孫 翎 馬曉玲 申曙光

(1中山大學嶺南學院，廣東廣州，510275；2北京大學匯豐商學院，廣東深圳，518055)

基本醫(yī)療保險(即城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險，以下簡稱“基本醫(yī)保”)統(tǒng)籌基金的長期精算平衡分析是指根據基本醫(yī)保的籌資和支付制度規(guī)定，在科學合理的精算假設下，測算未來一定時期內統(tǒng)籌基金的收入、支出和結余情況。區(qū)別于城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的終身繳費制度，基本醫(yī)保采取在職人員繳費而退休人員不繳費的籌資制度，在低生育率和人口老齡化的現實背景下，基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金將面臨籌資能力不斷下降和支付水平不斷增加的財務困境。一個值得注意的問題是，改革開放40年來，隨著城鎮(zhèn)化進程的加快，大量勞動力從農村涌入城市就業(yè)，《中國流動人口發(fā)展報告2018》的數據顯示，截至2017年12月，中國流動人口總規(guī)模高達2.44億人，如此巨大的城鄉(xiāng)人口遷移浪潮對基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金的長期精算平衡究竟是正向影響還是負向影響?影響程度如何?如何在復雜人口形勢下維持基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金的長期精算平衡?對上述問題的分析，有助于相關部門制定人口新常態(tài)下基本醫(yī)保制度的可持續(xù)發(fā)展策略，具有重要的現實意義。

一、研究綜述

國外關于城鄉(xiāng)人口遷移對年齡結構影響的研究開始較早。Rogers于1967年提出的年齡結構模型是率先將人口遷移引入年齡結構變化的理論模型之一[1]；Tom和Martin根據澳大利亞各個州的數據利用數十種遷移模型及人口內部遷移理論對人口進行了測算[2]；Johnson的研究證明，年輕勞動力人口遷出和退休人口逆回流的雙重因素相互加強，造成美國鄉(xiāng)村地區(qū)人口老齡化持續(xù)加深[3]。國內的相關研究聚焦于城鄉(xiāng)人口遷移對鄉(xiāng)村人口老齡化的影響。杜鵬和王武林基于中日兩國的數據，證明了大量來自農村的勞動人口向城市遷移是造成城鄉(xiāng)老齡化差異的主要原因，并提出城鄉(xiāng)差異轉變模式的S型理論，指出當城市化水平大幅提高時城鄉(xiāng)老齡化倒置狀況將發(fā)生轉變[4]；朱勤對鄉(xiāng)城遷移與生育率、死亡率和期初年齡結構等影響年齡結構的人口自然發(fā)展因素分別做了貢獻率測算，發(fā)現城鄉(xiāng)人口遷移對鄉(xiāng)村人口老齡化的貢獻率高達43.4%[5]；楊玲和張新平研究了人口年齡結構、人口遷移等變量對東北經濟增長的影響及經濟增長對人口遷移的反作用[6]。從城鄉(xiāng)人口遷移的測算方法來看，盧向虎和王永剛采用城鎮(zhèn)人口的總增長量減去其凈增長量來獲取“鄉(xiāng)—城”人口遷移規(guī)模[7]；王金營和原新利用分城鄉(xiāng)人口發(fā)展模型進行了城鄉(xiāng)人口預測[8]；劉昌平和鄧大松等利用Leslie人口矩陣構建以總和生育率和分年齡死亡率為主要控制參數的差分方程[9]；王開科和王開泳基于修正的Keyfitz城鎮(zhèn)化模型對我國鄉(xiāng)城人口凈遷移比率進行了探討[10]。

人口老齡化給醫(yī)療保險基金的影響一直是國內外的研究熱點，結論也一致認為人口老齡化會導致醫(yī)療費用急劇增長，進而影響醫(yī)?；鸬氖罩胶?。Henning測算了人口老齡化對美國醫(yī)保系統(tǒng)運行帶來的風險[11]；Andreas等使用時間序列數據發(fā)現，人口老齡化對醫(yī)保基金的持續(xù)平穩(wěn)運行帶來巨大壓力[12]；Nanako等分析了在人口老齡化嚴重的日本，政府實施的長期強制醫(yī)療保險和寬松的報銷政策，造成了醫(yī)?；鸬氖罩Р▌优c可持續(xù)性風險[13]。國內方面，何文炯等測算了“系統(tǒng)老齡化”背景下城職醫(yī)保統(tǒng)籌基金長期精算平衡的均衡費率[14-15]；封進等的實證研究發(fā)現，隨著年齡增長，城市居民的人均醫(yī)療支出顯著增加，但農村居民的增加趨勢并不顯著[16]；董現壘和李炳富基于計量學和精算學建立了收支平衡精算模型，發(fā)現當前政策下城職醫(yī)保統(tǒng)籌基金長期收支缺口巨大，不具有可持續(xù)性[17]。

現有文獻中有關人口遷移對社會保險的影響研究集中在養(yǎng)老保險領域。劉昌平和鄧大松等細致測算并分析了城鄉(xiāng)人口遷移對我國養(yǎng)老保障體制的影響[18]；Gal認為把移民問題與養(yǎng)老金制度改革結合在一起，將有助于改善美國和英國養(yǎng)老金支出上升的壓力[19]；Song等計算了中國城鄉(xiāng)人口的遷移情況，分析了中國養(yǎng)老金改革能否對代際福利產生影響[20]；Heer和Irmen研究了勞動力下降如何在企業(yè)層面影響到養(yǎng)老保險的收繳情況[21]；陳沁和宋錚從養(yǎng)老基金平衡的視角研究了城鎮(zhèn)化該如何應對老齡化的挑戰(zhàn)[22]。

