張建軍 朱恒鵬

一、引言

據(jù)第七次人口普查，中國60歲及以上人口超2.64億，占比達(dá)18.7%，老齡化程度不斷加深。與此同時，中國失能老年人口數(shù)增長態(tài)勢也日趨明顯，2020年中國60歲以上失能老人已超4200萬，占60歲以上老年人口比例約為16.6%，長期照護(hù)需求急速增長。為紓解失能老人長期照護(hù)問題，中國于2016年選擇青島、上海和長春等15個城市以及山東和吉林兩個省份試點長期護(hù)理保險(Long-Term Care Insurance，后文簡稱“長護(hù)險”)，在全國范圍內(nèi)探索建立符合中國國情的長護(hù)險制度。經(jīng)過幾年的制度建設(shè)，各試點地區(qū)城鎮(zhèn)職工長護(hù)險制度框架基本形成，重度失能老人照護(hù)需求的問題得到了一定程度的改善。但同城鎮(zhèn)職工相比，城鄉(xiāng)居民長護(hù)險制度起步較晚，發(fā)展相對滯后，尚未建立起較為成熟的保障體系。受社會養(yǎng)老照護(hù)服務(wù)資源供給不足且分布不均衡等諸多現(xiàn)實問題的約束，城市地區(qū)照護(hù)機構(gòu)所提供的照護(hù)服務(wù)無法有效輻射到廣大城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)，這意味著通過建立長護(hù)險擴大正式照護(hù)服務(wù)的模式無法有效滿足城鄉(xiāng)居民尤其是農(nóng)村居民的照護(hù)需求。在此背景下，城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村家庭老年照料仍以家庭成員提供的非正式照護(hù)為主，被費用報銷型長護(hù)險模式(1)費用報銷型長護(hù)險模式是指擁有長護(hù)險的失能個體在購買正式照料服務(wù)時，無論是居家照護(hù)還是機構(gòu)照護(hù)，都能夠根據(jù)購買數(shù)量獲得一定比例的費用減免。國內(nèi)試點城市特別是城鎮(zhèn)職工長期護(hù)理保險普遍采用該保障模式。排除在報銷范圍之外，“一人失能，全家失衡”局面仍未得到有效改善。

針對上述問題，天津、東營、成都等地開始在經(jīng)濟水平較低和養(yǎng)老照護(hù)資源不足的廣大城鎮(zhèn)和農(nóng)村試點推行直接補貼型長護(hù)險，該模式由具有照護(hù)服務(wù)資質(zhì)的個體服務(wù)人員提供居家照護(hù)服務(wù)，鼓勵失能人員家屬、親戚、鄰居等參加規(guī)范化培訓(xùn)，獲取照護(hù)服務(wù)資質(zhì)后，向失能人員提供居家照護(hù)服務(wù)，長護(hù)險補貼直接發(fā)放給照護(hù)者。其中山東省東營市具有較強的代表性和典型性。此外，東營市長護(hù)險政策根據(jù)失能等級評分是否不超過18分作為能否獲得長護(hù)險補貼的政策依據(jù)，這一政策設(shè)計為本文利用斷點回歸設(shè)計進(jìn)行因果識別的實證研究提供了可能。

相關(guān)研究方面，由于費用報銷型長護(hù)險制度是中國長護(hù)險試點過程中的普遍模式，國內(nèi)長護(hù)險研究尤其是量化研究絕大多數(shù)以此模式作為研究對象，所得結(jié)論存在過分外推的傾向，可能在未來城鄉(xiāng)居民長護(hù)險制度大范圍推廣過程中出現(xiàn)“水土不服”和“適得其反”的情況。鑒于學(xué)界有關(guān)直接補貼型長護(hù)險影響城鄉(xiāng)老年居民醫(yī)療服務(wù)利用這一議題探討的不足，本文以東營市直接補貼型長護(hù)險作為主要研究對象，選取東營市墾利區(qū)城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險行政數(shù)據(jù)，利用獲得長護(hù)險補貼必須滿足申請人失能等級評分不得超過18分這一政策斷點，采用參數(shù)模糊斷點回歸檢驗是否獲得長護(hù)險補貼對城鄉(xiāng)老年居民醫(yī)療服務(wù)利用(包括醫(yī)療費用、醫(yī)保報銷費用及就醫(yī)次數(shù))的影響，進(jìn)而分析直接補貼型長護(hù)險制度的作用機制、成本—收益情況和不同失能補償檔次的處理效應(yīng)。

本文的創(chuàng)新之處可能有以下兩點：其一，以往研究的注意力集中在經(jīng)濟較為發(fā)達(dá)和養(yǎng)老護(hù)理資源豐富的城市地域，評估人群為收入水平較高的城鎮(zhèn)職工，評估項目為費用報銷模式長護(hù)險。而本文將研究視角深入到經(jīng)濟欠發(fā)達(dá)和養(yǎng)老護(hù)理資源匱乏的農(nóng)村地域，將城鄉(xiāng)老年居民作為評估人群，考察直接補貼型長護(hù)險對醫(yī)療服務(wù)利用的影響。本文的研究為理解中國建立社會性長護(hù)險制度的深層經(jīng)濟社會影響提供了一個新的視角，也為中國醫(yī)養(yǎng)護(hù)理社會保障體系結(jié)構(gòu)性改革提供了一個城鄉(xiāng)融合視角的解釋。從更一般的意義上來說，本文的研究結(jié)論一定程度上也在城鄉(xiāng)融合和“醫(yī)養(yǎng)護(hù)”保障協(xié)同發(fā)展情境下，豐富了長護(hù)險影響醫(yī)療服務(wù)利用的理論邏輯。其二，以往研究缺乏對長護(hù)險制度影響醫(yī)療服務(wù)利用的較為系統(tǒng)的機制分析，本文構(gòu)建了納入子女照料和老年醫(yī)療服務(wù)的兩期世代交疊模型，得出直補型長護(hù)險將降低老年人醫(yī)療費用和醫(yī)療服務(wù)數(shù)量研究假說，進(jìn)而通過實證模型對研究假說進(jìn)行驗證，實現(xiàn)規(guī)范分析和實證分析相結(jié)合。長護(hù)險制度和醫(yī)療服務(wù)利用的關(guān)系易受到身體健康狀況等內(nèi)生因素的影響，因此解決好兩者之間的內(nèi)生性問題十分關(guān)鍵。與以往研究常用的工具變量法和雙重差分法相比，本文采用的斷點回歸設(shè)計(RDD)更接近于隨機試驗，能夠更好的緩解內(nèi)生性問題，因而理論上是更好的因果識別方法[1]。

