷程理論(Life Course Theory)在社會科學領(lǐng)域受到廣泛關(guān)注。該理論旨在探索社會事件、歷史進程對個體生命歷程的影響。個體的生命歷程嵌入了他們所經(jīng)歷的事件和歷史時間之中，同時也被這些事件和時間塑造(埃爾德，2002)。在生命歷程理論中，常用年齡等時間概念，用以探索個體生命的軌跡、轉(zhuǎn)變和累積狀況(江立華，袁校衛(wèi)，2014)。在生命歷程視角下，關(guān)于健康影響因素的研究，一個重要進展是重視健康影響因素的長期考察，如刻畫隨著年齡的增長社會經(jīng)濟因素對健康的影響軌跡(石智雷，吳志明，2018)。

關(guān)于家庭照料者健康軌跡的發(fā)展，其一，在整個生命歷程中，角色緊張或角色提升與角色適應存在一個動態(tài)平衡。個體由于時間精力有限、或角色變換、或角色扮演能力差異，在承擔多個角色時容易發(fā)生角色緊張，然而一旦產(chǎn)生緊張，會激發(fā)個體對角色叢、角色期望、角色行為等進行協(xié)調(diào)，最終實現(xiàn)角色適應。同樣個體由于承擔多重角色，激發(fā)出的社會威望、社會認同和自我認同，隨著角色適應的發(fā)生，角色扮演日?；?、流程化，心理滿足邊際遞減。放眼整個生命歷程，起初由照料導致的健康差距，隨著時間的流逝，角色適應緩慢發(fā)生，差距逐漸得以緩解。在中老年階段，生物性衰老更能預測個人健康(House et al.,1994)，角色緊張對照料者健康的負面影響(或角色提升對照料者健康的正面影響)逐漸減弱，提供照料對健康的影響表現(xiàn)為“年齡中和效應”。

假設3a：在生命歷程中，提供照料對健康不具有持續(xù)影響力，隨著年齡增長，照料者和非照料者健康差距逐漸縮小。

假設3b：在生命歷程中，照料強度對健康不具有持續(xù)影響力，隨著年齡增長，非照料者、低強度照料者、高強度照料者健康差距逐漸縮小。

假設3c：在生命歷程中，照料持續(xù)期對健康不具有持續(xù)影響力，隨著年齡增長，非照料者、間斷照料者、持續(xù)照料者健康差距逐漸縮小。

其二，在整個生命歷程中，不利或有利生命事件對個體的影響可能存在累積效應，使其處境越來越差或越好。Merton(1968)提出累積劣勢和累積優(yōu)勢的概念，隨后在社會學、心理學、經(jīng)濟學等領(lǐng)域廣泛采用，以解釋不平等的產(chǎn)生機制(DiPrete et al.,2006)。健康作為一種重要的生命歷程資本，隨著時間的推進，受到初始累積因素(如性別、基因)和時間上的累積因素(如教育、工作、照料)共同作用，以不同的速率維持或衰減，最終形成個體的異質(zhì)性分化。對于家庭照料者而言，一方面開始承擔照料時面臨的照料壓力、負擔，可能通過焦慮、沮喪等情緒內(nèi)化為身體健康的惡化，比如更高的患病率、更差的免疫功能(Kiecolt-Glaser et al.,1987;Scharlach et al.,1994)，更多的不健康行為，如睡眠減少、飲食不規(guī)律、久坐等(Vitaliano et al.,2003)。隨著時間推移，這種不利影響不斷累積，表現(xiàn)為老年照料對健康的負面影響逐漸增強，據(jù)此推導出累積劣勢相關(guān)的研究假設。

假設4a：在生命歷程中，提供照料對健康具有持續(xù)影響力，隨著年齡增長，照料者和非照料者健康差距逐漸擴大，照料者健康下降較快。

假設4b：在生命歷程中，照料強度對健康具有持續(xù)影響力，隨著年齡增長，非照料者、低強度照料者、高強度照料者健康差距逐漸擴大，高強度照料者健康下降最快，低強度照料者次之。

