1 研究背景

进入21世纪，伴随着科技的发展和医疗卫生水平的提高，人类的平均寿命在不断延长，人口老龄化逐渐成为世界各国社会经济发展所面临的重大课题。国家统计局公布的数据显示，2022年我国65岁及以上老年人口占总人口的比重达到14.9%，超过联合国界定的14%的中度老龄化标准。近20年来，不断缓慢攀升的老年抚养比所呈现的老年照料需求对照料供给带来了前所未有的压力与挑战。

伴随三孩政策的放开，对于婴幼儿照料的需求也逐渐增长。而近年来越来越多的女性进入劳动力市场，仅有少部分职场女性会中断较长的职业生涯全职照料新生子女，因而对于婴幼儿的照料需求也处于难以满足的状态。

照料劳动包括无酬照料劳动和有酬照料劳动，两者在某种程度上可以相互替代。前者的成本是家庭成员的时间成本，后者的成本则是正式照料的价格。^[1]家庭可能会雇佣护工来提供居家照料服务，但当前照料市场存在较为严重的供需不匹配问题，护工很可能是年龄较大、受教育水平偏低、来自我国欠发达省份的流动人口，其社会地位与职业等级仍处于社会底层，因而照护质量也难以得到有效保障。^[2]“老有所为”是中国老龄政策的重要目标之一。在市场提供的有酬居家照料服务价格较高，而服务质量存在欠缺^[3], 延迟退休政策暂未施行的背景下，中老年人承担居家照料的责任成为了理性的选择。

中老年人在提供居家照料的过程中，其自身的福祉水平难免会受到影响。而健康水平是个体福祉水平的重要组成部分，照料提供者因照料导致的健康水平改变是照料成本的一部分，也会进一步影响对我国医疗卫生体系的需求。综上所述，探究在市场照料服务供给不足，女性越来越多地参与市场劳动，居家照料服务由中老年人承担的背景下，家庭照料劳动对于照料提供者健康的影响具有重要的理论与现实意义。

2 文献综述

照料经济学(Care economics)是用经济学的分析范式研究家庭、市场以及政府行为中照料服务的生产、分配和消费，以及上述领域中的照料服务如何实现最优化配置以满足社会群体需求的经济学分支。^[4]

现有文献关于无酬照料劳动(Unpaid caregiving/care work)的定义不尽相同。广义的无酬照料劳动包括在家庭内部为家庭成员提供的所有无酬服务(例如照料个体和做家务)以及社区志愿服务工作^[5-6]；相对狭义的无酬照料包括对不同依赖程度个体的照料劳动，包括健康个体(例如儿童和老年人)^[7]。根据国际劳工组织的定义，为家庭和家庭成员提供的无酬照料劳动包括：照料和指导儿童、照料生活需要帮助的成年人、为同住的家庭成员提供帮助、运输或陪同为家庭和家庭成员提供无酬照料服务的物品或人员、为家庭和家庭成员提供的其他无酬照料劳动。^[5]

现有关于家庭照料的研究更多地聚焦于家庭照料对于被照料老年人健康的影响^[8-10]，隔代抚养对于老年人身心健康或生活质量的影响等^[11-14]。运用工具变量法对韩国家庭照料的研究表明，照料父母或公婆对女儿或儿媳多维度的健康状况具有显著的负向影响，同时增加了照料者的医疗支出。^[15]配偶是当前我国老年人照料的主要提供者，相对于不提供照料的配偶而言，提供者更容易抑郁、身体疼痛以及患高血压；其中，提供照料的女性配偶所受到的负面影响更强。^[3]照料对于照料提供者精神健康的影响会随着时间推移而减弱，同时提供照料对于照料者身体健康不具有显著影响。^[16]

