张建军 朱恒鹏

一、引言

据第七次人口普查，中国60岁及以上人口超2.64亿，占比达18.7%，老龄化程度不断加深。与此同时，中国失能老年人口数增长态势也日趋明显，2020年中国60岁以上失能老人已超4200万，占60岁以上老年人口比例约为16.6%，长期照护需求急速增长。为纾解失能老人长期照护问题，中国于2016年选择青岛、上海和长春等15个城市以及山东和吉林两个省份试点长期护理保险(Long-Term Care Insurance，后文简称“长护险”)，在全国范围内探索建立符合中国国情的长护险制度。经过几年的制度建设，各试点地区城镇职工长护险制度框架基本形成，重度失能老人照护需求的问题得到了一定程度的改善。但同城镇职工相比，城乡居民长护险制度起步较晚，发展相对滞后，尚未建立起较为成熟的保障体系。受社会养老照护服务资源供给不足且分布不均衡等诸多现实问题的约束，城市地区照护机构所提供的照护服务无法有效辐射到广大城镇和农村地区，这意味着通过建立长护险扩大正式照护服务的模式无法有效满足城乡居民尤其是农村居民的照护需求。在此背景下，城镇居民和农村家庭老年照料仍以家庭成员提供的非正式照护为主，被费用报销型长护险模式(1)费用报销型长护险模式是指拥有长护险的失能个体在购买正式照料服务时，无论是居家照护还是机构照护，都能够根据购买数量获得一定比例的费用减免。国内试点城市特别是城镇职工长期护理保险普遍采用该保障模式。排除在报销范围之外，“一人失能，全家失衡”局面仍未得到有效改善。

针对上述问题，天津、东营、成都等地开始在经济水平较低和养老照护资源不足的广大城镇和农村试点推行直接补贴型长护险，该模式由具有照护服务资质的个体服务人员提供居家照护服务，鼓励失能人员家属、亲戚、邻居等参加规范化培训，获取照护服务资质后，向失能人员提供居家照护服务，长护险补贴直接发放给照护者。其中山东省东营市具有较强的代表性和典型性。此外，东营市长护险政策根据失能等级评分是否不超过18分作为能否获得长护险补贴的政策依据，这一政策设计为本文利用断点回归设计进行因果识别的实证研究提供了可能。

相关研究方面，由于费用报销型长护险制度是中国长护险试点过程中的普遍模式，国内长护险研究尤其是量化研究绝大多数以此模式作为研究对象，所得结论存在过分外推的倾向，可能在未来城乡居民长护险制度大范围推广过程中出现“水土不服”和“适得其反”的情况。鉴于学界有关直接补贴型长护险影响城乡老年居民医疗服务利用这一议题探讨的不足，本文以东营市直接补贴型长护险作为主要研究对象，选取东营市垦利区城乡居民基本医疗保险行政数据，利用获得长护险补贴必须满足申请人失能等级评分不得超过18分这一政策断点，采用参数模糊断点回归检验是否获得长护险补贴对城乡老年居民医疗服务利用(包括医疗费用、医保报销费用及就医次数)的影响，进而分析直接补贴型长护险制度的作用机制、成本—收益情况和不同失能补偿档次的处理效应。

本文的创新之处可能有以下两点：其一，以往研究的注意力集中在经济较为发达和养老护理资源丰富的城市地域，评估人群为收入水平较高的城镇职工，评估项目为费用报销模式长护险。而本文将研究视角深入到经济欠发达和养老护理资源匮乏的农村地域，将城乡老年居民作为评估人群，考察直接补贴型长护险对医疗服务利用的影响。本文的研究为理解中国建立社会性长护险制度的深层经济社会影响提供了一个新的视角，也为中国医养护理社会保障体系结构性改革提供了一个城乡融合视角的解释。从更一般的意义上来说，本文的研究结论一定程度上也在城乡融合和“医养护”保障协同发展情境下，丰富了长护险影响医疗服务利用的理论逻辑。其二，以往研究缺乏对长护险制度影响医疗服务利用的较为系统的机制分析，本文构建了纳入子女照料和老年医疗服务的两期世代交叠模型，得出直补型长护险将降低老年人医疗费用和医疗服务数量研究假说，进而通过实证模型对研究假说进行验证，实现规范分析和实证分析相结合。长护险制度和医疗服务利用的关系易受到身体健康状况等内生因素的影响，因此解决好两者之间的内生性问题十分关键。与以往研究常用的工具变量法和双重差分法相比，本文采用的断点回归设计(RDD)更接近于随机试验，能够更好的缓解内生性问题，因而理论上是更好的因果识别方法[1]。

