Close Neighbors Are Better Than Distant Relatives? The Role of Informal Support in Home-Based Elderly Care Services——Evidence from CHARLS and CGSS
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摘要:
研究在CHARLS和CGSS数据的基础上合成了混合截面数据，采用双向固定效应模型进行了混合回归，探讨了邻里和亲人这两个非正式主体在居家养老服务中的作用及其在城乡的表现差异。研究发现：非正式支持在居家养老服务中的作用有限，尤其是在提升老年人心理满足和社会参与方面；邻里照顾在促进老年人社会参与方面发挥了显著的积极作用，尤其是在农村，其效果超过了亲人照料；亲人和邻里在城乡居家养老服务中的作用存在差异，在城市，邻里照顾作用更突出，而在农村，亲人照料仍具有不可替代性。因此，研究认为，应建设非正式支持和正式支持相互协同的居家养老服务体系，加强非正式照料者的技能培训提高服务质量，以“主体+技术”创新养老服务模式，均衡城乡养老服务资源，缩小城乡养老服务差距。
Abstract:This study utilizes a mixed cross-sectional dataset synthesized from the CHARLS and CGSS databases and employs a two-way fixed effects model to explore the roles of neighbors and relatives as two informal entities in home-based elderly care services and their differential performances in urban and rural areas. The findings reveal: (1) the effectiveness of informal support in home-based elderly care services is limited, particularly in enhancing the psychological well-being and social participation of the elderly; (2) neighbor care plays a significant role in promoting the social participation of the elderly, especially in rural areas, where its effect surpasses that of relative care; (3) there are differences in the roles of relatives and neighbors in urban and rural elderly care services. In urban areas, neighbor care is more prominent, while in rural areas, relative care remains irreplaceable. Based on these findings, it is imperative to build a comprehensive elderly care service system that integrates informal and formal support, strengthen the skill training of informal caregivers to improve service quality, innovate the elderly care service model with a "entity + technology" approach, balance the allocation of elderly care resources between urban and rural areas, and narrow the gap in elderly care services between urban and rural areas.
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Keywords:
- informal support /
- home-based elderly care /
- elderly care services /
- neighbor care /
- relative care
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党的二十大报告提出：“实施积极应对人口老龄化国家战略。”[1]随着老年人口的增多，中国面临着越来越大的养老压力。截至2023年底，中国60岁及以上人口
29697 万人，占全国人口的21.1%，其中65岁及以上人口21676 万人，占全国人口的15.4%① ，社会养老压力持续增大。养老的社会支持有两种，一种是正式支持，另一种是非正式支持[2]。在多层次养老保障体系的国际架构中，非正式支持被纳入第三层次[3]。虽然居家养老不等同于家庭养老，但居家养老符合多数老年人的养老意愿[4]，正式支持是养老保障体系中重要的组成部分[5]。非正式支持通常由亲人、朋友、邻居等提供，他们在老年人的日常照料中起到及时和灵活的作用。例如，当老年人身体不适时，邻居或亲人可以迅速提供帮助，如购买药品、陪同就医等，还可以提供情感上的慰藉，有助于老年人保持良好的心理状态，减少孤独感和抑郁情绪，这些都是正式支持难以做到的。尽管目前的研究为非正式支持参与居家养老服务提供了诸多实证和理论依据，但国内外的研究多探讨正式照料者与非正式照料者之间的作用关系，鲜有非正式照料者内部关系的讨论，也较少研究非正式照料者的城乡异质性。据此，本研究拟借助中国健康与养老追踪调查（China Health and Retirement Longitudinal Study, CHARLS）和中国综合社会调查（Chinese General Social Survey, CGSS）数据，验证非正式支持在居家养老服务中的作用，并进一步说明邻里和亲人在城乡养老中的作用差异。依据养老服务供给主体的划分变量，覆盖更全面的因素，使模型更加规范完整。本研究尝试回答如下问题：非正式支持在居家养老服务中起到什么样的作用，其背后的逻辑机理是什么？非正式支持中的邻里和亲人相比，谁发挥的作用更大？非正式支持在城市和农村发挥作用的特点有何不同？邻里和亲人在城乡居家养老服务中发挥的作用有何差异？
一、 综述与假设：邻里和亲人在居家养老服务中起何作用？
亲人、邻居、朋友等是老年群体重要的精神和心理支持者。在中国，非正式支持存在一定特殊性，子女为老年人提供经济保障和照护服务等家庭支持，在生活照料方面发挥着重要作用[6]，但当前仅依靠子女提供养老支持的传统养老方式难以为继，独生子女家庭养老面临着严重的现实困境[7]，实证表明家人照料总体上降低了被照料失能老人的幸福感[8]。在传统家庭养老中存在养老压力[9]，使家庭功能难以发挥作用，而同为非正式照料者的配偶能提供的养老服务又相当有限[10]。实证研究显示：城市老年人倾诉对象排序依次是朋友、配偶、子女、邻居，远郊县老年人倾诉对象依次是邻居、子女、朋友、配偶[11]。鉴于此，提出如下假设：
假设1. 邻里照顾对亲人照料在一些场景中具有一定的替代作用。
在一些地区，部分追求“老有所为”的老年精英，以扎根于熟人社会的邻里道义为伦理保障，促使留守老龄群体达成自组织互助养老的集体行动[12]，例如，广西西南部边疆民族地区P社区实现了“孝行天下”的互助养老模式[13]。同时，在政策监管难以深入农村基层的情况下，暴露出邻里照顾政策存在邻里服务难以有效满足贫弱老人照护需求、守望相助风气式微导致政策的社会基础不足等制度困境[14]。鉴于此，提出如下假设：