本文其余部分安排如下：第二部分為文獻(xiàn)綜述；第三部分是理論分析；第四部分是實證研究設(shè)計；第五部分為實證結(jié)果分析；第六部分進(jìn)一步分析；最后是結(jié)論和政策啟示。

二、制度背景和文獻(xiàn)綜述

(一)制度背景

長護(hù)險制度最早起源于美國，目的是為了化解人口老齡化所導(dǎo)致的老年人長期護(hù)理財務(wù)風(fēng)險。隨著中國老齡化程度的不斷加深，失能、半失能等具有長期護(hù)理需求的老年人口規(guī)模日益龐大，中國老年人、家庭和社會面臨嚴(yán)重的長期護(hù)理風(fēng)險[2]。2012年7月，青島市率先出臺了《關(guān)于建立長期醫(yī)療護(hù)理保險制度的意見(試行)》，開始試行面向城鎮(zhèn)職工的費用報銷型長護(hù)險制度，并取得顯著成效。在青島市開展長護(hù)險制度經(jīng)驗基礎(chǔ)上，2016年7月人力資源和社會保障部印發(fā)《關(guān)于開展長期護(hù)理保險制度試點的指導(dǎo)意見》，選擇青島、上海、長春等15個城市以及山東、吉林兩個重點省份統(tǒng)一組織開展試點，在全國范圍內(nèi)探索建立符合中國國情的長護(hù)險制度。此后試點范圍不斷擴大，截至目前中國大陸地區(qū)已有 29 個省級行政單位在其轄區(qū)內(nèi)建立了長護(hù)險制度，超過 50 個城市正式開展長護(hù)險試點。 雖然各試點城市長護(hù)險制度框架基本形成，但結(jié)合各試點地區(qū)長護(hù)險實施細(xì)則，絕大多數(shù)長護(hù)險試點城市僅覆蓋城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險參保人，對于城鄉(xiāng)居民尤其是農(nóng)村居民的保障不夠充分。此外，長護(hù)險試點的主要模式為費用報銷型長護(hù)險，此模式對于經(jīng)濟水平發(fā)展不高、醫(yī)療養(yǎng)老照護(hù)資源有限的城鄉(xiāng)地區(qū)，尤其是廣大城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)來說可能并不適用。為探索建立適合中國國情的城鄉(xiāng)居民長護(hù)險制度框架，東營、天津、成都等地開始在城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)開展直接補貼型長護(hù)險，接下來對本文研究對象東營市長護(hù)險制度進(jìn)行簡要介紹。

2018年3月，東營市人力資源和社會保障局出臺了《關(guān)于開展東營市城鄉(xiāng)居民長期照護(hù)保險試點的實施方案》，正式在城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險參保率超過80%的墾利區(qū)開展長護(hù)險試點。覆蓋范圍上，墾利區(qū)城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險參保人員全部覆蓋；失能評定上，由專業(yè)人員對申請人進(jìn)行失能等級評估，按失能等級評分將失能個體劃分為3個檔次，根據(jù)失能檔次繳納保費并獲得相應(yīng)的長期照護(hù)服務(wù)；服務(wù)內(nèi)容上，將長期護(hù)理服務(wù)分為機構(gòu)護(hù)理和居家護(hù)理。機構(gòu)護(hù)理方面采取“定額包干”的結(jié)算方式，即費用報銷模式，居家護(hù)理方面，墾利區(qū)倡導(dǎo)以居家照護(hù)為主，鼓勵由接受照護(hù)培訓(xùn)的親屬、鄰居等承擔(dān)照護(hù)工作，并將補償直接以現(xiàn)金形式支付給照護(hù)者，即直接補貼模式；技能培訓(xùn)上，為確保照護(hù)者能夠為老年人提供高質(zhì)量的照護(hù)服務(wù)，墾利區(qū)醫(yī)保局和保險公司組織開展個體照護(hù)人員的崗前技能培訓(xùn)和指導(dǎo)并指定了考核監(jiān)管機制；監(jiān)督管理上，相關(guān)部門通過巡視、網(wǎng)絡(luò)和手機APP等智能方式對照護(hù)者的服務(wù)質(zhì)量進(jìn)行有效管理，監(jiān)督照護(hù)者根據(jù)要求保質(zhì)保量的按時完成照護(hù)工作；資金籌集上，長護(hù)險基金由個人繳費、醫(yī)療保險基金結(jié)余劃轉(zhuǎn)、財政撥款補貼和社會捐贈等組成，按失能三級失能檔次繳費并領(lǐng)取補貼。截止2020年6月，墾利區(qū)共進(jìn)行失能等級評估7次，已為686人發(fā)放長護(hù)險待遇717.85萬元。

本文選擇東營市直接補貼型長護(hù)險作為研究對象主要有三方面原因：一是開展時間早，東營市早在2018年就開始試點，積累了豐富的經(jīng)驗和充足的數(shù)據(jù)；二是模式典型，東營市直接補貼型長護(hù)險模式與后期其他地區(qū)大規(guī)模開展的試點模式基本一致；三是普適性強，東營市作為一個四線城市，經(jīng)濟發(fā)展水平和養(yǎng)老照護(hù)資源方面遠(yuǎn)不及天津、成都等地，因此東營市開展此模式面臨的環(huán)境更為復(fù)雜，如果直接補貼型模式在東營市可行，那么在其他地區(qū)理應(yīng)具有更強的普遍適用性。

(二)相關(guān)研究

長護(hù)險對醫(yī)療服務(wù)利用尤其是醫(yī)療費用的影響一直是學(xué)界關(guān)注的焦點，但實證研究所得結(jié)論差距較大。除了部分研究發(fā)現(xiàn)長護(hù)險對老年人醫(yī)療費用支出等醫(yī)療服務(wù)利用行為沒有顯著影響外[3][4][5]，絕大多數(shù)研究均認(rèn)為長護(hù)險顯著影響醫(yī)療服務(wù)利用，但對作用方向存在較大分歧。其中，國內(nèi)關(guān)于費用報銷型長護(hù)險制度影響老年個體醫(yī)療服務(wù)利用的研究主要集中于醫(yī)療費用方面，學(xué)者們基本得出了一致結(jié)論，即長護(hù)險能夠降低老年人醫(yī)療費用[6][7][8]，國外研究中也有不少學(xué)者得到了類似的結(jié)論[9][10]。與此同時，也有國外學(xué)者對老年個體醫(yī)療服務(wù)利用情況進(jìn)行研究后得出了相反的結(jié)論，即長護(hù)險會使得老年人醫(yī)療服務(wù)利用不降反增[11][12][13]。針對不同的實證結(jié)果，不同學(xué)者有不同的解釋，可從兩大方面進(jìn)行梳理(2)本文主要參考了王貞和封進(jìn)(2021)對作用機制較為系統(tǒng)的闡釋。：

