發布時間：2016-05-21所屬分類：經濟論文瀏覽：1次
摘 要： 社會老齡化問題也是現在人們關注的一個焦點，中國于2000年開始進入老齡化社會，且人口年齡結構的轉變極其迅速。2013年中國老年人口(60歲及以上)數量達到2.02億，預計2026年將跨過3億。本文是一篇 四川省級論文發表 范文，主要論述了農村人口老齡化對我國新型
社會老齡化問題也是現在人們關注的一個焦點，中國于2000年開始進入老齡化社會，且人口年齡結構的轉變極其迅速。2013年中國老年人口(60歲及以上)數量達到2.02億，預計2026年將跨過3億。本文是一篇四川省級論文發表范文，主要論述了農村人口老齡化對我國新型農村合作醫療的啟示。
【摘 要】 中國人口年齡結構轉變十分迅速，其老齡化程度也是急劇加深的。根據外國經驗，老齡化急進式國家在人口老齡化過程中，會出現種種問題。本文通過選取居民醫療保健消費為代表性因素，探討我國老齡化進程中可能遇到的問題。利用實證數據證明人口老齡化對醫療保健支出有顯著的正相關影響。而老齡化人口的醫療保障是對我國新型農村合作醫療制度的一個嚴峻挑戰。在人口老齡化不斷加深的情況下，我國新農合政策如何調整以及如何完善“大病醫療”保障制度是一個迫在眉睫的問題。
【關鍵詞】 人口老齡化,醫療保健消費,新農合,面板數據
一、引言
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，但聯系到中國人口大基數的現實，中國老齡化問題可見一斑。
農村人口老齡化的進程不斷加深，不可避免的造成其醫療保障消費支出的增加。我國自2002年提出“新型農村合作醫療保險”(以下簡稱新農合)來，政府大力推行該制度。目前新農合的參保率已接近100%，基本完成了新農合“低水平，廣覆蓋”的目標。然而隨著農村老齡人口的不斷增加，新農合的“低水平”現狀是否能滿足老齡人口的醫療保障需求，“大病醫療”保障制度是否能滿足患病人口的需求，這些現實因素都對我國新農合帶來嚴峻的挑戰。
二、農村人口老齡化對醫療保健支出的影響
(一)研究假設
以下主要考慮老年撫養比和醫療保健消費之間的關系，并在此基礎上引入居民人均收入和醫療保健消費價格指數為控制變量。
根據Grunengerg(1977)提出的“發病率擴張”(exoabsion of morbidity)假說，即隨著人口預期壽命的增加，不健康預期壽命也在增加，因此加劇了對醫療保健消費品的消耗。因此，本文提出第一個假設：
研究假設1：老年撫養比與醫療保健消費呈正相關關系
消費是以一定的支付能力有關，醫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療保健消費需要的重要因素之一，通常認為，收入水平越高，醫療保健的消費意愿越強因此，本文提出第二個假設：
研究假設2：居民收入與醫療保健消費呈正相關關系
一般來說，消費品價格上漲，人們將會相應減少對該種消費品的消費。基于此，本文提出第三個假設：
研究假設3：醫療保健消費品價格與醫療保健消費呈負相關關系
(二)研究設計
1.樣本選取與數據來源
本文的樣本數據來源于全國全國31個省份，直轄市從2006-2012年的數據。數據均在歷年《中國統計年鑒》或者《中國人口與就業統計年鑒》查得或計算得。由于農村(城鎮)居民年均醫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，分別做了取對數處理。且數據作為面板數據來處理。
2.研究模型與定量定義
Lncos i， t=c+β1ordi，t+β2lnincomei，t+β3cpii，t+εi，t
上述模型中的i，t分別代表地區和時間。將數據代入該模型，如有不顯著的在剔除，直到所有變量都顯著為止。
上述模型中涉及的變量有：Lncos為農村人均醫療保健費用支出。數據作取對數處理。用65歲以上的老年人口數與15-64歲的人口數之比來衡量。即為odr=(65歲以上老年人口數)/(15-64歲人口數)*100%。Lnincome為農村人均年收入和cpi為農村醫療保健品消費價格指數為控制變量。
(三)計量結果及分析
1.平穩性檢驗
為了避免“偽回歸”現象，一般需對數據做平穩性檢驗。但由于本文選取的面板數據的時間序列較短，所有認為數據是平穩的。
