長期護理保險對老年家庭支出行為的影響
——基于健康風險沖擊的視角

李民 倪晨旭 王震,2

（1中國社會科學院大學經濟學院 北京 102488；2中國社會科學院經濟研究所 北京 100836）

黨的二十大報告提出建立長期護理保險制度，這是我國積極應對老齡化的重大戰略部署。我國面臨的人口老齡化形勢嚴峻，全國65歲以上人口占比從2000年的7%增長到2020年的13.5%，按照聯合國的保守預測，到2050年，我國老齡人口占比將達到24.1%[1]。人口老齡化將帶來一系列問題，其中失能照護問題尤為關鍵。根據第四次全國老年人生活狀況調查的數據顯示，2016年我國有4063萬失能老年人，老年群體的失能率達到18.3%[2]。隨著人口老齡化程度的加深，失能老年人口規模持續擴大，失能問題已經成為影響經濟社會發展的重要因素。長期護理保險（簡稱長護險）作為一項社會保險，通過風險分攤的方式為失能人員提供照護保障。長護險參保人在失能后，可以申請獲得一定的照護補貼或照護服務，從而緩解家庭的照護壓力和經濟壓力。

目前，我國已經進入新的發展階段，需要構建新的發展格局，經濟發展從投資拉動轉向消費驅動。2023年中央經濟工作會議指出，目前經濟回升面臨的主要問題是有效需求不足、社會預期弱。因此，擴大國內需求、激發消費潛能，成為進一步推動經濟良性運轉的重要措施。而隨著我國老齡化程度的不斷提高，發展“銀發經濟”不僅可以滿足老年群體的需求，而且能為經濟發展提供新動能。2024年1月，國務院辦公廳發布了《關于發展銀發經濟 增進老年人福祉的意見》，意見指出，銀發經濟是向老年人提供產品或服務，涉及面廣、產業鏈長、發展潛力巨大。如果能有效釋放老年群體的消費，對于推動消費從疫情后恢復轉向擴大有非常重要的意義。長護險解決了老年人的“后顧之憂”，將有助于減少老年家庭的“預防性儲蓄”，改變家庭的消費決策，因此，有必要研究長期護理政策對家庭經濟行為的影響，并分析其背后的作用機制。

本研究利用CFPS（2012—2018年）數據，基于健康風險視角，探討長期護理保險政策對家庭消費支出決策的影響。本文結構如下，第一小節是文獻綜述部分，包括長護險影響家庭決策的相關研究，以及健康風險與家庭儲蓄行為的相關研究；第二小節是理論分析和本文的識別策略；第三小節是實證分析以及機制分析；最后是結論和政策建議。

1 文獻綜述

與本研究主題相關的文獻主要是長期護理保險對家庭支出決策影響的相關研究。首先，長期護理保險籌資對家庭支出的影響?？偟膩砜?，因為長護險籌資水平較低，其對家庭支出的影響不大。從籌資角度來說，目前我國長期護理保險籌資比例較小，按比例繳費的參保人大多從醫療保險繳費中代扣，而按固定金額繳費的參保人通常由政府出資補貼，因此籌資對家庭預算的影響程度相對較小[3]。其次，從長護險的支出角度看，長期護理保險補貼則直接影響家庭預算。對于老年家庭來說，如何平滑健康風險特別是失能風險的沖擊，是家庭財務安排需要考慮的重要因素。從應對失能風險的角度，長期護理保險是對抗老年失能風險的有效手段，參保人員失能后，保險將為其提供一定的補貼，其可支配收入將會增加，這將有助于緩解其家庭的經濟負擔[4]。與未獲得補貼的家庭相比，獲得補貼的家庭將擁有更寬松的預算，這些預算可以用于儲蓄或消費[5]。最后，長期護理保險還會促進家庭勞動力供給，增加家庭勞動收入。長期護理保險能有效解放家庭勞動力，失能老人的照料問題得到解決后，其他家庭成員將有更多的時間參與勞動，家庭總收入也會增加[6]。