假設4c：在生命歷程中，照料持續(xù)期對健康具有持續(xù)影響力，隨著年齡增長，非照料者、間斷照料者、持續(xù)照料者健康差距逐漸擴大，持續(xù)照料者健康下降最快，間斷照料者次之。

另一方面，家庭照料者在承擔照料角色時，成就感、自信力以及良性情感互動占據(jù)主導地位，這種積極情緒內(nèi)化為身體健康的維持和提升。隨著時間推移，這種有利影響不斷積累，表現(xiàn)為老年照料對健康的正面影響逐漸增強，據(jù)此推導出累積優(yōu)勢相關(guān)的研究假設。

假設5a：在生命歷程中，提供照料對健康具有持續(xù)影響力，隨著年齡增長，照料者和非照料者健康差距逐漸擴大，非照料者健康下降較快。

假設5b：在生命歷程中，照料強度對健康具有持續(xù)影響力，隨著年齡增長，非照料者、低強度照料者、高強度照料者健康差距逐漸擴大，非照料者健康下降最快，低強度照料者次之。

假設5c：在生命歷程中，照料持續(xù)期對健康具有持續(xù)影響力，隨著年齡增長，非照料者、間斷照料者、持續(xù)照料者健康差距逐漸擴大，非照料者健康下降最快，間斷照料者次之。

3 研究設計

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自“中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)”，由美國北卡羅來納大學與中國疾病預防控制中心聯(lián)合進行。該調(diào)查采用多階段整群抽樣的方法，覆蓋中國12個省份(遼寧、黑龍江、江蘇、山東、河南、湖北、湖南、廣西、貴州、北京、上海和重慶)，包含家庭人口特征、經(jīng)濟狀況、健康營養(yǎng)等豐富信息。從1989年開始，該調(diào)查迄今為止進行了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變量來自“52歲以下已婚婦女調(diào)查”板塊，這部分調(diào)查始于1991年，主要針對18至52歲女性。本文采用1991—2011年數(shù)據(jù)(1)2015年數(shù)據(jù)文件中慢性病變量缺失，對QWB變量的構(gòu)造影響較大，本文使用樣本不包含2015年數(shù)據(jù)。，刪除關(guān)鍵變量缺失值，樣本最終包含4800名受訪者8985個觀測值。

3.2 變量說明

3.2.1 因變量

本文使用生活質(zhì)量指標(Quality of Well-being Scale,QWB)來衡量健康狀況，該指標是客觀健康狀況和主觀評價的綜合反映，它能較好地代表總體健康狀態(tài)(General Health)。與單一的生理學指標相比，QWB更適合作為代理變量，在公共政策的視角下研究健康問題；與死亡率和出生率相比，QWB能更好地運用于微觀個人層面的研究(Kaplan & Anderson,1988)。QWB指標的構(gòu)造對數(shù)據(jù)要求較高，能刻畫包括生、死不同時點的健康狀態(tài)，是各項客觀健康指標的賦權(quán)加總，相比于自評健康指標，更加客觀、全面，在文獻中應用廣泛(趙忠，侯振剛，2005)。QWB的構(gòu)造分為三步，第一步將日?；顒幽芰Π凑詹煌墓δ芊譃槿?，分別是移動(MOB)、生理活動(PAC)和社會活動(SAC)，這三類指標代表客觀健康狀況；第二步，確定癥狀和健康問題分類(CPX)，這部分以個體主觀陳述為主；第三步，不同的日?；顒幽芰徒】祮栴}具有不同的權(quán)重(見表1)，依照公式QWB=1+MOB+PAC+SAC+CPX來計算QWB，其中1表示最健康，0表示死亡，數(shù)值越大，健康狀況越好。依照表1的評分指標，在CHNS問卷中尋找代表性問題(2)代表性問題參照趙忠和侯振剛(2005)、丁繼紅和董旭達(2017)的研究。，計算得出本文的QWB數(shù)值。

