2003年,，國務(wù)院辦公廳轉(zhuǎn)發(fā)了《關(guān)于建立新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度意見的通知》（國辦發(fā)〔2003〕3號）,，要求在全國試點(diǎn)建立新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度（以下簡稱新農(nóng)合）。新農(nóng)合的“新”在于確立了政府在籌資中的主體地位,，實(shí)行個人繳費(fèi),、集體扶持和政府資助相結(jié)合的籌資機(jī)制,。隨著籌資水平的提高，籌資能力與基金可持續(xù)性也就是財(cái)政補(bǔ)貼可持續(xù)性問題日益突顯出來,，《中國醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)發(fā)展報(bào)告2014》甚至悲觀地認(rèn)為,，2017年全國城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)基金將出現(xiàn)收不抵支情況，2024年醫(yī)?；鹄塾?jì)虧空7353億元,。因此，在人口老齡化不斷加劇的背景下,，以財(cái)政補(bǔ)貼為主的新農(nóng)合能否經(jīng)受住人口老齡化的沖擊,？

       一、理論模型與數(shù)據(jù)來源

       本文將人口結(jié)構(gòu)因素從其他影響因素中分離出來,，構(gòu)建出人口因子,，通過科學(xué)合理設(shè)置相關(guān)參數(shù)，評估我國人口老齡化對新農(nóng)合醫(yī)療費(fèi)支出及財(cái)政負(fù)擔(dān)率的影響,。并將人口因子進(jìn)一步分解成老年人口因子和非老年人口因子,，探討我國人口結(jié)構(gòu)特點(diǎn)對財(cái)政負(fù)擔(dān)率的作用邏輯,。

       （一）模型的構(gòu)建

       以2013年為基準(zhǔn)年份，假定其他影響因素保持不變,，只考察由人口結(jié)構(gòu)因素導(dǎo)致的財(cái)政補(bǔ)貼支出變化及其對財(cái)政負(fù)擔(dān)率的影響,。根據(jù)以上假定，財(cái)政負(fù)擔(dān)模型可以用公式（1）來表示：

       （1）（略）

       其中,，ρn表示第n年的財(cái)政負(fù)擔(dān)率,，λ為人口結(jié)構(gòu)因素引起的財(cái)政負(fù)擔(dān)率變動系數(shù)，可稱之為人口因子,。當(dāng)λ=1時(shí),，表明人口因素對財(cái)政負(fù)擔(dān)率沒有任何影響；當(dāng)λ＞1時(shí),，表明人口因素對財(cái)政負(fù)擔(dān)率具有正向的推動作用；當(dāng)λ＜1時(shí),，表明人口因素具有負(fù)向的緩解作用,。

       人口結(jié)構(gòu)包括老年人與非老年人，二者都會對醫(yī)療費(fèi)用支出產(chǎn)生影響,。將公式（1）進(jìn)一步分解為公式（2）,，由此可知，未來我國新農(nóng)合財(cái)政負(fù)擔(dān)率不僅取決于老年人口因子,，而且也受到非老年人口因子的影響,，人口老齡化只是影響因素之一。只有在總?cè)丝谝?guī)模不變的條件下,，老年人口占比越大,，即老齡化率越高，醫(yī)療費(fèi)用越高,，固定財(cái)政補(bǔ)貼率下的財(cái)政補(bǔ)貼支出越多,，即財(cái)政負(fù)擔(dān)率越高；相反,，老齡化率越低,，財(cái)政負(fù)擔(dān)率越低，新農(nóng)合的財(cái)政可持續(xù)性越好,。

       （2）（略）

       根據(jù)定義,，新農(nóng)合財(cái)政負(fù)擔(dān)率為當(dāng)年財(cái)政補(bǔ)貼支出占當(dāng)年財(cái)政收入的比重。由于國際上普遍采用財(cái)政補(bǔ)貼支出占財(cái)政總支出比重,，便于比較本文也采用這一指標(biāo),。第n年新農(nóng)合財(cái)政補(bǔ)貼支出等于當(dāng)年居民醫(yī)療費(fèi)用支出總額（當(dāng)年各年齡人口數(shù)與人均醫(yī)療支出額的乘積）乘以相應(yīng)補(bǔ)貼比例，如公式（3）所示,。