一方面，長護(hù)險通過替代效應(yīng)和健康效應(yīng)降低醫(yī)療服務(wù)利用。替代效應(yīng)是指長護(hù)險提供的照護(hù)服務(wù)使得老年人從醫(yī)院轉(zhuǎn)移到養(yǎng)老機構(gòu)或家庭，從而降低了老年人醫(yī)療服務(wù)利用。健康效應(yīng)是指老年人受到長期照護(hù)后健康水平有了明顯提升，從而減少醫(yī)療服務(wù)利用。這兩點從相關(guān)研究中得到了證明。例如馬超等(2019)利用三期面板數(shù)據(jù)，在雙重差分框架下對青島市長護(hù)險的控費效果進(jìn)行評估，發(fā)現(xiàn)試點地區(qū)老年人醫(yī)療服務(wù)利用減少，月均門診費用減少210.51元，年均住院費用減少1901.69元，并且老年人的身心健康水平也有所提高[6]42。

另一方面，長護(hù)險通過收入效應(yīng)和健康效應(yīng)增加醫(yī)療服務(wù)利用。收入效應(yīng)是指長護(hù)險降低了老年人照護(hù)成本，相當(dāng)于相對收入增加，原本受抑制的醫(yī)療需求釋放，進(jìn)而提高醫(yī)療服務(wù)利用。Motel-Klingebiel(2005)觀察了挪威、英國、德國、西班牙和以色列五個國家城市老年人口的護(hù)理服務(wù)使用情況，發(fā)現(xiàn)如果提供正式照料服務(wù)能力越強，產(chǎn)生的醫(yī)保費用越多[11]863。知識效應(yīng)是指接受長期照護(hù)服務(wù)后，老年人獲得更多健康信息，對自身健康意識和知識水平提高，進(jìn)而會促進(jìn)醫(yī)療服務(wù)的利用。Bailey 和Goodman-Bacon(2015)發(fā)現(xiàn)為美國貧困人口提供基本公共服務(wù)后，將會使得他們獲得更多的醫(yī)療保險信息，對自身健康情況更加關(guān)注，促進(jìn)了他們的就醫(yī)行為[14]。

綜上所述，長護(hù)險影響醫(yī)療服務(wù)利用的研究尚未形成統(tǒng)一的理論體系，而且也不一定適用于城鄉(xiāng)老年居民，更不一定適用于直接補貼模式。因此，本文試圖建立包含長護(hù)險政策和老年照料的世代交疊模型，探討直接補貼型長護(hù)險對城鄉(xiāng)老年居民醫(yī)療服務(wù)利用的影響及其作用機理，隨后利用微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行實證檢驗，以彌補以往研究不足。

三、理論分析

(一)理論模型

本文構(gòu)建包含長護(hù)險的兩期世代交疊模型[15][16]，并引入子女照料以及老年醫(yī)療服務(wù)利用行為，以考察長護(hù)險對城鄉(xiāng)老年居民醫(yī)療服務(wù)利用的影響。

(1)個體。假設(shè)個體一生經(jīng)歷兩期，即青年期(t期)和老年期(t+1期)。代表性個體效用函數(shù)，如下：

U=1nC1t+α1nC2t+1+β1nht+φ1nht+1

(1)

代表性個體在青年期工作，同時按照工資的一定比例繳納養(yǎng)老保險和長護(hù)險，并獲得來自長護(hù)險的照料父母定額補貼。老年期，代表性個體花費來自其青年期累積的儲蓄以及養(yǎng)老金，并按照領(lǐng)取老年金的固定比例繳納長護(hù)險費，此外，老年人需購買醫(yī)療服務(wù)。因此，代表性個體兩期預(yù)算約束函數(shù)為：

C1t=(1-t)(1-τ-λ)wt-St+etwt

(2)

C2t+1=(1+rt+1)St+(1-λ)(1+rt+1It-pt+1mt+1

(3)

(4)

(5)

(6)

(7)

(8)

(3)醫(yī)療服務(wù)部門。參考Mehlum等(2016)，醫(yī)療服務(wù)部門為勞動密集型行業(yè)，且勞動投入全部轉(zhuǎn)化為醫(yī)療服務(wù)產(chǎn)出。為滿足勞動力自由流動，本文假設(shè)醫(yī)療服務(wù)部門工資等于最終產(chǎn)品部門工資，因此醫(yī)療服務(wù)部門利潤函數(shù)可表示：πt=ptNt-1mt-wt(mt/nt-1)Nt，進(jìn)而得到醫(yī)療服務(wù)部門利潤最大化條件為：

pt=wt

(9)

(4)政府。政府維持養(yǎng)老保險和長護(hù)險賬戶基金平衡，養(yǎng)老保險實行基金累積，而長護(hù)險實行現(xiàn)收現(xiàn)付，即：

It=(1-ηt)τwt

(10)

λ(1-ηt)wtNt+λwtNt-1=eηtwtNt

(11)

(5)資本市場出清。資本市場均衡條件為Kt=(St+It)Nt，兩端同時除以t+1期有效勞動力Lt+1=(1-ηt+1)Nt+1-mt+1Nt，得到勞均資本累積式為：

(12)

將式(4)～(10)帶入式(12)，并結(jié)合均衡狀態(tài)下kt=kt+1=k*，nt=nt+1=n*能夠得到

(k*)θ-1=

(13)

(二)研究假說

(14)

進(jìn)一步地，根據(jù)式(14)和(9)能夠得到均衡狀態(tài)下老年人醫(yī)療服務(wù)數(shù)量為：

(15)

據(jù)此本文提出研究假說：長護(hù)險補貼能夠降低城鄉(xiāng)老年居民醫(yī)療費用和醫(yī)療服務(wù)數(shù)量。

四、實證研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)均源自山東省東營市墾利區(qū)城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險行政數(shù)據(jù)，主要分為兩個部分：一是東營市墾利區(qū)城鄉(xiāng)居民長期照護(hù)保險評估數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)準(zhǔn)確記錄了自2018年5月到2021年1月以來所有申請人的個人特征、失能等級評分、評估時間以及是否獲得長護(hù)險補貼等信息，二是東營市墾利區(qū)2016年至2021年城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險數(shù)據(jù)，其中囊括了申請人的個人特征、醫(yī)療服務(wù)利用醫(yī)療待遇支付等基本信息。