假设2. 在经济发展较好的城市，老年人更易形成邻里互助网络。
城市中经济收入充裕的老年人具有选择正式支持参与居家养老的能力，对非正式支持的选择有所下降[15]。一方面，农村地理位置使正式支持参与居家养老服务更难可及，因此农村老年人更依赖亲人、朋友、邻居提供的非正式支持[16]，其中互助养老社区、时间银行特别受中低收入和无子女老年人的青睐[17]；另一方面，正式支持为农村老年家庭提供基本的经济保障，保障其获得非正式支持[18]，但仍存在传统照护筹资边界蜷缩、新型照护筹资不足的问题[19]，即便农村留守老年人的经济条件有所改善，但其孤独感加重[20]。互助养老适用范围受限，特别对晚年失能、半失能老人，互助养老缺乏价格机制来调节供给与需求[21]。鉴于此，提出如下假设：
假设3. 在城市，邻里照顾对亲人照料的替代作用更大；在农村，邻里照顾则面临某些局限，导致部分照护功能无法有效发挥。
二、 数据来源与变量界定
（一） 数据选择
利用CHARLS和CGSS的数据库，选取2015年及以后的调查结果合成混合截面数据。其中，CHARLS是中国目前唯一一个以中老年人为调查对象的全国性大型微观调查数据[22]，涵盖老年人经济收入、照料者等翔实信息，样本具有代表性，所得结论具有普适性。但CHARLS 2020年的问卷相较于以往变化较大，与本研究设计的问题衔接点较少，如出现了无法完全涵盖所涉主体等问题。考虑研究内容的全面性和时效性，本研究不得不用其他数据库来补充，即纳入了CGSS 2021年的数据库，该年度数据恰好包含社会支持、社会信任、健康行为、医疗保险等，但这类数据在CGSS 2018年及以前的数据库中均缺失，无法独立形成混合截面数据。故将CHARLS 2015年和2018年以及CGSS 2021年的数据进行适当的数据清洗和变量处理后合成混合截面数据，以保障数据的全面和有效。在问卷匹配的适用性上，选择相似内容进行匹配，利用相似选项，统一赋值规则，以保证两个数据库能够兼容。即使是同一数据库，问卷问题设置亦有所差异，故选择尽量相似问题的题目作为衡量依据。所用的CHARLS和CGSS问卷题目对比（部分），如表1所示。由表1可知，其展示了2015年、2018年和2021年所用的数据库部分问卷题目和选项对比，以证明混合截面数据合成的有效性。筛选样本的条件为：一是年龄大于等于60周岁；二是居家养老；三是所在地为城市或农村。
表 1 所用的CHARLS和CGSS问卷题目对比（部分）对比内容 CHARLS 2015 CHARLS 2018 CGSS 2021 心理满足 DC013.我对未来充满希望？ A17.在过去的四周中，您感到心情抑郁或沮丧的频繁程度是？ 生理健康 DA002.您认为您的健康状况怎样？是很好，好，一般，不好，还是很不好？ A15.您觉得您目前的身体健康状况是？ 社会参与 DA056.您过去一个月是否进行了下列社交活动？ A31_1.在过去一年中，您是否经常在您的空闲时间社交/串门？ 照料类非正式力量
照料类组织化
社会力量
照料类市场力量CF004.过去一年，您或您配偶有没有在日常活动（或其他活动）方面给您父母或您配偶的父母提供帮助（例如家务劳动，做饭，洗衣，外出，购物和财务管理）？
GE002.谁负责为您家购买食品？DB022_W3_1.请问在以上（穿衣、洗澡、吃饭、起床、如厕、家务、做饭、购物、打电话、吃药、管钱等）困难中，都有谁帮助您？ E33.参与您的社会支持的都是哪些人？（多选） 经济类政府支持
经济类市场力量FN002_W3.您是否参加了政府机关、事业单位或是企业职工基本养老保险？FN002_W2.您现在是否领取以下退休金/养老保险？FN030_W2.您是否参加了政府机关、事业单位、企业补充养老保险，或者正在领取该补充养老保险金？FN057_W3.您是否参加了/正在领取以下养老保险？ FN002_W4.您是否正在领取，预计将来可以领取或目前正在缴费政府机关退休金、事业单位退休金或是职工基本养老保险？FN030_W4.政府机关事业单位补充养老保险（年金）或者企业补充养老保险（企业年金）？FN058_W4.居民养老保险，居民养老保险包括城乡居民养老保险、新型农村养老保险以及城镇居民养老保险？ A61.您目前是否参加了以下社会保障项目？
D28.请问您目前享有哪些医疗保险？不良习惯 DA059. 您吸过烟吗？ E18.请问您抽烟吗？ 个人经济 GA002.过去一年，您的工资一共领了多少钱？ FF002_W4_a.把奖金等各种收入都算在内， 您过去一年从单位/雇主拿到多少钱？ A8a.您个人去年（2020 年）全年的总收入是多少？ 受教育程度 BD001_W2_4.您现在获得的最高教育水平是什么？ A7a.您目前的最高教育程度是？ （二） 变量界定
1. 因变量
研究的因变量是居家养老服务的效果，用“成功老化”的概念[23]来衡量。将“成功老化”的概念剖析，并从三个方面设置因变量指标：一是心理满足，心理上维持心智与身体的高功能，即同时关注心智与身体功能变化，尽最大可能帮助老年人维持独立生活能力，使其永葆幸福感、满足感与尊严[24]；二是生理健康，生理上降低疾病或失能风险，即通过控制危险因素与疾病预防以消减重大疾病发生概率，保障老年人正常日常活动与基本生活的自理能力；三是社会参与，积极参与社会活动，即老年人通过情感与自尊等社会情绪性支持、劳力协助与经济支援等工具性支持、出谋划策与经验传承等知识性支持，努力维系与他人的社会关系[25]。
2. 自变量
重点研究非正式支持在居家养老中的作用，故自变量为“非正式支持”，又进一步划分为“经济类非正式支持”和“照料类非正式支持”，且将“照料类非正式支持”划分为“亲人照料”和“邻里照顾”。
3. 控制变量
控制变量依据居家养老服务的供给主体划分，除了非正式支持，还有政府支持、组织化社会力量、市场力量等正式支持，将政府支持和市场力量划分为“经济类”和“照料类”，组织化社会力量受数据限制仅考虑“照料类”。其他控制变量为不同个体的自身情况，包括年龄、居住地、学历、个人习惯和经济因素等，共同影响居家养老服务效果，作为老年人“成功老化”的重要影响因素，纳入回归模型分析，限于篇幅，本研究仅汇报了较为重要的几个控制变量。
三、 研究设计和实证分析方法
（一） 混合回归过程
将CHARLS 2015年和2018年以及CGSS 2021年的数据处理后形成混合截面数据进行混合回归。然而，相较于理想实验，老年人是否使用非正式支持，是根据自身条件作出的理性选择，受到多种因素的影响，并非随机生成，非正式支持作用可能存在内生性问题，使用传统回归模型评估非正式支持对居家养老服务的作用，可能会出现偏误。为了克服选择性偏差产生的内生性问题，准确识别因果关系，先利用倾向得分匹配，使不同群体之间尽可能具有可比性[26]。将使用非正式支持的样本（处理组）各项指标与没有使用非正式支持的样本（控制组）进行匹配，匹配方法为选择最近相邻匹配，实现匹配的样本有16 167个，剔除了0.2%的样本。在本研究中，“是否使用非正式支持”作为处理变量 ，本质上也是模型的自变量。具体过程如下：
首先，估计倾向得分值。根据处理变量Ii与控制变量Xi估计倾向得分值。
$$ I _{i}= \left\{\begin{array}{c}0\text{，}无非正式支持\\ 1\text{，}有非正式支持\end{array}\right. $$ (1) 将使用非正式支持与否作区分。Xi表示第i个老年人的控制变量，包括其他主体的使用与否、个人习惯、学历情况、收入水平等。然后，对处理组个体i，确定与其匹配的全部控制组个体，这里应按照上述特征进行匹配。利用混合截面数据尽可能多地找到处理组与控制组之间存在差异的变量，组成匹配变量集，记为
$ X=({X}_{1}，{X}_{2}，{X}_{2}\dots {X}_{n}) $ ；对数据中所有匹配变量$ ({X}_{n}+{X}_{s}) $ ，进行Logit回归，如式（2）所示。$$ \mathrm{L}\mathrm{o}\mathrm{g}\mathrm{i}\mathrm{t}\left(t\right)=X{'}\beta +\varepsilon $$ (2) 其次，匹配。采用式（2）所得回归系数矩阵