2.描述性統計
表1展示了各變量的樣本數、單位、均值、標準差、最大值、最小值。由表2可以看出，農村居民醫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。農村老年撫養比的均值為13.288，最大值為25.82，最小值為7.05，差距明顯。農村人均收入比的對數的均值為8.575，農村醫療保健消費價格指數的均值為103.431。
3.計量結果與分析
(1)Hausman檢驗和Likelihood Ratio檢驗
為了檢驗該面板數據使用固定效應模型還是隨機效應模型，進行Hausman檢驗和Likelihood Ratio檢驗。Hausman檢驗的P值為0.0303，Likelihood Ratio檢驗的P值為0.0000。兩種檢驗結果在5%的顯著性水平下皆拒絕原假設，故應建立固定效應模型。
(2)回歸結果分析
如下，表2是回歸結果�；貧w模型為：
lncosi，t=-4.48+0.019ordi，t+1.249lnincomei，t-0.008cpii，t+εi，t
本文中提出的三個假設均得到驗證。
回歸結果表明農村老年撫養比與和醫療保健消費之間具有明顯的正向的關系，充分說明了中國農村人口老齡化推動了醫療保健消費的上升。回歸系數表明，農村老年撫養比每上升1個百分點，農村醫療保健消費將上升1.9%。此外，由模型得出農村醫療保健消費與收入呈正相關關系。醫療保健消費作為一種特殊的消費，仍然離不開收入的影響。只有當居民收入提高時，溫飽問題解決之余，才能考慮健康問題。農村醫療保健消費還與醫療保健品消費指數成反比。醫療保健消費指數每上升一個百分點，醫療保健消費下降0.8%。醫療保健消費品的價格上漲，在收入不變的情形下限制了農村居民對醫療保健品的消費能力。 4.模型穩健性檢驗
為了檢驗上述模型的穩健性，本文以下部分將我國31個省、市、直轄市分為東部、中部、西部城市，在控制地區經濟發展差異的前提下對模型穩健性進行檢驗。(東部城市：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、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內蒙古)。分地區模型結果如表3所示。
如表5所示，分地區模型中，老年比仍對醫療保健支出具有顯著影響。由此得出，該模型具有穩健性。即隨著我國農村人口老齡化的加深，居民的醫療保障支出越來越大。
三.人口老齡化對新農合的啟示
1.提高報銷比例和簡化報銷手續
為了應對農村人口老齡化程度越來越高，醫療保健費用支出隨著攀高的問題，需要進一步提高新農合的報銷比例，此舉有利于切實減輕老齡化人口的醫療問題。同時由必要簡化報銷手續，繁重的手續不僅僅使得報銷醫療費用過程變的沒有效率，也使得老齡人口在忽然遭受重大疾病時因忽然面對大量臨時性支出而無法就醫。
2.解決定點醫療問題，逐步實現新農合在醫療機構的全面覆蓋
政府實施定點醫療的制度，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。導致了老齡人口就醫難，報銷難，定點機構服務質量下降，不利于醫療機構良性競爭發展等一系列問題。因此，在今后的發展過程中，應逐取消定點醫療問題，盡可能實現新農合在醫療機構的全面覆蓋。
3.將商保引入政府的“大病醫療”保障制度中來
大病醫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，但據中國人壽2013年年報顯示，該公司大病醫療保險業務處于虧損狀態。事實上，短期內大病醫保業務虧損是正常的，但商業保險公司因此會缺乏開展大病醫療保險業務的動力。因此，政府可以對開展大病醫療保險業務的商業保險公司進行補貼，鼓勵其發展大病醫療保險業務。社保和商保雙管齊下，完善大病醫療保障制度。
【參考文獻】
[1] 孟昕，克里斯汀・楊.老齡化與中國城市居民醫療支出[J].中國勞動經濟學，2006，(1)：2-21.
[2] 王學義，張沖.中國人口年齡結構與居民醫療保健消費[J].統計研究，2013，(3)：59-63.
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