中國農(nóng)村醫(yī)療保障制度

35/36研究領(lǐng)域：衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)學(xué)中國農(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)jfeng@songm@iies.su.se

中國農(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年初開始在全國范圍內(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，在擬合中國農(nóng)村消費(fèi)-醫(yī)療支出行為的基礎(chǔ)上我們估計(jì)了中國農(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)AbstractThepresentpaperisaimedtoprovidesometheoreticalresponsestothefollowingthreehotlydebatedissuesregardingChina’snewruralcooperativemedicalsystem(CMS),whichwaslaunchedatthebeginningof2003.Firstly,howmanypeoplewouldjointhesystemvoluntarily?Secondly,canthesystembeself-balanced?Andthirdly,wouldthelump-sumtaxbenefittherichmorethanthepoor?Webuildasimpledecisionmodelwithheterogeneousagentsandestimatethepreferencecoefficientsandtherelativepricesofmedicalgoods.ThenwecomputetheimplicationsofCMSandfindthatiftheco-paymentratioisround50%,thebalanced-systemcanbesustainedandtherateofparticipationwouldbehigherthan90%.Moreover,itistheagentswithpoorerhealthconditionandlowerincomethatbenefitmorefromCMS.Therefore,ourmodeldoesnotsupportanyoftheabovethreedoubtsonCMS.Keywords:RuralMedicalSystemTheRateofParticipationBalanceWelfareImplications

引言2003年初國務(wù)院提出《建立新型農(nóng)村合作醫(yī)療的意見》，在全國范圍內(nèi)試點(diǎn)，計(jì)劃到2010年實(shí)現(xiàn)在全國建立基本覆蓋農(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)國務(wù)院的規(guī)定，中國城鎮(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，加劇逆向選擇問題。第三個(gè)問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，一般說來富人會(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。不過，由于現(xiàn)行的中國農(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)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)療保障制度問題。估計(jì)結(jié)果表明，中國農(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)行的中國農(nóng)村醫(yī)療保障制度沒有出現(xiàn)這些似乎顯然的問題呢？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)致逆向選擇問題較小的主要原因。而由于中國農(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。我們的估算表明，窮人這部分較高的相對(duì)受益超過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)單回顧了中國農(nóng)村醫(yī)療保障制度的歷史變遷，并總結(jié)了中國農(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)。中國農(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大量的研究指出，醫(yī)療支出正在給中國農(nóng)村居民帶來日益嚴(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)戶家庭帶來災(zāi)難性的影響，研究論證了中國農(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,etal.,2000,朱玲，2000,Hsiao,1995,Hossain,1996）。中國農(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90%的大隊(duì)。這一制度被世界銀行稱為“低收入發(fā)展中國家舉世無雙的成就”（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，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。在沒有了政治壓力后，很多人開始逃避交費(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)村居民沒有任何形式的醫(yī)療保險(xiǎn)(Liu,etal.,2002)。沒有醫(yī)療保障的中國農(nóng)民的醫(yī)療支出是比較低的，1997年人均醫(yī)療支出僅為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。資料來源：《中國統(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)。資料來源：《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。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。感謝上海交通大學(xué)史清華教授提供的數(shù)據(jù)。史清華等（2004）考察了1980年代中期以來中國農(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（％）資料來源：根據(jù)“全國農(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，醫(yī)療費(fèi)用的增長(zhǎng)幅度已經(jīng)大大超過了同期農(nóng)民收入的增長(zhǎng)幅度。因此，中國農(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)療支出缺乏收入彈性和價(jià)格彈性。一項(xiàng)對(duì)中國城市居民醫(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一項(xiàng)對(duì)中國城市居民醫(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。(Mocanetal.,2000)。表1中國醫(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資料來源：引自陳佳貴主編的《中國社會(huì)保障發(fā)展報(bào)告》（1997-2001）。社科文獻(xiàn)出版社。與醫(yī)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。下面我們將通過一個(gè)簡(jiǎn)單的異質(zhì)性個(gè)體決策模型來擬合上述特征事實(shí)，并以此為基礎(chǔ)來考察中國農(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消費(fèi)傾向資料來源：根據(jù)“全國農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)典型調(diào)查數(shù)據(jù)”整理。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)在減少疾病帶來的時(shí)間損失，通過增加市場(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)帶來負(fù)的效用，醫(yī)療支出可以提高健康水平，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。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)在減少疾病帶來的時(shí)間損失，通過增加市場(chǎng)性或非市場(chǎng)性活動(dòng)時(shí)間，獲得更多的收益。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)馬爾可夫過程（1）其中為轉(zhuǎn)移矩陣，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。（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。00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。假設(shè)效用函數(shù)是加性可分的。為了反映農(nóng)民可以通過動(dòng)用儲(chǔ)蓄或負(fù)債來滿足消費(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)中國農(nóng)戶儲(chǔ)蓄行為的研究表明（萬廣華等，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)滿足如下形式一項(xiàng)對(duì)中國農(nóng)戶儲(chǔ)蓄行為的研究表明（萬廣華等，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。（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。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。在沒有醫(yī)療保障制度或個(gè)體沒有選擇參加醫(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)問題的一價(jià)條件為：（7）（8）其中為庫恩－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，就需要通過調(diào)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：給定、和，個(gè)體根據(jù)（2）、（3）、（5）至（8）式求解、和。給定所有的，醫(yī)療支出補(bǔ)助比例滿足（11）式。由于沒有解析解，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。具體說來，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（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。具體說來，首先猜測(cè)均衡為，然后解出、和。把、和代入（12）式可以得到一個(gè)新的。再根據(jù)解出、和，如此循環(huán)，直到、和。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)的基本方法參見附錄。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)“全國農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)典型調(diào)查數(shù)據(jù)”（1986、1990、1995、2000－2002）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?。ǖ扔?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?？梢钥闯?，擬合的誤差（）很大程度上來自于對(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，一般說來，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。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。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1/78。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)值參見表3?？梢钥闯?，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0.0110.0100.0090.0080.0070.0060.0050.0040.0020.002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)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0.0140.0130.0110.0100.0080.0080.0060.0050.0030.003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0.0320.0280.0210.0190.0110.0100.0020.0010.000-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)一步加劇中國農(nóng)村的不平等。我們的估算結(jié)果對(duì)以上三個(gè)問題做出了回應(yīng)。首先，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。具體說來，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)療保障制度沒有出現(xiàn)這些問題呢？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%，逆向選擇問題就會(huì)比較突出。但這僅僅是問題的一個(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。不過中國農(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題較小的主要原因。隨之而來的是道德風(fēng)險(xiǎn)問題，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)。考慮到政府的補(bǔ)貼規(guī)則（參見圖6），這是一個(gè)顯然的結(jié)果。但是，當(dāng)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，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，并在擬合中國農(nóng)村消費(fèi)-醫(yī)療支出行為的基礎(chǔ)上估計(jì)了中國農(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)保障體系的福利效用缺少基本的了解?，F(xiàn)行的中國農(nóng)村醫(yī)療保障制度按地區(qū)統(tǒng)籌，而中國地區(qū)之間的情況差別很大，本文可能無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)上尋找最優(yōu)的醫(yī)療保障制度（比如BlomqvistandHorn,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)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)果無關(guān)。如前文所述，中國農(nóng)村在過去二十多年間基本沒有醫(yī)療保障制度，所以我們令。第五節(jié)中對(duì)于轉(zhuǎn)移矩陣的設(shè)置保證了與同分布。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)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。。農(nóng)村調(diào)查數(shù)據(jù)按收入五等分。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