表1 QWB指標構(gòu)造方法

3.2.2 自變量

本文將“照料”變量分三個維度進行細化，分別是“是否提供照料”、“照料強度”和“照料持續(xù)期”，考察照料的有無、每周照料小時數(shù)以及照料的持續(xù)年份對健康的影響。其中“是否提供照料”是二值變量，根據(jù)問卷對52以下已婚婦女與父母公婆關(guān)系的提問，“上周，你照顧過他/她飲食起居，陪他/她出去買過東西嗎？”回答“是”變量取1，反之取0，該變量是時變變量?！罢樟蠌姸取笔穷悇e變量，根據(jù)問卷“上周，你為照顧他/她花多少時間？”加總照料父母、公婆的小時數(shù)，大于168小時/周的取168小時，得到每周照料小時數(shù)。在家庭照料與勞動參與相關(guān)文獻中，每周照料10小時、15小時、20小時都曾被證實是照料者離開勞動市場的門檻值(Ettner,1995;Carmichael & Charles,2003;Lily et al.,2010;Francesca et al.,2011)。為了合理確定本文“高強度照料”與“低強度照料”的分界點，繪制不同年齡段照料強度和QWB的關(guān)系圖(圖1)，我們發(fā)現(xiàn)當每周照料時間大于25小時后，35-44歲及50歲以上年齡組的健康均出現(xiàn)大幅下降，45-49歲年齡組在每周照料小時大于20小時后開始下降，當達到25小時后，QWB值超過歷史最低值，每周照料25小時處存在明顯的健康門檻，本文將每周大于等于25小時的照料者視為“高強度照料”(3)本文還將5小時、10小時、15小時、20小時、30小時作為“高強度”照料門檻值進行回歸分析，25小時和30小時均具有較強的門檻效應，其他分類方式高強度和低強度照料估計參數(shù)大小基本一致。無論是5小時、10小時、15小時還是20小時，當加入“照料強度”與“年齡”的交互項時，得到的不同強度照料者的健康軌跡無差異，結(jié)果未在正文報告，可向作者索取。，每周照料時間大于0小于25小時的視為“低強度照料”，參照組為“不照料”，該類別變量是時變變量。“照料持續(xù)期”是類別變量，且是非時變變量，根據(jù)受訪者在各期回答“是否提供照料”的情況，在調(diào)查年份連續(xù)兩期回答“照料”的視為“持續(xù)照料”者(Capistrant et al.,2014)，在調(diào)查期間全部回答不照料的視為“從未照料”，其他的為“間斷照料”。

圖1 分年齡組照料強度和QWB的關(guān)系 資料來源：CHNS 1991-2011年數(shù)據(jù)

3.2.3 年齡和其他控制變量

在生命歷程理論分析中，年齡是重要的切入點。本文對年齡做了中心化處理，向樣本均值(38.48歲)集中，便于對截距估計參數(shù)進行解釋，同時包含了年齡的二次項，刻畫健康的非線性變化。其他控制變量方面，本文控制了地區(qū)，如城鄉(xiāng)以及東中西部省份；社會經(jīng)濟地位變量，受教育年限是連續(xù)變量，家庭人均收入是類別變量，家庭人均收入按照CPI調(diào)整到2011年，對收入從小到大排序，前20%劃為“家庭人均收入低”、中間20%到80%劃為“家庭收入中”，后20%“家庭人均收入高”作為參照組，工作變量是二值變量，目前有工作取1，無工作取0；家庭狀況變量方面，主要是婚姻狀況，其中在處理時將“在婚”和“分居”均視作有配偶為1，“未婚”“離婚”“喪偶”均視作無配偶為0；健康行為變量方面，包含是否飲酒；以及醫(yī)療保險變量，擁有社會及商業(yè)保險取1，沒有任何醫(yī)療保險取0。