本文其余部分安排如下：第二部分为文献综述；第三部分是理论分析；第四部分是实证研究设计；第五部分为实证结果分析；第六部分进一步分析；最后是结论和政策启示。

二、制度背景和文献综述

(一)制度背景

长护险制度最早起源于美国，目的是为了化解人口老龄化所导致的老年人长期护理财务风险。随着中国老龄化程度的不断加深，失能、半失能等具有长期护理需求的老年人口规模日益庞大，中国老年人、家庭和社会面临严重的长期护理风险[2]。2012年7月，青岛市率先出台了《关于建立长期医疗护理保险制度的意见(试行)》，开始试行面向城镇职工的费用报销型长护险制度，并取得显著成效。在青岛市开展长护险制度经验基础上，2016年7月人力资源和社会保障部印发《关于开展长期护理保险制度试点的指导意见》，选择青岛、上海、长春等15个城市以及山东、吉林两个重点省份统一组织开展试点，在全国范围内探索建立符合中国国情的长护险制度。此后试点范围不断扩大，截至目前中国大陆地区已有 29 个省级行政单位在其辖区内建立了长护险制度，超过 50 个城市正式开展长护险试点。 虽然各试点城市长护险制度框架基本形成，但结合各试点地区长护险实施细则，绝大多数长护险试点城市仅覆盖城镇职工基本医疗保险参保人，对于城乡居民尤其是农村居民的保障不够充分。此外，长护险试点的主要模式为费用报销型长护险，此模式对于经济水平发展不高、医疗养老照护资源有限的城乡地区，尤其是广大城镇和农村地区来说可能并不适用。为探索建立适合中国国情的城乡居民长护险制度框架，东营、天津、成都等地开始在城镇和农村地区开展直接补贴型长护险，接下来对本文研究对象东营市长护险制度进行简要介绍。

2018年3月，东营市人力资源和社会保障局出台了《关于开展东营市城乡居民长期照护保险试点的实施方案》，正式在城乡居民基本医疗保险参保率超过80%的垦利区开展长护险试点。覆盖范围上，垦利区城乡居民基本医疗保险参保人员全部覆盖；失能评定上，由专业人员对申请人进行失能等级评估，按失能等级评分将失能个体划分为3个档次，根据失能档次缴纳保费并获得相应的长期照护服务；服务内容上，将长期护理服务分为机构护理和居家护理。机构护理方面采取“定额包干”的结算方式，即费用报销模式，居家护理方面，垦利区倡导以居家照护为主，鼓励由接受照护培训的亲属、邻居等承担照护工作，并将补偿直接以现金形式支付给照护者，即直接补贴模式；技能培训上，为确保照护者能够为老年人提供高质量的照护服务，垦利区医保局和保险公司组织开展个体照护人员的岗前技能培训和指导并指定了考核监管机制；监督管理上，相关部门通过巡视、网络和手机APP等智能方式对照护者的服务质量进行有效管理，监督照护者根据要求保质保量的按时完成照护工作；资金筹集上，长护险基金由个人缴费、医疗保险基金结余划转、财政拨款补贴和社会捐赠等组成，按失能三级失能档次缴费并领取补贴。截止2020年6月，垦利区共进行失能等级评估7次，已为686人发放长护险待遇717.85万元。

本文选择东营市直接补贴型长护险作为研究对象主要有三方面原因：一是开展时间早，东营市早在2018年就开始试点，积累了丰富的经验和充足的数据；二是模式典型，东营市直接补贴型长护险模式与后期其他地区大规模开展的试点模式基本一致；三是普适性强，东营市作为一个四线城市，经济发展水平和养老照护资源方面远不及天津、成都等地，因此东营市开展此模式面临的环境更为复杂，如果直接补贴型模式在东营市可行，那么在其他地区理应具有更强的普遍适用性。

(二)相关研究

长护险对医疗服务利用尤其是医疗费用的影响一直是学界关注的焦点，但实证研究所得结论差距较大。除了部分研究发现长护险对老年人医疗费用支出等医疗服务利用行为没有显著影响外[3][4][5]，绝大多数研究均认为长护险显著影响医疗服务利用，但对作用方向存在较大分歧。其中，国内关于费用报销型长护险制度影响老年个体医疗服务利用的研究主要集中于医疗费用方面，学者们基本得出了一致结论，即长护险能够降低老年人医疗费用[6][7][8]，国外研究中也有不少学者得到了类似的结论[9][10]。与此同时，也有国外学者对老年个体医疗服务利用情况进行研究后得出了相反的结论，即长护险会使得老年人医疗服务利用不降反增[11][12][13]。针对不同的实证结果，不同学者有不同的解释，可从两大方面进行梳理(2)本文主要参考了王贞和封进(2021)对作用机制较为系统的阐释。：

