Northwestpopulation
利用离散时间logistic方法分析我国居家养老政策时滞——以省级政策为视角—马健囡，王德文
（厦门大学公共事务学院，福建厦门361005）
摘
要：政策时滞指公共政策从公开承诺到付诸实现的时间间隔，不同类型的政策时滞具有不同的特点。我国居家养
老政策自中央正式颁布以来，各省份的发展情况不尽相同。以中央到省级居家养老政策时滞为因变量，利用Kaplan-
Meyer生存函数分布，分析我国中央至省级居家养老政策时滞的一般性规律，利用离散时间logistic模型对影响省级
居家养老政策时滞的因素进行回归分析，结果显示我国省级居家养老政策产出高峰期为中央政策出台后的20-40个月之间。老年人口规模、医疗支出、城市建设条件等外部客体因素对政策时滞影响较小，而行政类型、所辖地级市数量，综合经济指标等因素影响显著。其中，直辖市的政策时滞最短，民族自治省份政策时滞时间较长，平均政策时滞时间为31个月。中央-省级居家养老政策时滞主要受政府内部因素影响，单纯的加大拨款和补贴力度并不能达到减少居家养老政策时滞的效果。居家养老政策出台过程的公开化、透明化、注重结合地区发展条件，才是消除政策时滞内部性，提高政策效率的可行途径。
关键词：政策时滞；居家养老政策；省级；离散时间logistic模型中图分类号：C913.6
文献标志码：A
文章编号：1007-0672（2015）03-0059-06
收稿日期：2014-10-26
基金项目：厦门大学哲学社会科学繁荣计划。
作者简介：马健囡，女，河北唐山人，厦门大学公共事务学院博士研究生，研究方向：人口政策，老龄政策。王德文，女，福建福州人，厦门大学公共事务学院公共管理系教授，博士生导师，研究方向：社会医学、健康人口学、老年健康管理。
DOI:10.15884/j.cnki.issn.1007-0672.2015.03.012
一、引言
政策发布和政策实现之间的时间延迟一直是国内外学者和政策制定者关注的焦点，国外学者通常把政策时滞理解为“政策从公开的承诺到付诸实现的一段时间”[1]，诺思将其概括为政策供给与政策需求之间必然存在的某种时间落差。
政策时滞并不能同政策滞后概念混用，前者是政策从公开的承诺到付诸实现的时间间隔，是一种客观规律；后者则指政策的有效供给不足，带有负面的色彩。以往公共政策制定者和民众对政策时滞抱有偏见，希望找到减少政策时滞的方法，以达到政策的高效[2]。但是在过去的十几年中，学者们对政策时滞的理解发生了变化，不再将它单纯地视为政策的阻碍，而是探讨政策时滞如何最优化，使其能够平衡政策所承诺的收益，并反映现实的需要。我国学者通常将政策时滞分为内在时滞和外在时滞[3]。内在时滞是指政策当局从认识到政策环境发生变化，需要进行政策调控（认识时滞），到政策当局选择合适工具并付诸实施所花费的时间（行政时滞）；外部时
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滞是指从政策开始实施到它对政策对象完全产生作用所需要的时间[4]。本文的时滞指的是第一种类型，也可以理解为省级政府的内部行政时滞。
尽管对“时滞”有不同的定义，但都隐含着对政策执行过程中的时间要素的诠释，由于公共政策复杂多样，所以分析对象也有针对性，需要按照政策类型和内容进行领域性的研究。最早可以追溯到弗里德曼[5]和菲利普斯[6]，他们提出财政政策的时滞来自政治过程和税收制度[7]。同样持这种看法的还有浅田和吉田[8]，他利用Kaldorian宏观模型，提出公共财政政策对国民收入变化的时滞（delay）是政治过程的必然结果，较早利用数理模型证明政策时滞的客观性和规律性。之后，政策时滞研究开启了数理分析方法运用的闸门。拉凡提等计算出财政政策时滞和GDP间存在一个分散性的滞后指数[9]。德塞萨尔和斯波尔泰利等人对财政政策时滞进行动态LS-
LM模型分析，发现财政政策的滞后是一个动态系
统，不能完全由政策制定者控制，所以传统的财政政策规制在处理政策时滞问题上一定程度是无效的。
·59·
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普雷斯科特等通过时间序列法建模发现，在一种特定的制度安排下，国会的财政政策生效要经过2年的时滞[10]。
政府基础设施建设（decentralizinginfrastruc-