3.3 估計方法

為了刻畫隨著時間推移，照料者的健康變化過程，本文使用增長曲線模型(Growth Curve Model)。該模型適用于追蹤數(shù)據(jù)，可以捕捉在較長一段時間內(nèi)，由于提供照料行為的變化導致的個體內(nèi)和個體間的健康差異。該模型允許數(shù)據(jù)為非平衡面板，能最大程度的利用樣本信息。增長曲線模型包含兩層，第一層是不同年份的個體數(shù)據(jù)，第二層是不同個體，第一層不同年份的數(shù)據(jù)嵌套于第二層個體之中，允許不同個體的健康具有不同的起始點，及不同的變化率，即個體擁有隨機截距和隨機斜率。當照料變量為時變變量時(“是否提供照料”和“照料強度”)，增長曲線模型公式設定如下：

第一層模型(level 1)：

(1)

第二層模型(level 2)：

π0i=β00+v0i

(2)

π1i=β10+v1i

(3)

π2i=β20

(4)

在第一層模型中QWBti表示個體i在t年的健康狀況，Ageti為個體i在t年的年齡(依照均值對中)，Cti為個體i在t年的提供照料情況，π0i為個體i在平均年齡時的健康得分，π1i和π2i是不同個體健康隨年齡的變化率。加入照料和年齡的交互項，即照料狀態(tài)的不同，可能影響健康隨年齡的變化率，εti為個體i在t年的殘差。在第二層模型中，β00為所有個體在平均年齡時的健康均值，β10、β20為所有個體健康平均變化率，v0i和v1i為殘差項，是第二層的隨機效應，代表個體i與平均數(shù)的離差。此外，控制變量中，地區(qū)變量(如城鄉(xiāng)和東中西部省份)是非時變變量，應加入第二層模型中的方程(2)，其他控制變量均為時變變量，可直接加入第一層模型(方程1)。

當照料變量為非時變變量時(“照料持續(xù)期”)，增長曲線模型公式設定如下：

第一層模型(level 1)：

(5)

第二層模型(level 2)：

π0i=β00+β01Ci+v0i

(6)

π1i=β10+β11Ci+v1i

(7)

π2i=β20+β21Ci

(8)

其中Ci為照料狀態(tài)變量，其他變量及參數(shù)解釋同方程(1)到(4)。

4 實證分析

4.1 描述性分析

表2給出了樣本描述統(tǒng)計，根據(jù)樣本“是否提供照料”分為照料與非照料樣本，樣本總量的21.49%提供照料，共計1931個觀測值。QWB的均值為0.914，樣本整體健康狀況較好(1表示最健康)，且照料者健康均值顯著低于非照料者。樣本的平均年齡為38歲，照料者年齡較大，約35%的樣本居住在城市，照料者居住在城市、東部省份的比例更高。社會經(jīng)濟地位方面，照料者和非照料者間無顯著差異?；橐鰻顩r方面，97%以上有配偶。健康行為方面，10.9%的樣本在上一年度飲過酒，且照料者中飲酒的人數(shù)占比略高，有醫(yī)療保險的個體占樣本總量的61%。

表2 樣本描述統(tǒng)計

表3給出了“照料強度”和“照料持續(xù)期”變量的分類統(tǒng)計。樣本的平均每周照料時間為3小時。其中78.51%的樣本每周照料時間為0小時，18.2%的樣本從事低強度照料，平均照料時間為每周7小時，3.29%的樣本從事高強度照料，平均照料時間達每周61小時?！罢樟铣掷m(xù)期”變量為非時變變量，對于僅有一期觀測值的樣本，無法確定其屬于持續(xù)照料者、間斷照料者還是非照料者，因此將其刪去。最終獲得有效樣本2315人，提供了6500個觀測值(4)全樣本為4800人，觀測值為8985個。，其中59.78%的受訪者在調(diào)查期未提供過家庭照料，30.42%的受訪者在調(diào)查期間間斷提供過照料，9.80%的受訪者在調(diào)查期間提供過連續(xù)兩期及以上的照料。

