中國(guó)農(nóng)村醫(yī)療保障制度(doc 22頁(yè)).doc

1、研究領(lǐng)域：衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)學(xué)中國(guó)農(nóng)村醫(yī)療保障制度：一項(xiàng)基于異質(zhì)性個(gè)體決策行為的理論研究封 進(jìn)宋 錚就業(yè)與社會(huì)保障研究中心經(jīng)濟(jì)學(xué)院復(fù)旦大學(xué)復(fù)旦大學(xué)songmiies.su.se中國(guó)農(nóng)村醫(yī)療保障制度：一項(xiàng)基于異質(zhì)性個(gè)體決策行為的理論研究?jī)?nèi)容提要2003年初開(kāi)始在全國(guó)范圍內(nèi)試點(diǎn)新型農(nóng)村醫(yī)療保障制度。本文試圖對(duì)以下三個(gè)人們關(guān)心的疑問(wèn)作出理論上的回應(yīng)：第一，這個(gè)自愿型的醫(yī)療保障體系的參與率有多大？第二，繳費(fèi)偏低的體系自身是否可能實(shí)現(xiàn)收支平衡？第三，人頭稅形式的繳費(fèi)方式是否會(huì)使窮人受損而富人獲利？為此，我們構(gòu)建了一個(gè)異質(zhì)性個(gè)體的消費(fèi)-醫(yī)療支出決策模型，在擬合中國(guó)農(nóng)村消費(fèi)-醫(yī)療支出

2、行為的基礎(chǔ)上我們估計(jì)了中國(guó)農(nóng)民的效用函數(shù)和醫(yī)療相對(duì)價(jià)格并計(jì)算了現(xiàn)行中國(guó)農(nóng)村醫(yī)療保障制度的影響。結(jié)果表明，只要補(bǔ)助比例維持在50左右，現(xiàn)行制度可以實(shí)現(xiàn)收支平衡，參與率在90以上，健康狀態(tài)較差的窮人是這個(gè)保障體系最大的受益者。因此，上述三個(gè)質(zhì)疑并不能得到本文模型的支持。關(guān)鍵詞：農(nóng)村醫(yī)療保障制度 參與率 收支平衡 福利效應(yīng)AbstractThe present paper is aimed to provide some theoretical responses to the following three hotly debated issues regarding Chinas new rur

3、al cooperative medical system (CMS), which was launched at the beginning of 2003. Firstly, how many people would join the system voluntarily? Secondly, can the system be self-balanced? And thirdly, would the lump-sum tax benefit the rich more than the poor? We build a simple decision model with hete

4、rogeneous agents and estimate the preference coefficients and the relative prices of medical goods. Then we compute the implications of CMS and find that if the co-payment ratio is round 50%, the balanced-system can be sustained and the rate of participation would be higher than 90%. Moreover, it is

5、 the agents with poorer health condition and lower income that benefit more from CMS. Therefore, our model does not support any of the above three doubts on CMS.Keywords: Rural Medical System The Rate of Participation Balance Welfare Implications一、 引 言2003年初國(guó)務(wù)院提出建立新型農(nóng)村合作醫(yī)療的意見(jiàn)，在全國(guó)范圍內(nèi)試點(diǎn)，計(jì)劃到2010年實(shí)現(xiàn)在全國(guó)建

6、立基本覆蓋農(nóng)村居民的新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度的目標(biāo)?，F(xiàn)行制度的基本原則是自愿參加、多方籌資、以收定支。每年農(nóng)戶以家庭為單位按每人每年10元繳納“合作醫(yī)療費(fèi)”，同各級(jí)政府每人每年補(bǔ)助的20元一起形成合作醫(yī)療基金。與一般的公共醫(yī)療保障制度相比，這個(gè)保障制度的特點(diǎn)可以被歸納為以下三點(diǎn)。第一，自愿參加；第二，繳費(fèi)偏低；第三，人頭稅型的繳費(fèi)方式。 根據(jù)國(guó)務(wù)院的規(guī)定，中國(guó)城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保障制度下的繳費(fèi)率為本人工資的2%（用人單位繳納按職工工資總額的6%繳納）。而10元的農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)費(fèi)支出僅相當(dāng)于2002年農(nóng)民人均純收入的0.38%。由此引出的疑問(wèn)是這種自愿型醫(yī)療保障體系的參與率有多大，繳費(fèi)偏低的體系自身是否可能

7、實(shí)現(xiàn)收支平衡，人頭稅形式的繳費(fèi)方式是否會(huì)使窮人受損而富人獲利？前兩個(gè)疑問(wèn)涉及到逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)。就逆向選擇而言，收入較低而健康較好的個(gè)體可能不愿意參加醫(yī)療保障體系，造成參與率和繳費(fèi)總額的下降。就道德風(fēng)險(xiǎn)而言，由于保障體系降低了醫(yī)療支出的有效價(jià)格，體系內(nèi)的個(gè)體可能增加醫(yī)療支出，造成繳費(fèi)偏低的醫(yī)療保障體系無(wú)法實(shí)現(xiàn)收支平衡，或?qū)崿F(xiàn)平衡的醫(yī)療保障制度只能提供較低的費(fèi)用補(bǔ)助比例。此外，逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)也在相互影響。如果選擇加入保障體系的個(gè)體的醫(yī)療價(jià)格彈性較大，就會(huì)加劇道德風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題。而在道德風(fēng)險(xiǎn)的作用下，實(shí)現(xiàn)平衡的保障制度只能提供較低的費(fèi)用補(bǔ)助比例，這又可能使得更多的個(gè)體退出保障體系，加劇逆向選擇問(wèn)題

8、。第三個(gè)問(wèn)題涉及到平等和資源的再分配。由于患病人群和低收入人群不重合，一般說(shuō)來(lái)富人會(huì)比窮人更多地利用衛(wèi)生資源，因此人頭稅可能造成窮人補(bǔ)貼富人的情況（朱玲，2000）。經(jīng)驗(yàn)研究可以回答前兩個(gè)疑問(wèn)。不過(guò)，由于現(xiàn)行的中國(guó)農(nóng)村醫(yī)療保障制度始于2003年，相關(guān)的數(shù)據(jù)還非常有限。而根據(jù)歷史數(shù)據(jù)進(jìn)行推測(cè)，使用一般的計(jì)量模型直接估計(jì)個(gè)體的決策行為可能遭遇類似于“盧卡斯批判”的問(wèn)題，即當(dāng)決策環(huán)境發(fā)生變化以后，個(gè)體的決策函數(shù)也可能發(fā)生相應(yīng)的變化。因此，本文從考察中國(guó)農(nóng)村個(gè)體的消費(fèi)醫(yī)療選擇入手，根據(jù)歷史數(shù)據(jù)估計(jì)個(gè)體的效用函數(shù)和決策環(huán)境，然后再預(yù)測(cè)個(gè)體在現(xiàn)行的保障制度下的決策行為。使用這一方法的另一個(gè)好處是我們可以計(jì)