本文結合我國大規(guī)模城鄉(xiāng)人口遷移的現實背景，綜合運用分區(qū)域人口發(fā)展模型和社會醫(yī)療保險精算模型，選擇2015年全國1%人口抽查數據作為基年數據，測算了2016—2060年城鄉(xiāng)人口遷移對基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金的收入、支出、當期結余和累計結余的影響，并從生育政策、退休政策和醫(yī)保政策著手，對影響基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金長期精算平衡的關鍵因素進行了敏感性分析。盡管一系列文獻已分別就城鄉(xiāng)人口遷移對人口年齡結構的影響，以及人口老齡化對醫(yī)?；鸬挠绊戇M行了富有價值的探討，但將這兩個現實問題聯系在一起，探討大規(guī)模城鄉(xiāng)人口遷移對基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金長期精算平衡的影響的研究尚未見報道。本文構建了城鄉(xiāng)人口遷移背景下基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金的長期精算平衡模型，并且對比了考慮與不考慮遷移兩種情形下的基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金結余，研究結論有助于相關部門更準確地把握和應對人口新常態(tài)下基本醫(yī)保制度面臨的挑戰(zhàn)。

二、模型構建

本文的研究需要構建分區(qū)域人口發(fā)展模型和基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金長期精算平衡兩個模型，分區(qū)域是指分別考慮城鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村兩個區(qū)域的人口年齡結構演變進程，對統(tǒng)籌基金長期精算平衡能力的測算將從當期收支平衡和累計收支平衡兩個方面展開。

(一)分區(qū)域人口發(fā)展方程

不考慮人口遷移因素時，某區(qū)域每年總人口數量取決于上一年該區(qū)域存活的常住人口數量以及新生嬰兒數量。用a表示不同的區(qū)域，a＝0為全國，a＝1為城鎮(zhèn)，a＝2為農村；用s表示性別，f為女性，m為男性；用t表示年份；k表示年齡，k＝0為嬰兒，k＝100代表100歲及以上人口?；谏鲜龇柕脑O定，不考慮人口遷移因素的人口發(fā)展模型可表示為:

式(5)中，ba(k，t)為t年分區(qū)域分年齡的育齡婦女生育率，θ、σ分別為育齡婦女的最低和最高年齡，θ≤k≤σ。

考慮人口遷移因素時，某區(qū)域每年總人口數量的測算需要在式(1)中加入該區(qū)域上一年的凈遷入人口數量，相應的人口發(fā)展模型表示為:

式(6)中Ls(t)表示t年從鄉(xiāng)村遷移到城市的性別為s的遷移人口矩陣①考慮到中國的城鄉(xiāng)人口遷移絕大多數是鄉(xiāng)城單向遷移，本文僅研究“農村—城鎮(zhèn)”的遷移人口。，用ls(k，t)表示t年從鄉(xiāng)村遷移到城市的性別為s的k歲遷移人口數量，IRs(k，t)表示t年性別為s的k歲人口從鄉(xiāng)村遷移到城市的遷移率，即分年齡城鄉(xiāng)遷移率，“農村—城鎮(zhèn)”遷移人口數量等于鄉(xiāng)村人口基數與遷移率的乘積，有:

(二)城鄉(xiāng)人口遷移率的測算模型

1.基年的分年齡城鄉(xiāng)遷移率

分年齡遷移率是指某年齡遷移人口數量與該年齡人口總數的比值?，F有文獻中計算分年齡遷移人口數量主要有兩種方法:一種是直接法，即直接利用人口抽查數據中戶口登記地在外的遷移人口作為數據來源，計算分年齡遷移人口與分年齡人口總數的比值；另一種是差值法，即利用兩個時間節(jié)點的分年齡人口結構數據，將測算的實際城鎮(zhèn)人口與沒有遷移假設下的城鎮(zhèn)人口的差值，作為此期間的城鄉(xiāng)遷移人口數量。本文參考王金營和原新的做法[23]，采用差值法來測算基年(2015年)的分年齡遷移率IRs(k，0)，兩個時間點分別取2010年和2015年，首先由式(1)，基于2010年的數據推算出無遷移假設下的2015年城鎮(zhèn)人口數量，然后再用統(tǒng)計年鑒公布的2015年實際城鎮(zhèn)人口數量減去無遷移假設下的2015年城鎮(zhèn)人口數量，即可得到遷移人口數量，具體計算步驟如下。

用LEs(k＋m，t＋m)表示t年性別為s的k歲鄉(xiāng)村人口在未來m年中累計遷移到城鎮(zhèn)中的人口數量總和，則

其中，t＝2010表示 2010年，m＝5表示擬合的時間段為 5年，( k ＋m，t＋m)表示性別為s的k歲城鎮(zhèn)人口實際數量，( k ＋m，t＋m)表示無遷移假設下性別為s的k歲城鎮(zhèn)人口預測數量。由于遷移人口數量每隔5年公布一次，假定在較短的時間m年內，遷移人口規(guī)模不會發(fā)生太大的變化，將其1/m近似作為第t＋m年的k＋m歲的人口遷移規(guī)模。對于m歲以下的遷移人口，根據幼兒遷移人口和學齡遷移人口的相關性，將其補齊得到t＋m年當年的分年齡遷移人口規(guī)模ls(k，0)，基于上述步驟計算出以2015年為基年的k歲人口的城鄉(xiāng)遷移率IRs(k，0):

根據基年的分年齡城鄉(xiāng)遷移率IRs(k，0)，計算出基年性別為s的人口總和遷移率TIRs(0):

由式(10)和(11)，可推算出基年遷移人口的年齡結構，即基年性別為s的k歲遷移人口占總遷移人口的比例IGs(k，0):