综上所述，现有研究更多局限于从单一照料角度评估照料带来的影响，而缺乏关于提供照料劳动对中老年人健康影响的全面评估。因此，本文在现有文献的基础上，尽可能全面地评估照料劳动供给对于中老年人身心健康的影响，为照料经济健康效应的相关研究提供基于中国情景的补充。其次，现有研究的渠道分析较为欠缺，本文尝试从资金支出与时间分配的角度对照料劳动的健康效应进行解释。最后，为尽可能减小样本自选择与遗漏变量问题，本文在实证分析中利用了四期面板数据，并通过PSM方法进行检验，尽可能保证结果的稳健性。

基于以上分析，本文提出以下两个研究假设：

H1:总体而言，提供家庭无酬照料劳动对于中老年人的身体健康不具有显著性影响。

H2:总体而言，提供家庭无酬照料劳动对于中老年人的精神健康存在负面影响；且照料强度越大，负面影响越强。

3 数据来源与模型构建 3.1 数据来源

本文的数据来源于中国健康与养老追踪调查(China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS)2011、2013、2015和2018年官方合并的Harmonized CHARLS数据库。数据库收集了一套代表中国45岁及以上中老年人家庭和个人的高质量微观数据，是分析本文家庭无酬照料劳动供给对中老年人健康影响变量最详细、样本量最丰富的数据库之一。

3.2 模型构建

本文利用面板数据固定效应模型探究家庭无酬照料劳动供给对中老年人的健康是否存在影响。构建模型如下：

被解释变量Health_it是中老年人的健康状况，包括身体健康和精神健康两个层面。其中，自评健康(shlta_it)是衡量中老年人身体状况的顺序变量，取值1~5分别指中老年人的身体状况非常好、好、一般、差和非常差。CESD10_it是衡量中老年人精神状况的变量，取值0~30。数值越大表示中老年人的精神状况越差，取值大于10表明中老年人存在抑郁倾向。

关键解释变量care_giving_it是“是否提供家庭无酬照料劳动”0、1二元虚拟变量。根据上文国际劳工组织关于“为家庭和家庭成员提供的无酬照料劳动”的有关内容并结合CHARLS数据库所包含的变量，“是否提供家庭无酬照料劳动”包含“是否照料父母”“是否照料配偶”和“是否照料孙子女”三个0、1二元虚拟变量。对于这三个变量，答案为“是”则变量取值为1，“否”则变量取值为0。若三个变量中有至少一个变量取值为1，则care_giving_it取值为1；若三个变量取值均为0，则care_giving_it取值为0。Z_it指个体或家庭层面的控制变量，包括性别、年龄、婚姻状况、受教育程度、城乡状况、家庭总收入、工作状态以及来自子女或孙子女的经济支持。λ_i指个体固定效应，θ_t指时间固定效应，μ_it为随机误差项。

3.3 描述性分析

表 1显示，提供家庭照料的中老年人所占比重为44.5%，略小于不提供家庭照料的中老年人。全部样本自评健康的平均水平为3.033，健康水平一般；CESD10分数的平均水平为8.513，不存在抑郁倾向。本文研究样本的年龄介于45~86岁，平均年龄为61.61岁。性别为0、1二元虚拟变量，0表示男性，1表示女性。受教育水平为取值1~10的顺序变量，取值越大表示受教育水平越高。婚姻状况为取值1~8的分类变量。户口为0、1二元虚拟变量，0表示农业户口，1表示非农业户口。家庭总收入为均值29 176元的连续变量。个体工作状态为0、1二元虚拟变量，0表示被调查个体处于“失业、退休或从未工作过”的状态；1表示被调查个体处于“农业工作、非农受雇工作、非农自雇工作或在非农无薪家庭企业工作”的状态。子女/孙子女经济支持是衡量来自子女或孙子女财富转移的变量，研究样本中经济支持的均值为3 221元。

4 实证结果 4.1 基准回归分析

由表 2可以看出，在控制了全部控制变量以及个体固定效应和时间固定效应的情况下，提供家庭无酬照料劳动对中老年人的身体健康没有显著性影响，但对其精神健康具有显著的负面影响。这与有关学者的研究结论基本一致。^[17-18]同时验证了本文提出的两个假设。相对于不提供家庭照料的中老年人，提供家庭照料的中老年人CESD10分数上升0.411，为全部样本均值的4.83%。