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市场”等内容，就提出了发展居家养老的雏形理念。国家性质的社区居家养老政策也在2008年正式出台。发展到现在，居家养老政策涉及基层社区、政府为老服务部门、资源供给、服务标准等多方面的规范，政策具有一定连续性。2.我国居家养老政策发展路径较有特点，并非传统的自上而下逐级实施，而是采取先由地方试点，再提出中央总体政策，给予地方充分的自主权和灵活性的发展路径。不仅自上而下的政策层级对政策时滞产生影响，自下而上的政策层级也发挥着作用。3.我国社区居家养老问题颇多，现实中存在着政策零散化，政策不平衡等问题，对其政策时滞的研究希望能够为提高居家养老政策质量，解决养老问题提供思路。
二、研究方法与假设
国内采用截面研究的量化方法较为多见，这种研究的特点是进行一次性调查，取得一个时点上不同分析单位的数据来进行研究[15]。例如某一次全国人口普查数据反映全国人口在普查时间点上的结构与数量。这种数据对静止状况的描述性研究更有效。然而这种研究其中必然隐含了一个重要的假定，即所有对象是按同一模式发展变化。而本文研究假设社区居家养老政策时滞一直随着不同时间点、不同政策环境而改变，自变量是随时间变化的，因而必然涉及时间，所以运用历时性数据的纵向研究方法更能够反映真正的变化，也才有可能较为直接地探讨因果关系问题。纵向研究居家养老政策时滞数据存在删截并且时滞风险属于倾斜分布，不能使用常规的回归模型，所以选取事件史分析方法中的“Ka-
ture）具有地方性或特定区位性（locationorsite-specific），“因为他们提供的服务，本质上是位于特
定区域、服务、客户”[11]，需要不同层级政府的参与才可以实现，其政策时滞研究多从政府层级的角度出发。卡洛杰罗等通过对意大利银行的实证分析，比较不同层级政府的时间性能，发现在基础设施政策方面，地方政府比中央政府有较长的时间延迟。即使控制政府之间的差异（即政府维度、财政来源、当地社区的社会资本），这种时间延迟仍存在并影响政策执行效率[12]。以公共交通政策为例，与社会福利相关的政策时滞可能产生显著负外部性[13]。
社会问题政策方面，杰佛瑞等人则使用延迟折扣框架，将堕胎、同性婚姻和“肯定行动计划”（po-
tentiallyaffirmativeaction）
①
等六种社会政策和执行
的结果，同货币政策的执行结果相比较，发现从政策对象个体角度来看，社会政策比货币政策的执行折扣更显著，这种折扣突出体现在政策的延迟上[14]。
不难看出，对政策时滞的研究是分类别进行的，多出现在财政、政府基础建设和社会问题等政策领域。其中，财政政策时滞的研究最为深入，而对于社会服务政策时滞的研究较容易受到忽视。国外的研究已涉及到对政策时滞影响因素的稳定控制方面，虽然政策时滞的研究方法和角度有所不同，但大多以时间为突破口，运用时间序列数据进行分析。政策时滞无法一概而论是积极的还是消极的，它同所涉及的政策问题之间存在着复杂的动态影响，一般需要综合考率经济因素、政策个体、政策层级等因素。
我国对政策时滞多呈负面的认知，除经济领域外，对其他类型的政策时滞关注较少，研究视角大多从政策执行出发，方法也多采用现象描述和简单归因。本研究以社区居家养老政策为例，利用离散时间logistic模型，探讨2008年社区居家养老政策实施以来，时滞的一般规律及其影响因素，旨在丰富政策研究的另一种路径。
选择社区居家养老政策是有意为之，理由有三：
plan-Meyer表+离散时间logit模型”方法。
公共政策运行是一个错综复杂的有机体，要想把整个影响居家养老政策的因素运用到计量模型中，那是不现实的。其一，受研究方法所限，有些变量是无法收集到时序数据的，比如制度因素；其二，研究目的主要抓住影响居家养老政策从中央—省级内部产生政策时滞的主要影响因素，而非面面俱到。基于这些原因，我们建立了一个简化的计量模型来对现实政策时滞进行推断。本文根据前文国外学者的研究经验，选取变量及方法如下：
宏观数据主要用于分析政策层级对居家养老政策时滞的影响，选取东中西部共20个省为样本，自变量数据来自国家民政局网站的公开数据，各省政
①肯定性行动计划是为了消除就业和教育等领域的种族和，
中期以来实施的政策。
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1.社区居家养老政策出台虽然较新，只有6年的时
间，但政策周期较为完整。早在2000年“十一五”规划当中“建立健全适应家庭养老和社会养老相结合的为老服务网络和满足老年人特殊需求的老年用品·60·