       （3）（略）

       其中,，θ為財(cái)政補(bǔ)貼比例,，ω為極限年齡，Lnx為第n年x歲人口數(shù),，Cnx為第n年x歲人口的平均醫(yī)療支出額,，CZZCn為第n年我國財(cái)政總支出。由于不考慮人口結(jié)構(gòu)因素以外的其他因素對醫(yī)療價(jià)格及醫(yī)療支出的影響,，因此有C2013x=…=Cnx,，CZZC23013=…=CZZCn。結(jié)合公式（1）和（3）可得公式（4）,。

       （4）（略）

       其中γ為人口變動率,。公式（4）表明，人口因子實(shí)際上就是第n年醫(yī)療總費(fèi)用占基準(zhǔn)年的比例,。當(dāng)各年齡人口的醫(yī)療費(fèi)用相等時(shí),，人口因子λ即為第n年各年齡人口相對基準(zhǔn)年份的累積變動率之比。根據(jù)公式（2）,，可將公式（4）進(jìn)一步分解為老年人口因子與非老年人口因子兩部分,，以此將人口老齡化因素對財(cái)政補(bǔ)貼負(fù)擔(dān)的凈影響進(jìn)一步從人口結(jié)構(gòu)中分離出來，具體如公式（5）所示,。

       （5）（略）

       在本文的財(cái)政負(fù)擔(dān)率測量模型中,，各年的分年齡人口Lnx是評估的重要基礎(chǔ)。在人口預(yù)測中,，本文采用經(jīng)典的生存模型對未來我國農(nóng)村地區(qū)分年齡人口進(jìn)行預(yù)測,。

       （二）參數(shù)假設(shè)及數(shù)據(jù)來源

       財(cái)政補(bǔ)貼負(fù)擔(dān)測量模型主要涉及財(cái)政補(bǔ)貼比例θ、分年齡平均醫(yī)療費(fèi)用Cnx以及人口數(shù)Lnx三個參數(shù),。世界衛(wèi)生組織認(rèn)為為保證衛(wèi)生籌資的公平性,，應(yīng)把使用者付費(fèi)水平控制在30%以下，［1］據(jù)此本文將財(cái)政補(bǔ)貼比例設(shè)定為70%,。根據(jù)《中國衛(wèi)生與計(jì)劃生育統(tǒng)計(jì)年鑒2014》,，2013年農(nóng)村居民年人均醫(yī)療保健支出為614.2元，考慮到不同年齡的平均醫(yī)療費(fèi)用差異較大,，尤其是老年人口醫(yī)療費(fèi)用普遍較高,，醫(yī)療費(fèi)用的年齡權(quán)重設(shè)置直接影響到醫(yī)療總費(fèi)用的大小，進(jìn)而決定了人口老齡化因素對財(cái)政補(bǔ)貼負(fù)擔(dān)的影響程度,。在不考慮性別差異條件下,，假定60歲以上老年人的醫(yī)療費(fèi)用權(quán)重為2.0，借助2013年的醫(yī)療費(fèi)用數(shù)據(jù)可以推算出60歲以下人口的醫(yī)療費(fèi)用權(quán)重為0.8,。歷年人口數(shù)據(jù)全部來自《中國2010年人口普查資料》,，其中育齡婦女生育率、分年齡死亡率采用全國人口數(shù)據(jù),，其他則采用農(nóng)村人口數(shù)據(jù),，并假定不發(fā)生城鄉(xiāng)人口流動,，且參合率為100%。

       二,、結(jié)果與分析

       （一）財(cái)政負(fù)擔(dān)率的未來趨勢

       圖1為在設(shè)定相關(guān)參數(shù),，控制其他影響因素不變的條件下，人口結(jié)構(gòu)變化對未來我國新農(nóng)合財(cái)政補(bǔ)貼負(fù)擔(dān)率的影響,。圖1表明,，財(cái)政負(fù)擔(dān)率呈現(xiàn)倒“U”形結(jié)構(gòu)：第一階段為2013-2033年，財(cái)政負(fù)擔(dān)率呈現(xiàn)穩(wěn)步增長態(tài)勢,；第二階段為2034-2100年,，財(cái)政負(fù)擔(dān)率在2033年達(dá)到峰值后呈逐年下降的趨勢。從財(cái)政負(fù)擔(dān)水平來看,，2033年的峰值為2.29%,，最低值為2100年的1.29%，負(fù)擔(dān)率相對較低,。