一方面，长护险通过替代效应和健康效应降低医疗服务利用。替代效应是指长护险提供的照护服务使得老年人从医院转移到养老机构或家庭，从而降低了老年人医疗服务利用。健康效应是指老年人受到长期照护后健康水平有了明显提升，从而减少医疗服务利用。这两点从相关研究中得到了证明。例如马超等(2019)利用三期面板数据，在双重差分框架下对青岛市长护险的控费效果进行评估，发现试点地区老年人医疗服务利用减少，月均门诊费用减少210.51元，年均住院费用减少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，长护险通过收入效应和健康效应增加医疗服务利用。收入效应是指长护险降低了老年人照护成本，相当于相对收入增加，原本受抑制的医疗需求释放，进而提高医疗服务利用。Motel-Klingebiel(2005)观察了挪威、英国、德国、西班牙和以色列五个国家城市老年人口的护理服务使用情况，发现如果提供正式照料服务能力越强，产生的医保费用越多[11]863。知识效应是指接受长期照护服务后，老年人获得更多健康信息，对自身健康意识和知识水平提高，进而会促进医疗服务的利用。Bailey 和Goodman-Bacon(2015)发现为美国贫困人口提供基本公共服务后，将会使得他们获得更多的医疗保险信息，对自身健康情况更加关注，促进了他们的就医行为[14]。

综上所述，长护险影响医疗服务利用的研究尚未形成统一的理论体系，而且也不一定适用于城乡老年居民，更不一定适用于直接补贴模式。因此，本文试图建立包含长护险政策和老年照料的世代交叠模型，探讨直接补贴型长护险对城乡老年居民医疗服务利用的影响及其作用机理，随后利用微观数据进行实证检验，以弥补以往研究不足。

三、理论分析

(一)理论模型

本文构建包含长护险的两期世代交叠模型[15][16]，并引入子女照料以及老年医疗服务利用行为，以考察长护险对城乡老年居民医疗服务利用的影响。

(1)个体。假设个体一生经历两期，即青年期(t期)和老年期(t+1期)。代表性个体效用函数，如下：

U=1nC1t+α1nC2t+1+β1nht+φ1nht+1

(1)

代表性个体在青年期工作，同时按照工资的一定比例缴纳养老保险和长护险，并获得来自长护险的照料父母定额补贴。老年期，代表性个体花费来自其青年期累积的储蓄以及养老金，并按照领取老年金的固定比例缴纳长护险费，此外，老年人需购买医疗服务。因此，代表性个体两期预算约束函数为：

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)医疗服务部门。参考Mehlum等(2016)，医疗服务部门为劳动密集型行业，且劳动投入全部转化为医疗服务产出。为满足劳动力自由流动，本文假设医疗服务部门工资等于最终产品部门工资，因此医疗服务部门利润函数可表示：πt=ptNt-1mt-wt(mt/nt-1)Nt，进而得到医疗服务部门利润最大化条件为：

pt=wt

(9)

(4)政府。政府维持养老保险和长护险账户基金平衡，养老保险实行基金累积，而长护险实行现收现付，即：

It=(1-ηt)τwt

(10)

λ(1-ηt)wtNt+λwtNt-1=eηtwtNt

(11)

(5)资本市场出清。资本市场均衡条件为Kt=(St+It)Nt，两端同时除以t+1期有效劳动力Lt+1=(1-ηt+1)Nt+1-mt+1Nt，得到劳均资本累积式为：

(12)

将式(4)～(10)带入式(12)，并结合均衡状态下kt=kt+1=k*，nt=nt+1=n*能够得到

(k*)θ-1=

(13)

(二)研究假说

(14)

进一步地，根据式(14)和(9)能够得到均衡状态下老年人医疗服务数量为：

(15)

据此本文提出研究假说：长护险补贴能够降低城乡老年居民医疗费用和医疗服务数量。

四、实证研究设计

(一)数据来源

本文使用的数据均源自山东省东营市垦利区城乡居民基本医疗保险行政数据，主要分为两个部分：一是东营市垦利区城乡居民长期照护保险评估数据，该数据准确记录了自2018年5月到2021年1月以来所有申请人的个人特征、失能等级评分、评估时间以及是否获得长护险补贴等信息，二是东营市垦利区2016年至2021年城乡居民医疗保险数据，其中囊括了申请人的个人特征、医疗服务利用医疗待遇支付等基本信息。