(二)實證模型

本文所采用的斷點回歸設(shè)計是一種用于識別因果效應(yīng)的計量方法，與以往國內(nèi)研究使用的工具變量法和雙重差分法相比更接近于隨機試驗，目前被廣泛應(yīng)用于國內(nèi)外的經(jīng)濟學(xué)研究(謝謙等，2019)[18]。該計量方法的基本邏輯是利用政策規(guī)則上的非連續(xù)特征，這種政策規(guī)則可以在某個可觀測的特征變量(驅(qū)動變量)小于等于(大于等于)某個閾值時使經(jīng)濟個體受到處理。只要經(jīng)濟個體不能夠完全操縱驅(qū)動變量，那么因變量的非連續(xù)變動就可以視作是由處理狀態(tài)引起的[19]。

具體而言，根據(jù)東營市長護(hù)險試點的政策規(guī)則，只有失能等級評分不超過18分的老年家庭才可獲得長護(hù)險補貼，即：

(16)

其中，LTCIi為分組變量，此處表示是否獲得長護(hù)險補貼，獲得則賦值為1，否則為0；scorei表示申請人的失能等級評分。式(16)表明LTCIi是scorei的非連續(xù)函數(shù)，斷點為18。如果式(16)成立，對式(17)進(jìn)行回歸即可得到長護(hù)險補貼對結(jié)果變量醫(yī)療服務(wù)利用Yi的因果性影響：

Yi=α+βLTCIi+f(scorei)+εi

(17)

其中，f(scorei)是scorei的一個多項式函數(shù)。式(16)成立時，本文所采用的斷點回歸為精確斷點回歸(SharpRD)，其特征是在斷點scorei=18處，個體得到處理的概率從0跳躍為1。而事實上，東營市相關(guān)部門在失能等級評定時也考慮了特殊照護(hù)項目的情形(如申請人壓、失禁性皮炎等異常程度)。如失能等級評分為19分但存在壓中度異常的情況，申請人最終也可獲得長護(hù)險補貼。由此可見，處理變量LTCIi雖然是驅(qū)動變量scorei的非連續(xù)函數(shù)，但斷點處卻并非是從0到1的變化，只是增加了LTCIi=1的概率，即兩者存在如下關(guān)系：

g1(scorei)≠g0(scorei)

(18)

基于本文的研究背景，我們假定g1(scorei)>g0(scorei)，即失能等級評分18分以下的申請人獲得長護(hù)險補貼的概率大于18分以上的申請人。在式(18)成立的情況下，本文所采用的斷點回歸設(shè)計即為模糊斷點回歸設(shè)計(Fuzzy RD)。需要注意的是，模糊斷點回歸并不意味著其斷點是模糊的，它的特征是在斷點處個體受到處理的概率是從a跳躍到b，其中0

圖1 失能等級評分與享有長護(hù)險的概率

借鑒以往研究[20][21]，本文利用兩階段最小二乘(2SLS)來實現(xiàn)模糊斷點估計。具體地，一階段式可表示為：

LTCIi=σ+f(scorei)+θZi+μi

(19)

其中，Zi為處理變量LTCIi的工具變量，當(dāng)scorei≤18時，Zi賦值為1，否則為0。二階段回歸設(shè)定同式(17)。簡約型式(reduced form)可通過式(19)代入式(17)中得到。

在具體操作上，模糊斷點可以通過參數(shù)2SLS估計和非參數(shù)IV估計獲得，限于樣本數(shù)量有限，可能無法滿足非參數(shù)估計所要求的樣本量，進(jìn)而導(dǎo)致較大的估計偏差，因此本文主要匯報參數(shù)2SLS估計結(jié)果，并將非參數(shù)估計作為穩(wěn)健性檢驗。同時，本文參照Pinotti(2018)的研究[22]，分別匯報不同帶寬設(shè)定和多項式次數(shù)的回歸結(jié)果來進(jìn)一步驗證結(jié)果的穩(wěn)健性。

(三)變量設(shè)定

前文實證模型部分已對分組變量、驅(qū)動變量和工具變量的選取進(jìn)行了詳細(xì)介紹，在此不再贅述，結(jié)果變量、前定變量設(shè)定如下：

一是結(jié)果變量。醫(yī)療費用變動是長護(hù)險對醫(yī)療服務(wù)利用最直觀、重要的影響，本文選取醫(yī)療總費用作為基準(zhǔn)回歸模型中的結(jié)果變量。在進(jìn)一步分析中，為多方面評估其影響并驗證實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文又將就醫(yī)總次數(shù)、總醫(yī)保報銷費用作為結(jié)果變量進(jìn)行斷點回歸，同時從門診和住院兩個維度驗證長護(hù)險對醫(yī)療費用、就醫(yī)次數(shù)、醫(yī)保報銷費用的作用，以充分考察長護(hù)險補貼對城鄉(xiāng)老年居民醫(yī)療服務(wù)利用的影響并驗證其作用機制。另外，醫(yī)療費用和醫(yī)保報銷費用作為一種貨幣現(xiàn)象，應(yīng)當(dāng)考慮通貨膨脹問題，因此本文對費用相關(guān)變量均以2006年為基期利用GDP折算指數(shù)消除通貨膨脹對相關(guān)變量的影響，在下文中不再贅述。

二是前定變量。除長護(hù)險補貼之外，其他因素也可能影響醫(yī)療服務(wù)利用情況，因此在考慮長護(hù)險補貼對醫(yī)療服務(wù)利用影響時有必要考慮樣本自選擇問題，例如由于醫(yī)療服務(wù)利用對自身健康或失能狀態(tài)的改善作用不大，失能程度較高的樣本對醫(yī)療服務(wù)的利用有可能本來就低于失能程度相對較弱、尚有康復(fù)可能性的樣本，并非是因為獲得長護(hù)險補貼。為緩解樣本自選擇問題，本文選取性別(男=1)、年齡、滯后一期及滯后二期醫(yī)療總費用作為前定變量，克服申請人性別、年齡和申請人以往醫(yī)療服務(wù)利用情況對估計結(jié)果造成的估計偏差。