9、算現(xiàn)行保障制度對(duì)于個(gè)體的福利影響，并在此基礎(chǔ)上探討最優(yōu)醫(yī)療保障制度問(wèn)題。估計(jì)結(jié)果表明，中國(guó)農(nóng)民對(duì)于健康的相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)遠(yuǎn)高于消費(fèi)。此外，從1990年到2000年，醫(yī)療相對(duì)價(jià)格上漲了5倍以上，而2000年至2002年間的醫(yī)療相對(duì)價(jià)格非常穩(wěn)定。在較高的健康相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)的作用下，醫(yī)療價(jià)格彈性不足，個(gè)體的實(shí)際醫(yī)療支出存在一定的剛性，實(shí)際醫(yī)療支出的下降幅度小于醫(yī)療價(jià)格的上升幅度，造成名義醫(yī)療支出與醫(yī)療價(jià)格正相關(guān)?；谏鲜龉烙?jì)結(jié)果，我們模擬了現(xiàn)行醫(yī)療保障制度下中國(guó)農(nóng)民的個(gè)體決策行為和福利變化，并對(duì)前面提出的三個(gè)疑問(wèn)做出了回應(yīng)。首先，這個(gè)保障體系的參與率可以達(dá)到92。其次，只要把醫(yī)療支出的補(bǔ)助比例控制

10、在50左右，目前的保障制度是可以實(shí)現(xiàn)自我平衡的。最后，這個(gè)保障體系的主要受益者是收入較低而健康也較差的個(gè)體，它符合醫(yī)療保障制度向病人和窮人傾斜的基本要求。那么為什么現(xiàn)行的中國(guó)農(nóng)村醫(yī)療保障制度沒(méi)有出現(xiàn)這些似乎顯然的問(wèn)題呢？本文的分析表明，較少的繳費(fèi)金額、較高的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避性、較低的醫(yī)療支出傾向和政府財(cái)政補(bǔ)貼是導(dǎo)致逆向選擇問(wèn)題較小的主要原因。而由于中國(guó)農(nóng)村實(shí)際醫(yī)療支出存在著一定的剛性，道德風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題也不顯著。最后，實(shí)際醫(yī)療支出的剛性使得窮人的醫(yī)療支出傾向顯著高于富人，而且由于窮人的收入偏低，遭遇健康負(fù)向沖擊以后可能需要負(fù)債，這一財(cái)富效應(yīng)會(huì)引起較大的福利損失。綜合以上兩點(diǎn)，窮人在保障體系中有較高的相對(duì)受益

11、。我們的估算表明，窮人這部分較高的相對(duì)受益超過(guò)了因人頭稅型的繳費(fèi)方式造成的相對(duì)損失。本文的以下內(nèi)容由5部分組成。第二節(jié)簡(jiǎn)單回顧了中國(guó)農(nóng)村醫(yī)療保障制度的歷史變遷，并總結(jié)了中國(guó)農(nóng)村個(gè)體消費(fèi)醫(yī)療選擇行為的基本特征。第三節(jié)給出了一個(gè)簡(jiǎn)單的異質(zhì)性個(gè)體決策模型，并定義了實(shí)現(xiàn)收支平衡的強(qiáng)制型和自愿型醫(yī)療保障制度。第四節(jié)估計(jì)了模型的參數(shù)?；诠烙?jì)結(jié)果，我們?cè)诘谖骞?jié)中模擬了現(xiàn)行的中國(guó)農(nóng)村醫(yī)療保障制度，考察了參與率，收支平衡性和福利影響等方面的問(wèn)題。此外，我們還對(duì)如何設(shè)計(jì)最優(yōu)醫(yī)療保障制度進(jìn)行了初步的探討。第6部分是全文的總結(jié)。二、 中國(guó)農(nóng)村醫(yī)療保障制度的回顧和個(gè)體決策行為的基本特征近年來(lái)大量的研究指出，醫(yī)療支出正

12、在給中國(guó)農(nóng)村居民帶來(lái)日益嚴(yán)重的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，巨額的醫(yī)療費(fèi)用可能給農(nóng)戶家庭帶來(lái)災(zāi)難性的影響，研究論證了中國(guó)農(nóng)村醫(yī)療的融資需求和建立醫(yī)療保障制度的必要性，并提出了相關(guān)的政策建議（Liu, et al., 2000, 朱玲，2000, Hsiao, 1995, Hossain, 1996）。中國(guó)農(nóng)村的合作醫(yī)療制度建立于1955年，到70年代中期，合作醫(yī)療制度覆蓋了超過(guò)90%的大隊(duì)。這一制度被世界銀行稱為“低收入發(fā)展中國(guó)家舉世無(wú)雙的成就”（世界銀行，1993）。然而70年代末、80年代初這一制度全面瓦解，到80年代末，只有5%的村還存在合作醫(yī)療制度。農(nóng)村生產(chǎn)從集體化變?yōu)閭€(gè)體化被認(rèn)為是這一制度瓦解的主要原因

13、，鄉(xiāng)村管理部門由此失去了分配產(chǎn)出的權(quán)利，合作醫(yī)療基金入不敷出，醫(yī)務(wù)人員隊(duì)伍不穩(wěn)定。另一方面，這一制度自身缺乏明確的原則和科學(xué)的規(guī)劃也是原因之一，市場(chǎng)化改革使人們的認(rèn)識(shí)發(fā)生變化，鄉(xiāng)村集體不再承擔(dān)對(duì)醫(yī)療體系的組織和動(dòng)員工作。在沒(méi)有了政治壓力后，很多人開(kāi)始逃避交費(fèi)，加劇了合作醫(yī)療制度的財(cái)務(wù)困難（Feng, et.al., 1995, 朱玲, 2000）。從90年代初開(kāi)始不少地方政府進(jìn)行了恢復(fù)農(nóng)村合作醫(yī)療的努力，但到1998年也只有約9.5%的農(nóng)村人口有醫(yī)療保障，90%的農(nóng)村居民沒(méi)有任何形式的醫(yī)療保險(xiǎn)(Liu, et al., 2002)。沒(méi)有醫(yī)療保障的中國(guó)農(nóng)民的醫(yī)療支出是比較低的，1997年人均醫(yī)療