(二)实证模型

本文所采用的断点回归设计是一种用于识别因果效应的计量方法，与以往国内研究使用的工具变量法和双重差分法相比更接近于随机试验，目前被广泛应用于国内外的经济学研究(谢谦等，2019)[18]。该计量方法的基本逻辑是利用政策规则上的非连续特征，这种政策规则可以在某个可观测的特征变量(驱动变量)小于等于(大于等于)某个阈值时使经济个体受到处理。只要经济个体不能够完全操纵驱动变量，那么因变量的非连续变动就可以视作是由处理状态引起的[19]。

具体而言，根据东营市长护险试点的政策规则，只有失能等级评分不超过18分的老年家庭才可获得长护险补贴，即：

(16)

其中，LTCIi为分组变量，此处表示是否获得长护险补贴，获得则赋值为1，否则为0；scorei表示申请人的失能等级评分。式(16)表明LTCIi是scorei的非连续函数，断点为18。如果式(16)成立，对式(17)进行回归即可得到长护险补贴对结果变量医疗服务利用Yi的因果性影响：

Yi=α+βLTCIi+f(scorei)+εi

(17)

其中，f(scorei)是scorei的一个多项式函数。式(16)成立时，本文所采用的断点回归为精确断点回归(SharpRD)，其特征是在断点scorei=18处，个体得到处理的概率从0跳跃为1。而事实上，东营市相关部门在失能等级评定时也考虑了特殊照护项目的情形(如申请人压、失禁性皮炎等异常程度)。如失能等级评分为19分但存在压中度异常的情况，申请人最终也可获得长护险补贴。由此可见，处理变量LTCIi虽然是驱动变量scorei的非连续函数，但断点处却并非是从0到1的变化，只是增加了LTCIi=1的概率，即两者存在如下关系：

g1(scorei)≠g0(scorei)

(18)

基于本文的研究背景，我们假定g1(scorei)>g0(scorei)，即失能等级评分18分以下的申请人获得长护险补贴的概率大于18分以上的申请人。在式(18)成立的情况下，本文所采用的断点回归设计即为模糊断点回归设计(Fuzzy RD)。需要注意的是，模糊断点回归并不意味着其断点是模糊的，它的特征是在断点处个体受到处理的概率是从a跳跃到b，其中0

图1 失能等级评分与享有长护险的概率

借鉴以往研究[20][21]，本文利用两阶段最小二乘(2SLS)来实现模糊断点估计。具体地，一阶段式可表示为：

LTCIi=σ+f(scorei)+θZi+μi

(19)

其中，Zi为处理变量LTCIi的工具变量，当scorei≤18时，Zi赋值为1，否则为0。二阶段回归设定同式(17)。简约型式(reduced form)可通过式(19)代入式(17)中得到。

在具体操作上，模糊断点可以通过参数2SLS估计和非参数IV估计获得，限于样本数量有限，可能无法满足非参数估计所要求的样本量，进而导致较大的估计偏差，因此本文主要汇报参数2SLS估计结果，并将非参数估计作为稳健性检验。同时，本文参照Pinotti(2018)的研究[22]，分别汇报不同带宽设定和多项式次数的回归结果来进一步验证结果的稳健性。

(三)变量设定

前文实证模型部分已对分组变量、驱动变量和工具变量的选取进行了详细介绍，在此不再赘述，结果变量、前定变量设定如下：

一是结果变量。医疗费用变动是长护险对医疗服务利用最直观、重要的影响，本文选取医疗总费用作为基准回归模型中的结果变量。在进一步分析中，为多方面评估其影响并验证实证结果的稳健性，本文又将就医总次数、总医保报销费用作为结果变量进行断点回归，同时从门诊和住院两个维度验证长护险对医疗费用、就医次数、医保报销费用的作用，以充分考察长护险补贴对城乡老年居民医疗服务利用的影响并验证其作用机制。另外，医疗费用和医保报销费用作为一种货币现象，应当考虑通货膨胀问题，因此本文对费用相关变量均以2006年为基期利用GDP折算指数消除通货膨胀对相关变量的影响，在下文中不再赘述。

二是前定变量。除长护险补贴之外，其他因素也可能影响医疗服务利用情况，因此在考虑长护险补贴对医疗服务利用影响时有必要考虑样本自选择问题，例如由于医疗服务利用对自身健康或失能状态的改善作用不大，失能程度较高的样本对医疗服务的利用有可能本来就低于失能程度相对较弱、尚有康复可能性的样本，并非是因为获得长护险补贴。为缓解样本自选择问题，本文选取性别(男=1)、年龄、滞后一期及滞后二期医疗总费用作为前定变量，克服申请人性别、年龄和申请人以往医疗服务利用情况对估计结果造成的估计偏差。