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口数越多，则对居家养老的需求越强烈，数据同样来自统计局公开数据；（4）下辖地级市数量及城市居民人数，该指标代表城市建设水平，用以在一定程度上衡量社区居家养老建设的客观准备条件和管理难度；（5）社区服务机构个数指标用于衡量社区环境的发展水平；（6）城镇居民可支配收入，用于衡量居民对社区居家养老服务的购买力。对以上自变量均进行标准化处理。由于GDP等数据无法找到每个月的变化情况，所以采用季度数据代替月数据，老年人口数等采用年数据代替月数据。经过Pearson相关系数双尾检验，最终确定由相关性较高的变量引入模型。具体思路为：
用P（t）代表某省份在时间t上发生居家养老政策出台的概率，运用下列Logit模型拟合观察数据。
策颁布时间数据来自各省民政局数据以及全国老龄门户。2009年数据来自人力资源和社会保障部的公开数据。
变量设置：在政策层级的宏观分析部分，我们对分析模型和自变量、因变量的选取都做了调整。首先以观察期内中央居家养老政策出台到省级居家养老政策出台的时滞为因变量，采用适合小样本量分析的Kaplan-Meyer生存函数描述政策时滞的分布特征。虽然国家性质的社区居家养老政策在2008年1月份才正式出台，但是早在2000年“十一五”规划当中就已经提到了“建立健全适应家庭养老和社会养老相结合的为老服务网络和满足老年人特殊需求的老年用品市场”等内容，所以部分地方性社区居家养老政策在此之前已经颁布实施，因此把2008年
1月作为居家养老政策的起始观测时间，以省级下
发文件时间为中央到省级的政策推行时间，这一段时间也即我国居家养老政策时滞。
之后以某月内是否发生省级居家养老政策出台事件为因变量（事件发生记为1，未发生则记为0），将时滞时间看作以月为单位的离散时间，对原始数据进行“政策—月”改造，这是该方法的关键步骤。以北京市为例，从观测时间2008年1月起，某一个月北京市是否由地方性居家养老政策出台，这是模型中的因变量，如果在一个月月末，北京市没有发生该事件（即出台地方性居家养老政策），则因变量赋值将为0，发生该时间，则因变量为1。北京市在
In
P(t)
=a(t)+b1x1+b2x2(t)1-P(t)
其中，x1代表行政类别虚拟变量，即直辖市、一般省份（参照系）和民族自治省份，x2代表时变变量，即GDP、老年人口数、社区服务机构个数、下辖地级市数量、城市居民人数、城镇居民可支配收入等，a(t)是截距，只要模型中还有代表不同时期的虚拟变量，它便会随时期变化。我们采用最大似然比检验，所有数据处理和运算均使用SPSS19.0处理。
三、结果分析
1.国家—省级政策间隔时间的Kaplan-Meyer
生存函数分析
通常，国家性的社区居家养老政策以2008年1月份10部委联合下发的《关于全面推进居家养老服务工作的意见》为标志性，我们以20个省份的居家养老政策出台时间（月份）为观测终点，国家政策颁布和省级政策出台的时间间隔为政策时滞，建立模型。其中删截数据2个，为浙江省和重庆市，均在2006年国家居家养老政策出台之前就已经发布地方性居家养老政策。需要注意的是，地方性政策出台并不包含中央文件的单纯转发。通过
图1国家到省级政策间隔时间的Kaplan-Meyer生存函数图·61·
2009年11月出台《关于北京市市民居家养老（助
残）服务（“九养”）办法的通知》对社区养老助残发展的具体内容和方法进行了规定，此项地区性法规距中央出台的社区居家养老服务建设规划时隔21个月，则北京市建立21个月样本数据，北京市第21个月份因变量值为1，之前为0。全部数据改造完成之后样本量为577个。
参考卡洛杰罗等人的研究，从经济情况、需求、和环境三个维度选取可能引起变动的自变量建立离散时间logistic模型，自变量的选取及处理是：
（1）国内生产总值（GDP）来度量每个季度内各省新增产出，原始数据为国家统计局分省分季度
GDP统计数据，单位为亿元。将原始数据取自然对数计入模型；（2）行政类别分为直辖市、民族自治省
份和一般省份，以一般省份为参照系设置虚拟变量；（3）65岁以上老年人口抽样数，我们用它来代表地区居家养老服务的需求情况，默认65岁以上老年人
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“Kaplan-Meyer”生存函数分析结果见图1。
从生存函数图看，中央—省级政策层级存在居家养老政策时滞，且国家—省级居家养老政策时滞大致存在两个比较明显的特征。