$\beta $ ，误差项$\varepsilon $ ，计算出倾向得分值，用P表示，如式（3）所示。$$ {P}_i =\frac{{e}^{{X'}_{i}\beta }}{1+{e}^{{X'}_{i}\beta }} $$ (3) 最后，计算出每个个体的
$ {P}_{it} $ 值，即个体i进入处理组的概率，以此将处理组与控制组匹配在一起。在处理组与控制组间进行对比，进而识别出二者之间的差异。根据特殊类变量$ {X}_{s} $ 和$ {P}_{it} $ 值，在控制组中为个体i寻找匹配对象e，从而得到控制组中与处理组个体i最相似的个体。在处理混合截面数据时，采用Hausman检验进行分析，结果显示应使用固定效应模型，而非随机效应模型。为探求非正式支持对养老服务效果的作用，防止遗漏一些不随时间变化的不可观测因素对结果造成的影响，借助三期混合截面数据，利用双向固定效应模型（个体和时间）进行回归。具体模型设置为
$$ {Y}_{it}={\alpha }_{0}+{\alpha }_{1}{I}_{it}+{\alpha }_{i}{X}_{it}+{\mu }_{i}+{\lambda }_{t}+{\varepsilon }_{it} $$ (4) 式中，
$ {Y}_{it} $ 为个体i在第t年的居家养老服务效果，$ {\alpha }_{0} $ 为截距项；$ {\alpha }_{i} $ 为相对应的回归系数；$ {I}_{it} $ 为研究重点关注的变量，表示个体ｉ在ｔ期非正式支持参与居家养老服务效果的程度。在加入个体固定效应$ {\mu }_{i} $ 和时间固定效应$ {\lambda }_{t} $ 后，$ {\mu }_{i} $ 控制了非正式支持是否参与居家养老服务个体的固有差异，$ {\lambda }_{t} $ 控制了时间变化所引发的差异，$ {X}_{it} $ 为一系列控制变量，$ {\varepsilon }_{it} $ 为随机误差项。（二） 平衡性检验
为确保模型估计结果的信度和效度，首先需对模型进行平衡性检验，如表2所示。平衡性检验意在验证经倾向得分匹配后处理组和控制组间样本特征是否存在显著差异。由表2可知，对各控制变量，处理组与控制组各协变量标准化偏差的绝对值在匹配后多被控制在10%以下，远优于标准化偏差绝对值小于20%的标准[27]。同时，该匹配有效降低了处理组和控制组由不可观察因素引起的内生性，基本消除选择性偏差，匹配达到预期效果。
表 2 平衡性检验变量 样本 均值 标准偏差（%） 误差消减（%） t检验 处理组 控制组 t p>|t| 经济类政府支持 U 1.4593 1.4944 −4.9 64.5 −0.15 0.878 M 1.4598 1.4722 −1.7 0.36 0.719 照料类政府支持 U .1883 .0140 60.4 99.9 28.78 0.000 M .1875 .1876 −0.1 −0.61 0.542 照料类组织化社会力量 U .8079 .6892 17.9 69.0 3.37 0.001 M .8073 .8441 −5.5 −0.14 0.889 经济类市场力量 U .2272 .150 0 17.7 85.1 10.84 0.000 M .2263 .2378 −2.6 −0.48 0.632 照料类市场力量 U .0455 .0192 14.7 79.5 10.44 0.000 M .0445 .0391 3.0 0.50 0.617 受教育程度 U 1.7769 2.0679 −22.6 64.7 −11.94 0.000 M 1.7775 1.8803 −8.0 −0.29 0.772 不良习惯 U .0482 .0529 −2.2 52.5 1.39 0.164 M .0479 .0501 −1.0 0.37 0.711 个人经济（ln值） U 12.4292 12.6115 −3.1 98.1 0.76 0.448 M 12.4292 12.4292 −0.1 0.41 0.682 同时，匹配前后的倾向得分散点分布情况，如图1所示。发现经匹配后，各协变量的标准化偏差有所缩小，可判断模型通过平衡性假设检验。
此外，共同支撑假设检验的目的在于确保大多数处理组样本可以在控制组中找到匹配对象。其中，控制组和处理组在共同取值范围内的样本分别为8 142个和8 025个，实现匹配的样本有16 167个，不在共同取值范围内的样本为9个，共同支撑假设检验，如表3所示。
表 3 共同支撑假设检验处理任务 非共同取值范围内 共同取值范围内 总计 控制组 1 8 142 8 143 处理组 8 8 025 8 033 总计 9 16 167 16 176 同时，匹配前后的核密度图，如图2所示。发现处理组和控制组的特征更加接近，可判断模型通过共同支撑假设检验。
（三） 匹配后的描述性分析
2015年、2018年和2021年所用的数据样本，分别报告了自变量的均值、标准差等情况，如表4所示。由表4可知，2015年、2018年和2021年社会参与以及各控制变量上差异较大，说明存在较大的解释空间。总体而言，2015年和2018年的居家养老服务效果的均值差异较为明显，但2021年较2015年整体略有提升。
表 4 各变量的描述性统计变量 2015年（N=2 162） 2018年（N=8 234） 2021年（N=5 810） 均值 标准差 均值 标准差 均值 标准差 居家养老服务效果 6.265 2.112 11.039 5.868 6.463 2.376 心理满足 2.308 1.390 2.521 1.295 3.400 7.321 生理健康 3.112 0.997 3.130 0.968 2.204 3.716 社会参与 0.845 1.029 5.388 5.499 1.670 3.786 政府 2.010 0.495 1.172 0.445 2.020 0.723 经济类政府支持 2.010 0.495 0.966 0.181 2.014 0.721 照料类政府支持 0.000 0.022 0.206 0.404 0.006 0.078 组织化社会力量 0.877 0.328 1.225 0.477 0.003 0.059 市场主体 1.278 0.474 0.048 0.237 0.097 0.397 经济类市场力量 1.036 0.188 0.044 0.223 0.095 0.393 照料类市场力量 0.242 0.435 0.004 0.073 0.000 0.058 非正式支持 0.805 0.574 0.588 0.568 0.608 0.650 经济类非正式支持 0.680 0.466 0.518 0.500 0.457 0.529 照料类非正式支持 0.125 0.331 0.070 0.255 0.151 0.358 受教育程度 0.390 0.836 1.866 1.087 2.535 1.227 不良习惯 0.032 0.176 0.036 0.186 0.083 0.276 个人经济（ln值） 7.299 8.923 7.514 8.935 13.579 14.793 四、 实证结果
（一） 基准回归结果分析
为探析非正式支持对居家养老服务效果的作用，基于2015年、2018年和2021年的数据，对非正式支持以及经济类、照料类非正式支持对居家养老服务效果分别进行回归分析，匹配后非正式支持作为自变量的回归结果，如表5所示。
表 5 非正式支持对居家养老服务效果的基准回归结果变量 模型1
（居家养老
服务效果）居家养老服务效果 模型2
（心理满足）模型3
（生理健康）模型4
（社会参与）非正式支持 0.044
（0.387）−0.024
（−0.692）−0.045*
（−1.705）0.113
（1.071）控制变量 是 是 是 是 时间固定效应 是 是 是 是 个体固定效应 是 是 是 是 常数项 6.802***
（3.074）−0.555
（−0.844）2.496***
（4.838）4.860**
（2.375）样本量 16167 16167 16167 16167 基于回归结果可以发现，非正式支持在老年人的生理健康方面具有显著的负向影响。一方面，非正式支持对居家养老服务效果的影响不显著。尤其是在老年人的心理满足和社会参与这种相对高质量的需求方面没有呈现显著的影响，反映出老年人在心理和社会层面需要更加系统化和有组织的支持，而非正式支持可能无法完全满足其需求。