2.預測時間區(qū)間的分年齡城鄉(xiāng)遷移率

王金營和原新指出，以往的人口預測中，通常將預測時間區(qū)間內的分年齡城鄉(xiāng)遷移率IRs(k，t)設為固定不變的向量，但這種假設與事實相悖[24]。為了得到合理的分年齡城鄉(xiāng)遷移率IRs(k，t)，本文參考王金營和原新的做法，首先用Logistic模型預測2016—2060年的城鎮(zhèn)化率，得出預測區(qū)間內每年從鄉(xiāng)村遷移到城鎮(zhèn)的總人口數量，然后結合遷移人口年齡結構以及2016—2060年農村人口年齡結構的動態(tài)變化，動態(tài)預測2016—2060年的總和城鄉(xiāng)遷移率與分年齡城鄉(xiāng)遷移率，具體步驟如下。

采用Logistic模型擬合并預測t年的城鎮(zhèn)化率U(t)，模型表達式如下:

其中，U(t)代表t年的我國城鎮(zhèn)化水平，U(m)表示我國最終達到的城鎮(zhèn)化水平飽和值，a、b、t分別代表積分常數、增長參數及年份。

基于t年城鎮(zhèn)化率U(t)可以得到理論上該年從農村遷移到城鎮(zhèn)的性別為s的遷移人口總數Is(t):

假設遷移人口年齡結構在未來保持穩(wěn)定，即t年性別為s的k歲遷移人口占總遷移人口的比例IGs(k，t)與基年IGs(k，0)保持一致，結合t年遷移人口的總人數Is(t)和t年農村人口年齡結構(k，t)，得到t年性別為s的人口的總和城鄉(xiāng)遷移率TIRs(t):

再由式(12)和式(15)得到t年性別為s的k歲人口從鄉(xiāng)村遷移到城市的比率IRs(k，t)，即預測時間區(qū)間的分年齡城鄉(xiāng)遷移率:

將式(16)代入式(6)、式(7)和式(8)，便可得到考慮城鄉(xiāng)人口遷移條件的分區(qū)域人口矩陣。

(三)基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金的長期精算平衡模型

依據基本醫(yī)保的籌資與償付制度規(guī)定，影響統(tǒng)籌基金收入的主要因素包括在職參保人數、統(tǒng)籌基金繳費比率、人均工資、繳費年限、上一年的收支結余等，影響統(tǒng)籌基金支出的主要因素包括在職和退休參保人數、住院率、住院費用、報銷比例等①由于數據來源所限，本文在測算醫(yī)療費用支出時未考慮特殊門診和慢性病門診費用。，由此構建基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金長期精算平衡模型:

其中E(t)、I(t)、D(t)分別表示t年基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金的支出、收入與當期結余，i是投資收益率，B是就業(yè)年齡，ω是壽命的極限年齡，Rs，t是t年性別為s的參保人退休年齡，Lk，s，t是 t年 k歲性別為 s的參保人數，Ek，t是t年k歲參保人年均住院費用，φk，t是t年k歲參保人的住院費用實際報銷比率，nk，t是 t年 k歲參保人的年均住院率，Wk，t是t年k歲參保人的人均工資，θk，t是t年 k歲參保人的統(tǒng)籌基金繳費比率，Ns1(k，t)是由人口發(fā)展模型推算出來的t年性別為s的k歲城鎮(zhèn)人口數量，jt是t年城鎮(zhèn)就業(yè)率，γt是t年基本醫(yī)保制度的參保率。

三、數據選取及參數設定

(一)與人口相關的數據選取與參數設定

本文以2015年為預測基年，與人口相關的數據以2010年第六次人口普查數據和2015年全國1%人口抽查數據為基礎，并根據國家統(tǒng)計局發(fā)布的人口普查公報對相應的原始數據進行了調整。對基年(2015年)人口遷移率的設定是基于2010年的人口年齡結構數據。對城鎮(zhèn)化率的測算選取了自1978年開始的數據。

1.對于分區(qū)域嬰兒存活率的設定。歷年《衛(wèi)生和計劃生育事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報》顯示，近年來我國0歲嬰兒死亡率呈顯著下降趨勢，2010年全國、城鎮(zhèn)和農村嬰兒死亡率分別為13.9‰、5.8‰、16.1‰，2016年已分別降至7.5‰、4.2‰、9‰。結合我國的歷史數據和發(fā)達國家的嬰兒死亡數據，本文設定自2015年之后全國嬰兒死亡率每5年平滑下降6‰，城鎮(zhèn)嬰兒死亡率每5年平滑下降4‰，鄉(xiāng)村嬰兒死亡率每5年平滑下降7‰，并且都在到達2‰之后保持穩(wěn)定。

2.對于分區(qū)域新生兒性別比例的設定。2000年、2010年人口普查和2005年、2015年人口抽查的嬰兒出生性別比顯示，我國新生兒性別比長期偏離正常范圍，但在2010年之后有所好轉，結合我國家庭生育意向和政策導向等因素，本文設定在2015—2030年間，全國、城鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村的出生性別比分別為112、110和115，在2030—2060年期間統(tǒng)一降至105并保持不變。

3.對于分區(qū)域分性別的人口死亡率預測。人口學研究中，通常將平均預期壽命變化作為死亡率預測的參考因素[25]。根據聯合國預期壽命的測算規(guī)律，當人口預期壽命達到70歲時，10年內壽命增長幅度不會超過1歲，達到80歲之后，10年內預期壽命增長幅度不會超過0.5歲[26]。王金營測算的數字表明，2010年城鎮(zhèn)男女平均預期壽命分別是77.64歲和82.41歲，農村男女平均預期壽命分別是71.39歲和76.82歲[27]。本文借鑒李建民等和王金營提供的死亡率預測方法與平均預期壽命數據[28-29]，假設預期壽命是線性增長的，并設70～80歲之間人群的年均壽命增長幅度為0.1歲，80歲以上人群的年均壽命增長幅度為0.05歲，得到分區(qū)域分性別的人口預期壽命結果如表1所示。