(四)描述性统计

为确定参数断点回归基准带宽，本文参照Pinotti(2018)[22],根据失能等级评分核密度估计图(参见图2)观察样本分布情况，发现失能等级评分多分布于0分—36分之间，结合断点等于18分，本文因此将基准带宽设定为18。另外在长护险申请中存在少部分申请人选择机构护理，为此本文剔除带宽以外样本、机构护理样本以及关键变量缺失或无效样本，按照申请人的个人信息对上述两个数据库进行匹配，最终保留有效样本共3240个。

图2 带宽选取依据

本文以失能等级评分是否不超过18分将样本划分为两组进行描述性统计分析，结果如表1所示。其中失能等级评分不超过18分的样本组获得长护险补贴的概率要显著高于失能等级评分大于18分的样本组，证实了模糊断点选取的有效性。在性别、年龄方面， 评分不超过18分的样本组中女性占比略多、平均年龄稍大。而在医疗服务利用方面，不论是医疗费用、就医次数还是医保报销费用，评分不超过18分的样本组在医疗服务利用方面均低于评分超过18分的样本组，初步印证了研究假设的合理性。

五、实证结果分析

(一)适用性检验

一是内生分组检验。进行断点回归的前提条件是个体无法精准操控驱动变量是否进入处理组或对照组。针对本文研究，即申请人无法准确操控自己的失能等级评分。就实际情况而言，失能等级评分是由专业第三方机构对申请人进行上门评估而非简单的自我评估，理论上申请人很难准确操纵失能等级评分。但是申请人清楚分组的基本原则，如果表现出的失能状况越严重获得长护险补贴的概率越高，那么他们可能倾向于表现出比实际失能程度更为严重的状态。因此仅靠第三方评估还无法保证个体在断点附近的驱动变量一定是随机分布的，需要对数据进行内生分组检验。本文按照McCrary(2008)[23]的方法对驱动变量进行内生分组检验，计算所得检验统计量t值为1.5759，在10%的检验水平上不显著。同时，图3直观反映出断点两侧密度函数估计值不存在显著跳跃的迹象，且置信区间存在明显重叠，由此可推断驱动变量通过内生分组检验，即申请人无法通过人为干预的方式完全控制失能等级评分。

二是前定变量检验。进行断点回归的另一适用条件是前定变量的条件密度在断点处是连续的。针对本文研究，即年龄、性别以及滞后一、二医疗总费用在断点处应是连续的，以保证医疗服务利用并非因为申请人个人特征(年龄、性别以及前期医疗服务利用)在断点处不连续而致使处理效应显著，否则将不满足断点回归的适用条件。本文参照前文2SLS回归设定，将结果变量替换为前定变量并分别进行断点回归估计。如表2所示，前定变量估计结果均不显著，即前定变量断点前后连续，通过前定变量检验。

表2 前定变量检验

三是结果变量检验。在进行基准回归前，本文利用图像直观刻画驱动变量和结果变量之间的非连续关系以检验断点回归设计的适用性。图4中的横轴表示驱动变量失能等级评分(其中0点处为断点)，纵轴表示结果变量医疗总费用，圆圈代表以3分为箱体所求得的结果变量的均值，实线代表对结果变量所作的拟合曲线，灰色区间为90%的置信区间。由图4可以明显发现在断点处医疗总费用出现跳跃，初步验证了长护险补贴降低了申请人医疗总费用的预期。

(二)基本检验

前文中，图1表明失能等级评分高于18分时显著降低了获得长护险补贴的概率，图4则描绘了在断点附近申请人医疗总费用的变动情况。

图4 结果变量检验

根据图1和图4，本文初步断定长护险补贴能有效降低申请人医疗总费用。但是该结论是否可靠以及从定量角度看长护险补贴对医疗总费用的具体影响究竟有多大需要以参数回归估计结果为准[24]。参照Pinotti(2018)[22]，本文分别估计了有无前定变量的简化回归和2SLS回归结果。其中，表3的列(1)～(2)报告了简化回归的结果，结果表明失能等级评分不超过18分的申请人医疗总费用显著低于超过18分的申请人，这进一步直观显示了工具变量估计的基础。列(3)～(6)报告了2SLS回归估计的长护险补贴对医疗总费用的影响。如列(3)和列(5)所示，添加前定变量前后的一阶段回归结果都显著为正，再次证明了工具变量的有效性。列(4)和列(6)汇报了二阶段回归结果，其中列(4)是未添加前定变量的简单回归，结果表明是否获得长护险补贴变量对医疗总费用变量的影响在1%的检验水平上显著为负，获得长护险补贴的失能个体每年医疗总费用平均下降4072.684元；列(6)是加入前定变量后的回归结果，回归系数在1%的检验水平上显著为负，长护险补贴每年使医疗总费用平均降低约3792.39元，结果依然十分稳健。