另一方面，非正式支持只在居家养老服务效果的生理健康方面呈现显著的影响，且由于其不专业而呈现一定的负向影响。但非正式支持虽有某些方面的不足，却可给予正式支持一定的补缺作用。具体来说，非正式支持照料者往往缺乏专业的医疗和养老服务培训，可能导致照顾不当或错误处理健康问题。且非正式支持依赖照料者的个人情况，可能会因为照料者的自身问题而中断，这给老年人的稳定照护带来了不确定性。由此可见，虽然非正式支持在特定情境下仍然发挥作用，但其在整体居家养老服务中发挥的作用正在逐渐减弱。
（二） 亲人照料与邻里照顾作用探析
为进一步探寻亲人照料和邻里照顾这些非正式支持分别对养老服务效果的作用，将样本按照亲人照料和邻里照顾进行划分。值得一提的是，在研究中，邻里照顾并不涉及全天候或长时间的持续服务，而是基于具体情况和老年人实际需要的临时性帮助。因此，邻里的参与度是以老年人实际接受邻里帮助的情况为衡量标准，认定只要邻里在特定时刻为老年人提供了必要的支持，即视为参与了养老照顾过程。其他养老服务的供给主体则与其他因素共同被视为控制变量。对应至各年度数据库，变量设置和处理规则，如表6所示。
表 6 照料类非正式变量分类和界定变量 CHARLS 2015 CHARLS 2018 CGSS 2021 亲人照料 DB022_W3_1.选择1-5或GE002选择1-2记1，
其余记0DB022_W3_1.选择1-5或GE002选择1-50的记1，
其余记0E33.选择1-2的记1，其余记0 邻里照顾 GE002.选择4的记1，其余记0 GE002.选择52的记1，其余记0 E33.选择3-5的记1，其余记0 根据上述规则，分别以亲人照料和邻里照顾作为自变量，居家养老服务效果、心理满足、生理健康、社会参与作为因变量，选择双向固定效应模型进行回归分析，以探寻二者与居家养老服务效果的因果关系。亲人照料和邻里照顾分别作为自变量的回归结果，如表7和表8所示。
表 7 亲人照料对居家养老服务效果的基准回归结果变量 模型1
（居家养老
服务效果）居家养老服务效果 模型2
（心理满足）模型3
（生理健康）模型4
（社会参与）亲人照料 −0.140
（−0.787）−0.032
（−0.616）−0.023
（−0.558）−0.084
（−0.512）时间固定效应 是 是 是 是 个体固定效应 是 是 是 是 控制变量 是 是 是 是 常数项 6.724***
（3.038）−0.559
（−0.850）2.506***
（4.853）4.777**
（2.333）样本量 16 167 16 167 16 167 16 167 表 8 邻里照顾对居家养老服务效果的基准回归结果变量 模型1
（居家养老
服务效果）居家养老服务效果 模型2
（心理满足）模型3
（生理健康）模型4
（社会参与）邻里照顾 2.166**
（2.563）0.550**
（2.191）−0.637***
（−3.232）2.253***
（2.883）时间固定效应 是 是 是 是 个体固定效应 是 是 是 是 控制变量 是 是 是 是 常数项 6.757***
（3.056）−0.552
（−0.840）2.523***
（4.895）4.785**
（2.341）样本量 16 167 16 167 16 167 16 167 基于以上回归结果可以发现，亲人照料对居家养老服务效果影响不显著，而邻里照顾对居家养老服务效果产生了显著的正向影响。具体来说：
首先，邻里照顾显著影响老年人的社会参与。可以明显观察到，邻里照顾对老年人社会参与不仅呈现正向影响，且在所有因变量中的数值最大，充分证明了该影响的强度和程度。由于邻里地理位置的便利性，以及邻里之间的文化背景、价值观念较为相似，老年人更容易找到共同话题，可以更方便地参与到如广场舞、棋牌、健身等社区活动中，邻里之间长期相处，如邻居帮助老人购物等，形成了较为紧密的人际关系网，有助于老年人拓展社交圈子，以此提高老年人的社交积极性，增强老年人的归属感。
其次，邻里照顾对亲人照料有一定替代作用。邻里照顾不仅对整体居家养老服务效果产生了显著影响，还在细分的三个因变量中也呈现出显著性，除了生理健康，其他因变量都呈现正向影响。邻里之间的互动有助于缓解老年人的孤独感和抑郁情绪，邻里提供的不仅是物质帮助，更多的是情感支持和社交机会。与之形成对比的是，尽管亲人在老年人的照料中扮演着重要角色，但研究发现，亲人照料对任何一个因变量都未呈现显著影响。这可能是因为亲人由于工作、距离或其他个人原因，无法提供持续的照料，或长期照料老年人可能给亲人带来情感和经济的压力，影响照料的质量，以及亲人可能缺乏必要的专业知识和技能，无法有效应对老年人的特定需求。
最后，亲人照料的居家养老服务效果并不因回归结果不明显而被否定。老年人对亲人照料和邻里照顾可能存在不同的期待。在中国传统文化中，家庭被视为养老的主要责任单位，老年人往往对亲人照料抱有更高的情感期待。老年人通常期待亲人能够提供更为全面和深入的照料，包括日常生活的照顾、医疗陪护以及情感交流等；相比之下，老年人对邻里照顾的态度可能更多是期待应急性的帮助或者社交互动，即一种更为轻松和灵活的支持方式。同时，亲人在照料时可能由于情感投入过深或自身压力较大，难以全面顾及老年人的情绪需求；而邻里间的照顾往往是短时间的和间歇性的，“熟人社会”中这种“点到为止”的帮忙方式可能更符合老年人的自尊心和独立性要求，避免了长期依赖带来的心理负担。
（三） 稳健性检验
为进一步强化模型回归结果的稳健性，通过更换匹配方法进行稳健性检验，将选择最近相邻匹配法更换为核匹配法，通过核函数来调整权重，目的是更合理地调整每个控制组样本与任一处理组样本之间的距离，即倾向得分值的差值，核匹配后的样本量为16 169个，稳健性检验结果如表9所示。由表9可知，在更换了匹配方法后，无论是回归结果、正负值和显著性均与选择最近相邻匹配法一致，稳健性得到支撑。
表 9 使用核匹配的稳健性检验变量 模型1
（居家养老
服务效果）居家养老服务效果 模型2
（心理满足）模型3
（生理健康）模型4
（社会参与）非正式支持 0.044
（0.387）−0.024
（−0.692）−0.045*
（−1.705）0.113
（1.071）控制变量 是 是 是 是 时间固定效应 是 是 是 是 个体固定效应 是 是 是 是 常数项 6.802***
（3.074）−0.555
（−0.844）2.497***
（4.839）4.860**
（2.375）样本量 16169 16169 16169 16169 （四） 城乡异质性讨论
1. 非正式支持在城乡居家养老服务中的异质表现
将人群划分为城市和农村后，经匹配后回归的样本分别为4 991个和11 176个。非正式支持作为自变量在城市和农村居家养老服务中的回归结果，如表10所示。
表 10 非正式支持在城乡养老服务中的回归结果对比变量 城市 农村 模型1
（居家养老服务效果）居家养老服务效果 模型1
（居家养老服务效果）居家养老服务效果 模型2
（心理满足）模型3
（生理健康）模型4
（社会参与）模型2
（心理满足）模型3
（生理健康）模型4
（社会参与）非正式支持 0.422***
（2.702）0.041
（0.781）−0.026
（−0.768）0.407***
（2.784）−0.086
（−0.567）−0.037
（−0.834）−0.050
（−1.401）0.001
（0.007）控制变量 是 是 是 是 是 是 是 是 时间固定效应 是 是 是 是 是 是 是 是 个体固定效应 是 是 是 是 是 是 是 是 常数项 12.478**
（2.516）−1.591
（−0.964）2.946***
（2.715）11.124**
（2.392）6.068**
（2.564）−0.233
（−0.339）2.529***
（4.517）3.772*
（1.727）样本量 4 991 4 991 4 991 4 991 11 176 11 176 11 176 11 176 基于以上回归结果可以发现，非正式支持只对城市居家养老服务效果显著。具体来说：