14、支出僅為66元，到2003年也只有115元左右，不到城鎮(zhèn)人均醫(yī)療支出水平的1/4。 資料來(lái)源：中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。決定醫(yī)療支出的因素很多，但收入和醫(yī)療相對(duì)價(jià)格顯然是其中的關(guān)鍵因素。 這里的醫(yī)療相對(duì)價(jià)格并不僅僅表示藥品、醫(yī)療服務(wù)等方面的相對(duì)價(jià)格，它是一個(gè)更為廣義的概念，包含了由于制度因素所引起的有效醫(yī)療價(jià)格的變化，比如由于村級(jí)醫(yī)療設(shè)施的消失造成的農(nóng)民就診費(fèi)用的上升。就收入的影響而言，根據(jù)農(nóng)業(yè)部農(nóng)村固定觀察點(diǎn)調(diào)查數(shù)據(jù)，即“全國(guó)農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)典型調(diào)查數(shù)據(jù)”， 感謝上海交通大學(xué)史清華教授提供的數(shù)據(jù)。我們將觀察戶依據(jù)各年人均收入水平進(jìn)行五等分，形成五個(gè)組，并把最低收入組的收入正規(guī)化為1。在同一年份，不同收入水平

15、的農(nóng)戶的醫(yī)療支出傾向有較大的差異。雖然人均收入高的農(nóng)戶人均醫(yī)療支出水平比較高，但圖1顯示，醫(yī)療支出傾向則相反，即人均收入越低的組，醫(yī)療支出傾向越高。這一現(xiàn)象說(shuō)明農(nóng)村醫(yī)療支出的收入彈性不足，隨著收入的增長(zhǎng)醫(yī)療支出并未得到同步的增加。 史清華等（2004）考察了1980年代中期以來(lái)中國(guó)農(nóng)戶醫(yī)療支出行為的變化及其相關(guān)影響因素，特別考察了不同收入、不同地區(qū)的農(nóng)戶醫(yī)療支出傾向（家庭人均醫(yī)療支出/人均收入）狀況， 農(nóng)戶醫(yī)療支出傾向與收入水平之間存在明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系。圖1 醫(yī)療支出傾向（）資料來(lái)源：根據(jù)“全國(guó)農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)典型調(diào)查數(shù)據(jù)”整理。另一方面，圖1顯示隨著時(shí)間的推移，醫(yī)療支出傾向曲線整體上移，這一現(xiàn)象

16、就需要用收入以外的其他因素加以解釋。醫(yī)療價(jià)格上漲是一個(gè)不爭(zhēng)的事實(shí)（表1），如果醫(yī)療支出缺乏價(jià)格彈性，醫(yī)療費(fèi)用的增長(zhǎng)就是一個(gè)必然的結(jié)果。在1990年代，平均一次門診費(fèi)從1990年的約10元上漲到1999年的79元，年均增長(zhǎng)24.5%，平均一次住院費(fèi)從1990年的473元上漲到1999年的2891元，年均增長(zhǎng)22.25%，而同期以現(xiàn)價(jià)衡量的農(nóng)民人均純收入的年均增長(zhǎng)率僅為13.88%。可見(jiàn)，醫(yī)療費(fèi)用的增長(zhǎng)幅度已經(jīng)大大超過(guò)了同期農(nóng)民收入的增長(zhǎng)幅度。因此，中國(guó)農(nóng)民醫(yī)療支出的特征事實(shí)是農(nóng)戶的醫(yī)療支出傾向隨收入遞減，各收入水平的農(nóng)戶的醫(yī)療支出傾向均隨時(shí)間呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。 這兩個(gè)特征事實(shí)反映出農(nóng)村醫(yī)療支出缺乏收

17、入彈性和價(jià)格彈性。 一項(xiàng)對(duì)中國(guó)城市居民醫(yī)療需求的研究表明，城市的醫(yī)療需求收入彈性約為0.3，醫(yī)療消費(fèi)為必需品。同時(shí)，醫(yī)療消費(fèi)需求缺乏價(jià)格彈性。(Mocan et al., 2000)。表1 中國(guó)醫(yī)療費(fèi)用增長(zhǎng)與農(nóng)民人均收入比較（現(xiàn)價(jià)）年份19851990199519991990-1999的增長(zhǎng)率（%）農(nóng)民人均純收入（元，下同）397.6686.311577.742210.3413.80平均每一人次門診醫(yī)療費(fèi)-10.929.67924.53平均每一出院者住院醫(yī)療費(fèi)-473.31273.02891.122.25資料來(lái)源：引自陳佳貴主編的中國(guó)社會(huì)保障發(fā)展報(bào)告（1997-2001）。社科文獻(xiàn)出版社。與醫(yī)

18、療支出相對(duì)照，農(nóng)村居民對(duì)其他物品的消費(fèi)同樣表現(xiàn)出一定的剛性（圖2）。隨著收入的增加，消費(fèi)傾向逐漸下降，表明消費(fèi)的增長(zhǎng)幅度落后于收入的增長(zhǎng)幅度。相應(yīng)地，農(nóng)民的儲(chǔ)蓄則表現(xiàn)出比較高的收入彈性。尤其值得注意的是最低收入組的消費(fèi)傾向大于1，表明農(nóng)民必須通過(guò)動(dòng)用儲(chǔ)蓄或負(fù)債為以滿足必要的消費(fèi)水平。另一方面，消費(fèi)傾向曲線隨時(shí)間表現(xiàn)為不斷下移。一個(gè)可能的解釋是在醫(yī)療價(jià)格迅速上漲的時(shí)期，消費(fèi)相對(duì)于醫(yī)療的價(jià)格有所下降。由此可以推斷農(nóng)民的消費(fèi)價(jià)格彈性也是不足的。下面我們將通過(guò)一個(gè)簡(jiǎn)單的異質(zhì)性個(gè)體決策模型來(lái)擬合上述特征事實(shí)，并以此為基礎(chǔ)來(lái)考察中國(guó)農(nóng)村醫(yī)療保障制度的參與率、收支平衡性及其對(duì)異質(zhì)性個(gè)體的福利影響。圖 2 消

19、費(fèi)傾向資料來(lái)源：根據(jù)“全國(guó)農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)典型調(diào)查數(shù)據(jù)”整理。三、 一個(gè)醫(yī)療支出決策模型Grossman（1972）首先研究了人們對(duì)健康的需求以及由此引起的消費(fèi)醫(yī)療支出行為。基于他的研究， 在Grossman的模型中，健康既是消費(fèi)品又是投資品，健康的投資性主要表現(xiàn)在減少疾病帶來(lái)的時(shí)間損失，通過(guò)增加市場(chǎng)性或非市場(chǎng)性活動(dòng)時(shí)間，獲得更多的收益。我們構(gòu)建一個(gè)單期模型，分析農(nóng)戶短期的消費(fèi)醫(yī)療決策問(wèn)題。農(nóng)戶的決策通常以家庭為單位進(jìn)行，這里我們將一個(gè)農(nóng)戶家庭抽象為一個(gè)個(gè)體，用農(nóng)戶家庭的人均狀況作為這個(gè)個(gè)體的特征。個(gè)體的效用不僅取決于消費(fèi)水平，還受到健康狀況的影響。由于患病會(huì)帶來(lái)負(fù)的效用，醫(yī)療支出可以提高健康水平