長護險影響家庭消費與儲蓄決策的內在機制與應對健康風險的家庭財務安排有關。根據生命周期理論，老年人應該逐漸減少儲蓄，在年輕時期積攢財富，在老年時期逐步消費，直至生命結束時儲蓄正好耗盡[7]。然而，現有研究發現，在退休后，老年人會增加他們的儲蓄率[8]。大量文獻對各國老年人的儲蓄行為進行了分析，大都發現老年人（甚至退休老年人）繼續積累財富，或者他們減少儲蓄的速度過慢，無法在死亡時消耗完所有財富。針對這種現象的解釋主要有：一是遺贈動機，即老年人希望在去世前積累財富，將其留給配偶和后代[9,10]；二是預防性儲蓄動機，由于擔憂壽命風險或面臨高額醫療和長期護理費用的可能性，老年人會增加儲蓄[11,12]。然而，不同研究對于這兩種動機的重要性看法不一，不同的方法或數據可能得出完全不同的結論①Horioka等人（2000）針對不同儲蓄動機對家庭凈儲蓄影響進行了實證檢驗，發現在日本和美國，預防性儲蓄的作用遠大于遺贈動機。然而，根據Horioka與Ventura（2022）的研究發現，儲蓄的主要驅動因素是退休規劃，其次是遺贈和生前轉移，最后才是預防性儲蓄。Horioka與Watanabe（1997）亦指出，為子女的教育和婚姻進行儲蓄在日本頗為普遍。如果將這部分儲蓄視為一種代際轉移，那么預防性儲蓄與遺贈及其他代際轉移之間的差異將有所縮?。ūM管并未完全消除）。這些研究進一步證實了遺贈動機和預防性儲蓄均為財富積累（或退休儲蓄）之謎的關鍵因素，盡管預防性儲蓄可能起著更為重要的作用。。隨著經濟發展，人們的預期壽命普遍提高，導致社會普遍面臨更長的老年期。在這樣的背景下，家庭必須對生命周期內的資源分配進行重新調整，對消費和儲蓄行為進行適當調節[13]。

關于我國老年消費和儲蓄的大多數研究，并未充分考慮到健康風險的影響。微觀層面的數據揭示，個人健康狀況通常與工資、收入水平密切相關[14]。眾多的模型通常將老年人劃定為不再參與勞動的人群，然而，Oshio等人的研究發現，隨著經濟發展和社會保障體系的完善，老年人的就業率逐漸上升[15]。他們的健康支出不僅僅滿足了基本的健康需求，而且有效轉化為人力資本，有力地提高了家庭收入水平。首先，考慮到健康偏好的變化，隨著年齡的增長，老年人的身體機能及健康水平會逐步下降，患病風險升高，這使得老年人更加注重健康。隨著健康風險的增加，老年人的生活娛樂支出會逐漸減少，而對于健康的投資消費支出會相應增加，健康狀況將直接影響老年人的消費行為，并間接影響其儲蓄行為。其次，從就業意愿的角度考慮，如果老年人有強烈的再就業意愿，那么隨著健康風險的增加，老年人會增加對健康的投資，這可能導致他們的儲蓄率下降。反之，如果老年人沒有強烈的再就業意愿，他們可能不會增加健康投資，儲蓄率可能會升高。

現有研究中，從應對健康風險的角度對長期護理保險影響老年家庭財務安排的實證研究還不多。因此，本文旨在通過研究長期護理保險政策對老年消費及儲蓄的影響，并將健康風險納入老年人財務決策的分析框架，為老年消費和儲蓄的相關研究提供新的思路。此外，長期護理保險對消費儲蓄的影響可能存在一個閾值，只有具有一定經濟基礎的家庭，長期護理保險才真正有帶動家庭養老消費的作用。然而，對于許多普通家庭而言，長護險的實施并沒有完全覆蓋他們的護理需求，因此，本文還將研究不同群體下，長護險對家庭支出決策的不同影響。

2 模型設定及識別策略

本部分從健康風險視角入手，分析長期護理保險對家庭支出決策的影響。首先，基于一個全生命周期模型，將健康風險作為外生變量（輸入變量），考察健康風險對家庭消費與儲蓄的影響。然后將長期護理保險作為外生變量納入該模型，并基于該模型提出實證策略。最后，是關于本文數據來源和變量設定的介紹。

