中国农村医疗保障制度

　研究领域：卫生经济学

　 中国农村医疗保障制度：

　一项基于异质性个体决议行为理论研究

　 封

　进

　宋

　铮

　就业和社会保障研究中心

　经济学院

　复旦大学

　复旦大学

　中国农村医疗保障制度：

　一项基于异质性个体决议行为理论研究

　内容提要 20XX 年初开始在全国范围内试点新型农村医疗保障制度。本文试图对以下三个大家关心疑问作出理论上回应：第一，这个自愿型医疗保障体系参与率有多大？第二，缴费偏低体系本身是否可能实现收支平衡？第三，人头税形式缴费方法是否会使穷人受损而富人赢利？为此，我们构建了一个异质性个体消费-医疗支出决议模型，在拟合中国农村消费-医疗支出行为基础上我们估量了中国农民效用函数和医疗相对价格并计算了现行中国农村医疗保障制度影响。结果表明，只要补助百分比维持在 50％左右，现行制度能够实现收支平衡，参与率在 90％以上，健康状态较差穷人是这个保障体系最大受益者。所以，上述三个质疑并不能得到本文模型支持。

　关键词：农村医疗保障制度

　 参与率

　 收支平衡

　 福利效应

　Abstract The present paper is aimed to provide some theoretical responses to the following three hotly debated issues regarding China’s new rural cooperative medical system (CMS), which was launched at the beginning of 20XX. 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 heterogeneous 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 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 引

　言 20XX 年初国务院提出《建立新型农村合作医疗意见》，在全国范围内试点，计划到 20XX 年实现在全国建立基础覆盖农村居民新型农村合作医疗制度目标。现行制度基础标准是自愿参与、多方筹资、以收定支。每十二个月农户以家庭为单位按每人每十二个月 10 元缴纳“合作医疗费”，同各级政府每人每十二个月补助 20 元一起形成合作医疗基金。和通常公共医疗保障制度相比，这个保障制度特点能够被归纳为以下三点。第一，自愿参与；第二，缴费偏低；第三，人头税型缴费方法。

　1

　由此引出疑问是这种自愿型医疗保障体系参与率有多大，缴费偏低体系本身是否可能实现收支平衡，人头税形式缴费方法是否会使穷人受损而富人赢利？前两个疑问包含到逆向选择和道德风险。就逆向选择而言，收入较低而健康很好个体可能不愿意参与医疗保障体系，造成参与率和缴费总额下降。就道德风险而言，因为保障体系降低了医疗支出有效价格，体系内个体可能增加医疗支出，造成缴费偏低医疗保障体系无法实现收支平衡，或实现平衡医疗保障制度只能提供较低费用补助百分比。另外，逆向选择和道德风险也在相互影响。假如选择加入保障体系个体医疗价格弹性较大，就会加剧道德风险问题。而在道德风险作用下，实现平衡保障制度只能提供较低费用补助百分比，这又可能使得更多个体退出保障体系，加剧逆向选择问题。第三个问题包含到平等和资源再分配。因为患病人群和低收入人群不重合，通常说来富人会比穷人更多地利用卫生资源，所以人头税可能造成穷人补助富人情况（朱玲，20XX）。

　经验研究能够回复前两个疑问。不过，因为现行中国农村医疗保障制度始于 20XX 年，相关数据还很有限。而依据历史数据进行推测，使用通常计量模型直接估量个体决议行为可能遭遇类似于“卢卡斯批判”问题，即当决议环境发生改变以后，个体决议函数也可能发生对应改变。所以，本文从考察中国农村个体消费－医疗选择入手，依据历史数据估量个体效用函数和决议环境，然后再估计个体在现行保障制度下决议行为。使用这一方法另一个好处是我们能够计算现行保障制度对于个体福利影响，并在此基础上探讨最优医疗保障制度问题。估量结果表明，中国农民对于健康相对风险规避系数远高于消费。另外，从 1990 年到 20XX 年，医疗相对价格上涨了 5 倍以上，而 20XX年至 20XX 年间医疗相对价格很稳定。在较高健康相对风险规避系数作用下，医疗价格弹性不足，个体实际医疗支出存在一定刚性，实际医疗支出下降幅度小于医疗价格上升幅度，造成名义医疗支出和医疗价格正相关。