       圖1 2013-2100年新農(nóng)合財(cái)政補(bǔ)貼負(fù)擔(dān)率（略）

       總體而言,，新農(nóng)合具有良好的財(cái)政可持續(xù)性，不會因?yàn)槿丝诶淆g化而使國家財(cái)政陷入困境,。（1）新農(nóng)合財(cái)政補(bǔ)貼支出占同期財(cái)政醫(yī)療保障支出比重較低。2013年財(cái)政性醫(yī)療保障支出達(dá)到9545.8億,，占當(dāng)年財(cái)政支出的6.83%,，新農(nóng)合財(cái)政補(bǔ)貼支出只占財(cái)政性醫(yī)療保障支出的25.87%，這一比例與農(nóng)村人口占總?cè)丝诒壤?6.27%）并不匹配,，屬于較低水平,。（2）從變化幅度來看，2033年財(cái)政負(fù)擔(dān)率峰值為2.29%,，高出2013年實(shí)際財(cái)政負(fù)擔(dān)率0.6個百分點(diǎn),，年平均增長率僅為1.5%，遠(yuǎn)低于醫(yī)療費(fèi)用總支出17%的年增長率,。（3）與其他國家相比,，這一比例也處于相對較低水平。表1為2013年主要發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家財(cái)政性醫(yī)療保障支出占財(cái)政總支出比重,。我國醫(yī)療保障支出占比為6.83%,，新農(nóng)合的比例只有1.77%（6.83×22.87%），無論與發(fā)展中國家還是與發(fā)達(dá)國家相比,，新農(nóng)合都不會對財(cái)政支出造成明顯壓力,。

       （二）人口老齡化對財(cái)政負(fù)擔(dān)率的影響分析

       根據(jù)前文分析，人口因子為測算年份的財(cái)政負(fù)擔(dān)率與基準(zhǔn)年份之比,，圖2是在圖1的基礎(chǔ)上加入人口因子及其分解后的老年人口因子和非老年人口因子來測量未來變化趨勢,，使人口因素對財(cái)政補(bǔ)貼負(fù)擔(dān)率的作用邏輯更加明晰,。由于本文只考察人口因素對財(cái)政負(fù)擔(dān)率的影響，因此人口因子與財(cái)政負(fù)擔(dān)率的趨勢完全一致,。在取值上,，人口因子λ∈［0.6，1.2］,，其中,，2013-2052年λ＞1，表明這一時(shí)期人口結(jié)構(gòu)因素對財(cái)政負(fù)擔(dān)率具有正向推動作用,，具體表現(xiàn)為先升后降,。其中，2013－2033年人口結(jié)構(gòu)對財(cái)政負(fù)擔(dān)率的推動作用逐年強(qiáng)化,，并在2033年達(dá)到峰值（1.12）,，此后逐年下降，并在2054年跌破1,，轉(zhuǎn)為負(fù)向的緩解作用,，降至測算期末的0.63。意味著2054-2100年期間人口結(jié)構(gòu)因素不僅沒有產(chǎn)生向上的推動作用,，相反產(chǎn)生了向下的緩解作用,，2100年財(cái)政負(fù)擔(dān)率僅為基準(zhǔn)年份2013年的60%。