表3 照料強度和照料持續(xù)期分類統(tǒng)計

4.2 回歸分析

為了檢驗提供老年照料對健康的影響及隨著年齡的增長照料者健康軌跡的變化，本文采取兩步分析策略。第一步，估計條件增長曲線模型(Conditional Growth Curve Model)，模型中加入照料變量和年齡變量，并逐漸加入地區(qū)、社會經(jīng)濟地位、家庭狀況、健康行為等控制變量，分析照料行為對健康的影響；第二步，加入照料和年齡的交互項，進一步探討照料狀態(tài)不同導致的健康隨年齡變化率的差異，得出不同照料狀態(tài)下的健康軌跡。

表4給出了“是否提供照料”對照料者健康影響的估計結(jié)果。在估計模型1至6前，需要估計一個不含任何解釋變量的零模型(未報告)，模型的隨機效應部分表明，身體健康水平在個體間存在顯著差異，健康變化的37.51%可以由個體間的差異解釋，有必要使用增長曲線模型。模型1是僅包含年齡變量和照料變量的條件增長曲線模型，年齡和年齡的平方項對健康均有顯著負向影響，隨著年齡的增加，健康加速遞減，與非照料者相比，照料者的QWB指標顯著低0.012分。模型2到模型5逐漸加入控制變量，模型5是包含全部控制變量的完整模型，可以發(fā)現(xiàn)照料對健康的影響依然十分顯著，系數(shù)絕對值略有減小，模型的BIC降低，擬合程度增加，即居住地區(qū)、社會經(jīng)濟地位、家庭狀況、健康行為的弱勢并不能解釋照料者的健康劣勢，保持其他因素相當，照料者的健康比非照料者差0.01分，這一結(jié)果證實了假設1a(不支持假設2a)。在控制變量方面，居住在城市的個體QWB指標較差，與東部地區(qū)省份相比，中西部地區(qū)居民的健康指數(shù)較高，這可能由于QWB指標的計算包含自報慢性病，東部地區(qū)和城市居民健康查體更普遍，對自身疾病信息的掌握較為全面。社會經(jīng)濟地位方面，受教育年限的增加對健康有正面影響，與高收入相比，中低收入的健康相對較差，從事有酬勞動與健康正相關(guān)，飲酒對健康有負面影響，最后，醫(yī)療保險對健康的影響為負，這可能與參保行為存在一定的逆向選擇密切相關(guān)。模型6加入了“是否提供照料”同年齡一次、二次的交互項，照料與年齡平方的交互項負向顯著(-0.008，p<0.1)，根據(jù)模型6估計結(jié)果作圖，得出照料者與非照料者的健康軌跡(圖2)?？梢园l(fā)現(xiàn)在整個年齡段，照料者的健康均比非照料者差，“是否提供照料”不僅影響健康的初始水平，而且影響健康隨時間的變化率。對于照料者而言，初始健康較差，但是隨著年齡的增加，對照料角色的適應度增強，健康狀況出現(xiàn)小幅上升，在35歲左右與非照料者健康差距最小，這一部分較符合“年齡中和效應”假設，但是隨著年齡的進一步增加，照料者的健康加速下降，與非照料者健康分化嚴重，存在“累積劣勢”的趨勢。照料者的健康軌跡并不完全支持“年齡中和效應”(假設3a)和“累積劣勢效應”(假設4a)，在生命歷程中表現(xiàn)為二者的結(jié)合。對此相應的解釋是，個體在35歲之前健康資本較為充足，經(jīng)歷生命負向事件(如承擔照料者角色)，個體能夠不斷提升應對能力，維持健康，但隨著年齡增加，個體的健康資本原本就處于加速折舊時期，在面臨生命事件沖擊時，應對乏力，加快了健康的衰減進程。