由于东营市2019年12月进一步完善了失能评定标准，恰好包含在本文的研究期间内。考虑到失能评定的政策变动，最终可能导致失能评定标准完善前后的政策效果不一致，使结果产生较大偏差。为此本文分别对失能评定标准完善前后的样本进行回归估计，发现两组处理效应估计结果显著性和大小变化微弱，说明此次失能评定标准变化并未对本文估计结果产生显著影响，本文结论依旧可靠。

表3 基本检验

(三)稳健性检验

除了基本检验中通过加入前定变量的方法验证回归估计的稳健性外，本文通过非参数回归、选择不同多项式次数和不同带宽的方式进一步验证结果的稳健性。

本文利用IK法计算了不同带宽下三角核和矩形核的非参数回归结果，其中结果变量仍为医疗总费用，但根据非参数法驱动变量的参数设定，处理组转变为未获得长护险补贴的个体。如表4所示，局部平均处理效应的估计结果总体显著为正，即与获得长护险下补贴的个体相比，未获得长护险补贴个体的医疗总费用更高，与前文结论一致。

表4 非参数回归(IK法)

参数估计和非参数估计的渐近性质取决于多项式阶数和带宽大小。特别是估计量的偏差和方差之间有一个权衡：高阶多项式和较小的带宽可以减少偏差，但会增大方差。本文接下来将探讨多项式阶数和带宽等一系列选择的敏感性，以此来检验回归结果的稳健性。图5绘制的是当带宽保持不变，多项式阶数在0和6之间变化时2SLS估计的回归系数和90%置信区间；图6则是在多项式阶数不变，带宽在4到18之间变化时各个回归系数和置信区间(水平轴上还显示了IK和CCT计算的最优带宽)。由图5、图6可以看出，获得长护险的平均处理效应估计结果始终显著为负，再次印证结果的稳健性。

图5 多项式阶数稳健性检验

图6 带宽稳健性检验

六、进一步分析

(一)作用机制检验

根据前文理论模型和研究假说，本文认为长护险补贴降低医疗服务利用的影响路径分别为替代效应和健康效应。为此，本文从以上两条影响路径对长护险补贴作用机制进行实证分析。

为此，本文将医疗总费用和医保报销费用按照诊疗方式划分为门诊和住院两类，同样按照上文式(17)的方法进行模糊断点回归，结果如表5所示。结果显示，与未获得长护险补贴的申请人相比，获得长护险补贴的申请人每年医疗总费用平均降低3792.388元，其中门诊费用平均降低1138.416元，住院费用平均降低2653.972元，所降低的住院费用约为门诊费用的2.33倍；获得长护险补贴的申请人每年医保报销费用平均降低2382.866元，其中门诊报销费用平均减少727.5117元，住院报销费用平均减少1655.354元，减少的住院报销约为门诊报销的2.28倍。可见，无论是医疗费用还是医保报销费用，住院费用降低幅度均大于门诊费用降低幅度，由此证明长护险通过替代效应减少医疗服务利用。

本文按照同样的分类方法估计了长护险补贴对门诊和住院的就医次数和次均医疗费用的影响。结果发现，获取长护险补贴后门诊次数平均降低1.5699次，住院次数平均降低0.1830次，估计结果均在1%的检验水平下显著为负，证明长护险降低了失能个体的就医总次数。 此外，获得长护险补贴后门诊次均费用平均降低了57.6479元，住院次均费用平均降低了873.652元，表明申请人接受长期照护后健康状况有所提高，由此证明长护险通过健康效应减少老年人医疗服务利用。

表5 机制检验结果

(二)成本—收益分析

实证结果表明，长护险能够通过替代效应和健康效应两条影响路径降低医疗费用支出。然而这并不代表可以因此忽视长护险实施的经济成本。一旦实施长护险所付出的成本要远高于所带来的综合收益，就代表该模式在经济上是不可行的，因此有必要对其进行成本—收益分析。接下来本文仍以东营市为例，对直接补贴型长护险进行成本—收益分析。

经济成本主要由长护险补贴费用和经办管理费用两部分构成。东营长护险制度根据失能程度由轻到重将失能等级划分为一、二、三档，每人每月按失能档次分别补贴居家照护748元、792元和836元，三档补贴的领取比例为2：3：5。本文取三者加权平均值后计算每年每位失能个体所需的照护成本平均约为9662[(748*0.2+792*0.3+836*0.5)*12≈9662]元。经办管理费用方面，根据山东省的统一规定，这部分费用的最高提取比例不超过长护险总筹资金额的3%，假设按照最高提取比例进行支付，每人每年所需投入的经办管理费用约为299元(9662/0.97*0.03≈299)。前两项相加得到的人均成本为9961元。