(四)描述性統(tǒng)計

為確定參數(shù)斷點回歸基準(zhǔn)帶寬，本文參照Pinotti(2018)[22],根據(jù)失能等級評分核密度估計圖(參見圖2)觀察樣本分布情況，發(fā)現(xiàn)失能等級評分多分布于0分—36分之間，結(jié)合斷點等于18分，本文因此將基準(zhǔn)帶寬設(shè)定為18。另外在長護(hù)險申請中存在少部分申請人選擇機構(gòu)護(hù)理，為此本文剔除帶寬以外樣本、機構(gòu)護(hù)理樣本以及關(guān)鍵變量缺失或無效樣本，按照申請人的個人信息對上述兩個數(shù)據(jù)庫進(jìn)行匹配，最終保留有效樣本共3240個。

圖2 帶寬選取依據(jù)

本文以失能等級評分是否不超過18分將樣本劃分為兩組進(jìn)行描述性統(tǒng)計分析，結(jié)果如表1所示。其中失能等級評分不超過18分的樣本組獲得長護(hù)險補貼的概率要顯著高于失能等級評分大于18分的樣本組，證實了模糊斷點選取的有效性。在性別、年齡方面， 評分不超過18分的樣本組中女性占比略多、平均年齡稍大。而在醫(yī)療服務(wù)利用方面，不論是醫(yī)療費用、就醫(yī)次數(shù)還是醫(yī)保報銷費用，評分不超過18分的樣本組在醫(yī)療服務(wù)利用方面均低于評分超過18分的樣本組，初步印證了研究假設(shè)的合理性。

五、實證結(jié)果分析

(一)適用性檢驗

一是內(nèi)生分組檢驗。進(jìn)行斷點回歸的前提條件是個體無法精準(zhǔn)操控驅(qū)動變量是否進(jìn)入處理組或?qū)φ战M。針對本文研究，即申請人無法準(zhǔn)確操控自己的失能等級評分。就實際情況而言，失能等級評分是由專業(yè)第三方機構(gòu)對申請人進(jìn)行上門評估而非簡單的自我評估，理論上申請人很難準(zhǔn)確操縱失能等級評分。但是申請人清楚分組的基本原則，如果表現(xiàn)出的失能狀況越嚴(yán)重獲得長護(hù)險補貼的概率越高，那么他們可能傾向于表現(xiàn)出比實際失能程度更為嚴(yán)重的狀態(tài)。因此僅靠第三方評估還無法保證個體在斷點附近的驅(qū)動變量一定是隨機分布的，需要對數(shù)據(jù)進(jìn)行內(nèi)生分組檢驗。本文按照McCrary(2008)[23]的方法對驅(qū)動變量進(jìn)行內(nèi)生分組檢驗，計算所得檢驗統(tǒng)計量t值為1.5759，在10%的檢驗水平上不顯著。同時，圖3直觀反映出斷點兩側(cè)密度函數(shù)估計值不存在顯著跳躍的跡象，且置信區(qū)間存在明顯重疊，由此可推斷驅(qū)動變量通過內(nèi)生分組檢驗，即申請人無法通過人為干預(yù)的方式完全控制失能等級評分。

二是前定變量檢驗。進(jìn)行斷點回歸的另一適用條件是前定變量的條件密度在斷點處是連續(xù)的。針對本文研究，即年齡、性別以及滯后一、二醫(yī)療總費用在斷點處應(yīng)是連續(xù)的，以保證醫(yī)療服務(wù)利用并非因為申請人個人特征(年齡、性別以及前期醫(yī)療服務(wù)利用)在斷點處不連續(xù)而致使處理效應(yīng)顯著，否則將不滿足斷點回歸的適用條件。本文參照前文2SLS回歸設(shè)定，將結(jié)果變量替換為前定變量并分別進(jìn)行斷點回歸估計。如表2所示，前定變量估計結(jié)果均不顯著，即前定變量斷點前后連續(xù)，通過前定變量檢驗。

表2 前定變量檢驗

三是結(jié)果變量檢驗。在進(jìn)行基準(zhǔn)回歸前，本文利用圖像直觀刻畫驅(qū)動變量和結(jié)果變量之間的非連續(xù)關(guān)系以檢驗斷點回歸設(shè)計的適用性。圖4中的橫軸表示驅(qū)動變量失能等級評分(其中0點處為斷點)，縱軸表示結(jié)果變量醫(yī)療總費用，圓圈代表以3分為箱體所求得的結(jié)果變量的均值，實線代表對結(jié)果變量所作的擬合曲線，灰色區(qū)間為90%的置信區(qū)間。由圖4可以明顯發(fā)現(xiàn)在斷點處醫(yī)療總費用出現(xiàn)跳躍，初步驗證了長護(hù)險補貼降低了申請人醫(yī)療總費用的預(yù)期。

(二)基本檢驗

前文中，圖1表明失能等級評分高于18分時顯著降低了獲得長護(hù)險補貼的概率，圖4則描繪了在斷點附近申請人醫(yī)療總費用的變動情況。

圖4 結(jié)果變量檢驗

根據(jù)圖1和圖4，本文初步斷定長護(hù)險補貼能有效降低申請人醫(yī)療總費用。但是該結(jié)論是否可靠以及從定量角度看長護(hù)險補貼對醫(yī)療總費用的具體影響究竟有多大需要以參數(shù)回歸估計結(jié)果為準(zhǔn)[24]。參照Pinotti(2018)[22]，本文分別估計了有無前定變量的簡化回歸和2SLS回歸結(jié)果。其中，表3的列(1)～(2)報告了簡化回歸的結(jié)果，結(jié)果表明失能等級評分不超過18分的申請人醫(yī)療總費用顯著低于超過18分的申請人，這進(jìn)一步直觀顯示了工具變量估計的基礎(chǔ)。列(3)～(6)報告了2SLS回歸估計的長護(hù)險補貼對醫(yī)療總費用的影響。如列(3)和列(5)所示，添加前定變量前后的一階段回歸結(jié)果都顯著為正，再次證明了工具變量的有效性。列(4)和列(6)匯報了二階段回歸結(jié)果，其中列(4)是未添加前定變量的簡單回歸，結(jié)果表明是否獲得長護(hù)險補貼變量對醫(yī)療總費用變量的影響在1%的檢驗水平上顯著為負(fù)，獲得長護(hù)險補貼的失能個體每年醫(yī)療總費用平均下降4072.684元；列(6)是加入前定變量后的回歸結(jié)果，回歸系數(shù)在1%的檢驗水平上顯著為負(fù)，長護(hù)險補貼每年使醫(yī)療總費用平均降低約3792.39元，結(jié)果依然十分穩(wěn)健。