　基于上述估量结果，我们模拟了现行医疗保障制度下中国农民个体决议行为和福利改变，并对前面提出三个疑问做出了回应。首先，这个保障体系参与率能够达成 92％。其次，只要把医疗支出补助百分比控制在 50％左右，现在保障制度是能够实现自我平衡。最终，这个保障体系关键受益者是收入较低而健康也较差个体，它符合医疗保障制度向病人和穷人倾斜基础要求。那么为何现行中国农村医疗保障制度没有出现这些似乎显然问题呢？本文分析表明，较少缴费金额、较高风险规避性、较低医疗支出倾向和政府财政补助是造成逆向选择问题较小关键原因。而因为中国农村实际医疗支出存在着一定刚性，道德风险问题也不显著。最终，实际医疗支出刚性使得穷人医疗支出倾向显著高于富人，而且因为穷人收入偏低，遭遇健康负向冲击以后可能需要负债，这一财富效应会引发较大福利损失。综合以上两点，穷人在保障体系中有较高相对受益。我们估算表明，穷人这部分较高相对受益超出了因人头税型缴费方法造成相对损失。

　本文以下内容由 5 部分组成。第二节简单回顾了中国农村医疗保障制度历史变迁，并总结了中国农村个体消费－医疗选择行为基础特征。第三节给出了一个简单异质性个体决议模型，并定义了实现收支平衡强制型和自愿型医疗保障制度。第四节估量了模型参数。基于估量结果，我们在第五

　1

　依据国务院要求，中国城镇职员医疗保障制度下缴费率为本人工资 2%（用人单位缴纳按职职员资总额 6%缴纳）。而 10 元农村医疗保险费支出仅相当于 20XX 年农民人均纯收入 0.38%。

　节中模拟了现行中国农村医疗保障制度，考察了参与率，收支平衡性和福利影响等方面问题。另外，我们还对怎样设计最优医疗保障制度进行了初步探讨。第 6 部分是全文总结。

　二、

　中国农村医疗保障制度回顾和个体决议行为基础特征

　多年来大量研究指出，医疗支出正在给中国农村居民带来日益严重经济负担，巨额医疗费用可能给农户家庭带来灾难性影响，研究论证了中国农村医疗融资需求和建立医疗保障制度必需性，并提出了相关政策提议（Liu, et al., 20XX, 朱玲，20XX, Hsiao, 1995, Hossain, 1996）。中国农村合作医疗制度建立于 1955 年，到 70 年代中期，合作医疗制度覆盖了超出 90%大队。这一制度被世界银行称为“低收入发展中国家举世无双成就”（世界银行，1993）。然而 70 年代末、80 年代初这一制度全方面瓦解，到 80 年代末，只有 5%村还存在合作医疗制度。农村生产从集体化变为个体化被认为是这一制度瓦解关键原因，乡村管理部门由此失去了分配产出权利，合作医疗基金入不敷出，医务人员队伍不稳定。其次，这一制度本身缺乏明确标准和科学计划也是原因之一，市场化改革使大家认识发生改变，乡村集体不再负担对医疗体系组织和动职员作。在没有了政治压力后，大家开始逃避交费，加剧了合作医疗制度财务困难（Feng, et.al., 1995, 朱玲, 20XX）。从 90 年代初开始不少地方政府进行了恢复农村合作医疗努力，但到 1998 年也只有约 9.5%农村人口有医疗保障，90%农村居民没有任何形式医疗保险(Liu, et al., 20XX)。