2.1 模型設定

2.1.1 家庭效用函數。本文假設家庭總效用是離散的，在第t期，家庭的效用是消費Ct、健康投入以及健康狀況ht的函數（見公式1）。其中Mt為醫療總支出，mt為自付健康投入，且，即效用函數對消費是單調增且邊際遞減的。β為貼現因子。因為健康和收入存在不確定性，因此未來的效用表示為期望效用。st表示可以累計的生存概率，而且受到健康狀態ht的影響，。其中α1表示轉移生存概率，在已有的研究中，發現個人壽命受暫時性健康沖擊的影響較小。健康狀態ht含一個永久分量πt和一個隨機波動εt，即，且πt由t-1期的健康πt-1和一個健康變化沖擊ηt-1共同決定，。

2.1.2 約束條件。家庭t+1期的財富來自t期的資產增值和儲蓄（見公式2）。其中，αt表示資產，rt為資產回報率，yt為收入。Pt表示財富的價格指數，Pm、Pc分別表示健康投入價格指數和消費價格指數，且不隨時間變化。

2.1.3 效用最大化。

由上式可知，消費是前定變量（財富αt、收入yt、健康ht）的函數（見公式3）；同理，健康投入也是上述前定變量的函數（見公式4）。

公式5表示貝爾曼方程最優條件的解，即當期消費的邊際效用大于等于未來消費邊際效用的期望：

將（2）、（3）、（4）式代入（5）式，可得關于消費的歐拉公式②本部分主要引出計量模型的形式，故本文不對歐拉公式的具體形式進行求解。。ct、mt應分別滿足條件（6）、（7）：

2.1.4 引入長期護理保險政策。長期護理保險無論以哪種方式進行補貼，其實際上都相當于擴大了預算約束，在本文中以現金支付方式為例，長期護理保險增加了t+1期財富，因此式（6）、（7）改為式（8）、（9），其中LTC為長期護理保險補貼：

2.2 計量模型

長期護理保險的實施能夠從兩方面影響家庭的消費和儲蓄行為，一是對于已經獲得長期護理保險補貼的家庭來說，此類家庭將獲得實物或現金補貼，補貼會直接或間接增加家庭的消費能力，進而影響家庭的消費決策；二是除了已經獲得補貼的家庭外，對于仍未獲得補貼的老年家庭，由于長期護理保險補貼的存在，對于一個全生命周期的理性人來說，保險也會擴大可用的家庭支出預算。因此，長期護理保險政策將影響家庭的消費與儲蓄決策，結合（8）、（9）得到實證模型（10）：

其中yit代表被解釋變量，包括家庭支出和健康消費。將家庭資產、收入以及其他人口統計學因素作差項。此外，在后面的分析中，在模型（10）中引入健康風險與長護險政策的交乘項，考察不同健康風險下，長期護理保險對家庭消費和儲蓄的影響強度。

2.3 數據選擇及變量選取

本文使用中國家庭追蹤調查數據（CFPS），使用年限2012—2018年。沒有使用2010年的原因是2010年對戶主的定義不一致，部分控制變量缺失。另外，城鎮居民醫療保險是2010年才全面鋪開，當年的覆蓋率并不高，老年人醫療保險消費會受到政策的影響，因此本文選擇剔除2010年數據。

被解釋變量：家庭儲蓄率。參考已有研究[16]，利用家庭當年可支配收入與家庭消費的差值除以家庭可支配收入來計算家庭儲蓄率。其中，家庭消費包括食品、日用品、通信費、文化、娛樂、交通費等非耐用品消費以及教育和醫療支出；儲蓄率的表達式為：儲蓄率＝（家庭可支配收入-家庭消費）／家庭可支配收入。在處理數據的過程中，將家庭儲蓄率上限設定為100%，下限設定為-200%。家庭可支配收入包括財產性收入、工資性收入、轉移性收入和經營性收入以及其他收入。家庭人均可支配收入等于家庭可支配收入/家庭規模，并作為異質性分析的變量。家庭消費性支出=食品+衣著+居住+家庭設備及用品+交通和通訊+醫療保健+文教娛樂+其他消費性支出。本文選擇消費支出作為家庭消費的變量，并令健康投資等于醫療保健支出。

核心解釋變量：健康變量。本文選取戶主的自評健康狀況作為衡量健康的主要變量，自評健康包含豐富的信息，是包含生理、心理以及健康風險的綜合變量。首先，自評健康包含了關于健康的生理和心理信息，即一個身心健康的人的自我健康評價應當更高。此外，自評健康也包含對健康預期的因素以及失能風險信息，個人對于未來健康發展的預期包括未來是否需要有人照護。健康變量分為5個等級，非常健康、很健康、比較健康、一般、不健康五個層次，分別賦值從1-5，非常健康為1，不健康為5。