20、，從而直接影響消費(fèi)者的效用。與傳統(tǒng)模型不同，我們引入了個(gè)體能力和初始健康水平這兩個(gè)刻畫個(gè)體特征的變量，以體現(xiàn)個(gè)體決策在這兩個(gè)維度上的差異，從而考察醫(yī)療保障制度通過(guò)異質(zhì)性個(gè)體的消費(fèi)醫(yī)療支出選擇所產(chǎn)生的包括參與率、收支平衡性和福利效應(yīng)等一系列結(jié)果。假設(shè)個(gè)體的能力和期初的健康水平外生給定，用區(qū)分個(gè)體能力的差異，是的概率密度函數(shù)，用區(qū)分個(gè)體初始健康狀況的差異，是的概率密度函數(shù)，。獨(dú)立于。存在一個(gè)醫(yī)療保障制度。如果這個(gè)制度是自愿型的，個(gè)體需要選擇是否加入。之后，他會(huì)遭遇一個(gè)可能改變其健康水平的外生沖擊（可以理解為生病或康復(fù)）。用和分別表示沖擊前后健康水平的向量，服從一個(gè)馬爾可夫過(guò)程 （1）其中為轉(zhuǎn)移矩陣

21、，元素是個(gè)體健康水平由變化至的概率，用表示的分布，。沖擊發(fā)生后，個(gè)體參加勞動(dòng)并獲得收入。勞動(dòng)收入主要取決于能力，但健康狀況也可能影響個(gè)體的收入，因此我們假設(shè)收入服從 （2）其中表示健康對(duì)于收入的回報(bào)率。 由附錄可知，健康對(duì)于收入的貢獻(xiàn)可以被表示為任意函數(shù)，這并不影響估計(jì)結(jié)果和本文的其他結(jié)論。個(gè)體根據(jù)和以及是否有醫(yī)療保障進(jìn)行消費(fèi)和醫(yī)療支出。用表示期末的健康水平，有 （3）即醫(yī)療支出可以改善健康狀況。上述事件發(fā)生的時(shí)間順序如下圖所示。0選擇是否加入醫(yī)療保障制度1健康沖擊圖3時(shí)間順序（3.1）最優(yōu)醫(yī)療支出我們從后向前求解這一模型。首先來(lái)看給定和以及參加醫(yī)療保障體系的情況下個(gè)體的最優(yōu)消費(fèi)醫(yī)療支出選擇。

22、假設(shè)效用函數(shù)是加性可分的。為了反映農(nóng)民可以通過(guò)動(dòng)用儲(chǔ)蓄或負(fù)債來(lái)滿足消費(fèi)和醫(yī)療支出，除了消費(fèi)和健康以外，我們?cè)谛в煤瘮?shù)中加入財(cái)富。 一項(xiàng)對(duì)中國(guó)農(nóng)戶儲(chǔ)蓄行為的研究表明（萬(wàn)廣華等，2003），農(nóng)村家庭儲(chǔ)蓄率受到收入和初始財(cái)富的影響，儲(chǔ)蓄率隨收入增加而提高。高夢(mèng)滔等（2004）研究了農(nóng)戶家庭內(nèi)部醫(yī)療支出在性別和不同生命周期階段的差異，驗(yàn)證了農(nóng)戶家庭內(nèi)部健康投資的理性行為。效用函數(shù)滿足如下形式 （4）效用函數(shù)由三部分構(gòu)成。前兩部分是消費(fèi)和健康的效用，它們服從常見(jiàn)的CRRA形式，其中和分別表示消費(fèi)和健康的相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)。第三部分表示財(cái)富的效用，它服從CARA形式，其中是財(cái)富的絕對(duì)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)。和分別反映

23、了健康和財(cái)富的相對(duì)權(quán)重。 假設(shè)財(cái)富效用服從CARA形式的原因在于個(gè)體可能選擇負(fù)債，即，這違反了CRRA型效用函數(shù)的規(guī)定。除了（2）和（3）式外，個(gè)體決策還要受到如下條件的約束： （5） （6）（5）式為預(yù)算約束，其中為醫(yī)療商品和服務(wù)相對(duì)于其他消費(fèi)品的價(jià)格，為保障體系對(duì)醫(yī)療費(fèi)用的補(bǔ)助比例，為個(gè)體期初的財(cái)富，體現(xiàn)財(cái)富的總收益率，為醫(yī)療保障制度所要求的保險(xiǎn)費(fèi)。根據(jù)中國(guó)農(nóng)村醫(yī)療保障制度的實(shí)際情況，我們假設(shè)為人頭稅。在沒(méi)有醫(yī)療保障制度或個(gè)體沒(méi)有選擇參加醫(yī)療保障體系的情況下，。由于醫(yī)療支出非負(fù)，所以需要加上（6）。值得一提的是，這個(gè)模型允許負(fù)債。反映了農(nóng)民會(huì)借錢對(duì)消費(fèi)和醫(yī)療支出進(jìn)行融資。這個(gè)最優(yōu)問(wèn)題的一價(jià)

24、條件為： （7） （8）其中為庫(kù)恩塔克乘子，當(dāng)時(shí)。利用（2）、（3）、（5）、（6）、（7）和（8）式，可以發(fā)現(xiàn)一些非常直觀的比較靜態(tài)結(jié)果：最優(yōu)醫(yī)療支出水平與個(gè)體能力，與保險(xiǎn)費(fèi)和健康水平負(fù)相關(guān)。（3.2）參加醫(yī)療保障體系的選擇解出最優(yōu)消費(fèi)醫(yī)療行為以后，我們可以得到個(gè)體參加以及沒(méi)有參加醫(yī)療保障體系的間接效用函數(shù)，分別用和表示。根據(jù)（1）式就可以得到個(gè)體在遭遇健康沖擊前對(duì)于參加或不參加醫(yī)療保障體系的效用期望和。 （9）如果醫(yī)療保障制度遵循自愿參加原則，個(gè)體選擇參加自愿型醫(yī)療保障制度的條件為： 我們假設(shè)在預(yù)期效用相等的情況下個(gè)體也會(huì)選擇參加醫(yī)療保障體系。 （10）根據(jù)（10）可以得到參加自愿型醫(yī)療保