　没有医疗保障中国农民医疗支出是比较低，1997 年人均医疗支出仅为 66 元，到 20XX 年也只有 115 元左右，不到城镇人均医疗支出水平 1/4。

　2 决定医疗支出原因很多，但收入和医疗相对价格显然是其中关键原因。

　3 就收入影响而言，依据农业部农村固定观察点调查数据，即“全国农村社会经济经典调查数据”， 4 我们将观察户依据各年人均收入水平进行五等分，形成五个组，并把最低收入组收入正规化为 1。在同十二个月份，不一样收入水平农户医疗支出倾向有较大差异。即使人均收入高农户人均医疗支出水平比较高，但图 1 显示，医疗支出倾向则相反，即人均收入越低组，医疗支出倾向越高。这一现象说明农村医疗支出收入弹性不足，伴随收入增加医疗支出并未得到同时增加。

　5

　2

　资料起源：《中国统计年鉴》。

　3

　这里医疗相对价格并不仅仅表示药品、医疗服务等方面相对价格，它是一个更为广义概念，包含了因为制度原因所引发有效医疗价格改变，比如因为村级医疗设施消失造成农民就诊费用上升。

　4

　感谢上海交通大学史清华教授提供数据。

　5

　史清华等（20XX）考察了 1980 年代中期以来中国农户医疗支出行为改变及其相关影响原因，尤其考察了不一样收入、不一样地域农户医疗支出倾向（家庭人均医疗支出/人均收入）情况， 农户医疗支出倾向和收入水平之间存在显著负相关关系。

　01234567890 2 4 6 8 10收入1986199019952002 图 图 1 医疗支出倾向（％）

　资料起源：依据“全国农村社会经济经典调查数据”整理。

　其次，图 1 显示伴随时间推移，医疗支出倾向曲线整体上移，这一现象就需要用收入以外其它原因加以解释。医疗价格上涨是一个不争事实（表 1），假如医疗支出缺乏价格弹性，医疗费用增加就是一个肯定结果。在 1990 年代，平均一次门诊费从 1990 年约 10 元上涨到 1999 年 79 元，年均增加 24.5%，平均一次住院费从 1990 年 473 元上涨到 1999 年 2891 元，年均增加 22.25%，而同期以现价衡量农民人均纯收入年均增加率仅为 13.88%。可见，医疗费用增加幅度已经大大超出了同期农民收入增加幅度。所以，中国农民医疗支出特征事实是农户医疗支出倾向随收入递减，各收入水平农户医疗支出倾向均随时间展现上升趋势。

　这两个特征事实反应出农村医疗支出缺乏收入弹性和价格弹性。

　6

　 表 表 1 中国医疗费用增加和农民人均收入比较（现价）

　年份 1985 1990 1995 1999 1990-1999 增加率（%）

　农民人均纯收入（元，下同）

　397.6 686.31 1577.74 2210.34 13.80 平均每一人次门诊医疗费 - 10.9 29.6 79 24.53 平均每一出院者住院医疗费 - 473.3 1273.0 2891.1 22.25 资料起源：引自陈佳贵主编《中国社会保障发展汇报》（1997-20XX）。社科文件出版社。

　和医疗支出相对照，农村居民对其它物品消费一样表现出一定刚性（图 2）。伴随收入增加，消费倾向逐步下降，表明消费增加幅度落后于收入增加幅度。对应地，农民储蓄则表现出比较高收入弹性。尤其值得注意是最低收入组消费倾向大于 1，表明农民必需经过动用储蓄或负债为以满足必需消费水平。其次，消费倾向曲线随时间表现为不停下移。一个可能解释是在医疗价格快速上涨时期，消费相对于医疗价格有所下降。由此能够推断农民消费价格弹性也是不足。下面我们将经过一个简单异质性个体决议模型来拟合上述特征事实，并以此为基础来考察中国农村医疗保障制度参与率、收支平衡性及其对异质性个体福利影响。

　 6

　一项对中国城市居民医疗需求研究表明，城市医疗需求收入弹性约为 0.3，医疗消费为必需品。同时，医疗消费需求缺乏价格弹性。(Mocan et al., 20XX)。