首先，非正式支持只在城市居家养老服务中呈现显著的正向影响。这背后的逻辑：一是在农村，非正式支持是居家养老服务的主要形式，由于农村具有较强的互助传统和紧密的邻里关系，非正式支持的使用较为普遍，因此其边际效应可能不如城市明显；二是在城市，老年人由于生活节奏快、社交网络相对薄弱，对非正式支持的期待更为强烈。非正式支持（如亲人和邻居的帮助）在城市中的稀缺性使其显得更加宝贵，一旦获得能够更有效地提升居家养老服务质量。
其次，非正式支持显著影响城市老年人的社会参与。可能的解释：一方面，亲人照料往往被视为一种家庭责任和荣誉的体现，使老年人在社会交往中感到更有“面子”，即在社会地位和尊严上得到提升，这种心理状态使老年人在社会参与中更有“底气”，更愿意参与社区活动，与他人交流，从而提高老年人的社会参与度；另一方面，邻里照顾往往伴随着频繁的互动，有助于建立更加深厚的感情，从而老年人更有动力参与社会活动。
再次，在城市，非正式支持在老年人的心理满足和生理健康方面均不显著。这可能是因为城市的医疗服务资源相对丰富，老年人更容易获得专业医疗和心理健康服务，这些服务通常由正式支持提供，而非正式支持可能缺乏必要的专业知识和技能来处理复杂的健康问题，这导致非正式支持在提供心理满足和促进生理健康方面的效果不显著。
最后，在农村，非正式支持对老年人的心理满足、生理健康和社会参与均不显著。一方面，农村的医疗资源相对匮乏，医疗机构数量少，专业医护人员缺乏，老年人难以获得及时有效的医疗服务；且农村交通基础设施落后，老年人出行困难，缺乏多样化的社交活动和公共服务。在这种情况下，非正式支持通常是基于家庭成员和邻里之间的互助，难以解决农村老年人面临的医疗、交通和社交等结构性问题，因此，对居家养老服务效果的影响有限。另一方面，在农村，亲人照料往往是长期的、持续性的，额外增加亲人照料并不一定能够带来显著的正面影响，因为老年人可能已经习惯了这种支持。此外，长期的亲人照料可能会导致照料者自身负担过重，反而影响照料的质量和效果。
2. 亲人和邻里在城乡居家养老服务中的异质表现
进一步分析亲人照料和邻里照顾在城市和农村的异质表现，同样采用双向固定效应模型对亲人照料回归，亲人照料作为自变量在城市和农村居家养老服务中的回归结果，如表11所示。
表 11 亲人照料在城乡居家养老服务中的回归结果对比变量 城市 农村 模型1
（居家养老服务效果）居家养老服务效果 模型1
（居家养老服务效果）居家养老服务效果 模型2
（心理满足）模型3
（生理健康）模型4
（社会参与）模型2
（心理满足）模型3
（生理健康）模型4
（社会参与）亲人照料 1.058***
（4.351）0.019
（0.232）0.081
（1.520）0.958***
（4.201）−0.485**
（−2.067）−0.043
（−0.637）−0.049
（−0.886）−0.392*
（−1.812）控制变量 是 是 是 是 是 是 是 是 时间固定效应 是 是 是 是 是 是 是 是 个体固定效应 是 是 是 是 是 是 是 是 常数项 13.368***
（2.700）−1.622
（−0.981）3.097***
（2.852）11.894**
（2.561）5.972**
（2.524）−0.238
（−0.347）2.524***
（4.506）3.686*
（1.688）样本量 4991 4991 4991 4991 11176 11176 11176 11176 基于以上回归结果可以发现，亲人照料对城市居家养老服务效果呈现显著的正向影响，而对农村呈现显著的负向影响。具体来说：
第一，亲人照料在城乡居家养老服务中均发挥显著作用，但其影响却呈现城乡差异。在城市，家庭的关怀与支持为老年人带来了积极的作用，帮助老年人减轻了快节奏生活压力带来的重负，提供了不可或缺的心理慰藉。相反地，在农村，许多农村家庭青壮年劳动力选择外出务工，导致留守老年人面临空巢的困境，亲人照料显得心有余而力不足，照料资源的匮乏进一步降低了养老服务的整体效果。
第二，在促进老年人社会参与方面，亲人照料在城乡居家养老服务中也呈现了显著的差异。在城市，家庭的支持和照护使老年人能够更有效地处理日常事务，从而有更多的时间和精力投身于社会活动，产生了正向影响。而在农村，由于亲人照料的不足或缺乏专业性，老年人有时还需承担照顾孙辈的责任，这无疑限制了老年人参与社会互动的可能性，从而产生了负面影响。
第三，无论是在城市还是农村，亲人照料对老年人的心理满足和生理健康方面的影响似乎并不显著。这一发现提示，相较于市场力量或政府支持等正式支持所提供的养老服务，亲人照料在提升老年人心理满足和生理健康方面的作用可能相对有限。这要求在养老服务体系建设中，应更加注重正式支持与非正式支持的有效结合，以全面提高老年人的生活质量。
同样地，分析邻里照顾在城市和农村的居家养老服务中的表现，同样采用双向固定效应模型对邻里照顾回归，邻里照顾作为自变量在城市和农村居家养老服务中的回归结果，如表12所示。
表 12 邻里照顾在城乡居家养老服务中的回归结果对比变量 城市 农村 模型1
（居家养老服务效果）居家养老服务效果 模型1
（居家养老服务效果）居家养老服务效果 模型2
（心理满足）模型3
（生理健康）模型4
（社会参与）模型2
（心理满足）模型3
（生理健康）模型4
（社会参与）邻里照顾 5.567***
（4.312）1.303***
（3.029）−0.016
（−0.058）4.280***
（3.530）1.545
（1.415）0.359
（1.131）−0.780***
（−3.021）1.966*
（1.951）控制变量 是 是 是 是 是 是 是 是 时间固定效应 是 是 是 是 是 是 是 是 个体固定效应 是 是 是 是 是 是 是 是 常数项 11.345**
（2.296）−1.774
（−1.078）2.984***
（2.752）10.135**
（2.184）6.084**
（2.571）−0.228
（−0.331）2.532***
（4.527）3.779*
（1.731）样本量 4991 4991 4991 4991 11176 11176 11176 11176 基于以上回归结果可以发现，邻里照顾在城市养老服务中呈现正向影响。具体来说：
第一，邻里照顾在城市居家养老服务中的作用明显优于其在农村居家养老服务中的作用。尽管在农村，邻里照顾是一种常见现象，但城市中的老年人正逐渐基于社区构建的邻里社交网络，积极参与社区活动，加强与邻里的互动，这无疑提升了居家养老服务的整体效果。
第二，在城市，邻里照顾对老年人的心理满足和社会参与方面均发挥了积极作用，其中在社会参与方面的影响尤为显著。邻里照顾不仅为老年人提供了必要的情感支持，还为其创造了丰富的社交机会。通过邻里间的互动，老年人的精神需求得到了满足，这不仅增强了他们的社会参与感，也提升了社交互动的质量，显著提高了他们的心理满足感。
第三，在农村，邻里照顾在生理健康方面存在一定的局限性，甚至可能产生负面影响，但在促进老年人的社会参与方面发挥了积极作用。原因在于：邻里照顾作为一种非正式、非专业的支持形式，在提供生理健康支持方面存在局限；而其对老年人社会参与方面的积极作用，得益于邻里间形成的民间组织和社会网络，这些有效地促进了老年人的社交互动，提高了他们的社会参与度。
从亲人照料和邻里照顾的城乡对比和关系来看：
在城市地区，亲人照料与邻里照顾之间呈现相互补充但侧重点不同的特点。亲人照料主要体现为情感支持与生活协助，能够在老年人应对快节奏生活压力和心理慰藉方面发挥关键作用。然而，由于城市家庭结构趋于小型化，家庭成员陪伴时间有限，亲人照料在满足老年人社会交往与日常互动方面存在不足。相较而言，邻里照顾作为一种基于社区网络构建的非正式支持形式，为城市老年人提供了更多的社交机会和互动空间，尤其在社会参与和心理满足方面具有不可替代的优势。因此，在城市居家养老服务中，亲人照料在家庭内部发挥核心作用，而邻里照顾则在公共空间中拓展了老年人社会联系的广度与深度，两者形成了较为良性的互补机制。
在农村地区，亲人照料与邻里照顾的功能则呈现一定程度的错位与替代关系。由于农村家庭中亲人照料资源匮乏，许多老年人处于“留守”状态，亲人照料往往因缺位或功能弱化而难以满足其日常与情感需求。与此同时，邻里照顾则成为农村老年人主要的非正式支持来源，邻里之间基于血缘、地缘与熟人关系的传统互助网络，在一定程度上弥补了亲人照料的不足，尤其在促进社会参与方面发挥了积极作用。然而，受限于邻里照顾的非专业性，其在生理健康支持方面的能力仍较为有限。因此，在农村居家养老服务中，亲人照料的缺失导致其整体效能偏低，而邻里照顾虽具有一定的替代作用，但其支撑能力仍需通过社区建设与制度支持进一步加强。
