農(nóng)村人口老齡化對我國新型農(nóng)村合作醫(yī)療的啟示

農(nóng)村人口老齡化對我國新型農(nóng)村合作醫(yī)療的啟示農(nóng)村人口老齡化對我國新型農(nóng)村合作醫(yī)療的啟示

一、引言

中國于2000年開始進入老齡化社會，且人口年齡結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變極其迅速。2022年中國老年人口〔60歲及以上〕數(shù)量到達(dá)2.02億，預(yù)計2026年將跨過3億。我國是老齡化社會急進式的代表。65歲以上老人占比，從5%到7%僅用了18年〔1982-2000年〕。這個增長看起來不大，但聯(lián)系到中國人口大基數(shù)的現(xiàn)實，中國老齡化問題可見一斑。

農(nóng)村人口老齡化的進程不斷加深，不可防止的造成其醫(yī)療保障消費支出的增加。我國自2022年提出“新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險〞〔下列簡稱新農(nóng)合〕來，政府大力推行該制度。目前新農(nóng)合的參保率已接近100%，根本完成了新農(nóng)合“低水平，廣覆蓋〞的目標(biāo)。然而隨著農(nóng)村老齡人口的不斷增加，新農(nóng)合的“低水平〞現(xiàn)狀是否能滿足老齡人口的醫(yī)療保障需求，“大病醫(yī)療〞保障制度是否能滿足患病人口的需求，這些現(xiàn)實因素都對我國新農(nóng)合帶來嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)。

二、農(nóng)村人口老齡化對醫(yī)療保健支出的影響

〔一〕研究若

下列主要考慮老年撫養(yǎng)比和醫(yī)療保健消費之間的關(guān)系，并在此根底上引入居民人均收入和醫(yī)療保健消費價格指數(shù)為控制變量。

根據(jù)Grunengerg〔1977〕提出的“發(fā)病率擴張〞〔exoabsionofmorbidity〕假說，即隨著人口預(yù)期壽命的增加，不健康預(yù)期壽命也在增加，因此加劇了對醫(yī)療保健消費品的耗費。因此，本文提出第一個若：

研究若1：老年撫養(yǎng)比與醫(yī)療保健消費呈正相關(guān)關(guān)系

消費是以一定的支付能力有關(guān)，醫(yī)療保健消費作為一種消費來說，也離不開收入的影響。收入水平是影響居民醫(yī)療保健消費需要的重要因素之一，通常認(rèn)為，收入水平越高，醫(yī)療保健的消費意愿越強因此，本文提出第二個若：

研究若2：居民收入與醫(yī)療保健消費呈正相關(guān)關(guān)系

一般來說，消費品價格上漲，人們將會相應(yīng)減少對該種消費品的消費?；诖?，本文提出第三個若：

研究若3：醫(yī)療保健消費品價格與醫(yī)療保健消費呈負(fù)相關(guān)關(guān)系

〔二〕研究設(shè)計

1.樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文的樣本數(shù)據(jù)來源于全國全國31個省份，直轄市從2022-2022年的數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)均在歷年?中國統(tǒng)計年鑒》或者?中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》查得或計算得。由于農(nóng)村〔城鎮(zhèn)〕居民年均醫(yī)療保健費用支出和年均收入的波動較大，為了減少模型擬合的異方差性，分別做了取對數(shù)處理。且數(shù)據(jù)作為面板數(shù)據(jù)來處理。

2.研究模型與定量定義

Lncosi，t=c+β1ordi，t+β2lnincomei，t+β3cpii，t+εi，t

上述模型中的i，t分別代表地區(qū)和時間。將數(shù)據(jù)代入該模型，如有不顯著的在剔除，直到所有變量都顯著為止。

上述模型中波及的變量有：Lncos為農(nóng)村人均醫(yī)療保健費用支出。數(shù)據(jù)作取對數(shù)處理。用65歲以上的老年人口數(shù)與15-64歲的人口數(shù)之比來衡量。即為odr=〔65歲以上老年人口數(shù)〕/〔15-64歲人口數(shù)〕*100%。Lnincome為農(nóng)村人均年收入和cpi為農(nóng)村醫(yī)療保健品消費價格指數(shù)為控制變量。

〔三〕計量結(jié)果及分析

1.平穩(wěn)性檢驗

為了防止“偽回歸〞現(xiàn)象，一般需對數(shù)據(jù)做平穩(wěn)性檢驗。但由于本文選取的面板數(shù)據(jù)的時間序列較短，所有認(rèn)為數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。