　0.500.600.700.800.901.001.101.201.301.400 2 4 6 8 10收入1986199019952002 图 图 2 消费倾向 资料起源：依据“全国农村社会经济经典调查数据”整理。

　三、

　一个医疗支出决议模型 Grossman（1972）首先研究了大家对健康需求和由此引发消费－医疗支出行为。基于她研究， 7我们构建一个单期模型，分析农户短期消费－医疗决议问题。农户决议通常以家庭为单位进行，这里我们将一个农户家庭抽象为一个个体，用农户家庭人均情况作为这个个体特征。个体效用不仅取决于消费水平，还受到健康情况影响。因为患病会带来负效用，医疗支出能够提升健康水平，从而直接影响消费者效用。和传统模型不一样，我们引入了个体能力和初始健康水平这两个刻画个体特征变量，以表现个体决议在这两个维度上差异，从而考察医疗保障制度经过异质性个体消费－医疗支出选择所产生包含参与率、收支平衡性和福利效应等一系列结果。

　假设个体能力   i  和期初健康水平  0H j 外生给定，用 i 区分个体能力差异，  是   i  概率密度函数，用 j 区分个体初始健康情况差异，  是  0H j 概率密度函数， 1, , i I  ， 1, , j J  。 独立于0H 。存在一个医疗保障制度。假如这个制度是自愿型，个体需要选择是否加入。以后，她会遭遇一个可能改变其健康水平外生冲击（能够了解为生病或康复）。用0H 和 H 分别表示冲击前后健康水平向量， H 服从一个马尔可夫过程 0H H 

　 （1）

　其中  为转移矩阵，元素   , k j  是个体健康水平由  0H j 改变至   H k 概率，用  表示   H k 分

　7

　在 Grossman 模型中，健康既是消费品又是投资品，健康投资性关键表现在降低疾病带来时间损失，经过增加市场性或非市场性活动时间，取得更多收益。

　布， 1, , k J  。冲击发生后，个体参与劳动并取得收入。劳动收入关键取决于能力   i  ，但健康情况也可能影响个体收入，所以我们假设收入服从       , W i k i H k    

　 （2）

　其中 0   表示健康对于收入回报率。

　8 个体依据   H k 和   , W i k 和是否有医疗保障进行消费  , C i k 和医疗支出   , h i k 。用   , H i k 表示期末健康水平，有       , , H i k h i k H k  

　（3）

　即医疗支出能够改善健康情况。上述事件发生时间次序以下图所表示。

　 图 图 3 时间次序

　（ （3.1 ）最优医疗支出 我们从后向前求解这一模型。首先来看给定   H k 和   , W i k 和参与医疗保障体系情况下个体最优消费－医疗支出选择。假设效用函数是加性可分。为了反应农民能够经过动用储蓄或负债来满足消费和医疗支出，除了消费和健康以外，我们在效用函数中加入财富。

　9 效用函数满足以下形式         1 1exp , , 1 , 1,1 1A i k C i k H i kU i k           

　（4）

　效用函数由三部分组成。前两部分是消费和健康效用，它们服从常见 CRRA 形式，其中 0   和 0  分别表示消费和健康相对风险规避系数。第三部分表示财富效用，它服从 CARA 形式，其中 0   是财富绝对风险规避系数。

　0   和 0   分别反应了健康和财富相对权重。

　10

　除了（2）和（3）式外，个体决议还要受到以下条件约束：

　 8

　由附录可知，健康对于收入贡献能够被表示为任意函数，这并不影响估量结果和本文其它结论。

　9

　一项对中国农户储蓄行为研究表明（万广华等，20XX），农村家庭储蓄率受到收入和初始财富影响，储蓄率随收入增加而提升。高梦滔等（20XX）研究了农户家庭内部医疗支出在性别和不一样生命周期阶段差异，验证了农户家庭内部健康投资理性行为。