由于東營市2019年12月進(jìn)一步完善了失能評定標(biāo)準(zhǔn)，恰好包含在本文的研究期間內(nèi)。考慮到失能評定的政策變動，最終可能導(dǎo)致失能評定標(biāo)準(zhǔn)完善前后的政策效果不一致，使結(jié)果產(chǎn)生較大偏差。為此本文分別對失能評定標(biāo)準(zhǔn)完善前后的樣本進(jìn)行回歸估計，發(fā)現(xiàn)兩組處理效應(yīng)估計結(jié)果顯著性和大小變化微弱，說明此次失能評定標(biāo)準(zhǔn)變化并未對本文估計結(jié)果產(chǎn)生顯著影響，本文結(jié)論依舊可靠。

表3 基本檢驗

(三)穩(wěn)健性檢驗

除了基本檢驗中通過加入前定變量的方法驗證回歸估計的穩(wěn)健性外，本文通過非參數(shù)回歸、選擇不同多項式次數(shù)和不同帶寬的方式進(jìn)一步驗證結(jié)果的穩(wěn)健性。

本文利用IK法計算了不同帶寬下三角核和矩形核的非參數(shù)回歸結(jié)果，其中結(jié)果變量仍為醫(yī)療總費用，但根據(jù)非參數(shù)法驅(qū)動變量的參數(shù)設(shè)定，處理組轉(zhuǎn)變?yōu)槲传@得長護(hù)險補貼的個體。如表4所示，局部平均處理效應(yīng)的估計結(jié)果總體顯著為正，即與獲得長護(hù)險下補貼的個體相比，未獲得長護(hù)險補貼個體的醫(yī)療總費用更高，與前文結(jié)論一致。

表4 非參數(shù)回歸(IK法)

參數(shù)估計和非參數(shù)估計的漸近性質(zhì)取決于多項式階數(shù)和帶寬大小。特別是估計量的偏差和方差之間有一個權(quán)衡：高階多項式和較小的帶寬可以減少偏差，但會增大方差。本文接下來將探討多項式階數(shù)和帶寬等一系列選擇的敏感性，以此來檢驗回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。圖5繪制的是當(dāng)帶寬保持不變，多項式階數(shù)在0和6之間變化時2SLS估計的回歸系數(shù)和90%置信區(qū)間；圖6則是在多項式階數(shù)不變，帶寬在4到18之間變化時各個回歸系數(shù)和置信區(qū)間(水平軸上還顯示了IK和CCT計算的最優(yōu)帶寬)。由圖5、圖6可以看出，獲得長護(hù)險的平均處理效應(yīng)估計結(jié)果始終顯著為負(fù)，再次印證結(jié)果的穩(wěn)健性。

圖5 多項式階數(shù)穩(wěn)健性檢驗

圖6 帶寬穩(wěn)健性檢驗

六、進(jìn)一步分析

(一)作用機制檢驗

根據(jù)前文理論模型和研究假說，本文認(rèn)為長護(hù)險補貼降低醫(yī)療服務(wù)利用的影響路徑分別為替代效應(yīng)和健康效應(yīng)。為此，本文從以上兩條影響路徑對長護(hù)險補貼作用機制進(jìn)行實證分析。

為此，本文將醫(yī)療總費用和醫(yī)保報銷費用按照診療方式劃分為門診和住院兩類，同樣按照上文式(17)的方法進(jìn)行模糊斷點回歸，結(jié)果如表5所示。結(jié)果顯示，與未獲得長護(hù)險補貼的申請人相比，獲得長護(hù)險補貼的申請人每年醫(yī)療總費用平均降低3792.388元，其中門診費用平均降低1138.416元，住院費用平均降低2653.972元，所降低的住院費用約為門診費用的2.33倍；獲得長護(hù)險補貼的申請人每年醫(yī)保報銷費用平均降低2382.866元，其中門診報銷費用平均減少727.5117元，住院報銷費用平均減少1655.354元，減少的住院報銷約為門診報銷的2.28倍?？梢?，無論是醫(yī)療費用還是醫(yī)保報銷費用，住院費用降低幅度均大于門診費用降低幅度，由此證明長護(hù)險通過替代效應(yīng)減少醫(yī)療服務(wù)利用。

本文按照同樣的分類方法估計了長護(hù)險補貼對門診和住院的就醫(yī)次數(shù)和次均醫(yī)療費用的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，獲取長護(hù)險補貼后門診次數(shù)平均降低1.5699次，住院次數(shù)平均降低0.1830次，估計結(jié)果均在1%的檢驗水平下顯著為負(fù)，證明長護(hù)險降低了失能個體的就醫(yī)總次數(shù)。 此外，獲得長護(hù)險補貼后門診次均費用平均降低了57.6479元，住院次均費用平均降低了873.652元，表明申請人接受長期照護(hù)后健康狀況有所提高，由此證明長護(hù)險通過健康效應(yīng)減少老年人醫(yī)療服務(wù)利用。

表5 機制檢驗結(jié)果

(二)成本—收益分析

實證結(jié)果表明，長護(hù)險能夠通過替代效應(yīng)和健康效應(yīng)兩條影響路徑降低醫(yī)療費用支出。然而這并不代表可以因此忽視長護(hù)險實施的經(jīng)濟成本。一旦實施長護(hù)險所付出的成本要遠(yuǎn)高于所帶來的綜合收益，就代表該模式在經(jīng)濟上是不可行的，因此有必要對其進(jìn)行成本—收益分析。接下來本文仍以東營市為例，對直接補貼型長護(hù)險進(jìn)行成本—收益分析。

經(jīng)濟成本主要由長護(hù)險補貼費用和經(jīng)辦管理費用兩部分構(gòu)成。東營長護(hù)險制度根據(jù)失能程度由輕到重將失能等級劃分為一、二、三檔，每人每月按失能檔次分別補貼居家照護(hù)748元、792元和836元，三檔補貼的領(lǐng)取比例為2：3：5。本文取三者加權(quán)平均值后計算每年每位失能個體所需的照護(hù)成本平均約為9662[(748*0.2+792*0.3+836*0.5)*12≈9662]元。經(jīng)辦管理費用方面，根據(jù)山東省的統(tǒng)一規(guī)定，這部分費用的最高提取比例不超過長護(hù)險總籌資金額的3%，假設(shè)按照最高提取比例進(jìn)行支付，每人每年所需投入的經(jīng)辦管理費用約為299元(9662/0.97*0.03≈299)。前兩項相加得到的人均成本為9961元。