首先，在中央政策出台的前20个月，未进一步颁布本省居家养老政策的省份比例在80%左右，而在20个月前后，曲线平滑基本趋向水平，没有省级政策出台事件。这说明在中央居家养老政策出台初期，各省普遍处在对中央政策的理解和调研阶段中。
其次，从20个月左右开始到40个月之前，曲线变得陡峭，斜率较高，各省纷纷集中在这一时期颁布省级居家养老政策。可能第一是由于各省级两会结束，政策和方案得到了充分的讨论和通过；第二是我国居家养老政策普遍实行试点模式，需要经历较长时间的对试点城市的调研和总结，最后才能将居家养老政策在省内铺开，落实到实际行动。国家—省级政策时滞的描述性统计表明，从均值上看，省级政策出台的平均时间约在中央政策出台后的31个月，而中位数为28个月。说明大部分省份出台政策的时间比较靠后，更倾向于经历比较长时间的准备和试点工作，这也和国家社会化养老的试点政策模式相吻合。
最后，在时隔中央居家养老政策出台的40个月-80个月左右，又出现了一次曲线趋于水平，基本没有省级政策出台。以上分析能够说明政策时滞存在政策层级上的区别。
解释自变量的影响作用
[16]
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自治地区对政策时滞有负影响，回归系数为-3.27。为了方便分析，我们用优势比(OddsRatio)的方式来
。直辖市Exp（1.370）=
3.93，说明直辖市出台居家养老政策是一般省份的3.93倍，直辖市更容易出台居家养老政策。
对于少数民自治省份，Exp（-3.27）=0.04，优势比小于1，说明民族自治省份比一般省份出台居家
养老政策可能性更小，政策时滞风险更高。所以，在中央-省局居家养老政策过程中，与一般省份相比，居家养老政策迟滞最可能出现在少数民族自治的观测省份，最不容易出现在直辖市地区。表1
居家养老政策时滞的影响因素分析结果
从城市建设条件上来看，所辖地级市个数系数为负，说明所辖地级市个数越多的省份越倾向于较晚出台居家养老政策，Exp（0.080）=0.923，即每多管辖一个地级市，养老政策发生时滞的概率比原来增加了92.3%。社区服务机构数、城市居民人口和医疗卫生支出占比显著性水平均大于0.05，对政策时滞的影响不显著。从地区综合经济情况看，GDP高、城镇居民可支配收入高的省份，更容易出台居家养老政策，即倾向于更短的政策时滞。而老年人口数对模型的影响并不显著。
为了对自变量之间的重要程度进行比较，我们对有显著意义的自变量的标准化回归系数Beta值进行观察（如表2）。结果显示，城镇居民可支配收入因素的Beta值最大，其次直辖市因素和GDP因素。可见，在目前的资源条件与环境背景下，对于是否出台省级居家养老政策来说，城镇居民可支配收入发表2有显著意义的自变量标准化回归系数比较（保留小数后两位）协变量直辖市民族自治省份所辖地级市个数回归系数Beta值协变量回归系数Beta值2.政策时滞影响因素的Logistic模型分析
研究使用社区服务机构个数、下辖地级市数量及城市居民人数，以这三个指标代表城市建设水平，用以在一定程度上衡量社区居家养老建设的客观准备条件和管理难度；城镇居民可支配收入和GDP指标代表地区综合经济情况；引入直辖市、民族自治省份、一般省份（参照组）为虚拟变量，代表地区行政类型指标；以65岁以上老年人口总数代表地区老龄化人口指标，采用离散时间Logistic模型对20个不同省份共557组数据进行多元回归分析，采用最大似然估计法检验总体模型。得到以下结果（表1所示），
B是相应参数估计值。
结果显示，从总的模型上看，这个模型拟合的不太好，卡方值只有6.535，总体模型的解释性不是很强。行政类型对居家养老政策时滞具有显著影响，显著性水平（Sig），ɑ<0.05。是否属于直辖市对政策时滞有正影响，回归系数为1.37，是否属于少数民族·62·
1.37-3.27-0.080.22-0.80-0.22GDP城镇居民可支配收入0.380.850.210.47Vol.36No．3（163）2015