表1 2010—2060年分城鄉(xiāng)平均人口預期壽命預測結果 單位:歲

4.對于分區(qū)域育齡婦女生育率的設定。用βa(t)表示t年a區(qū)域育齡婦女總和生育率，代表了每個婦女在育齡期間平均生育的子女數量，是育齡婦女分年齡生育率 ba(k，t)的加總值。用 ha(k，t)表示生育模式，即t年a區(qū)域分年齡育齡婦女的生育率占總和生育率的比例，育齡婦女的最低與最高生育年齡分別設為15歲和49歲。則βa(t)與ha(k，t)表示為:

基于式(21)和式(22)，首先根據2015年的人口數據求得基年的ba(k，0)，并假定預測區(qū)間內ha(k，t)保持不變，然后根據政策等實際情況對βa(t)做出調整，ha(k，t)與βa(t)兩者相乘便可推算出育齡婦女的分年齡生育率ba(k，t)。對于育齡婦女總和生育率的預測，需要綜合考慮我國生育政策變動和婦女生育意愿變化等因素。從人口普查的原始統(tǒng)計數據來看，改革開放以來，在計劃生育政策和社會經濟發(fā)展的共同作用下，育齡婦女總和生育率從1979年的2.79持續(xù)下降至2010年的1.17，考慮到普查數據中漏登率過大等因素，2010年的總和生育率根據《2018年我國衛(wèi)生健康事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報》中的住院分娩人數被大幅調至1.8左右，但這一數字普遍被認為是偏高的。學術界對總和生育率的研究同樣是爭議不斷，難有定論，但多數測算結果在1.45～1.65之間[30-32]。一個共識是，當前我國總和生育率已經遠低于國際公認的2.1的世代更替標準，生育政策開始出現頻繁調整的趨勢。2013年11月我國宣布放開單獨二孩政策，由于實施效果不理想，2015年又宣布全面放開二孩政策，并公布了《國家人口發(fā)展規(guī)劃(2016—2030年)》，將2030年的總和生育率目標設定為1.8。由于目前生育率依然低迷，預計未來生育政策將很可能出現進一步調整。鑒于此，本文對育齡婦女總和生育率的預測分為高、中、低三種方案，并設置2015年、2020年、2030年和2060年四個時間節(jié)點，如表2所示:

表2 2015—2060年分區(qū)域總和生育率假設

5.對于城鎮(zhèn)化水平的預測。1978—2017年的數據顯示，目前我國城鎮(zhèn)化水平正處于S型曲線中的迅速上升階段，即將進入減速上升階段(表3)。根據式(13)，設定城鎮(zhèn)化上限為80%，基于Logistic增長模型對2016—2060年我國的城鎮(zhèn)化水平進行預測，得到t年城鎮(zhèn)化的表達式:

表3 1978—2017年我國城鎮(zhèn)化率 單位:%

6.關于城鎮(zhèn)人口就業(yè)率的設定。統(tǒng)計數據表明，2000—2015年我國城鎮(zhèn)就業(yè)人員占城鎮(zhèn)人口的比例的均值為55.65%，同時參考2017年度《OECD國家就業(yè)展望報告》的就業(yè)率中值，設我國總人口就業(yè)率在2060年達到60%左右。

(二)與基本醫(yī)保相關的數據選取與參數設定

1.對于就業(yè)年齡的設定。2017年中華全國總工會的《全國職工隊伍狀況調查報告》表明，我國城鎮(zhèn)職工的起始就業(yè)年齡一般在20～22歲之間，基于此，本文將城鎮(zhèn)職工就業(yè)年齡設為20歲。

2.關于退休年齡的設定。依據現行的退休政策規(guī)定，本文將男性和女性城鎮(zhèn)職工退休年齡分別設定為60歲和55歲?？紤]延遲退休政策的推進步伐，在敏感性分析中，本文將參考中國社會科學院人口與勞動經濟研究所提出的延遲退休方案[33]，將延遲退休方案設定為“從2020年開始，女性退休年齡每隔3年延遲1歲，男性退休年齡每隔6年延遲1歲，達到65歲之后保持不變”。

3.對于統(tǒng)籌基金當期結余投資收益率的設定。參考全國醫(yī)?；鸬钠骄顿Y收益率、無風險利率水平和CPI走勢，本文設定該收益率為3%。

4.關于統(tǒng)籌基金的繳費比例的設定。按照《國務院關于建立城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險制度的決定》，用人單位繳費率應控制在工資總額的6%左右，個人繳費應占比2%左右，其中，退休人員在繳滿最低繳費年限的前提下無須繳費，在職人員的個人繳費全部劃入個人賬戶，單位繳費的一部分劃入個人賬戶①即單位繳費的個人賬戶劃撥比例，全國平均水平為30%。，剩余部分進入統(tǒng)籌基金，因此，統(tǒng)籌基金繳費比例低于單位繳費比例。綜合考慮全國的平均水平，本文將統(tǒng)籌基金的繳費比例設定為高、中、低三種方案，分別為職工工資總額的6%、5%、4%。

5.對于住院費用的實際報銷比率的設定。綜合統(tǒng)籌地區(qū)的規(guī)定，在職人員和退休人員的住院報銷比率通常在80%和90%左右，同時考慮到起付標準、封頂線和醫(yī)保報銷目錄所限，住院費用的實際報銷比率通常低于名義報銷比率。鑒于此，本文將在崗職工和退休職工的實際報銷比率分別設定為70%和80%。

6.對于城鎮(zhèn)職工人均工資的設定。歷年《中國勞動統(tǒng)計年鑒》的數據顯示，2007—2016年我國城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資從24721元增長至64569元，年均遞增11.82%，但是增長率有逐年放緩的趨勢，2011—2016年年均增長率為10.10%。結合GDP的增長率，本文設定城鎮(zhèn)職工人均工資的年增長率在2015年之后每年降低0.5%，至3%左右之后保持穩(wěn)定狀態(tài)。