　10

　假设财富效用服从 CARA 形式原因在于个体可能选择负债，即  , 0 A i k ，这违反了 CRRA 型效用函数要求。

　0H

　, , H W C h 

　0 选择是否加入医疗保障制度 1 健康冲击 H

　           0, 1 , , , , C i k Ph i k A i k RA i k W i k T       

　（5）

　  , 0 h i j 

　 （6）

　（5）式为预算约束，其中 P 为医疗商品和服务相对于其它消费品价格，  为保障体系对医疗费用补助百分比，   0,1   ，0 ( , )A i k 为个体期初财富， R 表现财富总收益率， T 为医疗保障制度所要求保险费。依据中国农村医疗保障制度实际情况，我们假设 T 为人头税。在没有医疗保障制度或个体没有选择参与医疗保障体系情况下， 0 T    。因为医疗支出非负，所以需要加上（6）。值得一提是，这个模型许可负债。

　  , 0 A i k  反应了农民会借钱对消费和医疗支出进行融资。

　这个最优问题一价条件为：

　      , exp , C i k A i k  

　（7）

　          , (1 ) exp , H k h i k P A i k        

　 （8）

　其中  为库恩－塔克乘子，当初 0 h  0   。利用（2）、（3）、（5）、（6）、（7）和（8）式，能够发觉部分很直观比较静态结果：最优医疗支出水平 Ph 和个体能力  ，和保险费 T 和健康水平 H 负相关。

　（ （3.2 ）参与医疗保障体系选择

　解出最优消费－医疗行为以后，我们能够得到个体参与和没有参与医疗保障体系间接效用函数，分别用  1, V i k 和  0, V i k 表示。依据（1）式就能够得到个体在遭遇健康冲击前对于参与或不参与医疗保障体系效用期望  0, V i j 和  1, V i j 。

　        , , , , , 0,1l l lkV i j E V i k k j V i k l       

　（9）

　假如医疗保障制度遵照自愿参与标准，个体选择参与自愿型医疗保障制度条件为：11

　   1 0, , V i j V i j 

　（10）

　依据（10）能够得到参与自愿型医疗保障制度个体在能力  和初始健康情况0H 上分布，分别用1和1 表示。

　（ （3.3 ）医疗保障制度平衡

　我们先来考察强制型医疗保障制度，即个体必需支付保险费 T ，享受补助  。如前文所述，中国现在试行农村医疗保障制度标准是多方筹资，政府依据个体支付保险费总和 T 来制订补助 G 。假

　11

　我们假设在预期效用相等情况下个体也会选择参与医疗保障体系。

　设政府遵照补助规则为   G F T  ，把人口数量正规化为 1，医疗保障制度预算平衡为：

　            ,i kT F T Ph i k i H k       

　 （11）

　（11）式含义为，在既定政策参数下，不一样个体行为人选择各自医疗支出 ( , ) h i k ，在已知个体分布后，就能够得到医疗保障制度总支出，即（11）式左式。（11）式右式是医疗保障制度总收入，由征收医疗保险费和政府补助用组成。在保险费和政府补助既定情况下，就需要经过调整医疗支出补助百分比  ，并考虑它们对个体决议影响，从而最终满足（11）式要求。更为严格地，我们给出以下定义 义 定义 1：

　：一个在给定医疗相对价格 P 、保险费 T 和政府补助函数   F 下实现强制型医疗保障制度收支平衡均衡由       , , , , , , C i k h i k A i k  组成，它们满足：

　（1）

　给定 P 、  和 T ，个体依据（2）、（3）、（5）至（8）式求解   , C i k 、   , h i k 和   , A i k 。

　（2）

　给定全部   , h i k ，医疗支出补助百分比  满足（11）式。

　因为   , h i k 没有解析解，在下文中我们将采取不动点迭代方法求解均衡下  。具体说来，首先猜测均衡  为0 ，然后解出  0, h i k 。把  0, h i k 代入（11）式能够得到一个新1 。再依据1 解出 1, h i k ，如此循环，直到1 n n  。