25、障制度的個(gè)體在能力和初始健康狀況上的分布，分別用和表示。（3.3）醫(yī)療保障制度的平衡我們先來(lái)考察強(qiáng)制型醫(yī)療保障制度，即個(gè)體必須支付保險(xiǎn)費(fèi)，享受補(bǔ)貼。如前文所述，中國(guó)目前試行的農(nóng)村醫(yī)療保障制度的原則是多方籌資，政府根據(jù)個(gè)體支付保險(xiǎn)費(fèi)的總和來(lái)制定補(bǔ)貼。假設(shè)政府遵循的補(bǔ)貼規(guī)則為，把人口數(shù)量正規(guī)化為1，醫(yī)療保障制度的預(yù)算平衡為： （11）（11）式的含義為，在既定的政策參數(shù)下，不同的個(gè)體行為人選擇各自的醫(yī)療支出，在已知個(gè)體的分布后，就可以得到醫(yī)療保障制度的總支出，即（11）式的左式。（11）式的右式是醫(yī)療保障制度的總收入，由征收的醫(yī)療保險(xiǎn)費(fèi)和政府補(bǔ)貼用構(gòu)成。在保險(xiǎn)費(fèi)和政府補(bǔ)貼既定的情況下，就需要通過(guò)調(diào)

26、整醫(yī)療支出補(bǔ)助比例，并考慮它們對(duì)個(gè)體決策的影響，從而最終滿足（11）式的要求。更為嚴(yán)格地，我們給出如下定義定義1：一個(gè)在給定醫(yī)療相對(duì)價(jià)格、保險(xiǎn)費(fèi)和政府補(bǔ)貼函數(shù)下實(shí)現(xiàn)強(qiáng)制型醫(yī)療保障制度收支平衡的均衡由構(gòu)成，它們滿足：（1） 給定、和，個(gè)體根據(jù)（2）、（3）、（5）至（8）式求解、和。（2） 給定所有的，醫(yī)療支出補(bǔ)助比例滿足（11）式。由于沒(méi)有解析解，在下文中我們將采用不動(dòng)點(diǎn)迭代的方法求解均衡下的。具體說(shuō)來(lái)，首先猜測(cè)均衡為，然后解出。把代入（11）式可以得到一個(gè)新的。再根據(jù)解出，如此循環(huán)，直到。就數(shù)學(xué)形式而言，自愿型醫(yī)療保障制度的收支平衡與強(qiáng)制型制度類似，我們只需要將（11）式中的、和替換為和 （

27、12）其中是參加保障體系的個(gè)體繳納的保費(fèi)總和，是能力為、期初健康水平為的個(gè)體在遭遇健康沖擊以后的醫(yī)療支出。相應(yīng)地，定義1需要被修正為定義2：一個(gè)在給定醫(yī)療相對(duì)價(jià)格、保險(xiǎn)費(fèi)和政府補(bǔ)貼函數(shù)下實(shí)現(xiàn)自愿型醫(yī)療保障制度收支平衡的均衡由構(gòu)成，它們滿足：（1）給定、和，個(gè)體根據(jù)（2）、（3）、（5）至（8）式求解、和。（2）給定、和，個(gè)體根據(jù)（9）和（10）式選擇是否參加醫(yī)療保障體系，進(jìn)而得到參加醫(yī)療保障體系的個(gè)體在能力和初始健康狀況上的分布和。（3）給定所有的和分布和，醫(yī)療支出補(bǔ)助比例滿足（12）式。 求解自愿型醫(yī)療保障制度均衡的方法與前文類似。具體說(shuō)來(lái)，首先猜測(cè)均衡為，然后解出、和。把、和代入（12）式

28、可以得到一個(gè)新的。再根據(jù)解出、和，如此循環(huán)，直到、和。四、 參數(shù)估計(jì)我們的目標(biāo)是在個(gè)體理性選擇的基礎(chǔ)上考察農(nóng)村醫(yī)療保障制度的參與率、收支平衡性及其福利效應(yīng)。由于醫(yī)療保障制度的變化會(huì)改變個(gè)體決策環(huán)境，所以我們不能直接估計(jì)消費(fèi)函數(shù)和醫(yī)療支出函數(shù)。一個(gè)可行的方法是對(duì)模型的參數(shù)作校準(zhǔn)（calibration），然后模擬醫(yī)療保障制度的福利影響。但是由于此前估計(jì)中國(guó)個(gè)體偏好和醫(yī)療相對(duì)價(jià)格的研究很少，因此需要校準(zhǔn)的參數(shù)很多，校準(zhǔn)的標(biāo)準(zhǔn)本身也就成為一個(gè)需要討論的問(wèn)題。為了避免這些爭(zhēng)議，本文采用以模擬為基礎(chǔ)的計(jì)量方法，對(duì)模型的未知參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。需要估計(jì)的參數(shù)有個(gè)體偏好參數(shù)，和，以及各年的醫(yī)療相對(duì)價(jià)格。估計(jì)的基本

29、方法參見(jiàn)附錄。估計(jì)的結(jié)果如表2所示。表2 參數(shù)估計(jì)值個(gè)體偏好參數(shù)相對(duì)價(jià)格注：根據(jù)“全國(guó)農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)典型調(diào)查數(shù)據(jù)”（1986、1990、1995、20002002）校準(zhǔn)。表2表明，即個(gè)體對(duì)于健康的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避程度明顯大于消費(fèi)。另一個(gè)結(jié)果是醫(yī)療相對(duì)價(jià)格的演進(jìn)。在1986年至1990年間，醫(yī)療相對(duì)價(jià)格基本保持平穩(wěn)。隨著市場(chǎng)化進(jìn)程的加快，從1990年到2000年，醫(yī)療相對(duì)價(jià)格上漲了5倍以上，這與表1中的數(shù)據(jù)是一致的。2000年以后，相對(duì)價(jià)格非常穩(wěn)定，保持在0.44左右。最后，由于比較大，醫(yī)療價(jià)格彈性比較小（等于-0.316），個(gè)體的實(shí)際醫(yī)療支出存在一定的剛性，實(shí)際醫(yī)療支出的下降幅度小于醫(yī)療相對(duì)價(jià)格的上升幅

30、度，造成名義醫(yī)療支出與醫(yī)療相對(duì)價(jià)格正相關(guān)。圖4擬合效果有三個(gè)重要的注釋。首先，圖4給出了上述估計(jì)的擬合效果，其中實(shí)線和虛線分別表示擬合值和實(shí)際值。可以看出，擬合的誤差（）很大程度上來(lái)自于對(duì)1986年和1990年消費(fèi)傾向的估計(jì)。但是，我們的模型可以很好地?cái)M合最近幾年中國(guó)農(nóng)民的消費(fèi)醫(yī)療支出行為，這為下文分析醫(yī)療保障制度的一系列影響提供了比較堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。其次，估計(jì)的相對(duì)價(jià)格變化可能并不完全等價(jià)于醫(yī)療真實(shí)價(jià)格的變化。由于各年的相對(duì)價(jià)格是模型中唯一隨時(shí)間可變的參數(shù)，它實(shí)際上還包含了模型所不能刻畫而又隨時(shí)間變化的決策環(huán)境的信息。最后，一般說(shuō)來(lái)，非線性最小二乘法對(duì)于初始猜測(cè)值的要求很高，搜尋結(jié)果可能并不唯一