五、 研究结论与对策建议
通过对非正式支持在城乡居家养老服务中扮演的角色进行深入探讨，揭示了其在实际应用中的复杂性和局限性。首先，相较于其他支持，非正式支持在居家养老服务中的作用相对有限，尤其是在提升老年人的心理满足和社会参与方面，这一发现挑战了传统观念中非正式支持在养老服务中的绝对优势地位；非正式支持在生理健康方面虽有显著影响但为负向，这反映了非正式支持缺乏专业性的问题，难以满足老年人复杂多变的需求。
其次，非正式支持仅在城市居家养老服务中呈现显著影响，尤其是在促进城市老年人社会参与方面。这一现象表明，非正式支持的作用可能受到城乡差异的影响，城市中的社区结构和社交网络为邻里照顾提供了更多的机会和平台。此外，相较于亲人照料，邻里照顾在促进老年人社会参与方面发挥了更为积极的作用，尤其是在城市。这一发现支持了“远亲不如近邻”的传统智慧，但在农村，尽管邻里照顾的作用大于亲人照料，尤其是社会参与方面，但亲人的不可替代性仍然存在。这一结论说明，非正式支持在居家养老服务中，亲人和邻里各有其独特的角色和功能。例如，在实际中，往往“小事找邻居，大事找亲人”。
最后，尽管现实中，在农村，受限于经济等原因，居家养老更依赖非正式支持而不是正式支持，但其儿女多外出打工难以参与照料，即使受到宗族和互助观念的影响，邻里在帮助老年人身体自理上的作用亦有限，“远亲”仍需在农村养老中发挥作用。
本研究不仅为非正式支持在城乡居家养老服务中的作用提供了实证依据，还帮助人们深入理解了非正式支持在养老服务中的多样性、复杂性和局限性。养老服务应当更加注重非正式支持与正式支持的有效结合，以及如何根据城乡差异优化养老服务资源配置，来满足老年人的多元需求。因此，提出如下建议：
第一，建设非正式支持和正式支持协同的全面居家养老服务体系。明确非正式支持和正式支持的角色分工，非正式支持在日常生活中提供即时帮助，在情感交流和日常照料方面发挥作用；而正式支持则在专业性和稳定性方面提供保障，专注于医疗和专业的居家养老服务，减少非正式支持的不专业性带来的负向影响。同时，建立正式支持体系与非正式支持体系之间的有效沟通和协作机制，确保老年人得到全面和连续的照料。
第二，优化非正式支持的居家养老服务体系，提高照料质量。加强非正式照料者对老年人照料的技能培训，保障老年人的身心健康。同时，需要社区提供更多政策支持，鼓励非正式照料者提供更为专业的照料，以满足老年人复杂多变的需求。在城市地区，强化社区支持网络，鼓励邻里间的互助行为，政府和社会组织可以设计更多适合老年人的社会活动，充分利用邻里互助网络，促进老年人的社会参与；在农村，应重视邻里照顾的作用，建立和完善农村居家养老服务体系，鼓励和支持邻里照顾组织的发展，提高邻里在紧急情况下的应对能力，提高农村老年人的生活质量。
第三，创新居家养老服务模式，建立“主体+技术”双协同保障照料覆盖。例如，建立城市居家养老服务信息平台，促进非正式支持资源的有效匹配和利用。鼓励技术带动家庭成员参与，通过社区活动、志愿服务等方式，扩大非正式支持网络，促进老年人积极参与社区活动。再如，整合农村非正式支持资源，提高其服务效率和覆盖面，在欠发达的农村采用“远亲出钱，邻里出力”的模式，倡导农村老年人互助合作，降低养老成本的同时，提供相对专业邻里照顾，缓解留守老年人无人照料、照料不好的困境。虽然邻里照顾在一定程度上可以替代亲人照料，但亲人照料亦重要，政府可以通过政策引导，鼓励子女提供一定的经济补贴。
第四，均衡城乡居家养老服务资源，缩小城乡养老服务差距。增加农村养老服务财政投入，用于改善农村养老服务设施，提升农村居家养老服务能力，强化正式支持的服务可及性。并建立城乡养老服务资源共享机制，通过推广远程医疗服务等，使城市优质资源向农村辐射，提高农村养老服务水平。推动城乡居家养老服务标准统一，通过政策激励，鼓励社会资本投入农村养老服务领域，确保农村老年人能够享受到与城市相当的养老服务。
注释：
① 参见：《国务院新闻办就2023年国民经济运行情况举行发布会》，网址为https://www.gov.cn/lianbo/fabu/202401/content_6926619.htm。 -
表 1 所用的CHARLS和CGSS问卷题目对比（部分）
对比内容 CHARLS 2015 CHARLS 2018 CGSS 2021 心理满足 DC013.我对未来充满希望？ A17.在过去的四周中，您感到心情抑郁或沮丧的频繁程度是？ 生理健康 DA002.您认为您的健康状况怎样？是很好，好，一般，不好，还是很不好？ A15.您觉得您目前的身体健康状况是？ 社会参与 DA056.您过去一个月是否进行了下列社交活动？ A31_1.在过去一年中，您是否经常在您的空闲时间社交/串门？ 照料类非正式力量
照料类组织化
社会力量
照料类市场力量CF004.过去一年，您或您配偶有没有在日常活动（或其他活动）方面给您父母或您配偶的父母提供帮助（例如家务劳动，做饭，洗衣，外出，购物和财务管理）？
GE002.谁负责为您家购买食品？DB022_W3_1.请问在以上（穿衣、洗澡、吃饭、起床、如厕、家务、做饭、购物、打电话、吃药、管钱等）困难中，都有谁帮助您？ E33.参与您的社会支持的都是哪些人？（多选） 经济类政府支持
经济类市场力量FN002_W3.您是否参加了政府机关、事业单位或是企业职工基本养老保险？FN002_W2.您现在是否领取以下退休金/养老保险？FN030_W2.您是否参加了政府机关、事业单位、企业补充养老保险，或者正在领取该补充养老保险金？FN057_W3.您是否参加了/正在领取以下养老保险？ FN002_W4.您是否正在领取，预计将来可以领取或目前正在缴费政府机关退休金、事业单位退休金或是职工基本养老保险？FN030_W4.政府机关事业单位补充养老保险（年金）或者企业补充养老保险（企业年金）？FN058_W4.居民养老保险，居民养老保险包括城乡居民养老保险、新型农村养老保险以及城镇居民养老保险？ A61.您目前是否参加了以下社会保障项目？
D28.请问您目前享有哪些医疗保险？不良习惯 DA059. 您吸过烟吗？ E18.请问您抽烟吗？ 个人经济 GA002.过去一年，您的工资一共领了多少钱？ FF002_W4_a.把奖金等各种收入都算在内， 您过去一年从单位/雇主拿到多少钱？ A8a.您个人去年（2020 年）全年的总收入是多少？ 受教育程度 BD001_W2_4.您现在获得的最高教育水平是什么？ A7a.您目前的最高教育程度是？ 
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表 2 平衡性检验
变量 样本 均值 标准偏差（%） 误差消减（%） t检验 处理组 控制组 t p>|t| 经济类政府支持 U 1.4593 1.4944 −4.9 64.5 −0.15 0.878 M 1.4598 1.4722 −1.7 0.36 0.719 照料类政府支持 U .1883 .0140 60.4 99.9 28.78 0.000 M .1875 .1876 −0.1 −0.61 0.542 照料类组织化社会力量 U .8079 .6892 17.9 69.0 3.37 0.001 M .8073 .8441 −5.5 −0.14 0.889 经济类市场力量 U .2272 .150 0 17.7 85.1 10.84 0.000 M .2263 .2378 −2.6 −0.48 0.632 照料类市场力量 U .0455 .0192 14.7 79.5 10.44 0.000 M .0445 .0391 3.0 0.50 0.617 受教育程度 U 1.7769 2.0679 −22.6 64.7 −11.94 0.000 M 1.7775 1.8803 −8.0 −0.29 0.772 不良习惯 U .0482 .0529 −2.2 52.5 1.39 0.164 M .0479 .0501 −1.0 0.37 0.711 个人经济（ln值） U 12.4292 12.6115 −3.1 98.1 0.76 0.448 M 12.4292 12.4292 −0.1 0.41 0.682