表4 是否提供照料對照料者健康的影響

圖2 照料者與非照料者的健康軌跡圖 圖3 不同強度照料者健康軌跡 資料來源：作者自制 資料來源：作者自制

表5給出了不同“照料強度”和“照料持續(xù)期”對健康影響的估計結(jié)果。模型1至4是包含了全部控制變量的完整模型。在模型1中與“不照料”的個體相比，低強度照料者QWB值低0.009，高強度照料者QWB值低0.016，高強度照料對健康的負面影響更大，約為低強度照料的一倍，這一結(jié)果驗證了假設1b(不支持假設2b)。模型2在模型1的基礎上加入了照料強度和年齡一次、二次的交互項，“高強度照料”與年齡平方的交互項負向顯著(-0.025，p<0.05)。根據(jù)模型2估計結(jié)果，得到高強度照料者、低強度照料者與非照料者的健康軌跡(圖3)?！案邚姸日樟稀睂Τ跏冀】邓郊敖】惦S年齡的變化率均有影響。在三個群體中，高強度照料者初始健康最差，低強度照料者次之，不提供照料的個體健康最好。隨著年齡的增加，在30到40歲之間，高強度照料者的健康水平與另外兩個群體趨同，甚至超越了低強度照料者，但40歲之后健康差距再次擴大，且該效應十分顯著。不同強度照料者健康軌跡依舊是“年齡中和效應”(假設3b)和“累積劣勢效應”(假設4b)的結(jié)合，與圖2相比，圖3中高強度照料對健康軌跡的影響進一步強化，初始健康更差、適應力更強、后期健康衰減更快。

表5模型3是“照料持續(xù)期”對健康影響的回歸結(jié)果。與從未照料者相比，間斷照料雖然會降低健康水平，但該效應并不顯著，提供持續(xù)照料會顯著影響身體健康，降低QWB指標0.011分，結(jié)果支持假設1c(不支持假設2c)，該結(jié)論與Kohl等(2019)的研究一致。Oshio(2015)發(fā)現(xiàn)照料持續(xù)期每增加一年，女性照料者的精神壓力指數(shù)提高0.22，這可能是持續(xù)照料者身體健康更差的原因。此外，模型4加入了持續(xù)照料、間斷照料與年齡一次項和二次項的交互項，交互項不顯著。由此，照料持續(xù)期僅影響健康的初始水平，并不影響健康隨年齡的變化率(假設3c和4c沒有得到證實)。不顯著的原因，一方面樣本的大量減少，對結(jié)果的顯著性可能產(chǎn)生影響，在構(gòu)造“照料持續(xù)期”變量時，為了確定個體屬于“間斷照料者”還是“持續(xù)照料者”，我們刪除了僅有一期觀測值的數(shù)據(jù)；另一方面照料持續(xù)期對健康的動態(tài)影響可能存在滯后效應，那么在年齡更大的群體中，年齡中和效應或累積劣勢效應才會顯現(xiàn)，而CHNS將已婚婦女調(diào)查的最大年齡限制在52歲，這種影響在本文結(jié)果中無法體現(xiàn)。

表5 照料強度和照料持續(xù)期對照料者健康的影響

4.3 穩(wěn)健性檢驗

為了進一步證實結(jié)論的可靠性，對使用樣本進行了限定。刪去報告父母、公婆僅一位在世，以及父母中一位在世且公婆中一位在世的樣本，這部分樣本父母公婆年齡更大，且不存在“老老照料”的情形，后代照料負擔更重，對健康的負面影響更大。刪除這部分樣本后，再次考察不同照料狀態(tài)對女性健康的影響，以及隨著年齡的增加健康軌跡是否有所變化。回歸結(jié)果如表6，可以看出主要結(jié)果與表4、表5一致，可見本文模型設置與結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表6 刪除部分樣本后的估計結(jié)果

5 結(jié)論與政策建議

本文基于中國健康與營養(yǎng)調(diào)查1991到2011年共20年的數(shù)據(jù)，使用增長曲線模型探討女性提供家庭老年照料對其健康的動態(tài)影響。與以往研究相比，本文最大的貢獻在于從生命歷程視角追蹤不同照料狀態(tài)下個人和群體健康的演變，從“是否提供照料”、“照料強度”、“照料持續(xù)期”三個維度對照料狀態(tài)進行細化，充分考慮女性照料者群體間的異質(zhì)性。通過實證分析我們發(fā)現(xiàn)：