31、。我們對(duì)初始猜測(cè)值做了簡(jiǎn)單的攝動(dòng)（Perturbation），發(fā)現(xiàn)各類初始猜測(cè)值均能收斂到表2給出的估計(jì)值，因此我們認(rèn)為這里的搜尋結(jié)果至少是局部唯一的。五、 醫(yī)療保障制度的參與率、平衡性和福利效應(yīng)在參數(shù)估計(jì)的基礎(chǔ)上可以模擬實(shí)現(xiàn)平衡的醫(yī)療保障制度的參與率、補(bǔ)助比例和福利效應(yīng)。為了更好地模擬醫(yī)療保障制度的現(xiàn)實(shí)影響，我們采用2002年的醫(yī)療相對(duì)價(jià)格作為模擬參數(shù)。計(jì)算期望效用和還需要設(shè)置轉(zhuǎn)移矩陣。令和，對(duì)于。表示沒(méi)有遭遇健康沖擊的概率，我們令。敏感性分析表明不同的對(duì)結(jié)論的影響不大。然后我們考慮中國(guó)現(xiàn)行的農(nóng)村醫(yī)療保障制度。按照2002年最低收入組的收入水平（人均782元），我們?nèi)樽畹褪杖虢M收入水平的1

32、/78。由于政府補(bǔ)貼規(guī)模為總的保險(xiǎn)費(fèi)的2倍，定義1和2中的政府補(bǔ)貼函數(shù)為和。首先考察強(qiáng)制型醫(yī)療保障制度。根據(jù)定義1，實(shí)現(xiàn)醫(yī)療保障制度收支平衡的。沒(méi)有醫(yī)療保障制度的預(yù)期效用等價(jià)于，因此實(shí)行強(qiáng)制型醫(yī)療保障制度對(duì)于個(gè)體的福利效應(yīng)就等于，用表示，具體的數(shù)值參見(jiàn)表3。可以看出，實(shí)行強(qiáng)制型醫(yī)療保障制度的最大受益者是收入較低且健康較差的個(gè)體。但是，這個(gè)保障制度會(huì)損害收入較低和健康較好個(gè)體的福利。對(duì)于高收入者而言，醫(yī)療保障制度的影響不大。如果醫(yī)療保障制度是自愿的，表3中左上方福利受到損失的個(gè)體不會(huì)選擇參加醫(yī)療保障體系。這時(shí)，收繳的保險(xiǎn)費(fèi)會(huì)下降。根據(jù)定義2，實(shí)現(xiàn)自愿型醫(yī)療保障制度收支平衡的，參與率為92%。隨著

33、福利受損個(gè)體的退出，與強(qiáng)制型制度相比，補(bǔ)助比例和參加保障體系的個(gè)體福利改善的幅度均有所下降。表3 醫(yī)療保障制度的福利效應(yīng)健康狀況收入水平低中低中等中高高強(qiáng)制自愿強(qiáng)制自愿強(qiáng)制自愿強(qiáng)制自愿強(qiáng)制自愿低0.0680.0650.0400.0380.0140.013-0.001-0.001-中低0.0510.0490.0330.0310.0160.0150.0020.0000.0050.000中等0.0400.0380.0270.0260.0150.0140.0030.0030.0010.001中高0.0290.0270.0210.0200.0130.0120.0060.0050.0010.001高0.0

34、110.0100.0090.0080.0070.0060.0050.0040.0020.002在此基礎(chǔ)上，我們進(jìn)行一些比較靜態(tài)分析。首先，將繳費(fèi)金額增加1倍，即為最低收入組收入水平的1/39，在強(qiáng)制型制度下， ；在自愿型制度下，參與率下降到76%。表4的結(jié)果顯示，在強(qiáng)制型制度下，受益最大的依然是收入較低且健康狀況較差的人，但繳費(fèi)金額提高后，福利受損的人數(shù)將會(huì)增加，這些人是收入較低而健康較好的人。因此，在自愿型制度下，這些人必然會(huì)退出醫(yī)療保障制度，而他們退出的結(jié)果是醫(yī)療保障體系可以提供的補(bǔ)助比例下降，如此，又將導(dǎo)致另一些人因福利受損而退出這一體系。最后，大部分健康狀況很好的人都將退出保障體系，實(shí)

35、現(xiàn)醫(yī)療保障制度收支平衡的補(bǔ)助比例也有明顯的下降。表4繳費(fèi)金額增加一倍后的福利效應(yīng)健康狀況收入水平低中低中等中高高強(qiáng)制自愿強(qiáng)制自愿強(qiáng)制自愿強(qiáng)制自愿強(qiáng)制自愿低0.0860.0760.0510.0420.0190.010-0.000-0.000-中低0.0650.0580.0420.0360.0200.0140.001-0.001-中等0.0500.0450.0340.0300.0190.0150.0050.0010.002-中高0.0300.0330.0260.0230.0160.0140.0070.0040.002-高0.0140.0130.0110.0100.0080.0080.0060.00

36、50.0030.003然后我們把政府對(duì)于個(gè)體的財(cái)政補(bǔ)貼減少為10元，即補(bǔ)貼函數(shù)修改為和。在強(qiáng)制型制度下， ；在自愿型制度下，參與率下降到80%。表5的結(jié)果顯示，受益最大的依然是收入較低且健康狀況較差的人。如果取消財(cái)政補(bǔ)貼，自愿型制度下的，參與率會(huì)進(jìn)一步下降到72%。表5財(cái)政補(bǔ)貼減少一半后的福利效應(yīng)健康狀況收入水平低中低中等中高高強(qiáng)制自愿強(qiáng)制自愿強(qiáng)制自愿強(qiáng)制自愿強(qiáng)制自愿低0.0540.0470.0310.0270.0100.008-0.002-0.002-中低0.0410.0360.0260.0220.0120.010-0.001-0.001-中等0.0320.0280.0210.0190.01

37、10.0100.0020.0010.000-中高0.0230.0200.0160.0140.0100.0090.0040.0030.0010.000高0.0090.0080.0070.0060.0050.0050.0040.0030.0020.002（5.1）討論如前所述，現(xiàn)有關(guān)于中國(guó)農(nóng)村醫(yī)療保障制度的討論主要集中在以下三點(diǎn)。第一，農(nóng)民是否有激勵(lì)參加遵循自愿原則的醫(yī)療保障制度，或者說(shuō)這個(gè)保障體系的參與率究竟有多大；第二，目前的繳費(fèi)金額和政府補(bǔ)貼能否實(shí)現(xiàn)保障體系的自我平衡；第三，人頭稅型的繳費(fèi)方式是否會(huì)使富人得益更多，從而進(jìn)一步加劇中國(guó)農(nóng)村的不平等。我們的估算結(jié)果對(duì)以上三個(gè)問(wèn)題做出了回應(yīng)。首先，