       表1 2013年世界主要國家財(cái)政性醫(yī)療保障支出占財(cái)政支出比重（%）（略）

       圖2 2013-2100年新農(nóng)合財(cái)政補(bǔ)貼負(fù)擔(dān)率及人口因子（略）

       對人口因子進(jìn)一步分解為老年人口因子和非老年人口因子,，老年人口因子的演變趨勢與財(cái)政負(fù)擔(dān)率基本一致,，2013-2033年，老年人口因子與財(cái)政負(fù)擔(dān)率均呈現(xiàn)上升趨勢,，說明人口老齡化對財(cái)政負(fù)擔(dān)產(chǎn)生了一定推動作用,。然而，兩者并非完全同步,，財(cái)政負(fù)擔(dān)率在2033年達(dá)到峰值,，而老年人口因子則在2036年才達(dá)到峰值，此后逐漸下降,，說明人口老齡化對財(cái)政負(fù)擔(dān)的影響被其他因素所削弱,，這一因素即為非老年人口因子。與老年人口因子,、財(cái)政負(fù)擔(dān)率的趨勢不同,，非老年人口因子從2013年開始就呈現(xiàn)逐年下降趨勢，部分抵消了由老年人口因子對財(cái)政負(fù)擔(dān)率的正向推動效應(yīng),，從而有效抑制了財(cái)政負(fù)擔(dān)率的上升趨勢,。2036年以后，老年人口因子與非老年人口因子同時(shí)呈現(xiàn)下降趨勢,，兩者的疊加作用進(jìn)一步擴(kuò)大了財(cái)政負(fù)擔(dān)率的下降幅度,。

       人們擔(dān)憂老齡化導(dǎo)致醫(yī)療費(fèi)用快速增長的基本邏輯是：老年人口醫(yī)療費(fèi)用是年輕人口的數(shù)倍,，人口老齡化加劇必然導(dǎo)致醫(yī)療費(fèi)用隨之成倍增加，進(jìn)而加重財(cái)政負(fù)擔(dān),。然而,，人口老齡化與財(cái)政負(fù)擔(dān)率上升并不是簡單的一一對應(yīng)關(guān)系。我們發(fā)現(xiàn),，影響財(cái)政補(bǔ)貼支出及其負(fù)擔(dān)率的因素包括老年人口因子與非老年人口因子,，而且老齡化只是老年人口因子的一個方面，兩者并不是一回事,。老齡化率是指老年人口占總?cè)丝诘谋壤?，是相對人口?shù)，其取值不僅取決于老年人口絕對規(guī)模,，而且取決于總?cè)丝谝?guī)模,。即使老年人口規(guī)模不變，非老年人口減少所產(chǎn)生的總?cè)丝谝?guī)模的下降也會導(dǎo)致老齡化率升高,。與其他國家不同,，我國老齡化進(jìn)程表現(xiàn)為老年人口增加與年輕人口減少同步進(jìn)行。在2033年以前,，非老年人口因子對財(cái)政負(fù)擔(dān)率所產(chǎn)生的緩解作用不足以抵消老年人口因子的推動效應(yīng),，因而人口結(jié)構(gòu)因素對財(cái)政負(fù)擔(dān)率仍然產(chǎn)生了推動效應(yīng)；此后,，雙方力量完全“逆轉(zhuǎn)”,，并且在2052年同時(shí)產(chǎn)生向下緩解作用使得財(cái)政總負(fù)擔(dān)率低于2013年。

       圖3 財(cái)政負(fù)擔(dān)率與總?cè)丝跀?shù)（略）

       圖4 財(cái)政負(fù)擔(dān)率與人口老齡化率（略）

       為了進(jìn)一步論證人口結(jié)構(gòu)對財(cái)政負(fù)擔(dān)率的影響,，圖3和圖4分別從總?cè)丝跀?shù)和老齡化率兩個維度刻畫了與財(cái)政負(fù)擔(dān)率的關(guān)系。新農(nóng)合財(cái)政負(fù)擔(dān)率與人口總量趨勢基本一致（如圖3）,，而與人口老齡化率差異較大（如圖4）,。2013-2026年間，總?cè)丝谝?guī)模保持基本穩(wěn)定,，這一時(shí)期人口老齡化率上升對財(cái)政負(fù)擔(dān)率的推動作用非常明顯,，即使2027-2033年人口總規(guī)模略有下降，但老齡化的推動作用仍然明顯,。盡管2033年以后人口老齡化率進(jìn)一步提高,，60歲以上農(nóng)村老年人口占農(nóng)村人口比重在2070年達(dá)到峰值的33.79%，但由于總?cè)丝谝?guī)模下降抵消了由老齡化帶來的醫(yī)療費(fèi)用增長,，使得財(cái)政負(fù)擔(dān)率也隨之下降,。這就是說，只有當(dāng)總?cè)丝诒３址€(wěn)定時(shí),，人口老齡化才會對醫(yī)療費(fèi)用增加產(chǎn)生明顯影響,。我國人口老齡化進(jìn)程伴隨著年輕人口與總?cè)丝阡J減,，有效緩解了人口老齡化對財(cái)政負(fù)擔(dān)形成的壓力。