7.對于基本醫(yī)保參保率的設定。依據歷年《中國統(tǒng)計年鑒》提供的基本醫(yī)保參保人口數據和歷年《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》提供的城鎮(zhèn)就業(yè)人口數據，2010—2015年基本醫(yī)保參保人口占城鎮(zhèn)就業(yè)人口比率的均值為52.93%，平均增長率為1.81%。在基本醫(yī)保制度全覆蓋的發(fā)展目標下，本文設定參保率在2035年之前逐年提升1.5%，2035—2060年逐年提升1%，最終達到基本醫(yī)保制度的全覆蓋。

8.對于住院率的設定。歷年《衛(wèi)生與計劃生育統(tǒng)計年鑒》的數據顯示，全國年均住院率從2010年的10.5%增長至2016年的16.5%，年均增長約1%?；诖耍⒖及l(fā)達國家的數據，本文假定參保人口年住院率自2016年的16.5%逐年增長0.8%，達到25%之后保持穩(wěn)定狀態(tài)。

9.對于住院費及其增長率的設定。歷年《衛(wèi)生與計劃生育統(tǒng)計年鑒》的數據顯示，我國綜合醫(yī)院住院病人的人均費用從2010年的6526元增長至2016年的9536元，年均增長率約6.5%。基于此，結合我國醫(yī)療衛(wèi)生水平的實際情況和發(fā)展趨勢，并參考發(fā)達國家的數據，本文設定2016年人均住院費用為9536元，人均住院費用增長率設定為2016—2021年保持6.5%不變，而后增長率逐年降低0.2%，達到3.5%后保持穩(wěn)定。

四、測算結果與分析

(一)城鄉(xiāng)人口遷移及其對人口年齡結構的影響

將基于式(12)得出的城鄉(xiāng)遷移人口的年齡結構IGs(k，0)，與2015年城鎮(zhèn)、鄉(xiāng)村人口的年齡結構進行對比。由圖1，遷移人口的年齡峰值出現在22歲和28歲左右；從遷移人口與農村人口年齡結構的對比結果來看，16～42歲遷移人口占總遷移人口的比例明顯高于同年齡段農村人口占農村總人口的比例，0～15歲、超過43歲以上遷移人口占總遷移人口的比例偏低；從遷移人口與城鎮(zhèn)人口年齡結構的對比結果來看，盡管城鎮(zhèn)人口年齡結構整體比農村人口偏年輕，但15～33歲遷移人口占總遷移人口的比例依然明顯高于同年齡段城鎮(zhèn)人口占城鎮(zhèn)總人口的比例。由此可見，遷移人口的年齡分布呈現出中間高兩端低的特點，與常住人口相比年齡結構顯著偏年輕。

圖1 遷移人口年齡結構和城鄉(xiāng)人口年齡結構

老年撫養(yǎng)比是常用的反映人口老齡化的指標之一①老年撫養(yǎng)比是指65歲以上的中老年人口數量與15～65歲的勞動年齡人口數量的比率。，為了直觀顯示城鄉(xiāng)人口遷移對人口老齡化的影響，在中等生育率的假設下，基于式(1)和式(6)分別推算出不考慮和考慮人口遷移情形下的2016—2060年人口矩陣，得到城鄉(xiāng)老年撫養(yǎng)比結果，如圖2所示。

圖2 中等生育率假設下2016—2060年城鄉(xiāng)人口老年撫養(yǎng)比

由圖2可知，從是否考慮遷移的情形對比來看，不考慮城鄉(xiāng)人口遷移情形下的城鎮(zhèn)人口老年撫養(yǎng)比始終高于考慮城鄉(xiāng)人口遷移情形下的城鎮(zhèn)人口老年撫養(yǎng)比，鄉(xiāng)村反之。從城鄉(xiāng)對比的結果來看，在考慮人口遷移的情形下，2016—2052年鄉(xiāng)村老年撫養(yǎng)比始終高于城市同期，呈現明顯的城鄉(xiāng)老齡化倒置趨勢，2052年之后鄉(xiāng)村人口老年撫養(yǎng)比一直穩(wěn)定在55%左右，但城鎮(zhèn)人口老年撫養(yǎng)比開始呈現持續(xù)增長的態(tài)勢，并將在2053年超過鄉(xiāng)村，后期甚至達到90%左右。為了更直觀地顯示城鄉(xiāng)人口遷移背景下的城鎮(zhèn)人口年齡結構的推移過程，以2015年、2030年、2045年和2060年作為關鍵時間節(jié)點繪制出城鎮(zhèn)人口金字塔，如圖3所示，可以清晰地看出，城鎮(zhèn)人口老齡化程度在不斷加深，2060年呈現出明顯的倒金字塔形狀。

圖3 2015年、2030年、2045年、2060年城鎮(zhèn)人口金字塔

據此可以獲得以下兩條推斷:第一，從短期來看，大量年輕人口持續(xù)不斷從鄉(xiāng)村流入城市，會加速鄉(xiāng)村的老齡化進程并緩解城鎮(zhèn)的老齡化程度；第二，從長期來看，一方面，隨著城鎮(zhèn)化進程放緩，城鄉(xiāng)人口遷移的規(guī)模將逐漸變小，城鎮(zhèn)逐漸失去了年輕勞動力的凈流入來源，另一方面，由農村遷移至城鎮(zhèn)的大量年輕勞動力開始逐漸邁入老年，在“內憂外患”的背景下，城鎮(zhèn)人口的老齡化程度反而會快速上升，并最終超過鄉(xiāng)村。

(二)城鄉(xiāng)人口遷移對基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金長期精算平衡的影響