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表 3 共同支撑假设检验
处理任务 非共同取值范围内 共同取值范围内 总计 控制组 1 8 142 8 143 处理组 8 8 025 8 033 总计 9 16 167 16 176
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表 4 各变量的描述性统计
变量 2015年（N=2 162） 2018年（N=8 234） 2021年（N=5 810） 均值 标准差 均值 标准差 均值 标准差 居家养老服务效果 6.265 2.112 11.039 5.868 6.463 2.376 心理满足 2.308 1.390 2.521 1.295 3.400 7.321 生理健康 3.112 0.997 3.130 0.968 2.204 3.716 社会参与 0.845 1.029 5.388 5.499 1.670 3.786 政府 2.010 0.495 1.172 0.445 2.020 0.723 经济类政府支持 2.010 0.495 0.966 0.181 2.014 0.721 照料类政府支持 0.000 0.022 0.206 0.404 0.006 0.078 组织化社会力量 0.877 0.328 1.225 0.477 0.003 0.059 市场主体 1.278 0.474 0.048 0.237 0.097 0.397 经济类市场力量 1.036 0.188 0.044 0.223 0.095 0.393 照料类市场力量 0.242 0.435 0.004 0.073 0.000 0.058 非正式支持 0.805 0.574 0.588 0.568 0.608 0.650 经济类非正式支持 0.680 0.466 0.518 0.500 0.457 0.529 照料类非正式支持 0.125 0.331 0.070 0.255 0.151 0.358 受教育程度 0.390 0.836 1.866 1.087 2.535 1.227 不良习惯 0.032 0.176 0.036 0.186 0.083 0.276 个人经济（ln值） 7.299 8.923 7.514 8.935 13.579 14.793
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表 5 非正式支持对居家养老服务效果的基准回归结果
变量 模型1
（居家养老
服务效果）居家养老服务效果 模型2
（心理满足）模型3
（生理健康）模型4
（社会参与）非正式支持 0.044
（0.387）−0.024
（−0.692）−0.045*
（−1.705）0.113
（1.071）控制变量 是 是 是 是 时间固定效应 是 是 是 是 个体固定效应 是 是 是 是 常数项 6.802***
（3.074）−0.555
（−0.844）2.496***
（4.838）4.860**
（2.375）样本量 16167 16167 16167 16167
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表 6 照料类非正式变量分类和界定
变量 CHARLS 2015 CHARLS 2018 CGSS 2021 亲人照料 DB022_W3_1.选择1-5或GE002选择1-2记1，
其余记0DB022_W3_1.选择1-5或GE002选择1-50的记1，
其余记0E33.选择1-2的记1，其余记0 邻里照顾 GE002.选择4的记1，其余记0 GE002.选择52的记1，其余记0 E33.选择3-5的记1，其余记0
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表 7 亲人照料对居家养老服务效果的基准回归结果
变量 模型1
（居家养老
服务效果）居家养老服务效果 模型2
（心理满足）模型3
（生理健康）模型4
（社会参与）亲人照料 −0.140
（−0.787）−0.032
（−0.616）−0.023
（−0.558）−0.084
（−0.512）时间固定效应 是 是 是 是 个体固定效应 是 是 是 是 控制变量 是 是 是 是 常数项 6.724***
（3.038）−0.559
（−0.850）2.506***
（4.853）4.777**
（2.333）样本量 16 167 16 167 16 167 16 167
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表 8 邻里照顾对居家养老服务效果的基准回归结果
变量 模型1
（居家养老
服务效果）居家养老服务效果 模型2
（心理满足）模型3
（生理健康）模型4
（社会参与）邻里照顾 2.166**
（2.563）0.550**
（2.191）−0.637***
（−3.232）2.253***
（2.883）时间固定效应 是 是 是 是 个体固定效应 是 是 是 是 控制变量 是 是 是 是 常数项 6.757***
（3.056）−0.552
（−0.840）2.523***
（4.895）4.785**
（2.341）样本量 16 167 16 167 16 167 16 167
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表 9 使用核匹配的稳健性检验
变量 模型1
（居家养老
服务效果）居家养老服务效果 模型2
（心理满足）模型3
（生理健康）模型4
（社会参与）非正式支持 0.044
（0.387）−0.024
（−0.692）−0.045*
（−1.705）0.113
（1.071）控制变量 是 是 是 是 时间固定效应 是 是 是 是 个体固定效应 是 是 是 是 常数项 6.802***
（3.074）−0.555
（−0.844）2.497***
（4.839）4.860**
（2.375）样本量 16169 16169 16169 16169
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表 10 非正式支持在城乡养老服务中的回归结果对比
变量 城市 农村 模型1
（居家养老服务效果）居家养老服务效果 模型1
（居家养老服务效果）居家养老服务效果 模型2
（心理满足）模型3
（生理健康）模型4
（社会参与）模型2
（心理满足）模型3
（生理健康）模型4
（社会参与）非正式支持 0.422***
（2.702）0.041
（0.781）−0.026
（−0.768）0.407***
（2.784）−0.086
（−0.567）−0.037
（−0.834）−0.050
（−1.401）0.001
（0.007）控制变量 是 是 是 是 是 是 是 是 时间固定效应 是 是 是 是 是 是 是 是 个体固定效应 是 是 是 是 是 是 是 是 常数项 12.478**
（2.516）−1.591
（−0.964）2.946***
（2.715）11.124**
（2.392）6.068**
（2.564）−0.233
（−0.339）2.529***
（4.517）3.772*
（1.727）样本量 4 991 4 991 4 991 4 991 11 176 11 176 11 176 11 176
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表 11 亲人照料在城乡居家养老服务中的回归结果对比
变量 城市 农村 模型1
（居家养老服务效果）居家养老服务效果 模型1
（居家养老服务效果）居家养老服务效果 模型2
（心理满足）模型3
（生理健康）模型4
（社会参与）模型2
（心理满足）模型3
（生理健康）模型4
（社会参与）亲人照料 1.058***
（4.351）0.019
（0.232）0.081
（1.520）0.958***
（4.201）−0.485**