38、只有小部分收入較低而健康較好的農(nóng)民不會(huì)選擇參加醫(yī)療保障體系。具體說(shuō)來(lái)，我們估計(jì)這個(gè)保障體系的參與率可以達(dá)到92。其次，即使個(gè)體和政府只需繳納10和20元的保險(xiǎn)費(fèi)，只要把醫(yī)療支出的補(bǔ)助比例控制在50左右，目前的醫(yī)療保障制度是可以實(shí)現(xiàn)自我平衡的。最后，這個(gè)保障體系的主要受益者是收入較低而健康也較差的個(gè)體，它符合醫(yī)療保障制度向病人和窮人傾斜的基本要求。前人提出的這三個(gè)疑問(wèn)是很直觀的。那么為什么在我們的模型中目前試行的醫(yī)療保障制度沒(méi)有出現(xiàn)這些問(wèn)題呢？首先，由于繳費(fèi)金額很低，既便就最低收入組而言，保險(xiǎn)費(fèi)也僅占收入的1.3%，參加保障體系的成本很小。而考慮到可能遭遇的健康沖擊以及由此產(chǎn)生的醫(yī)療支出的不確定

39、性，在較高的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)的作用下，參加保障體系可以顯著降低風(fēng)險(xiǎn)，提高預(yù)期效用。表4的模擬結(jié)果表明如果繳費(fèi)金額上升一倍，參與率就會(huì)下降到76%，逆向選擇問(wèn)題就會(huì)比較突出。但這僅僅是問(wèn)題的一個(gè)方面。如果總和醫(yī)療支出很大，實(shí)現(xiàn)保障制度收支平衡的補(bǔ)助比例會(huì)比較小，保障體系的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避效應(yīng)也就隨之減少。不過(guò)中國(guó)農(nóng)民醫(yī)療支出比較小，因此既便在保險(xiǎn)費(fèi)很低的情況下，經(jīng)過(guò)政府財(cái)政的補(bǔ)貼，實(shí)現(xiàn)保障制度收支平衡的補(bǔ)助比例依然可以保持在比較高的水平。表5表明，如果取消補(bǔ)貼，參與率會(huì)下降到72%。因此，我們認(rèn)為較少的繳費(fèi)金額、較高的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避性、較低的醫(yī)療支出傾向和政府財(cái)政補(bǔ)貼是導(dǎo)致現(xiàn)行醫(yī)療保障制度逆向選擇問(wèn)題較小的主要原

40、因。隨之而來(lái)的是道德風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題，即引入醫(yī)療保障制度以后，補(bǔ)助比例使得個(gè)體醫(yī)療支出的有效價(jià)格下降，這可能誘使個(gè)體提高醫(yī)療支出，增加保障體系的負(fù)擔(dān)，從而降低實(shí)現(xiàn)保障制度收支平衡的補(bǔ)助比例。所幸的是，我們的估計(jì)表明，醫(yī)療價(jià)格彈性較小，實(shí)際醫(yī)療支出存在著一定的剛性，所以當(dāng)下降以后，的增加幅度小于下降的幅度，實(shí)現(xiàn)保障制度平衡的補(bǔ)助比例因此并不會(huì)顯著減少。最后，相對(duì)于富人而言，人頭稅型的繳費(fèi)方式的確增加了窮人的負(fù)擔(dān)，而且數(shù)據(jù)表明富人的醫(yī)療支出也比窮人多。但是，的剛性使得窮人的醫(yī)療支出傾向顯著高于富人，而且由于窮人的收入偏低，遭遇健康負(fù)向沖擊以后可能需要負(fù)債，這一財(cái)富效應(yīng)會(huì)引起較大的福利損失。綜合以上兩點(diǎn)，窮

41、人在保障體系中有較高的相對(duì)受益。我們的估算表明，窮人這部分較高的相對(duì)受益超過(guò)了因人頭稅型的繳費(fèi)方式造成的相對(duì)損失。（5.2）關(guān)于最優(yōu)醫(yī)療保障制度的一些思考一個(gè)有趣的問(wèn)題是我們能否在現(xiàn)有的政府補(bǔ)貼規(guī)則下找到“最優(yōu)”的保險(xiǎn)費(fèi)。最優(yōu)性首先需要滿足帕累托條件，因此我們只考慮自愿型醫(yī)療保障制度。其次，我們需要一個(gè)總福利函數(shù)，即個(gè)體期望效用的加權(quán)總和。如果用選擇參加醫(yī)療保障體系個(gè)體的分布和作為權(quán)重，總福利的增進(jìn)等于 （14）圖5給出了對(duì)于保險(xiǎn)費(fèi)的函數(shù)形狀。圖5中有6個(gè)區(qū)域。當(dāng)較小時(shí)（區(qū)域1），所有人都愿意參加醫(yī)療保障體系，而且是的單調(diào)遞增函數(shù)?？紤]到政府的補(bǔ)貼規(guī)則（參見(jiàn)圖6），這是一個(gè)顯然的結(jié)果。但是，當(dāng)

42、增加到一定程度以后（，區(qū)域2），收入較低且健康較好的個(gè)體不會(huì)選擇參加醫(yī)療體系，因此收繳的保險(xiǎn)費(fèi)、財(cái)政補(bǔ)貼和實(shí)現(xiàn)醫(yī)療保障制度收支平衡的補(bǔ)貼率都有所下降，導(dǎo)致總福利的增進(jìn)出現(xiàn)了一個(gè)明顯的下降。但是，只要選擇參加醫(yī)療體系的個(gè)體數(shù)量不變，在區(qū)域2中依然是的單調(diào)遞增函數(shù)，而且只要足夠大，區(qū)域2中的可以超過(guò)區(qū)域1中的最大值。根據(jù)我們的估計(jì)（），目前試行的中國(guó)農(nóng)村醫(yī)療保障制度就落在區(qū)域2的中部。隨著的增加，上述情況依然成立，如圖5和圖6所示。由此可見(jiàn)，雖然增加保險(xiǎn)費(fèi)可能改善個(gè)體的總和福利，但是卻需要面對(duì)財(cái)政補(bǔ)貼上升和醫(yī)療體系參與率下降的問(wèn)題。我們計(jì)劃在以后的研究中對(duì)最優(yōu)保險(xiǎn)費(fèi)乃至最優(yōu)政府補(bǔ)貼規(guī)則做更加深入的