第一，與非照料者相比，女性照料者在各個年齡階段都處于健康劣勢，保持其他因素不變，照料者的健康指數(shù)比非照料者低0.01分。不同照料強度下，高強度照料者健康最差，與“不照料”的個體相比，低強度照料者健康指數(shù)低0.009分，高強度照料者健康指數(shù)低0.016分。不同照料時期下，持續(xù)照料者健康最差，與從未照料者相比，持續(xù)照料者的QWB指標低0.011分，以上結(jié)論支持了角色緊張理論。

第二，在生命歷程中，女性的照料狀態(tài)不僅影響健康的初始水平，而且影響健康隨時間的變化率。照料者的初始健康低于非照料者，隨著年齡的增加，二者健康差距逐漸縮小，但在35歲左右，照料者健康加速下降，健康差距再次開始擴大。照料者的健康軌跡并不完全支持“年齡中和假設”和“累積劣勢假設”，在生命歷程中表現(xiàn)為兩種效應的結(jié)合。不同強度照料者的健康軌跡也符合以上結(jié)論，高強度照料者初始健康更差，中期適應力更強，后期健康衰減更快。對于年輕女性而言，承擔照料責任帶來的角色緊張難以避免，但個體能不斷調(diào)整自己以適應角色期望，部分抵消照料對健康的負面效應。隨著年齡增加，女性健康資本加速折舊，當面臨多重角色帶來的時間、精力和經(jīng)濟資源擠壓時，照料責任起到催化劑的作用加速了健康衰減，而且表現(xiàn)為壓力負擔越重，后期健康下降越快，如高強度照料者。

一直以來，家庭照料作為正式照料的優(yōu)質(zhì)、低價替代，在中國老年長期照護體系中發(fā)揮著重要作用。然而提供家庭照料對女性健康有顯著的負面影響，尤其對于高強度、持續(xù)照料者，這種影響不僅是現(xiàn)實性的，也是長期性的。雖然照料者在生命歷程早期能夠適應照料角色，維持健康狀態(tài)，但隨著年齡的增加，提供照料對健康的負面影響不斷加深，造成不同照料狀態(tài)的女性在健康上的巨大差距。健康資本一旦失去，難以彌補，如果照料者通過使用大量醫(yī)療服務來解決健康問題，勢必產(chǎn)生額外的個人及社會成本。

由此，我國長期照護體系的構(gòu)建首先需要引入家庭視角，不僅關(guān)注老人的照料需求，還應重視家庭照料者的照料負擔與福利損失，聚焦政策的整體性。其次在生命歷程視角下，對于女性提供老年照料引致的健康風險，應從源頭進行防范，以預防和早期干預為目標為家庭照料者提供全面支持。具體來看照料者支持政策應包含三個方面。其一，在時間權(quán)利方面，充分考慮女性工作-家庭緊張關(guān)系，為有老年照料需求的女性提供彈性工作時間。同時進一步落實“獨生子女護理假”政策，擴大覆蓋對象，細化配套措施，如對企業(yè)的激勵措施、獎懲辦法等，緩解老年照料角色帶來的時間沖突和精神壓力。其二，在現(xiàn)金支持方面，借鑒部分城市社會長期照護保險試點經(jīng)驗，為家庭照料者提供現(xiàn)金給付，或設置服務、現(xiàn)金搭配選項，緩解老年照料帶來的經(jīng)濟負擔，增強社會對家庭照料價值的認可，提升照料者滿足感。其三，在服務支持方面，一方面，提高正式照料服務的可及性，以需求為導向，把增強家庭功能和提供家庭服務作為目前社區(qū)建設的重要內(nèi)容，提升社區(qū)養(yǎng)老中心、日間照料中心、護理站等正式照料機構(gòu)的服務能力，在照料初期，為家庭照料者提供更多選擇。另一方面對家庭照料者尤其是高強度及持續(xù)照料者，以政府購買或部分補貼的方式提供靈活可選的服務支持，如信息咨詢、技能培訓、精神慰藉、喘息服務等，保障照料者在照料全流程均能得到適宜的支持服務，調(diào)和照料對健康產(chǎn)生的累積劣勢效應，促進女性照料者的健康提升和福利改善。