经济收益主要由医疗总费用和就业价值两部分构成。在医疗总费用方面，根据本文基准回归结果，长护险每年平均减少申请人医疗总费用3792元。在就业价值方面，直接补贴型长护险为非正式照护提供补贴相当于增加就业和收入。由于居家照护的照护者需要长时间为被照护者提供照护服务并接受相关部门的线上不定时抽查监督，因此照护者在提供照护服务的同时依旧活跃于就业市场的可能性几乎为零。那么可根据照护者原本是否就业将其分为两类：第一类是原本有工作的照护者，在获得长护险补贴后为了从事照护服务而退出就业市场，这本质上相当于更换就业岗位因而并未增加就业，因此不计入经济收益之中。第二类是原先因提供无偿照护而退出就业市场的照护者，那么在获得长护险补贴后相当于有偿提供照护服务，即增加了就业岗位。根据Addati等(2018)的研究[25]，约有24%的居家照护者属于第二类情形。由此可以推断，获得长护险的申请人每增加1个，相当于为当地增加就业0.24个。2020年东营市垦利区的人均年产值为105024元(4)数据来源：《东营市统计年鉴2020》。，本文将其近似地看作1个照护者产生的年产值，因此开展直接补贴型长护险的就业价值约为25206(0.24*105024≈25206)元。两者相加得到的长护险产生的年人均收益为28998元，约为长护险成本的2.91倍。以上数据虽然不能精准测算长护险的成本和收益，但也能从一定程度上证实直接补贴型长护险在经济上可行。除此之外，该模式既给失能个体带来了更好的照料和关怀，使其更健康地生活，传承和体现了中华传统美德重“家风、民风、世风”的孝善文化，也具有较高的社会价值。

(三)不同失能等级的处理效应

东营长护险制度根据失能等级评分将失能等级分为三档，视失能程度给予多档次补贴金额的模式，也为本文考察不同失能补偿档次间的处理效应差异提供了可能。

基于东营市垦利区直接补贴型长护险补贴标准的事实，本文参考Cattaneo等(2020)的研究[26]，采用累积多断点回归方法评估直补型长护险不同补贴档次的异质性处理效应。该方法实质上是分别估计了获得一档补贴申请人相对于未获得补贴、补贴二档相对于补贴一档的、补贴三档相对于补贴二档的局部处理效应，与建立三个模糊断点回归分别估计的算法相比该方法更具效率。表6汇报了累积多断点回归结果，相比于未获得长护险补贴个体，获得和长护险一档补贴个体在除门诊费用变量和门诊报销变量之外的其他变量均显著为负，证明长护险补贴减少了医疗服务利用；相比于获得长护险一档补贴个体，获得长护险二档补贴个体的门诊费用变量、门诊次数变量和门诊报销变量显著为负，其他变量为负的不显著，说明获得长护险二档补贴个体的门诊类医疗服务费用要显著低于获得长护险一档补贴个体，但在其他医疗服务类型上未表现出明显差异；相比于获得长护险二档补贴个体，获得长护险三档补贴个体的医疗总费用变量、门诊费用变量、医保总报销变量、门诊报销变量和住院报销变量不但没有下降，反而显著上升了，说明获得长护险三档补贴个体在医疗费用和医保报销方面依旧高于获得长护险二档补贴个体，其余变量均为正的不显著。以上结果说明，失能程度越高，长护险补贴发挥的减少医疗服务利用的作用越弱，原因可能是：与未获得长护险补贴的个体相比，获得长护险补贴的个体受到的照护是接受过专业培训且照护服务时间充分的居家照护，可以通过替代效应和健康效应两条影响路径减少医疗服务利用，因此表6中失能一档处理效应最为显著。然而对获得长护险补贴的失能个体内部进行比较时，三档均为服务质量类似的居家照护，不存在替代效应的作用路径，且失能等级越高改善健康状况的难度越大，健康效应可能随失能程度加深而减弱。此外，由于失能个体的失能程度越高，其先前医疗服务需求受到的抑制可能越严重，得到补贴后的失能家庭可能将补贴用于医疗服务方面，释放原先被抑制的医疗服务需求，因此出现获得长护险补贴内部失能补贴档次越高其减少医疗服务利用作用越弱的情况。

表6 不同失能等级的处理效应

门诊次数/次-1.3561***(0.2531)-2.884921**(1.4401)1.060108(0.7280)住院次数/次-0.2216***(0.0505)-0.0720(0.0532)0.0924(0.0642)医保总报销/元-3413.363 ***(758.8061)-2531.63(1963.195)816.8048**(412.9252)门诊报销/元-225.217(174.7032)-228.7574*(121.8229)158.0082*(92.69224)住院报销/元-3188.146**(729.9221)-1789.296(1915.37)658.7967*(395.2717)