       （三）醫(yī)療支出年齡權(quán)重的敏感性分析

       本文考察的是老齡化對我國新農(nóng)合財(cái)政補(bǔ)貼負(fù)擔(dān)的影響,，在既定人口結(jié)構(gòu)模型和補(bǔ)貼比例下,，老年人口平均醫(yī)療費(fèi)支出成為影響財(cái)政補(bǔ)貼絕對額的重要變量。國內(nèi)外學(xué)者普遍認(rèn)為老年人的醫(yī)療費(fèi)用要明顯高于非老年人,，但具體高出多少倍還未有定論,。李劍閣認(rèn)為，60歲以上年齡組的醫(yī)療費(fèi)用是60歲以下年齡組的3～5倍,；［2］李亞青以5歲為間隔進(jìn)行分組發(fā)現(xiàn)60歲以上老年組的人均醫(yī)療費(fèi)用是平均醫(yī)療費(fèi)用的2～4倍,。［3］由于不同學(xué)者采用的方法、數(shù)據(jù)不同,，導(dǎo)致計(jì)算的權(quán)重差別較大,，需要對醫(yī)療費(fèi)用權(quán)重進(jìn)行敏感性分析，以驗(yàn)證本文結(jié)論的穩(wěn)健性,。本文分別設(shè)定三種方案,，如表2所示：

       表2 不同年齡人口醫(yī)療費(fèi)用權(quán)重（略）

       如圖5所示，三種方案下負(fù)擔(dān)率變化趨勢基本一致,，呈現(xiàn)先高后低特點(diǎn),，在2033年左右達(dá)到峰值。雖然權(quán)重設(shè)置不一樣,，但三種方案的負(fù)擔(dān)率差別不大,。在低方案和高方案中，負(fù)擔(dān)率峰值分別為2.15%和2.44%,，僅增加了0.29個百分點(diǎn),，差別較小。預(yù)測期內(nèi)高方案與低方案的差距在［0.0%,，0.3%］波動,，變化幅度非常小。老年人口醫(yī)療費(fèi)用權(quán)重指標(biāo)對新農(nóng)合財(cái)政補(bǔ)貼負(fù)擔(dān)的影響較為穩(wěn)健,，人口老齡化對新農(nóng)合財(cái)政負(fù)擔(dān)的影響并不如想象的那樣嚴(yán)重,。

       三、結(jié)論與啟示

       新農(nóng)合醫(yī)療保險(xiǎn)基金的平衡問題實(shí)質(zhì)上是財(cái)政補(bǔ)貼負(fù)擔(dān)的可持續(xù)性問題,。本文通過構(gòu)建財(cái)政補(bǔ)貼負(fù)擔(dān)模型和人口模型,，將人口結(jié)構(gòu)因素從其他影響因素中分離出來，分析了2013-2100年人口老齡化對新農(nóng)合財(cái)政補(bǔ)貼負(fù)擔(dān)能力的影響,。結(jié)果表明,，人口結(jié)構(gòu)因素對財(cái)