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策还处于易受忽视的地位。居家养老等服务型政策普遍思路是重视经验推广，而轻视对本土的调研和创新。通常是先进地区提供何种养老服务，建设何种养老模式，其他地区也跟着学，结果发现本地区根本没有这种需求或是地区财政无力支持，造成居家养老服务资源的浪费。比如，上海等地依托完善的社区服务平台和老龄产业链条，可以实现社区居家养老服务社、社区老年人日间服务中心、社区老年人助餐服务点等社区居家养老服务组织提供助行、助医、代办等多项服务内容的企业合作。而在没有完善的社区服务平台和市场发展的省份，在如法炮制时难免捉衿见肘，将居家养老服务供给不足归结为财政原因。为了避免这种情况，需要给予地方政府足够的政策空间进行因地制宜的政策设计，注重引导政府对本地区老年人需求和服务供给现状的调研和把握，分层次、分阶段性的提供发展社区居家养老服务。同时以地区老年人满意度为导向重新确立动态考评机制，摒弃统一的“任务式”考评指标。
挥的作用比其他因素大得多。
四、结论
1.居家养老政策的中央—省级时滞受客体因素
影响较小
经验上，虽然城市建设条件和水平、地区老年人口数和经济水平等外部条件是影响地区政策的重要因素，但是在居家养老政策方面显然并不是决定政策时滞的主要原因。一是从主体上看，居家养老政策中央—省级政策平均时滞时间为20-40个月，这也就是政策准备阶段。在这段时期内，出台居家养老政策的各省份之间均没有明显的城市建设条件和老年人口数上的共性特征。社区建设条件、人口规模和老年人口数和医疗支出等因素在政策出台初期均不产生影响。也就是说，在居家养老政策的准备阶段或是调研阶段，不同老龄化程度和城市发展条件的各省份很可能在同一时期内完成居家养老政策的调研和准备活动，这体现了我国自上而下的行政命令型领导方式具有很高的执行力。但也暴露出居家养老政策调研只关注先行地区的经验推广，忽视对自身城市建设条件和老年人需求的全面考察。造成很多居家养老服务有提供没需求，或是老年人消费不起的尴尬局面。二是从时间上看，各省政策出台的时间纷纷集中在12月份到明年2月份这一时期，即各省人大和两会召开时间前后，从侧面说明我国中央—省级政策层面人为因素较为显著。三从影响因素上看，行政类型、省经济情况和所辖地级市个数对居家养老政策时滞时间影响显著。这些因素更多是体现政府内部的管理幅度管理层次，以及财政供给水平，与外部因素关系不大。
这与其它一些政策时滞研究观点相吻合，这些观点认为，政策（主要是财政政策）在行政部门内部产生的时滞，主要取决于信息的传递速度、管理当局的预测能力以及政策选择的决策效率等，与管理体制和工作效率有关[17]，部门领导和领导团体的主观意向性十分明显。因为自公共问题被纳入决策议程到政府部门起草政策文件，再到完整公共政策的出台，政府部门尚需经过政策咨询、政策论证等程序[18]，政策需耗费一定的时间。在此过程中，相关咨询与论证工作具有相对稳定的工作流程和时间消耗，工作节奏是政府部门一直以来形成习惯的路径依赖。而如人口情况、城市建设水平等外部因素，会对政策开始实施到它对政策对象完全产生作用的时间产生影响。
目前我国很多地区服务型政策相较于经济型政
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2.直辖市具有相对敏捷的政策反应
回归系数上显示，直辖市和民族自治省份的因素对中央—省级政策时滞的影响是最大的，直辖市相对来说对中央政策理念有更快的反应，平均中央—省级政策时滞时间为13个月，比平均政策时滞时间更短。居家养老的理念的提出要远远早于国家性质的社区居家养老政策，在2006年“十一五”规划中就已经提出。很多直辖市在2008年正式居家养老发展政策出台之前就已经开始对居家养老进行调研和探索，这样就保证了对信息收集、准备工作和服务需求情况的提前把握。甚至有的直辖市早在政策理念之前便已先行，比如上海市在2004年就开始探索本地化的居家养老运作模式和服务评估制度，居家养老服务（指导）中心和社区助老服务社覆盖率占街道（乡镇）总数的96%[19]。天津市早在2005年就开始探索和社会合力发展居家养老服务的模式，老年人指定送餐等日常照料和家庭劳务服务由政府补贴
[20]
。可以看出，直辖市地区对本地区的发展情况和政
策需求有着更敏锐的动态观察和判断，并且具有更高的政策灵活性。相对来说，少数民族省份，除宁夏回族自治区之外，政策时滞都较长，平均时滞为52个月，远远长于平均时滞时间。结合前文的分析，不能再将少数民族地区居家养老政策滞后简单的归咎于受到地区经济水平的桎梏，因为除了总体经济条件外，促进政府内部的理念更新，给少数民族地区服
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务类政策以充分灵活性和独特的考评机制，使少数民族地区居家养老发展政策同本地区、本民族、城市发展情况、老年人需求相适宜，减少民族自治省份的政策内部时滞，也是促进该地区居家养老政策发展的重要因素。