4.2 稳健性检验

本文首先将研究样本限制在60岁及以上老年人。通过表 3列(1)和列(3)的回归发现，提供家庭无酬照料对60岁及以上老年人的身体状况不具有显著性影响；但会显著降低其精神健康水平，与基准回归的结果一致。另外，本文改变了基准回归中身体状况与精神状况的衡量方式。定义新变量poor_SRH_it为度量身体状况的0、1二元虚拟变量，当shlta_it取值为1、2或3时，poor_SRH_it取值为0，即个体身体状况良好；当shlta_it取值为4或5时，poor_SRH_it取值为1，即个体身体状况较差。定义新变量depression_it为度量精神状况的0、1二元虚拟变量，当CESD10_it小于等于10时，depression_it取值为0，即个体没有抑郁倾向；当CESD10_it大于10时，depression_it取值为1，即个体存在抑郁倾向。列(2)和列(4)的回归结果显示，提供家庭无酬照料对新定义的身体状况仍不具有显著影响，但会显著增加个体新定义精神状况不佳的可能性，结论仍然与基准回归结果一致。

4.3 内生性处理

在研究提供无酬照料对于健康影响的过程中，无酬照料劳动的供给者可能是自身健康状况较好的中老年人，因此存在一定的样本自选择问题。本文进一步使用倾向得分匹配法(PSM)对两者的关系进行分析。首先，检验提供与不提供家庭照料两组中老年样本的平衡性。结果表明，匹配后两组样本控制变量的偏误比例均降至5%以内。同时匹配后样本t值的绝对值也明显减小，显著性检验的P值均大于0.05；表明在5%显著性水平下，匹配后样本通过了PSM平衡性检验^①。

① 限于篇幅，没有报告平衡性检验结果，感兴趣的读者可联系作者索取。

本文采用了核匹配、半径匹配和k近邻匹配3种匹配方法探究提供家庭无酬照料劳动对于中老年人健康的影响。表 4显示了以身体状况为被解释变量的估计结果。匹配前处理组和控制组的差距为-0.073，表明提供家庭照料比不提供家庭照料的中老年人身体更健康且结果显著。匹配后的差距缩小至-0.013~-0.006，且结果不再显著，这与基准回归中-0.008的结果接近。说明中老年人在提供家庭照料时，确实存在一定的自选择问题，身体状况更好的中老年人更容易做出提供照料劳动的决定，而将自选择问题考虑进来之后，没有证据表明提供家庭照料劳动对中老年人的身体状况存在显著影响。

表 5显示了以精神状况为被解释变量的估计结果。匹配前处理组和控制组的差距为0.049，表明提供家庭照料中老年人的精神健康水平更差，但结果不显著。匹配后的差距增大至0.470~0.491，略大于基准回归中0.411的结果，且结果均显著，说明中老年人在提供家庭照料劳动时，精神健康水平确实受到了负面冲击。PSM估计结果显示，相对于不提供家庭照料的中老年人，提供家庭照料的中老年人CESD10分数平均高0.483，为全部样本均值的5.68%。

4.4 异质性分析

分样本回归结果显示，提供家庭照料劳动对男性和女性、城市和农村中老年人的身体健康都不具有显著影响。进一步印证了基准回归中，提供家庭无酬照料劳动对中老年人身体健康不具有显著性影响的结论。

分样本回归结果显示，家庭照料劳动对于男性和女性中老年人的精神健康均有显著的负面影响，但对于女性中老年人的负面影响更大。通常而言，承担家庭无酬照料劳动的更多是女性，而本文的回归分析表明，照料劳动对女性精神健康存在更大的负面效应。