　就数学形式而言，自愿型医疗保障制度收支平衡和强制型制度类似，我们只需要将（11）式中 " T 、 和  替换为1 和1

　           1 10" " ,i jT F T Ph i k i H j       

　 （12）

　其中 " T 是参与保障体系个体缴纳保费总和，        1 10"i jT T i H j      ，   , h i k 是能力为  i 、期初健康水平为   H j 个体在遭遇健康冲击以后医疗支出。对应地，定义 1 需要被修正为 义 定义 2：

　：一个在给定医疗相对价格 P 、保险费 T 和政府补助函数   F 下实现自愿型医疗保障制度收支平衡均衡由       , , , , , , C i k h i k A i k  组成，它们满足：

　（1）给定 P 、  和 T ，个体依据（2）、（3）、（5）至（8）式求解   , C i k 、   , h i k 和   , A i k 。

　（2）给定   , C i k 、   , h i k 和   , A i k ，个体依据（9）和（10）式选择是否参与医疗保障体系，进而得到参与医疗保障体系个体在能力  和初始健康情况0H 上分布1 和1 。

　（3）给定全部   , h i k 和分布1 和1 ，医疗支出补助百分比  满足（12）式。

　求解自愿型医疗保障制度均衡方法和前文类似。具体说来，首先猜测均衡  为0 ，然后解出 0, h i k 、10 和10 。把  0, h ik 、10 和10 代入（12）式能够得到一个新1 。再依据1 解出  1, h i k 、11 和11 ，如此循环，直到1 n n  、1 11 n n  和1 11 n n  。

　四、

　参数估量 我们目标是在个体理性选择基础上考察农村医疗保障制度参与率、收支平衡性及其福利效应。因为医疗保障制度改变会改变个体决议环境，所以我们不能直接估量消费函数和医疗支出函数。一个可行方法是对模型参数作校准（calibration），然后模拟医疗保障制度福利影响。不过因为以前估量中国个体偏好和医疗相对价格研究极少，所以需要校准参数很多，校准标准本身也就成为一个需要讨论问题。为了避免这些争议，本文采取以模拟为基础计量方法，对模型未知参数进行估量。需要估量参数有个体偏好参数  ，  ，  ，  和  ，和各年医疗相对价格   P t 。估量基础方法参见附录。估量结果如表 2 所表示。

　表 表 2 参数估量值 个体偏好参数 相对价格 1.651  

　19860.077 P 

　8.547  

　19900.084 P 

　0.772  

　19950.176 P 

　1.743  

　20000.444 P 

　0.594  

　20010.442 P 

　 20020.441 P 

　注：依据“全国农村社会经济经典调查数据”（1986、1990、1995、20XX－20XX）校准。

　表 2 表明， / 5.18    ，即个体对于健康风险规避程度显著大于消费。另一个结果是医疗相对价格演进。在 1986 年至 1990 年间，医疗相对价格基础保持平稳。伴随市场化进程加紧，从 1990 年到 20XX 年，医疗相对价格上涨了 5 倍以上，这和表 1 中数据是一致。20XX 年以后，相对价格很稳定，保持在 0.44 左右。最终，因为  比较大，医疗价格弹性比较小（等于-0.316），个体实际医疗支出存在一定刚性，实际医疗支出下降幅度小于医疗相对价格上升幅度，造成名义医疗支出和医疗相对价格正相关。

　0 2 4 6 800.020.040 2 4 6 80.511.50 2 4 6 800.020.040 2 4 6 80.511.50 2 4 6 800.050.10 2 4 6 80.511.50 2 4 6 8 1000.050.10 2 4 6 8 100.511.50 2 4 6 8 1000.050.10 2 4 6 8 100.511.50 2 4 6 8 1000.050.10 2 4 6 8 100.511.5医 疗 支 出 倾 向 消 费 倾 向 收 入 收 入 1986 1986 1990 1995 2000 2001 2002 1986 1990 1995 2000 2001 2002