（−2.067）−0.043
（−0.637）−0.049
（−0.886）−0.392*
（−1.812）控制变量 是 是 是 是 是 是 是 是 时间固定效应 是 是 是 是 是 是 是 是 个体固定效应 是 是 是 是 是 是 是 是 常数项 13.368***
（2.700）−1.622
（−0.981）3.097***
（2.852）11.894**
（2.561）5.972**
（2.524）−0.238
（−0.347）2.524***
（4.506）3.686*
（1.688）样本量 4991 4991 4991 4991 11176 11176 11176 11176
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表 12 邻里照顾在城乡居家养老服务中的回归结果对比
变量 城市 农村 模型1
（居家养老服务效果）居家养老服务效果 模型1
（居家养老服务效果）居家养老服务效果 模型2
（心理满足）模型3
（生理健康）模型4
（社会参与）模型2
（心理满足）模型3
（生理健康）模型4
（社会参与）邻里照顾 5.567***
（4.312）1.303***
（3.029）−0.016
（−0.058）4.280***
（3.530）1.545
（1.415）0.359
（1.131）−0.780***
（−3.021）1.966*
（1.951）控制变量 是 是 是 是 是 是 是 是 时间固定效应 是 是 是 是 是 是 是 是 个体固定效应 是 是 是 是 是 是 是 是 常数项 11.345**
（2.296）−1.774
（−1.078）2.984***
（2.752）10.135**
（2.184）6.084**
（2.571）−0.228
（−0.331）2.532***
（4.527）3.779*
（1.731）样本量 4991 4991 4991 4991 11176 11176 11176 11176
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[1] 习近平. 高举中国特色社会主义伟大旗帜 为全面建设社会主义现代化国家而团结奋斗——在中国共产党第二十次全国代表大会上的报告(2022年10月16日)[M]. 北京: 人民出版社, 2022: 49. [2] 钱锡红, 申曙光. 非正式制度安排的老年人养老保障:解析社会网络[J]. 改革, 2011(9): 137-142. [3] 贾丽萍. 多层次养老保障体系的国际架构与中国治理实践[J]. 社会科学战线, 2021(4): 229-239. [4] 郭竞成. 居家养老模式的国际比较与借鉴[J]. 社会保障研究, 2010(1): 29-39. [5] 姚远. 非正式支持理论与研究综述[J]. 中国人口科学, 2003(1): 69-74. [6] 刘爱玉, 杨善华. 社会变迁过程中的老年人家庭支持研究[J]. 北京大学学报(哲学社会科学版), 2000(3): 59-70. [7] 风笑天. 从“依赖养老”到“独立养老”——独生子女家庭养老观念的重要转变[J]. 河北学刊, 2006(3): 83-87. [8] 刘西国, 赵莹. 家人照料会让失能老人更幸福吗?——基于“中国健康与养老追踪调查”的实证研究[J]. 湖南农业大学学报(社会科学版), 2020, 21(2): 49-56. [9] 陆杰华, 冯慧迪. 中国独生子女群体对父母养老偏好特征及其政策性探究[J]. 青年探索, 2022(6): 5-16. [10] 王琼. 城市社区居家养老服务需求及其影响因素——基于全国性的城市老年人口调查数据[J]. 人口研究, 2016, 40(1): 98-112. [11] 姚远. 非正式支持:应对北京市老龄问题的重要方式[J]. 北京社会科学, 2003(4): 71-76. [12] 严红. 农村内生式互助养老可持续发展的实践逻辑研究[J]. 农业经济问题, 2024(3): 103-115. [13] 黎赵, 罗树杰. “孝行天下”互助养老及其在西部民族地区的推广价值——基于广西西南部边疆民族地区P社区的案例研究[J]. 广西民族研究, 2020(3): 62-70. [14] 董才生, 聂淼, 马志强. 农村邻里照护:实践形态、制度困境与政策调适[J]. 吉林大学社会科学学报, 2022, 62(3): 127-139. [15] 蒋岳祥, 斯雯. 老年人对社会照顾方式偏好的影响因素分析——以浙江省为例[J]. 人口与经济, 2006(3): 8-12. [16] COWARD R T, CUTLER S J. Informal and formal health care systems for the rural elderly [J]. Health Services Research, 1989, 23(6): 785-806.
[17] GLASS A P. Aging in a community of mutual support: The emergence of an elder intentional cohousing community in the United States [J]. Journal of Housing for the Elderly, 2009, 23(4): 283-303.
[18] 付翠, 何军. 正式社会支持对我国农村老年家庭脆弱性的影响研究——基于非正式社会支持的中介作用[J]. 农林经济管理学报, 2022, 21(4): 499-508. [19] 胡宏伟, 蒋浩琛. 农村老年失能照护筹资侧改革:框架、评估与改进方向[J]. 社会保障研究, 2021(1): 24-34. [20] 杜鹏, 丁志宏, 李全棉, 桂江丰. 农村子女外出务工对留守老年人的影响[J]. 人口研究, 2004, 28(6): 44-52. [21] 陈友华, 苗国. 制度主义视域下互助养老问题与反思[J]. 社会建设, 2021, 8(5): 73-82. [22] 刘蓉, 汤云鹏, 赵岭晓. 个人所得税改革对中老年劳动力供给的影响研究——基于CHARLS的面板数据[J]. 北京大学学报(哲学社会科学版), 2019, 56(5): 87-100. [23] ROWE J W, KAHN R L. Successful aging [J]. The Gerontologist, 1997, 37(4): 433-440.
[24] SCHAFER M H, FERRARO K F. Childhood misfortune as a threat to successful aging: Avoiding disease [J]. The Gerontologist, 2012, 52(1): 111-120.
[25] SANDERS M J, MCREADY J W. Does work contribute to successful aging outcomes in older workers? [J]. The International Journal of Aging and Human Development, 2010, 71(3): 209-229.
[26] GLAZERMAN S, LEVY D M, MYERS D. Nonexperimental versus experimental estimates of earnings impacts [J]. The ANNALS of the American Academy of Political and Social Science, 2003, 589(1): 63-93.
[27] ROSENBAUM P R, RUBIN D B. The central role of the propensity score in observational studies for causal effects [J]. Biometrika, 1983, 70(1): 41-55.
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