在分城市与农村样本的回归中，提供家庭照料劳动对农村中老年人精神健康的负面影响大于总体平均水平；而对于城市中老年人的精神健康不具有显著性影响。这可能与部分农村中老年人没有正式工作，进行家庭无酬照料的比重更高，而较大比例的城市中老年人拥有工作而未参与家庭照料具有一定关系；同时本文中城市中老年人的样本相对较少，可能也是未发现提供家庭照料劳动对城市中老年人精神健康存在显著影响的一个原因。

4.5 中介效应分析

家庭无酬照料劳动对中老年人健康的影响究竟是通过何种渠道产生的呢？本文尝试利用中介效应分析的方法进行解释。本文选取的中介变量之一是家庭总支出expenditure_it，表 8列(1)是在控制了全部控制变量以及个体固定效应和时间固定效应的情况下，以家庭总支出为被解释变量的回归结果。结果显示，家庭照料的影响系数在1%水平上显著为正；这表明与不需要提供家庭照料的家庭相比较，提供照料的家庭在照料物资购买等方面有更多的消费需求，照料会显著增加其家庭总支出。

为进一步揭示家庭照料对健康影响的作用机制，列(3)与列(5)分别在列(2)与列(4)基准回归的基础上，将家庭总支出加入到回归中。列(3)显示，虽然家庭总支出的回归系数在1%水平上显著为正，但家庭照料劳动对中老年人的身体健康仍不具有显著性影响，与基准回归的结果相一致。列(5)显示，家庭总支出的回归系数在5%水平上显著为正，这表明家庭总支出的增加提高了中老年人的CESD10分数，对中老年人的精神健康产生了显著的负面影响；同时，控制了家庭总支出后，家庭照料对中老年人精神健康的回归系数仍在1%水平上显著为正，但与基准回归相比有所减小；这表明家庭照料对于中老年人精神健康的负面冲击一部分来源是家庭照料增加了家庭总支出；而在收入与来自子代的经济支持一定的前提下，总支出增加进一步加重了中老年人的精神压力，从而对其精神健康产生了负面冲击。

本文研究样本中年龄在65岁及以下个体所占比重为66.96%，处于劳动年龄范围内的个体很可能同时从事有酬劳动。因此，本文选取的另外一个中介变量是花费在主要工作上的时间working_time_it。表 9列(1)是控制了全部控制变量以及个体固定效应和时间固定效应的情况下，以working_time_it为被解释变量的回归结果。结果显示，家庭照料的影响系数在10% 水平上显著为负；这表明由于个体的可支配时间有限，与不需要提供照料的中老年人相比，照料劳动花费了一定时间而导致其花费在主要工作上的时间显著减少。

列(3)与列(5)分别在列(2)与列(4)基准回归的基础上，将working_time_it加入到回归中。列(3)显示，虽然working_time_it的回归系数在5%水平上显著为负，但提供家庭照料对中老年人的身体健康依旧不具有显著性影响，与基准回归的结果相一致。列(5)显示，working_time_it的回归系数在5%水平上显著为负，这表明参与有酬劳动降低了中老年人的CESD10分数，给中老年人的精神健康带来了显著的正向影响；同时，控制了working_time_it后，家庭照料对中老年人精神健康的回归系数仍在1%水平上显著为正，且与基准回归相比有所增大。这表明家庭照料对于中老年人精神健康负面冲击的部分原因是家庭照料减少了花费在主要工作上的时间；而工作在控制其它因素的情况下，可以通过扩大社交圈，增进与外界交流的方式降低中老年人的CESD10分数，对其精神健康产生正向影响。因此，控制花费在主要工作上的时间后，家庭照料对于中老年人精神健康的负面冲击增大。

4.6 进一步分析

表 10在家庭无酬照料劳动供给对中老年人身体状况基准回归的基础上，进一步将照料父母、照料配偶与照料孙子女分别作为关键解释变量进行回归分析。结果显示，与基准回归的结果类似，在控制了全部控制变量以及个体固定效应和时间固定效应的情况下，照料父母与照料配偶对中老年人的身体状况不具有显著性影响，照料孙子女在10%显著性水平下，可以改善中老年人的身体健康状况。