　图 图 4 拟合效果

　有三个关键注释。首先，图 4 给出了上述估量拟合效果，其中实线和虚线分别表示拟合值和实际值。能够看出，拟合误差（20.928 R  ）很大程度上来自于对 1986 年和 1990 年消费倾向估量。不过，我们模型能够很好地拟合最近几年中国农民消费－医疗支出行为，这为下文分析医疗保障制度一系列影响提供了比较坚实基础。其次，估量相对价格改变可能并不完全等价于医疗真实价格改变。因为各年相对价格   P t 是模型中唯一随时间可变参数，它实际上还包含了模型所不能刻画而又随时间改变决议环境信息。最终，通常说来，非线性最小二乘法对于初始猜测值要求很高，搜寻结果可能并不唯一。我们对初始猜测值做了简单摄动（Perturbation），发觉各类初始猜测值均能收敛到表 2 给出估量值，所以我们认为这里搜寻结果最少是局部唯一。

　五、

　医疗保障制度参与率、平衡性和福利效应 在参数估量基础上能够模拟实现平衡医疗保障制度参与率、补助百分比和福利效应。为了愈加好地模拟医疗保障制度现实影响，我们采取 20XX 年医疗相对价格作为模拟参数。计算期望效用0V

　和1V 还需要设置转移矩阵  。令   , i i    和       , 1 / 1 i j J      ，对于 i j  。

　 表示没有遭遇健康冲击概率，我们令 0.8   。敏感性分析表明不一样  对结论影响不大。然后我们考虑中国现行农村医疗保障制度。根据 20XX 年最低收入组收入水平（人均 782 元），我们取 T 为最低收入组收入水平 1/78。因为政府补助规模为总保险费 2 倍，定义 1 和 2 中政府补助函数为 2 G T  和2 " G T  。

　首先考察强制型医疗保障制度。依据定义 1，实现医疗保障制度收支平衡 0.531   。没有医疗保障制度预期效用等价于0V ，所以实施强制型医疗保障制度对于个体福利效应就等于1 0V V  ，用V  表示，具体数值参见表 3。能够看出，实施强制型医疗保障制度最大受益者是收入较低且健康较差个体。不过，这个保障制度会损害收入较低和健康很好个体福利。对于高收入者而言，医疗保障制度影响不大。假如医疗保障制度是自愿，表 3 中左上方福利受到损失个体不会选择参与医疗保障体系。这时，收缴保险费会下降。依据定义 2，实现自愿型医疗保障制度收支平衡 0.509   ，参与率为 92%。伴随福利受损个体退出，和强制型制度相比，补助百分比和参与保障体系个体福利改善幅度全部有所下降。

　表 表 3

　医疗保障制度福利效应 健康情况 收入水平 低 中低 中等 中高 高 强制 自愿 强制 自愿 强制 自愿 强制 自愿 强制 自愿 低 0.068 0.065 0.040 0.038 0.014 0.013 -0.001 - -0.001 - 中低 0.051 0.049 0.033 0.031 0.016 0.015 0.002 0.000 0.005 0.000 中等 0.040 0.038 0.027 0.026 0.015 0.014 0.003 0.003 0.001 0.001 中高 0.029 0.027 0.021 0.020 0.013 0.012 0.006 0.005 0.001 0.001 高 0.011 0.010 0.009 0.008 0.007 0.006 0.005 0.004 0.002 0.002

　在此基础上，我们进行部分比较静态分析。首先，将缴费金额增加 1 倍，即 T 为最低收入组收入水平 1/39，在强制型制度下， 0.749   ；在自愿型制度下， 0.654   ，参与率下降到 76%。表 4 结果显示，在强制型制度下，受益最大仍然是收入较低且健康情况较差人，但缴费金额提升后，福利受损人数将会增加，这些人是收入较低而健康很好人。所以，在自愿型制度下，这些人肯定会退出医疗保障制度，而她们退出结果是医疗保障体系能够提供补助百分比下降，如此，又将造成另部分人因福利受损而退出这一体系。最终，大部分健康情况很好人全部将退出保障体系，实现医疗保障制度收支平衡补助百分比也有显著下降。