經(jīng)濟收益主要由醫(yī)療總費用和就業(yè)價值兩部分構(gòu)成。在醫(yī)療總費用方面，根據(jù)本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果，長護(hù)險每年平均減少申請人醫(yī)療總費用3792元。在就業(yè)價值方面，直接補貼型長護(hù)險為非正式照護(hù)提供補貼相當(dāng)于增加就業(yè)和收入。由于居家照護(hù)的照護(hù)者需要長時間為被照護(hù)者提供照護(hù)服務(wù)并接受相關(guān)部門的線上不定時抽查監(jiān)督，因此照護(hù)者在提供照護(hù)服務(wù)的同時依舊活躍于就業(yè)市場的可能性幾乎為零。那么可根據(jù)照護(hù)者原本是否就業(yè)將其分為兩類：第一類是原本有工作的照護(hù)者，在獲得長護(hù)險補貼后為了從事照護(hù)服務(wù)而退出就業(yè)市場，這本質(zhì)上相當(dāng)于更換就業(yè)崗位因而并未增加就業(yè)，因此不計入經(jīng)濟收益之中。第二類是原先因提供無償照護(hù)而退出就業(yè)市場的照護(hù)者，那么在獲得長護(hù)險補貼后相當(dāng)于有償提供照護(hù)服務(wù)，即增加了就業(yè)崗位。根據(jù)Addati等(2018)的研究[25]，約有24%的居家照護(hù)者屬于第二類情形。由此可以推斷，獲得長護(hù)險的申請人每增加1個，相當(dāng)于為當(dāng)?shù)卦黾泳蜆I(yè)0.24個。2020年東營市墾利區(qū)的人均年產(chǎn)值為105024元(4)數(shù)據(jù)來源：《東營市統(tǒng)計年鑒2020》。，本文將其近似地看作1個照護(hù)者產(chǎn)生的年產(chǎn)值，因此開展直接補貼型長護(hù)險的就業(yè)價值約為25206(0.24*105024≈25206)元。兩者相加得到的長護(hù)險產(chǎn)生的年人均收益為28998元，約為長護(hù)險成本的2.91倍。以上數(shù)據(jù)雖然不能精準(zhǔn)測算長護(hù)險的成本和收益，但也能從一定程度上證實直接補貼型長護(hù)險在經(jīng)濟上可行。除此之外，該模式既給失能個體帶來了更好的照料和關(guān)懷，使其更健康地生活，傳承和體現(xiàn)了中華傳統(tǒng)美德重“家風(fēng)、民風(fēng)、世風(fēng)”的孝善文化，也具有較高的社會價值。

(三)不同失能等級的處理效應(yīng)

東營長護(hù)險制度根據(jù)失能等級評分將失能等級分為三檔，視失能程度給予多檔次補貼金額的模式，也為本文考察不同失能補償檔次間的處理效應(yīng)差異提供了可能。

基于東營市墾利區(qū)直接補貼型長護(hù)險補貼標(biāo)準(zhǔn)的事實，本文參考Cattaneo等(2020)的研究[26]，采用累積多斷點回歸方法評估直補型長護(hù)險不同補貼檔次的異質(zhì)性處理效應(yīng)。該方法實質(zhì)上是分別估計了獲得一檔補貼申請人相對于未獲得補貼、補貼二檔相對于補貼一檔的、補貼三檔相對于補貼二檔的局部處理效應(yīng)，與建立三個模糊斷點回歸分別估計的算法相比該方法更具效率。表6匯報了累積多斷點回歸結(jié)果，相比于未獲得長護(hù)險補貼個體，獲得和長護(hù)險一檔補貼個體在除門診費用變量和門診報銷變量之外的其他變量均顯著為負(fù)，證明長護(hù)險補貼減少了醫(yī)療服務(wù)利用；相比于獲得長護(hù)險一檔補貼個體，獲得長護(hù)險二檔補貼個體的門診費用變量、門診次數(shù)變量和門診報銷變量顯著為負(fù)，其他變量為負(fù)的不顯著，說明獲得長護(hù)險二檔補貼個體的門診類醫(yī)療服務(wù)費用要顯著低于獲得長護(hù)險一檔補貼個體，但在其他醫(yī)療服務(wù)類型上未表現(xiàn)出明顯差異；相比于獲得長護(hù)險二檔補貼個體，獲得長護(hù)險三檔補貼個體的醫(yī)療總費用變量、門診費用變量、醫(yī)?？倛箐N變量、門診報銷變量和住院報銷變量不但沒有下降，反而顯著上升了，說明獲得長護(hù)險三檔補貼個體在醫(yī)療費用和醫(yī)保報銷方面依舊高于獲得長護(hù)險二檔補貼個體，其余變量均為正的不顯著。以上結(jié)果說明，失能程度越高，長護(hù)險補貼發(fā)揮的減少醫(yī)療服務(wù)利用的作用越弱，原因可能是：與未獲得長護(hù)險補貼的個體相比，獲得長護(hù)險補貼的個體受到的照護(hù)是接受過專業(yè)培訓(xùn)且照護(hù)服務(wù)時間充分的居家照護(hù)，可以通過替代效應(yīng)和健康效應(yīng)兩條影響路徑減少醫(yī)療服務(wù)利用，因此表6中失能一檔處理效應(yīng)最為顯著。然而對獲得長護(hù)險補貼的失能個體內(nèi)部進(jìn)行比較時，三檔均為服務(wù)質(zhì)量類似的居家照護(hù)，不存在替代效應(yīng)的作用路徑，且失能等級越高改善健康狀況的難度越大，健康效應(yīng)可能隨失能程度加深而減弱。此外，由于失能個體的失能程度越高，其先前醫(yī)療服務(wù)需求受到的抑制可能越嚴(yán)重，得到補貼后的失能家庭可能將補貼用于醫(yī)療服務(wù)方面，釋放原先被抑制的醫(yī)療服務(wù)需求，因此出現(xiàn)獲得長護(hù)險補貼內(nèi)部失能補貼檔次越高其減少醫(yī)療服務(wù)利用作用越弱的情況。

表6 不同失能等級的處理效應(yīng)

門診次數(shù)/次-1.3561***(0.2531)-2.884921**(1.4401)1.060108(0.7280)住院次數(shù)/次-0.2216***(0.0505)-0.0720(0.0532)0.0924(0.0642)醫(yī)?？倛箐N/元-3413.363 ***(758.8061)-2531.63(1963.195)816.8048**(412.9252)門診報銷/元-225.217(174.7032)-228.7574*(121.8229)158.0082*(92.69224)住院報銷/元-3188.146**(729.9221)-1789.296(1915.37)658.7967*(395.2717)