表 11在家庭无酬照料劳动供给对中老年人精神状况基准回归的基础上，进一步将照料父母、照料配偶、照料孙子女分别作为关键解释变量进行回归分析。结果显示，与基准回归的结果类似，在控制了全部控制变量以及个体固定效应和时间固定效应的情况下，照料配偶与照料孙子女对中老年人的精神健康具有显著负面影响；照料父母对中老年人的精神健康不具有显著性影响。原因可能是中老年人的父母年龄普遍较大，其身体与精神状况较差需要照料也在情理之中，子女在心理上也更能接受照料父母这份责任与义务，因此并不会对其精神健康产生较大的冲击与影响。

本文在研究家庭无酬照料劳动供给对中老年人健康影响的基础上，进一步尝试分析不同照料强度的照料劳动对中老年人健康的影响是否存在差异。因此，在上文基础上，进一步定义变量“照料强度”，若照料父母、照料配偶和照料孙子女三个二元虚拟变量中有一个取1，则“照料强度”取值为1；若有两个取1，则“照料强度”取值为2；若全部取1，则“照料强度”取值为3；若全部取0，则“照料强度”取值为0。回归结果显示，不同照料强度的照料劳动对中老年人的身体健康不存在显著性影响；但随着照料强度的提高，家庭照料劳动对中老年人精神健康的负面影响会显著增大，这也进一步验证了本文假设2。

5 结论与建议

本文的研究显示，作为无酬照料劳动重要供给者之一的中老年群体，在提供无酬照料的过程中，精神健康受到了一定程度的负面影响，进而对老龄化社会的医疗供给以及医疗成本提出了一定挑战；而暂时没有证据表明提供无酬照料对中老年人的身体健康存在影响。上述结论在将研究样本缩小至60岁及以上老年人、改变身体与精神健康的分类标准、对研究样本进行PSM回归后依旧稳健。

分样本回归的结果表明，提供家庭照料劳动对女性中老年人精神健康的负面影响大于男性，也大于总体水平；对农村中老年人精神健康的负面影响大于总体水平，而对于城市中老年人没有显著性影响。家庭照料劳动通过增加家庭总支出与减少花费在主要工作上的时间两种作用渠道对中老年人的精神健康产生冲击。进一步对不同家庭照料劳动进行分类的回归结果表明，照料父母、照料配偶与照料孙子女对中老年人身体和精神健康的影响与家庭照料劳动基本一致。随着照料强度的提高，提供家庭照料对中老年群体精神健康的负面冲击更大。

在现有研究更多聚焦于“老有所养”的视角，将老年群体作为被照料者探究其健康的影响因素^[8-10]；或是从我国特有的“隔代照料”视角，探究隔代抚养对于中老年群体影响的背景下^[11-14]，本文结合国际劳工组织关于无酬照料劳动的定义与CHARLS数据库中的问题设置，创新性地度量了“家庭无酬照料劳动”，并从“积极老龄化”的视角，探究了作为家庭无酬照料劳动主要提供者之一的中老年群体，在提供照料劳动的过程中，自身健康水平所受到的影响；进而对由此可能产生的医疗成本增加与医疗负担加剧进行分析，为老龄化背景下照料经济健康效应的相关研究提供了一定的补充。

中老年群体提供家庭照料劳动虽然在一定程度上弥补了我国现阶段照料服务供给不足的现状，但其精神健康水平却受到了一定程度的负面影响。因此，在中老年群体实现“老有所为”目标的同时，首先，应加强对其多维健康水平的关注，对于女性中老年、农村地区中老年等弱势群体的精神健康给予更多的关注与支持。其次，增加社区服务、公共照料服务的供给以满足特殊群体的应急需求。最后，给予中老年群体必要的心理健康支持与情绪疏导服务。通过一定的人际交流与沟通支持，尽可能减少照料对于精神健康的不利影响。

作者声明本文无实际或潜在的利益冲突。