控制變量：首先是個人層面，本文研究的主要問題為經濟相關問題，因此本文選擇財務管理者作為戶主。涉及戶主的變量包括年齡、性別、戶籍、受教育程度、婚姻狀態及是否領取養老金。年齡是指調查當年的戶主年齡，本文研究的對象是老年人，因此本文將戶主年齡控制在60歲及以上，同時考慮到年齡對儲蓄和消費可能存在非線性的影響，引入“年齡的平方”。其中，男性戶主為1，女性為0?！皯艏睘閼糁髡{查時的戶口，農業戶口為1，非農戶口為0?！皯糁魇芙逃潭取睘檎{查當年的最高學歷，按照最高學歷水平劃分1-8③分別為：文盲、小學、初中、高中/職高、大專、本科、碩士、博士。，受教育程度越高得分越高?！盎橐鰻顟B”，將已婚且配偶健在定為1，將離異、喪偶、未婚賦值為0。領取養老金的賦值為1，反之為0。其次是家庭層面，一是財富有關變量包括家庭擁有房產數量和家庭收入④家庭收入僅在支出為被解釋變量時作為控制變量。；二是遺贈動機有關變量，以往研究使用子女數量或兒子數量作為遺贈動機的代理變量，本文將“健在子女數量”和“男性子女”作為控制遺贈動機的有關變量；三是影響家庭儲蓄及消費的其他變量，研究表明家庭最高學歷會影響家庭消費，家庭中65歲以上老人和15歲以下兒童數量作為被撫養人員也會影響家庭經濟決策。

3 實證分析

3.1 描述統計

表1 報告了主要變量的描述性統計結果，其中戶主年齡控制在60歲及以上，儲蓄率控制在-200%到100%之間，并對收入和消費進行1%—99%的縮尾處理。由表1可知，2012—2018年全國60歲以上老年戶主家庭（以下簡稱“老年家庭”）的平均儲蓄率為4.06%，低于為控制變量。代表戶主個人層面控制變量，代表家庭層面控制變量，θi為個體固定效應，為年份固定效應，εit為殘全樣本的6.06%，這說明60歲及以上老年家庭的儲蓄率低于60歲以下家庭的儲蓄率。老年家庭平均收入為63986.88元，低于全年齡段的73497.68元。老年家庭平均消費支出40377.8元，低于全年齡段的49574.04元。但老年家庭健康消費為5675.31元，高于全年齡段的4622.42元。老年戶主平均受教育年限5.08年，家庭規模平均為3.35人，均低于全年齡段平均水平。

表1 樣本描述性統計

3.2 回歸分析

長期護理保險是為解決失能老人生活問題而設計的制度，我國已進入老齡化社會，失能人員照料問題成為困擾家庭及社會的重要問題。我國于2016年開展了長期護理保險的全國試點⑤在此之前，已經有部分城市先行開展了長護險試點。，長期護理保險政策的覆蓋對象主要為需要保障的失能老人，待遇給付方式包括現金和實物兩種方式，獲得長期護理保險待遇的失能老人家庭將獲得相應補貼，從而改變消費預算約束。表2統計了2018年之前已經開展長期護理保險試點的城市，并標記了政策實施的時間（以政策文件為準）。本文所使用的CFPS數據為2012—2018年四期的數據，由于政策實施需要時間，實施效果存在一定的滯后，因此2018年之后才開始實施的城市暫不在考察范圍內。

本文的基準回歸采用雙重差分法，并使用年份和個人雙向固定效應，此外模型還加入個人層面和家庭層面的控制變量，個人層面包括戶主的健康狀況和人口特征方面的變量，具體有年齡、性別、戶口、受教育程度、婚姻狀況以及是否有養老金，家庭層面的控制變量有家庭收入、家庭規模、房產數量、子女數量以及家庭最高受教育年限等。表3匯報了長期護理保險對家庭儲蓄率和消費的影響，結果顯示，長期護理保險的實施顯著增加了家庭的消費，平均使每個家庭的消費性支出每年增加了6141元，同時，使儲蓄率降低了約9.7%。第（3）（4）列進一步分析了長期護理保險對于各項消費的影響。結果顯示，長期護理保險對家庭的健康消費以及文娛消費存在正向影響。這說明長期護理保險的實施有效促進了家庭消費，并降低了老年家庭的儲蓄率。其中，新增的消費主要用于健康消費以及文娛消費。