1.基準情形下的影響分析

本文的基準情形設定為中等水平生育率、中等水平繳費比例以及現行退休年齡。在基準情形下，采用人口發(fā)展模型和統(tǒng)籌基金收支模型，測算出2016—2060年基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金的收入和支出情況，如圖4所示。

圖4 城鄉(xiāng)人口遷移對統(tǒng)籌基金收入和支出的影響

由圖4可以得出三個方面的結論:第一，無論是否考慮城鄉(xiāng)人口遷移因素，基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金支出的增長速度均快于收入的增長速度，可見參保人群整體老齡化帶來的醫(yī)保費用快速增長是無法通過人口遷移分散的系統(tǒng)性風險；第二，從基金收入來看，當前大量遷移人口是較為年輕的勞動力人口，為基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金的籌資帶來了“參保人口紅利”，這使考慮城鄉(xiāng)人口遷移情形下的基金收入始終高于不考慮人口遷移情形下的基金收入；第三，從基金支出來看，在預測區(qū)間的后期，考慮與不考慮城鄉(xiāng)人口遷移兩種情形下的統(tǒng)籌基金支出差額將迅速擴大，由此造成的統(tǒng)籌基金當期收支結余預測結果如圖5所示。

圖5 城鄉(xiāng)人口遷移對統(tǒng)籌基金當期結余的影響

從圖5的預測結果來看，在不考慮城鄉(xiāng)人口遷移的情形下，由于城鎮(zhèn)人口的迅速老齡化，統(tǒng)籌基金當期收支失衡時間節(jié)點將很快出現在2036年，在考慮城鄉(xiāng)人口遷移的情形下，當期收支失衡時間節(jié)點將推移至2041年左右。在2041—2048年間，盡管兩種情形都出現了統(tǒng)籌基金當期結余為負，但考慮遷移情形下的結余額還是高于不考慮遷移的情形，這一時間段內城鄉(xiāng)人口遷移對基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金當期結余帶來的影響依然積極正面。在2048年以后，考慮遷移情形下的結余開始低于不考慮遷移的情形，城鄉(xiāng)人口遷移對基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金當期結余帶來了負面的影響。基于人口測算的結果可以推斷:正是由于大規(guī)模遷移人口在短期減緩了城鎮(zhèn)人口年齡結構老齡化，因此城鄉(xiāng)人口遷移在2048年之前有助于改善基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金收支失衡風險；而由于2048年之后大規(guī)模年輕化的遷移人口隨著自然時間演進逐步變成了退休人群，“參保人口紅利”消失，籌資能力下降，醫(yī)保報銷費用增加，因此城鄉(xiāng)人口遷移在2048年之后反而有加劇基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金收支失衡的風險。

除了當期結余之外，城鄉(xiāng)人口遷移對基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金累計結余的影響同樣值得研究。近年來，盡管少部分統(tǒng)籌地區(qū)的醫(yī)?；鸪霈F了當期收支失衡，但從全國的總體情況來看，統(tǒng)籌基金的累計結余依然較高，為確定這種高額的累計結余在人口新常態(tài)下是否具有可持續(xù)性，本文基于人口發(fā)展模型和統(tǒng)籌基金收支模型，測算出2016—2060年基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金累計結余情況，如圖6所示。

圖6 城鄉(xiāng)人口遷移對統(tǒng)籌基金累計結余的影響

從圖6的預測結果來看，在考慮城鄉(xiāng)人口遷移的情形下，統(tǒng)籌基金累計結余在預測時間區(qū)間前期一直持續(xù)增長，2041年達到15.5萬億元的峰值，2053年開始出現缺口，至2060年累計缺口達到21.99萬億元。對比不考慮城鄉(xiāng)人口遷移的情形，統(tǒng)籌基金累計結余在2036年達到最高，為9.5萬億元，2051年就開始出現缺口，至2060年累計缺口為22.24萬億元。由此可見，就統(tǒng)籌基金的累計結余而言，城鄉(xiāng)人口遷移的影響依舊是先正后負，呈現先增加后減弱的“倒U型”曲線，但由于前期累計結余數量較大，所以累計結余的收支失衡的轉折點較當期結余的收支失衡的轉折點要落后12年左右。

2.相關政策調整的敏感性分析

上文的分析結果表明，城鄉(xiāng)人口遷移在早期可以對基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金長期精算平衡帶來積極的影響，但到后期反而會加劇統(tǒng)籌基金的收支失衡風險，那么如何應對和緩釋這種負面影響?在參數設定中，本文對生育政策、退休政策和醫(yī)保政策做了多重假設，為考察上述政策調整對統(tǒng)籌基金長期精算平衡的影響程度，對照基準情形下的中等水平生育率、中等水平繳費比例以及現行退休年齡的參數設定，選取高生育率、低生育率、高繳費比例、低繳費比例、延遲退休等五種情形作為對照組，對統(tǒng)籌基金的累計結余進行敏感性分析①由于累計結余較當期結余更能反映統(tǒng)籌基金的運行狀況，同時考慮到篇幅限制，本文只對累計結余進行敏感性分析。。

生育率的變化對基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金累計結余的影響如圖7所示。在考慮城鄉(xiāng)人口遷移、采用中等繳費水平和未調整退休政策的情況下，不同生育率假設對統(tǒng)籌基金累計結余的影響較小，高、中、低三種生育率假設下累計結余均在2040年左右到達峰值，數額在15.5萬億元左右，在2040年之前生育率對統(tǒng)籌基金累計結余的影響基本可以被忽略。在2040—2060年期間，對照組與基準組之間的差值逐漸變大，高、中、低三種生育率假設下，基金累計結余缺口分別在2053年、2053年、2054年出現，預測區(qū)間的末年2060年三種生育率假設下的累計結余缺口分別為25萬億元、22萬億元和19萬億元。整體上來看，生育率的變化對統(tǒng)籌基金長期精算平衡的作用效應并不顯著，且比較滯后，究其原因，生育率是逐年遞減的，需要時間來累計效應，在預測時間區(qū)間內，2016年出生的新生兒要等到成年就業(yè)之后才有可能被納入基本醫(yī)保的參保人群，所以生育率變化帶來的影響最早要在2036年之后才會逐漸顯現，因此，這一測算結果是符合預期的。