2.描述性統(tǒng)計

表1展示了各變量的樣本數(shù)、單位、均值、規(guī)范差、最大值、最小值。由表2可以看出，農(nóng)村居民醫(yī)療保健費用支出的均值為5.667。最大值為7.026，最小值為3.912，差距較大。農(nóng)村老年撫養(yǎng)比的均值為13.288，最大值為25.82，最小值為7.05，差距明顯。農(nóng)村人均收入比的對數(shù)的均值為8.575，農(nóng)村醫(yī)療保健消費價格指數(shù)的均值為103.431。

3.計量結(jié)果與分析

〔1〕Hausman檢驗和LikelihoodRatio檢驗

為了檢驗該面板數(shù)據(jù)使用固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型，進行Hausman檢驗和LikelihoodRatio檢驗。Hausman檢驗的P值為0.0303，LikelihoodRatio檢驗的P值為0.0000。兩種檢驗結(jié)果在5%的顯著性水平下皆拒絕原若，故應(yīng)建立固定效應(yīng)模型。

〔2〕回歸結(jié)果分析

如下，表2是回歸結(jié)果?；貧w模型為：

lncosi，t=-4.48+0.019ordi，t+1.249lnincomei，t-0.008cpii，t+εi，t

本文中提出的三個若均得到驗證。

回歸結(jié)果說明農(nóng)村老年撫養(yǎng)比與和醫(yī)療保健消費之間具有明顯的正向的關(guān)系，充沛表明了中國農(nóng)村人口老齡化推動了醫(yī)療保健消費的回升?；貧w系數(shù)說明，農(nóng)村老年撫養(yǎng)比每回升1個百分點，農(nóng)村醫(yī)療保健消費將回升1.9%。此外，由模型得出農(nóng)村醫(yī)療保健消費與收入呈正相關(guān)關(guān)系。醫(yī)療保健消費作為一種特殊的消費，仍然離不開收入的影響。只有當(dāng)居民收入提高時，溫飽問題解決之余，才能考慮健康問題。農(nóng)村醫(yī)療保健消費還與醫(yī)療保健品消費指數(shù)成反比。醫(yī)療保健消費指數(shù)每回升一個百分點，醫(yī)療保健消費下降0.8%。醫(yī)療保健消費品的價格上漲，在收入不變的情形下限制了農(nóng)村居民對醫(yī)療保健品的消費能力。4.模型穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗上述模型的穩(wěn)健性，本文下列局部將我國31個省、市、直轄市分為東部、中部、西部城市，在控制地區(qū)經(jīng)濟開展差別的前提下對模型穩(wěn)健性進行檢驗?！矕|部城市：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部城市：山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部城市：四川、重慶、貴州、云南、--、陜西、甘肅、青海、寧夏、--、廣西、內(nèi)蒙古〕。分地區(qū)模型結(jié)果如表3所示。

如表5所示，分地區(qū)模型中，老年比仍對醫(yī)療保健支出具有顯著影響。由此得出，該模型具有穩(wěn)健性。即隨著我國農(nóng)村人口老齡化的加深，居民的醫(yī)療保障支出越來越大。

三.人口老齡化對新農(nóng)合的啟示

1.提高報銷比例和簡化報銷手續(xù)

為了應(yīng)對農(nóng)村人口老齡化程度越來越高，醫(yī)療保健費用支出隨著攀高的問題，需要進一步提高新農(nóng)合的報銷比例，此舉有利于切實減輕老齡化人口的醫(yī)療問題。同時由必要簡化報銷手續(xù)，繁重的手續(xù)不僅僅使得報銷醫(yī)療費用過程變的沒有效率，也使得老齡人口在突然遭受重大疾病時因突然面對大量臨時性支出而無法就醫(yī)。

2.解決定點醫(yī)療問題，逐步實現(xiàn)新農(nóng)合在醫(yī)療機構(gòu)的全面覆蓋

政府實施定點醫(yī)療的制度，其初衷是為了方便管理，但卻在一定程度上也帶來了一些問題。導(dǎo)致了老齡人口就醫(yī)難，報銷難，定點機構(gòu)效勞質(zhì)量下降，不利于醫(yī)療機構(gòu)良性競爭開展等一系列問題。因此，在今后的開展過程中，應(yīng)逐取消定點醫(yī)療問題，盡可能實現(xiàn)新農(nóng)合在醫(yī)療機構(gòu)的全面覆蓋。

3.將商保引入政府的“大病醫(yī)療〞保障制度中來

大病醫(yī)保作為一項社會保險，但就目前的情況來說保障力度不夠。有必要引入到商保中去