报,2010（4）：1-5.2015年第3期第36卷
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居家养老政策的政策受众是老年人，从老年人角度往往不能清楚的区分、甚至不关心政策来自于哪个层级，在居家养老服务政策还处于中央层级时，老年人只能够通过新闻广播等媒体了解信息，而当居家养老服务政策从中央政策逐步落实到基层时，老年人才能够实际感受到，然而落实的地区有时间先后，老年人受地区因素限制，往往不能在同一时间享受到政策带来的实惠，产生群体性的政策不均，但此时已经不能区分该政策层级，也无从计较政策经过了多长时间的发酵，对居家养老政策的监督和反馈更是无从谈起。从这个意义上来说，居家养老政策的中央—省级政策时滞是一种较为隐蔽的时滞，客观因素难以产生很大的影响，也就是说，单纯的加大拨款和补贴力度并不能达到减少居家养老政策时滞的效果。因此，对中央—省级居家养老政策内部时滞的控制，找到其规律，将居家养老政策的调研、出台过程公开化、透明化，引入公民参与，是减少政策时滞内部性弊端，提高政策效率的可行途径。筝参考文献：
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MAJian-nan，WANGDe-wen
（SchoolofPublicAffairs，XiamenUniversity，Xiamen361005）
Abstract：Policylagreferstotimeintervalsofpublicpolicyfromcommitmenttoimplement.Provincialpolicyofhome-basedforagedhasaclearstatisticaldistributioncharacteristic，Sincethehome-basedforagedpolicyformallypromulgated，theprovincesdevelopmentarenotthesame.Assumingpolicylagofhome-basedforagedasthedependentvariable，makeanre-gressionanalysisusingtheKaplan-Meyersurvivalmodelandthediscretetimelogisticmodel.Theresultsshowthattheprovincialhome-carepolicyforagedoutput20-40monthslaterthanthecentralgovernment.Andpolicylagisaffectedbyexternalobjectivefactorsincludingpopulationoftheelderly，medicalexpenditure，cityconstructionconditions,amongthem,administrativetype，thescaleofcity，comprehensiveeconomicindicatorshavesignificantinfluences.Themunicipalitydirectlyunderthecentralgovernmenthastheshortesttime-delay，andtheethnicautonomousprovinceshas31monthsaveragetime-delay.Onlyincreasingtheintensityandsubsidiescannotreducethehome-caredforagedpolicylag.Thefeasiblewayistoimprovetheopennessandtransparencyofthepolicyprocess，andthedesignofprovincepolicyshouldattachemoreimpor-tanceinregionalconditionssothattheeffectofhome-carepoliciescanbepeomoted.Keywords：policylag;home-basedcareforaged；provincial；discrete-timelogisticmodel
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