表3 中的健康變量與第（1）列的交互項顯示了健康狀況和健康預期對家庭儲蓄的影響，健康狀況的回歸系數顯著為負，即健康狀況越差的老人家庭的家庭儲蓄率越低，結合（2）（3）（4）列的消費情況來看，健康狀況較差的家庭選擇增加當期的健康消費而不是增加儲蓄。健康越差的老年家庭，其消費水平就越高，說明健康風險對家庭支出的沖擊更大。健康風險的增加并沒有讓家庭增加儲蓄，而是用于當下的健康消費，并減少了文娛消費，這說明相比增加儲蓄以應對失能風險，家庭更愿意增加當期的健康消費以應對當下的健康問題。根據健康需求理論，健康狀況越差的家庭，其治療性需求會增加，從而導致健康方面的消費增加。而健康方面的消費往往是不可避免、不可替代的，因此會擠占家庭的其他消費或儲蓄。另一方面，健康狀況越差的家庭，其預防性需求也可能增加，因為他們更加重視健康，更愿意投資健康，以期望提高健康水平，降低未來的醫療支出。因此，健康狀況越差的家庭，越會增加健康方面的消費，而不是增加儲蓄。

此外，年齡也是影響儲蓄率的重要因素，根據年齡的U型關系，拐點在55—60歲之間，這說明60歲以上的老年人的儲蓄率會隨著年齡增加而增加，這與昌忠澤和姜科的研究結果一致[17]。農村戶口家庭的儲蓄率高于城鎮戶口，且女性戶主家庭的儲蓄率高于男性，產生這種系統性差異的原因與農村流動人口和女性勞動參與程度有關。配偶健在的老人家庭儲蓄率更低，這說明婚姻狀況（是否單身）也會影響儲蓄，單身老人的儲蓄率更高，因為他們面臨的醫療風險更大，因此需要更多的儲蓄來應對風險，而配偶健在的老人家庭的儲蓄動機更加復雜，受健康的影響相對更小。

3.3 健康風險的調節機制

考慮到健康風險對長護險政策效果的影響，引入健康風險與長護險政策的交乘項，考察不同健康風險下，長期護理保險對家庭消費和儲蓄的影響強度，得到模型：

其中，LTCit表示老年人所在地區是否已經實施了長期護理保險，實施為1，反之為0。β3代表在不同健康風險狀況下，長期護理保險實施對家庭消費的影響。

表4報告了回歸結果，（1）列的結果表明，健康風險越大的家庭，長期護理保險對于促進家庭消費的影響越顯著，即長期護理保險的實施將會更有利于健康水平較差家庭提高消費水平。（2）列的結果顯著為正，說明長期護理保險政策實施后家庭增加的消費主要用于健康消費，且身體狀況越差，這種效果越明顯。因此，從結果上看，健康狀況越差，失能風險就越大，長期護理保險補貼力度就越大，家庭在獲得補貼后所能釋放的消費意愿也就越強。

表4 健康狀況長護險政策效果的調節效應分析

目前我國長期護理保險仍處于試點階段，申請待遇補貼需要經過失能等級評估，經評估為中度或重度的失能人員才能獲得補貼，而評估為輕度失能的人員將不能得到補貼。此外，失能程度越高，獲得的相應補貼也就越多，即重度失能人員獲得的補貼要高于中度失能人員，相應的，失能風險越大的家庭預期能獲得的補貼也就越大。從總體上來看，失能風險越大的家庭所能獲得預期的補貼越高，可用于消費的預算約束也就越寬松。因此，健康風險越大，長期護理保險對于家庭消費的促進作用也就越明顯。

3.4 異質性分析

在前面的基準回歸中，本文將個人信息和家庭信息作為控制變量納入實證模型中，原因是這些都會影響家庭消費。在本部分，文章將按照個人特征和家庭特征進行分類，并討論不同類別下長期護理保險的影響效果。

3.4.1 戶主性別對政策效果的影響。在本文樣本中，戶主性別表示家庭財務支配人員的性別，研究表明不同性別在消費方面有不同偏好，相比于男性，女性更偏向于非享受型消費[18]。表5分別顯示了男性戶主和女性戶主家庭在長護險政策影響下的消費變化，其中女性戶主在長期護理保險政策實施后，更愿意提高家庭消費，尤其是健康方面的消費。這表明，女性戶主家庭對長期護理保險政策的反應更明顯，同時更加注重健康方面的消費支出，而非其他類型的消費。