圖7 生育率對基金累計盈余的影響

統(tǒng)籌基金繳費比例的變化對基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金累計結余的影響如圖8所示。在考慮城鄉(xiāng)人口遷移、采用中等生育率假設和未調整退休政策的情況下，繳費比例的調整對統(tǒng)籌基金累計結余的影響較大。具體而言，在低繳費比例假設下，基金累計結余的峰值出現在2025年左右，數額在7.1萬億元左右，而后逐漸降低，在2045年變?yōu)樨撝担撕笕笨诓粩嘣龃?，?060年達到最大的50萬億元，在高繳費比例假設下，基金累計結余在2046年左右達到峰值18.1萬億元左右，此后下降至2060年仍然有6.1萬億元左右的盈余?？梢娎U費比例的調整對統(tǒng)籌基金累計結余的影響不僅體現在影響程度上，還體現在影響方向上。

圖8 繳費率對基金累計盈余的影響

最后，考察退休政策的調整對基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金累計結余的影響，結果如圖9所示。在考慮城鄉(xiāng)人口遷移、采用中等生育率和繳費比例假設的情況下，延長退休年齡使統(tǒng)籌基金累計結余的峰值在2047年達到最高的21萬億元左右，此后結余迅速下降，至2060年仍然有4.3萬億元左右的累計結余。這一測算結果表明，退休政策的調整對統(tǒng)籌基金累計結余的影響在預測時間區(qū)間的早期并不顯著，但在后期的影響會迅速擴大。

圖9 退休政策對基金累計盈余的影響

總體而言，從敏感性分析的結果可以得出兩個方面的結論:一方面，從方向上看，三個政策變量對統(tǒng)籌基金長期精算平衡的影響均是單向累積的，且隨時間的增長而增強；另一方面，三個政策變量對統(tǒng)籌基金長期精算平衡的影響程度和作用時間不一，統(tǒng)籌基金繳費比例的影響最大且作用迅速，無論是在預測時間區(qū)間的早期還是后期，繳費政策的作用均比較顯著，退休政策的影響次之。早期的影響效應并不明顯，中長期影響開始見效并且顯著，相對而言，生育率的調整對統(tǒng)籌基金累計結余的影響效應最不顯著且見效最晚。

五、結論與建議

(一)結論

本文通過構建分區(qū)域人口發(fā)展方程和社會醫(yī)療保險精算模型，基于統(tǒng)計數據和預測技術，模擬測算了城鄉(xiāng)人口遷移對基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金長期精算平衡的影響，并對關鍵因素進行了敏感性分析，得出以下主要研究結論。

1.城鄉(xiāng)遷移人口的年齡結構呈現“中間高兩端低”的特點，與常住人口相比顯著偏年輕。2015年遷移人口的峰值為22歲和28歲，16～42歲遷移人口占總遷移人口的比例明顯高于同年齡段農村人口占農村總人口的比例，15～33歲遷移人口占總遷移人口的比例明顯高于同年齡段城鎮(zhèn)人口占城鎮(zhèn)總人口的比例，未成年和老年遷移人口占總遷移人口的比例偏低。

2.城鄉(xiāng)遷移人口結構的年輕化特征將給城鎮(zhèn)和農村人口老齡化進程帶來不同的影響。從短期來看，大量年輕的遷移人口持續(xù)不斷從鄉(xiāng)村流入城市，會加速鄉(xiāng)村的老齡化進程并緩解城鎮(zhèn)的老齡化程度。從長期來看，城鎮(zhèn)化進程放緩導致年輕勞動力凈流入數量不斷減少，已由農村遷移至城鎮(zhèn)的大量年輕勞動力將逐漸邁入老年，城鎮(zhèn)人口的老齡化程度反而會快速上升并超過鄉(xiāng)村，基于人口發(fā)展方程的推算結果，2053年之后城鎮(zhèn)人口老年撫養(yǎng)比將超過鄉(xiāng)村，2060年的城鎮(zhèn)人口將呈倒金字塔形狀。

3.在預測時間區(qū)間的前期，城鄉(xiāng)人口遷移有助于改善基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金的當期收支失衡風險。在不考慮城鄉(xiāng)人口遷移的情形下，由于城鎮(zhèn)人口的迅速老齡化，當期收支失衡時間節(jié)點將很快出現在2036年，在考慮城鄉(xiāng)人口遷移的情形下，大規(guī)模遷移人口在短期減緩了城鎮(zhèn)人口年齡結構老齡化進程，當期收支失衡時間節(jié)點將推移至2041年左右。

4.在預測時間區(qū)間的后期，城鄉(xiāng)人口遷移反而加劇了基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金的當期收支失衡風險。由于大規(guī)模遷入城鎮(zhèn)的年輕人口隨著時間演進逐步由在職人員變成退休人員，統(tǒng)籌基金的籌資能力急劇下降，醫(yī)保報銷費用增加，2048年之后，與不考慮城鄉(xiāng)人口遷移的情形相比，考慮城鄉(xiāng)人口遷移情形下的統(tǒng)籌基金當期收支失衡缺口更大。

5.城鄉(xiāng)人口遷移對基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金累計結余的影響方式與當期結余類似。同樣呈現先積極后負面的效應，以及先增加后減弱的“倒U型”曲線，但是由于是累計值，其收支失衡的轉折點較當期結余的收支失衡轉折點要落后12年左右。