       政負(fù)擔(dān)率作用有限，財(cái)政負(fù)擔(dān)率上升幅度較小，總體處于較低水平,。與國際相比,，也屬于較低水平；與農(nóng)村人口占總?cè)丝诒壤啾?，覆蓋全國60%參保人數(shù)的新農(nóng)合制度,，其財(cái)政補(bǔ)貼占財(cái)政總支出最高比例僅為2.29%。在人口因素的凈效應(yīng)作用下,，2013-2100年我國新農(nóng)合財(cái)政補(bǔ)貼負(fù)擔(dān)率呈現(xiàn)倒“U”形結(jié)構(gòu),，并可劃分為三個階段：2013-2033年，人口老齡化率與財(cái)政負(fù)擔(dān)率同步提高,，人口老齡化發(fā)揮正向推動作用,；2034-2070年，人口老齡化率持續(xù)提高,，財(cái)政負(fù)擔(dān)率卻穩(wěn)步下降,，人口老齡化的推動作用被弱化；2071-2100年,，人口老齡化率與財(cái)政負(fù)擔(dān)率同時(shí)呈現(xiàn)下降趨勢,，人口老齡化發(fā)揮了緩解作用。

       圖5 新農(nóng)合財(cái)政補(bǔ)貼負(fù)擔(dān)率敏感性分析（略）

       財(cái)政補(bǔ)貼負(fù)擔(dān)變化不僅取決于老年人口因子,，而且取決于非老年人口因子,。之所以人口老齡化不會對我國新農(nóng)合財(cái)政補(bǔ)貼產(chǎn)生沉重負(fù)擔(dān)，是因?yàn)樵谟谖覈丝诶淆g化過程中,，老年人口增加與年輕人口,、總?cè)丝跍p少同步進(jìn)行。老年人口因子對醫(yī)療負(fù)擔(dān)的推動效應(yīng)被非老年人口因子部分抵消,。同時(shí),，老年因子在2036年開始呈現(xiàn)下降趨勢，對財(cái)政負(fù)擔(dān)率的影響由向上的推動效應(yīng)轉(zhuǎn)為向下的緩解效應(yīng),。因此,，我國人口結(jié)構(gòu)演變的自身特點(diǎn)決定了人口老齡化對財(cái)政補(bǔ)貼負(fù)擔(dān)影響有限，完全沒有理由擔(dān)心人口老齡化會導(dǎo)致新農(nóng)合“破產(chǎn)”,。最后，本文對模型的核心變量——分齡的醫(yī)療費(fèi)用權(quán)重——做了敏感性分析,，進(jìn)一步肯定了本研究結(jié)論的可靠性,。

       當(dāng)然，人口老齡化對醫(yī)療支出影響不明顯,，并不意味著在財(cái)政補(bǔ)貼的可持續(xù)性問題上就可以“高枕無憂”,，需要關(guān)注和控制其他因素對財(cái)政補(bǔ)貼負(fù)擔(dān)的影響。除了收入增長、科技進(jìn)步等傳統(tǒng)因素外,，新農(nóng)合制度本身對醫(yī)療費(fèi)用上漲的推動效應(yīng)尤其值得關(guān)注,。一方面，新農(nóng)合可能極大激發(fā)農(nóng)民的就醫(yī)需求,，推動醫(yī)療費(fèi)用上漲,；另一方面，新農(nóng)合可能促使醫(yī)院提高醫(yī)藥價(jià)格,，導(dǎo)致人均醫(yī)療費(fèi)用支出顯著提高,。總之,，財(cái)政補(bǔ)貼支出是否具有可持續(xù)性,，新農(nóng)合制度能否健康運(yùn)行，雖然可以解除對人口老齡化的過度擔(dān)憂,，但其他因素值得關(guān)注,，是未來研究需要探討的方向。

       ［作者簡介］朱火云,，南昌大學(xué)公共管理學(xué)院講師,；高和榮，廈門大學(xué)公共事務(wù)學(xué)院教授,，博士生導(dǎo)師,。

       ［參考文獻(xiàn)］

       ［1］WHO，2005.Strategy on Health Care Financing for the Countries of Western Pacific and Southeast Asia Regions（2006-2010）. http：//www.who.int/en/.

       ［2］李劍閣.我國社會保障制度改革的幾個問題［J］.經(jīng)濟(jì)社會體制比較,，2002（2）：46-52.

       ［3］李亞青.社會醫(yī)療保險(xiǎn)財(cái)政補(bǔ)貼增長及可持續(xù)性研究——以醫(yī)保制度整合為背景［J］.公共管理學(xué)報(bào),，2015（1）：70－83.