表5 戶主性別對長護險政策效果的異質性分析

3.4.2 城鄉與收入對政策效果的影響。由于我國長期護理保險政策的實施是逐步推進的，各試點地區先從城鎮開始，然后逐步推向農村。本小節對城鎮和農村樣本分別進行回歸分析，表6顯示，長期護理保險對家庭消費的影響在城鄉之間存在顯著差異，城鎮家庭消費數值更大也更顯著。這可能與長期護理保險實施進展有關，在2018年之前，大多數試點地區主要在城鎮地區開展試點，農村地區對于政策的知曉率不高，因此長護險對于農村家庭消費的影響相對有限。

表6 城鄉與收入對長護險政策效果的異質性分析

此外，本文以2012年家庭人均收入分位數為分組依據，進行異質性分析。結果表明，長護險對家庭消費的影響受家庭經濟水平的影響，長期護理保險政策對高收入家庭有較大影響，而對中低收入家庭影響有限。從政策實施角度看，由于長期護理保險試點對象為城鎮職工，而城鎮退休職工家庭相比無退休金老年家庭具有平均更高的收入水平，因此長期護理保險政策對高收入家庭的影響更明顯。

4 結論與啟示

本文以長期護理保險政策試點為切入點，考察了長護險政策對于家庭消費和儲蓄決策的影響。本文的結論有二：一是長期護理保險能夠有效促進老年家庭消費，使老年家庭的總消費每年增加6181.59元，并使儲蓄率降低9.7%，其中長期護理保險對于食物消費的促進作用最大，其次是健康消費和文娛消費。二是健康風險對于長期護理保險的政策效果有顯著影響，即健康風險越大，長期護理保險對于促進老年家庭消費的效果越明顯。這與政策設計有關，長期護理保險的支付政策是依據參保老人的失能狀況而定，健康水平越差，其獲得的補貼也就越高，家庭消費約束也就越寬松。此外，長期護理保險政策對提高城鎮家庭以及高收入家庭消費的效果更顯著。

長期護理保險的政策目標之一是要緩解家庭的照護壓力和經濟壓力。在長護險實施之前，失能老人主要依賴家庭成員照料和購買照護服務兩種方式，前者會對家庭勞動力產生影響，后者將會給家庭帶來經濟負擔，無論采取哪種方式，都會對家庭可支配收入產生影響，老年人增加儲蓄是為了抵抗失能風險給家庭帶來的經濟負擔。而在長護險試點之后，老年人失能后的照料問題得到一定保障，減少了失能風險的沖擊。因此從政策角度，本文的發現具有幾方面的政策含義：首先，長期護理保險對于促進老年消費有重要意義，而且對于健康產業和文化旅游產業的發展有積極的作用；其次，長期護理保險政策對不同老年群體的影響效果并不一致，這主要與政策的試點順序有關，政策越早覆蓋的人群，其政策效果越明顯；最后，從本文的回歸結果來看，早期的長期護理保險政策對于農村和低收入群體的影響有限，在調節初次收入分配差距方面的效果不明顯。

因此，本文提出以下政策建議：一是按照黨的二十大要求，建立長期護理保險制度，擴大長期護理保險覆蓋人群，使之覆蓋更多中低收入和農村老年家庭，增強長期護理保險在調節老年儲蓄方面的作用。這同時也是我國經濟發展轉型、實現消費驅動增長的要求。其次，完善長期護理保險制度設計和運行機制，統籌城鄉、區域、群體之間的差異和需求，制定合理的參保標準、繳費方式、待遇水平等政策。加大財政投入力度，對中低收入和農村老年家庭給予適當補貼或減免，提高他們參保意愿和能力。第三，加強長期護理保險與基本醫療保險、商業保險等其他社會保障制度的銜接和協調，形成有效的風險分擔機制，減輕老年家庭負擔。當然，除了在籌資上建立長期護理保險制度外，還應構建供給充分的養老照護供給網絡，加強社區養老、家庭養老等服務，滿足各類老人的健康需求，降低老年家庭為應對健康風險而產生的過度儲蓄。