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农村人口老龄化对我国新型农村合作医疗的启示 　　【摘 要】 中国人口年龄结构转变十分迅速，其老龄化程度也是急剧加深的。根据外国经验，老龄化急进式国家在人口老龄化过程中，会出现种种问题。本文通过选取居民医疗保健消费为代表性因素，探讨我国老龄化进程中可能遇到的问题。利用实证数据证明人口老龄化对医疗保健支出有显著的正相关影响。而老龄化人口的医疗保障是对我国新型农村合作医疗制度的一个严峻挑战。在人口老龄化不断加深的情况下，我国新农合政策如何调整以及如何完善“大病医疗”保障制度是一个迫在眉睫的问题。 　　【关键词】 人口老龄化 医疗保健消费 新农合 面板数据 　　一、引言 　　中国于2000年开始进入老龄化社会，且人口年龄结构的转变极其迅速。2013年中国老年人口（60岁及以上）数量达到2.02亿，预计2026年将跨过3亿。我国是老龄化社会急进式的代表。65岁以上老人占比，从5%到7%仅用了18年（1982-2000年）。这个增长看起来不大，但联系到中国人口大基数的现实，中国老龄化问题可见一斑。 　　农村人口老龄化的进程不断加深，不可避免的造成其医疗保障消费支出的增加。我国自2002年提出“新型农村合作医疗保险”（以下简称新农合）来，政府大力推行该制度。目前新农合的参保率已接近100%，基本完成了新农合“低水平，广覆盖”的目标。然而随着农村老龄人口的不断增加，新农合的“低水平”现状是否能满足老龄人口的医疗保障需求，“大病医疗”保障制度是否能满足患病人口的需求，这些现实因素都对我国新农合带来严峻的挑战。 　　二、农村人口老龄化对医疗保健支出的影响 　　（一）研究假设 　　以下主要考虑老年抚养比和医疗保健消费之间的关系，并在此基础上引入居民人均收入和医疗保健消费价格指数为控制变量。 　　根据Grunengerg（1977）提出的“发病率扩张”（exoabsion of morbidity）假说，即随着人口预期寿命的增加，不健康预期寿命也在增加，因此加剧了对医疗保健消费品的消耗。因此，本文提出第一个假设： 　　研究假设1：老年抚养比与医疗保健消费呈正相关关系 　　消费是以一定的支付能力有关，医疗保健消费作为一种消费来说，也离不开收入的影响。收入水平是影响居民医疗保健消费需要的重要因素之一，通常认为，收入水平越高，医疗保健的消费意愿越强因此，本文提出第二个假设： 　　研究假设2：居民收入与医疗保健消费呈正相关关系 　　一般来说，消费品价格上涨，人们将会相应减少对该种消费品的消费。基于此，本文提出第三个假设： 　　研究假设3：医疗保健消费品价格与医疗保健消费呈负相关关系 　　（二）研究设计 　　1.样本选取与数据来源 　　本文的样本数据来源于全国全国31个省份，直辖市从2006-2012年的数据。数据均在历年《中国统计年鉴》或者《中国人口与就业统计年鉴》查得或计算得。由于农村（城镇）居民年均医疗保健费用支出和年均收入的波动较大，为了减少模型拟合的异方差性，分别做了取对数处理。且数据作为面板数据来处理。 　　2.研究模型与定量定义 　　Lncos i， t=c+β1ordi，t+β2lnincomei，t+β3cpii，t+εi，t 　　上述模型中的i，t分别代表地区和时间。将数据代入该模型，如有不显著的在剔除，直到所有变量都显著为止。 　　上述模型中涉及的变量有：Lncos为农村人均医疗保健费用支出。数据作取对数处理。用65岁以上的老年人口数与15-64岁的人口数之比来衡量。即为odr=（65岁以上老年人口数）/（15-64岁人口数）*100%。Lnincome为农村人均年收入和cpi为农村医疗保健品消费价格指数为控制变量。 　　（三）计量结果及分析 　　1.平稳性检验 　　为了避免“伪回归”现象，一般需对数据做平稳性检验。但由于本文选取的面板数据的时间序列较短，所有认为数据是平稳的。 　　2.描述性统计 　　表1展示了各变量的样本数、单位、均值、标准差、最大值、最小值。由表2可以看出，农村居民医疗保健费用支出的均值为5.667。最大值为7.026，最小值为3.912，差距较大。农村老年抚养比的均值为13.288，最大值为25.82，最小值为7.05，差距明显。农村人均收入比的对数的均值为8.575，农村医疗保健消费价格指数的均值为103.431。 　　3.计量结果与分析 　　（1）Hausman检验和Likelihood Ratio检验 　　为了检验该面板数据使用固定效应模型还是随机效应模型，进行Hausman检验和Likelihood Ratio检验。Hausman检验的P值为0.0303，Likelihood Ratio检验的P值为0.0000。两种检验结果在5%的显著性水平