七、結(jié)論及政策啟示

“十四五”時期是積極應(yīng)對人口老齡化的重要窗口期，中國人口老齡化程度進(jìn)一步加深，老年人口占總?cè)丝诒戎貙⒊^20%，進(jìn)入中度老齡化社會。與此同時，“十四五”時期也是中國全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家的新時期，也將促進(jìn)健康老齡化進(jìn)入新發(fā)展階段。為促進(jìn)健康老齡化建設(shè)，黨的十九大以來中國頒布了《“十四五”國家老齡事業(yè)發(fā)展和養(yǎng)老服務(wù)體系規(guī)劃》《“十四五”健康老齡化規(guī)劃》等多個指導(dǎo)性文件。其中多個文件將健全居家、社區(qū)、機構(gòu)相協(xié)調(diào)的失能老年人照護(hù)服務(wù)體系，深入推進(jìn)醫(yī)養(yǎng)結(jié)合發(fā)展作為重要政策目標(biāo)，因此穩(wěn)妥推進(jìn)長護(hù)險制度試點、建立適合我國國情的長護(hù)險制度框架是實現(xiàn)健康老齡化的有力支撐。

在此背景下，本文對先前鮮有研究的直接補貼型長護(hù)險進(jìn)行規(guī)范分析和實證檢驗，探索其對城鄉(xiāng)老年居民醫(yī)療服務(wù)利用的影響和作用機制。首先，本文構(gòu)建了納入子女照料以及老年醫(yī)療服務(wù)的兩期世代交疊模型，通過規(guī)范分析得出直接補貼型長護(hù)險將減少老年人醫(yī)療服務(wù)利用。其次，本文選取2018—2021年山東省東營市墾利區(qū)城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險行政數(shù)據(jù)，采用模糊斷點回歸設(shè)計評估直接補貼型長護(hù)險對城鄉(xiāng)老年居民醫(yī)療服務(wù)利用的平均處理效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)領(lǐng)取長護(hù)險補貼能夠顯著降低老年人醫(yī)療服務(wù)利用，其中年度醫(yī)療總費用平均降低3792.39元，就醫(yī)次數(shù)平均減少1.75次，醫(yī)保基金支出平均節(jié)省2382.87元。最后，本文進(jìn)一步分析了長護(hù)險補貼的作用機制、成本—收益情況和不同補貼檔次的異質(zhì)性處理效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)長護(hù)險補貼發(fā)揮上述處理效應(yīng)的作用路徑分別為替代效應(yīng)和健康效應(yīng)；實施直接補貼型長期護(hù)理保險帶來的經(jīng)濟收益約為其經(jīng)濟成本的2.91倍，在經(jīng)濟欠發(fā)達(dá)、養(yǎng)老資源不足的城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)具有較高可行性；不同失能檔次的處理效應(yīng)存在較大差異，應(yīng)針對不同失能程度的人群進(jìn)行補貼金額的差異化設(shè)計。

本文提出如下政策建議：

一是可以嘗試推廣直接補貼型長護(hù)險。如果是養(yǎng)老護(hù)理產(chǎn)業(yè)不夠發(fā)達(dá)的城鎮(zhèn)和農(nóng)村，收入水平較低且勞動參與受限的城鄉(xiāng)居民，可以以直接補貼型作為主要補償模式；而即使在經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)，直接補貼型模式也可以作為重度失能老人長期護(hù)理的補充。另外，目前直補型長護(hù)險還僅僅依賴政府財政，未來不可持續(xù)。但該模式下的籌資不應(yīng)僅局限于財政撥付，可以考慮基本醫(yī)療保險個人賬戶家庭共濟，形成允許給自己和其他家人投保長期護(hù)理保險模式(朱恒鵬等，2020)[27]，以此達(dá)到老人照護(hù)質(zhì)量提升、照顧者收入得到保障、醫(yī)療資源和醫(yī)?；鹗褂眯侍嵘途徑馍鐣夏暾樟县?fù)擔(dān)的多重目標(biāo)。

二是積極應(yīng)對老年照護(hù)產(chǎn)業(yè)資本投入和勞動力供給不足問題。制定相關(guān)產(chǎn)業(yè)政策，提高社會資本參與。激勵城鄉(xiāng)剩余勞動力向護(hù)理產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，提高待遇和保障，加強專業(yè)化培訓(xùn)，完善靈活就業(yè)模式。比如，退出正式勞動力市場的低齡老年人從事簡單的照料工作，在家照顧失能老人但仍有剩余時間精力的可同時參與村居其他老人的照料。

三是細(xì)化直接補貼型長護(hù)險補償和監(jiān)管機制。目前東營市三檔補償金額是按照2017年度全市農(nóng)村居民月均可支配收入的85%、90%、95%確定的，劃定方式過于簡單，不利于直補型長護(hù)險的大規(guī)模推廣。補償金額應(yīng)與照顧者的機會成本相掛鉤，如收入、時間成本、健康成本等，設(shè)定更多的參數(shù)進(jìn)行調(diào)整細(xì)分，靶向補償。此外應(yīng)當(dāng)加強監(jiān)管，實施24小時網(wǎng)絡(luò)監(jiān)管，定期尋訪，定期培訓(xùn)，建立完善的進(jìn)入—退出機制，一旦照顧質(zhì)量不合格就予以扣除或停止補貼。

四是發(fā)揮長護(hù)險助力醫(yī)保領(lǐng)域健康脫貧、就業(yè)脫貧和安全脫貧實現(xiàn)“三贏”局面的兜底保障作用。2018年墾利區(qū)建檔立卡貧困戶、低保戶中共有142名失能人員享受長護(hù)險待遇，長護(hù)險基金年人均支付9662元的標(biāo)準(zhǔn)已經(jīng)遠(yuǎn)超山東省年人均純收入4500元的脫貧目標(biāo)，為助力醫(yī)保扶貧攻堅、有效解決因病致貧、返貧問題發(fā)揮了兜底保障作用。根據(jù)東營市的經(jīng)驗，相關(guān)部門可以將長期護(hù)理事業(yè)和脫貧攻堅事業(yè)相結(jié)合，一方面應(yīng)當(dāng)給予貧困失能人員更優(yōu)惠的政策，降低其照護(hù)成本，緩解其經(jīng)濟壓力；另一方面養(yǎng)老護(hù)理產(chǎn)業(yè)的發(fā)展也催生大量的就業(yè)崗位，更多地聘請符合條件的經(jīng)濟困難人員提供養(yǎng)老護(hù)理服務(wù)，也不失為積極老齡化和鄉(xiāng)村振興背景下脫貧攻堅的可行之策。