七、结论及政策启示

“十四五”时期是积极应对人口老龄化的重要窗口期，中国人口老龄化程度进一步加深，老年人口占总人口比重将超过20%，进入中度老龄化社会。与此同时，“十四五”时期也是中国全面建设社会主义现代化国家的新时期，也将促进健康老龄化进入新发展阶段。为促进健康老龄化建设，党的十九大以来中国颁布了《“十四五”国家老龄事业发展和养老服务体系规划》《“十四五”健康老龄化规划》等多个指导性文件。其中多个文件将健全居家、社区、机构相协调的失能老年人照护服务体系，深入推进医养结合发展作为重要政策目标，因此稳妥推进长护险制度试点、建立适合我国国情的长护险制度框架是实现健康老龄化的有力支撑。

在此背景下，本文对先前鲜有研究的直接补贴型长护险进行规范分析和实证检验，探索其对城乡老年居民医疗服务利用的影响和作用机制。首先，本文构建了纳入子女照料以及老年医疗服务的两期世代交叠模型，通过规范分析得出直接补贴型长护险将减少老年人医疗服务利用。其次，本文选取2018—2021年山东省东营市垦利区城乡居民基本医疗保险行政数据，采用模糊断点回归设计评估直接补贴型长护险对城乡老年居民医疗服务利用的平均处理效应，发现领取长护险补贴能够显著降低老年人医疗服务利用，其中年度医疗总费用平均降低3792.39元，就医次数平均减少1.75次，医保基金支出平均节省2382.87元。最后，本文进一步分析了长护险补贴的作用机制、成本—收益情况和不同补贴档次的异质性处理效应，发现长护险补贴发挥上述处理效应的作用路径分别为替代效应和健康效应；实施直接补贴型长期护理保险带来的经济收益约为其经济成本的2.91倍，在经济欠发达、养老资源不足的城镇和农村地区具有较高可行性；不同失能档次的处理效应存在较大差异，应针对不同失能程度的人群进行补贴金额的差异化设计。

本文提出如下政策建议：

一是可以尝试推广直接补贴型长护险。如果是养老护理产业不够发达的城镇和农村，收入水平较低且劳动参与受限的城乡居民，可以以直接补贴型作为主要补偿模式；而即使在经济发达地区，直接补贴型模式也可以作为重度失能老人长期护理的补充。另外，目前直补型长护险还仅仅依赖政府财政，未来不可持续。但该模式下的筹资不应仅局限于财政拨付，可以考虑基本医疗保险个人账户家庭共济，形成允许给自己和其他家人投保长期护理保险模式(朱恒鹏等，2020)[27]，以此达到老人照护质量提升、照顾者收入得到保障、医疗资源和医保基金使用效率提升和缓解社会老年照料负担的多重目标。

二是积极应对老年照护产业资本投入和劳动力供给不足问题。制定相关产业政策，提高社会资本参与。激励城乡剩余劳动力向护理产业转移，提高待遇和保障，加强专业化培训，完善灵活就业模式。比如，退出正式劳动力市场的低龄老年人从事简单的照料工作，在家照顾失能老人但仍有剩余时间精力的可同时参与村居其他老人的照料。

三是细化直接补贴型长护险补偿和监管机制。目前东营市三档补偿金额是按照2017年度全市农村居民月均可支配收入的85%、90%、95%确定的，划定方式过于简单，不利于直补型长护险的大规模推广。补偿金额应与照顾者的机会成本相挂钩，如收入、时间成本、健康成本等，设定更多的参数进行调整细分，靶向补偿。此外应当加强监管，实施24小时网络监管，定期寻访，定期培训，建立完善的进入—退出机制，一旦照顾质量不合格就予以扣除或停止补贴。

四是发挥长护险助力医保领域健康脱贫、就业脱贫和安全脱贫实现“三赢”局面的兜底保障作用。2018年垦利区建档立卡贫困户、低保户中共有142名失能人员享受长护险待遇，长护险基金年人均支付9662元的标准已经远超山东省年人均纯收入4500元的脱贫目标，为助力医保扶贫攻坚、有效解决因病致贫、返贫问题发挥了兜底保障作用。根据东营市的经验，相关部门可以将长期护理事业和脱贫攻坚事业相结合，一方面应当给予贫困失能人员更优惠的政策，降低其照护成本，缓解其经济压力；另一方面养老护理产业的发展也催生大量的就业岗位，更多地聘请符合条件的经济困难人员提供养老护理服务，也不失为积极老龄化和乡村振兴背景下脱贫攻坚的可行之策。