43、研究。圖5 總福利改進(jìn)與參與率圖6 保險(xiǎn)費(fèi)、補(bǔ)助比例和政府補(bǔ)貼六、 總結(jié)本文構(gòu)建了一個(gè)異質(zhì)性個(gè)體的消費(fèi)-醫(yī)療支出決策模型，并在擬合中國(guó)農(nóng)村消費(fèi)-醫(yī)療支出行為的基礎(chǔ)上估計(jì)了中國(guó)農(nóng)民的效用函數(shù)和醫(yī)療相對(duì)價(jià)格。在對(duì)實(shí)現(xiàn)收支平衡的醫(yī)療保障制度進(jìn)行嚴(yán)格定義以后，我們計(jì)算了現(xiàn)行中國(guó)農(nóng)村醫(yī)療保障制度對(duì)于參與率、費(fèi)用補(bǔ)助比例以及福利效應(yīng)等三方面的影響。我們的計(jì)算結(jié)果表明，只要補(bǔ)助比例維持在50左右，現(xiàn)行制度可以實(shí)現(xiàn)收支平衡，參與率為92，健康狀態(tài)較差的窮人是這個(gè)保障體系最大的受益者。因此，引言中對(duì)于中國(guó)農(nóng)村醫(yī)療保障制度的三個(gè)質(zhì)疑并不能得到本文模型的支持。較少的繳費(fèi)金額、較高的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避性、較低的醫(yī)療支出傾向和政

44、府財(cái)政補(bǔ)貼導(dǎo)致逆向選擇并不顯著，道德風(fēng)險(xiǎn)則受到了較低的醫(yī)療價(jià)格彈性的限制，而窮人較高的醫(yī)療支出傾向則使得他們可以從保障體系中獲得更大的利益。值得注意的是，在推行醫(yī)療保障制度的過(guò)程中，有調(diào)查表明有些地區(qū)農(nóng)民的參與意愿僅在80%左右（李彥敏，2003），這與本文估算的92%的參與率似乎并不一致。但是，除了本文模型所刻畫的經(jīng)濟(jì)、健康因素以外，農(nóng)民的選擇還受到很多其他因素的影響。較為突出的一個(gè)原因是長(zhǎng)期以來(lái)農(nóng)民對(duì)集體經(jīng)濟(jì)組織懷有一定的不信任感，擔(dān)心鄉(xiāng)村干部會(huì)以權(quán)謀私或合作醫(yī)療資金被挪用，因而用不參與來(lái)對(duì)抗（曾慶義等，2003）。另一個(gè)原因是對(duì)新型農(nóng)村醫(yī)療保障制度的宣傳還有待加強(qiáng)，有些農(nóng)民對(duì)于這個(gè)保障體

45、系的福利效用缺少基本的了解。現(xiàn)行的中國(guó)農(nóng)村醫(yī)療保障制度按地區(qū)統(tǒng)籌，而中國(guó)地區(qū)之間的情況差別很大，本文可能無(wú)法反映由這種差異所造成的醫(yī)療保障制度對(duì)于不同地區(qū)的不同影響。但是，我們的模型和結(jié)論并不依賴于收入的絕對(duì)水平。如果各地區(qū)的收入分布比較近似，統(tǒng)籌范圍的變化不會(huì)改變基本的結(jié)論。此外，各個(gè)地區(qū)試行的費(fèi)用分擔(dān)規(guī)則也并非都是線性的，比如“大病保障”規(guī)則或“報(bào)銷上限”規(guī)則都會(huì)對(duì)個(gè)體的醫(yī)療支出行為產(chǎn)生影響。今后，我們將在獲得分地區(qū)的個(gè)體數(shù)據(jù)和費(fèi)用分擔(dān)規(guī)則的基礎(chǔ)上對(duì)農(nóng)村醫(yī)療保障制度做更為細(xì)致的評(píng)價(jià)。另一個(gè)未來(lái)研究的方向是延續(xù)第五節(jié)中關(guān)于最優(yōu)醫(yī)療保障制度的討論?，F(xiàn)有的文獻(xiàn)往往在收入可觀測(cè)或同質(zhì)個(gè)體的假設(shè)基礎(chǔ)

46、上尋找最優(yōu)的醫(yī)療保障制度（比如Blomqvist and Horn, 1984, Blomqvist, 1997）。而我們則計(jì)劃在收入不可觀測(cè)的異質(zhì)性個(gè)體模型中尋找“最優(yōu)”的保險(xiǎn)費(fèi)、費(fèi)用分擔(dān)規(guī)則和政府補(bǔ)貼政策，因?yàn)檫@樣的“最優(yōu)”制度在中國(guó)農(nóng)村更加易于實(shí)施。附錄：參數(shù)估計(jì)方法正文中參數(shù)估計(jì)的具體方法如下。我們假設(shè)個(gè)體初始的財(cái)富。個(gè)人能力和沖擊后的健康水平服從均勻分布。 第五節(jié)中對(duì)于轉(zhuǎn)移矩陣的設(shè)置保證了與同分布。令，。敏感性分析表明放松這些假設(shè)并不會(huì)對(duì)結(jié)論產(chǎn)生本質(zhì)影響（限于篇幅，我們略去了敏感性分析結(jié)果）。 我們還可以直接估計(jì)的上界和下界，這樣除了相對(duì)價(jià)格以外，需要估計(jì)的參數(shù)就變成了7個(gè)。估計(jì)的結(jié)

47、果與這里的設(shè)置差別不大，對(duì)于本文的基本結(jié)論也不構(gòu)成影響。令，的取值依據(jù)全國(guó)農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)典型調(diào)查數(shù)據(jù)。 農(nóng)村調(diào)查數(shù)據(jù)按收入五等分。用表示實(shí)際觀測(cè)到的收入（把最低收入組的收入正規(guī)化為1），。由于模型中的收入，經(jīng)過(guò)實(shí)際收入的調(diào)整以后，的取值與下文中的參數(shù)估計(jì)和福利分析結(jié)果無(wú)關(guān)。如前文所述，中國(guó)農(nóng)村在過(guò)去二十多年間基本沒(méi)有醫(yī)療保障制度，所以我們令。需要估計(jì)的參數(shù)有個(gè)體偏好參數(shù)，和，以及各年的醫(yī)療相對(duì)價(jià)格。估計(jì)的基本方法如下。給定、，個(gè)體的醫(yī)療支出傾向和消費(fèi)傾向可以被表示為參數(shù)向量和相對(duì)價(jià)格的函數(shù)，即和。在給定情況下按平均的各年醫(yī)療支出傾向和消費(fèi)傾向分別為和。用和表示實(shí)際觀測(cè)的各年分組數(shù)據(jù)，我們根據(jù)下面的非線性最小二乘法估計(jì)參數(shù)向量和相對(duì)價(jià)格 其中，和是和的均值。由于和的數(shù)值相差很大（前者接近于0而后者接近于1），我們使用調(diào)整這兩個(gè)變量的量綱。估計(jì)的結(jié)果如表4所示。參考文獻(xiàn)：1. 高夢(mèng)滔、姚洋，2004：性別、生命周期與家庭內(nèi)部衛(wèi)生投資：