6.生育率、退休年齡和統(tǒng)籌基金繳費比例三個政策變量的調整對基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金累計結余的變動均存在影響，但影響程度和作用時間不一。統(tǒng)籌基金繳費比例的影響最大且作用迅速，無論是在預測時間區(qū)間的早期還是后期，繳費政策的作用均比較顯著；退休政策的影響次之，早期的影響效應并不明顯，中長期開始見效并且影響顯著；相對而言，生育率的調整對統(tǒng)籌基金累計結余的影響效應最不顯著且見效最晚。

(二)對策建議

第一，科學評估城鄉(xiāng)人口遷移的影響效應，探索基本醫(yī)?？沙掷m(xù)發(fā)展的長效機制。從短期來看，為了提高基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金的收支結余，可以考慮采用積極吸納從農村遷移至城鎮(zhèn)的勞動人群參保，持續(xù)提高制度覆蓋面等手段。但是，從長期來看，必須正視城鄉(xiāng)人口遷移對城鎮(zhèn)人口老齡化和基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金收支結余的負面影響，綜合運用財政手段、勞動政策、生育政策、城鄉(xiāng)醫(yī)保關系轉移接續(xù)制度及籌資機制優(yōu)化等多重措施，從根本上緩解城鄉(xiāng)人口遷移對基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金長期精算平衡能力的不利沖擊。

第二，設計科學的城鄉(xiāng)醫(yī)保轉移接續(xù)制度，平衡勞動力遷入遷出地的利益與損失。大規(guī)模年輕的農村人口遷入城鎮(zhèn)，在短期內為基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金籌資帶來了“參保人口紅利”，有助于提高遷入地的基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金收入。然而，勞動力遷入地統(tǒng)籌基金的額外收入實質是以遷出地統(tǒng)籌基金的額外支出為代價的；此外，城鄉(xiāng)醫(yī)保制度設計存在較大差異，即城鎮(zhèn)基本醫(yī)?；I資制度規(guī)定退休人員無須繳費，而城鄉(xiāng)居民醫(yī)保制度則執(zhí)行終生繳費的籌資機制，這種制度差異在客觀上對城鄉(xiāng)遷移人口的醫(yī)保關系轉移造成了障礙。因此，必須在厘清城鄉(xiāng)遷移人口醫(yī)保權益的基礎上，設計科學的城鄉(xiāng)遷移人口醫(yī)保關系轉移接續(xù)制度，才能更合理地平衡勞動力遷入遷出地的利益與損失。

第三，適度調整統(tǒng)籌基金的繳費比例，優(yōu)化基本醫(yī)保制度的籌資機制。本文的敏感性分析結果顯示，基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金的累計結余對統(tǒng)籌基金的繳費比例變動最為敏感?；诂F有的基本醫(yī)保籌資機制，可以考慮通過以下途徑調整統(tǒng)籌基金的繳費比例:途徑之一是在合理評估參保單位社?；I資總負擔的前提下，適度提高參保單位繳費比例；途徑之二是在考慮參保人心理和經濟承受能力的前提下，適度降低單位繳費中劃入參保人個人賬戶的比例。此外，還可以考慮通過取消參保人個人賬戶，以及引入參保人終生繳費制等方式，優(yōu)化現有基本醫(yī)保的籌資機制，有效提高基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金的收入水平。

第四，積極推進三醫(yī)聯動，合理控制醫(yī)保費用支出。一方面，基于本文的測算結論，無論是否考慮城鄉(xiāng)人口遷移的因素，基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金支出的增長速度均快于收入的增長速度，可見從城鄉(xiāng)醫(yī)保體系一體化視角出發(fā)，參保人群整體老齡化帶來的醫(yī)保費用快速增長是無法通過城鄉(xiāng)人口遷移分散的風險，需要借助強化費用分擔機制、改革結算方式等方式控制醫(yī)保費用的過度支出；另一方面，控制醫(yī)保費用支出不僅需要依靠醫(yī)保制度的單方面推進，還需要借鑒福建三明的綜合改革模式和上海的家庭醫(yī)生簽約模式，積極推進醫(yī)療、醫(yī)保、醫(yī)藥體制的聯動改革，從源頭上遏制醫(yī)保費用的過快上漲，合理控制基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金的支出。

第五，推行漸進式和彈性退休機制，逐步延長退休年齡。本文的測算結果表明，在預測時間區(qū)間的后期，延長退休年齡對提高基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金的累計結余具有顯著影響。從世界各國的實踐來看，眾多國家相繼提高了退休年齡，日本在2001—2018年將退休年齡從60歲增加到65歲，德國計劃在1999—2025年將所有人口退休年齡由63歲增至67歲，美國在2002—2010年將退休年齡從65歲提高至66歲，至2027年提至67歲。然而，從制度推行的可行性來看，延長退休年齡不僅事關基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金的長期精算平衡，也會對養(yǎng)老保險和勞動力就業(yè)等產生重大沖擊，涉及面廣泛，改革阻力較大，可以考慮通過推行漸進式和彈性退休機制，逐步延長退休年齡，來達到緩解社會保障制度支付危機的目的。

第六，全面放開生育政策，提高育齡婦女生育率。盡管本文的測算結果表明生育政策的調整對基本醫(yī)保統(tǒng)籌基金的影響存在著延遲效應，但是從理論分析來看，提高育齡婦女生育率必將有助于提高統(tǒng)籌基金的籌資能力。而實際上，自21世紀以來，我國人口發(fā)展的內在動力和外部條件發(fā)生了顯著變化，無論是在城鎮(zhèn)還是鄉(xiāng)村，育齡婦女生育意愿普遍較低，即便實現自由生育，人口總量也很難激增。因此，應當考慮盡快全面放開生育政策，并提供一系列配套改革措施，切實提高育齡婦女的生育率，為包括基本醫(yī)保在內的各種社會保障制度提供可持續(xù)發(fā)展的人口動力。