　表 表 4 缴费金额增加一倍后福利效应 健康情况 收入水平 低 中低 中等 中高 高 强制 自愿 强制 自愿 强制 自愿 强制 自愿 强制 自愿 低 0.086 0.076 0.051 0.042 0.019 0.010 -0.000 - -0.000 - 中低 0.065 0.058 0.042 0.036 0.020 0.014 0.001 - 0.001 - 中等 0.050 0.045 0.034 0.030 0.019 0.015 0.005 0.001 0.002 - 中高 0.030 0.033 0.026 0.023 0.016 0.014 0.007 0.004 0.002 - 高 0.014 0.013 0.011 0.010 0.008 0.008 0.006 0.005 0.003 0.003

　然后我们把政府对于个体财政补助降低为 10 元，即补助函数修改为 G T  和 " G T  。在强制

　型制度下， 0.433   ；在自愿型制度下， 0.388   ，参与率下降到 80%。表 5 结果显示，受益最大仍然是收入较低且健康情况较差人。假如取消财政补助，自愿型制度下 0.261   ，参与率会深入下降到 72%。

　表 表 5 财政补助降低二分之一后福利效应 健康情况 收入水平 低 中低 中等 中高 高 强制 自愿 强制 自愿 强制 自愿 强制 自愿 强制 自愿 低 0.054 0.047 0.031 0.027 0.010 0.008 -0.002 - -0.002 - 中低 0.041 0.036 0.026 0.022 0.012 0.010 -0.001 - -0.001 - 中等 0.032 0.028 0.021 0.019 0.011 0.010 0.002 0.001 0.000 - 中高 0.023 0.020 0.016 0.014 0.010 0.009 0.004 0.003 0.001 0.000 高 0.009 0.008 0.007 0.006 0.005 0.005 0.004 0.003 0.002 0.002

　（ （5.1 ）讨论

　如前所述，现有相关中国农村医疗保障制度讨论关键集中在以下三点。第一，农民是否有激励参与遵照自愿标准医疗保障制度，或说这个保障体系参与率到底有多大；第二，现在缴费金额和政府补助能否实现保障体系自我平衡；第三，人头税型缴费方法是否会使富人得益更多，从而深入加剧中国农村不平等。我们估算结果对以上三个问题做出了回应。首先，只有小部分收入较低而健康很好农民不会选择参与医疗保障体系。具体说来，我们估量这个保障体系参与率能够达成 92％。其次，即使个体和政府只需缴纳 10 和 20 元保险费，只要把医疗支出补助百分比  控制在 50％左右，现在医疗保障制度是能够实现自我平衡。最终，这个保障体系关键受益者是收入较低而健康也较差个体，它符合医疗保障制度向病人和穷人倾斜基础要求。

　前人提出这三个疑问是很直观。那么为何在我们模型中现在试行医疗保障制度没有出现这些问题呢？首先，因为缴费金额很低，既便就最低收入组而言，保险费也仅占收入 1.3%，参与保障体系成本很小。而考虑到可能遭遇健康冲击和由此产生医疗支出不确定性，在较高风险规避系数作用下，参与保障体系能够显著降低风险，提升预期效用。表 4 模拟结果表明假如缴费金额上升一倍，参与率就会下降到 76%，逆向选择问题就会比较突出。但这仅仅是问题一个方面。假如总和医疗支出很大，实现保障制度收支平衡补助百分比会比较小，保障体系风险规避效应也就随之降低。不过中国农民医疗支出比较小，所以既便在保险费很低情况下，经过政府财政补助，实现保障制度收支平衡补助百分比仍然能够保持在比较高水平。表 5 表明，假如取消补助，参与率会下降到 72%。所以，我们认为较少缴费金额、较高风险规避性、较低医疗支出倾向和政府财政补助是造成现行医疗保障制度逆向选择问题较小关键原因。

　随之而来是道德风险问题，即引入医疗保障制度以后，补助百分比  使得个体医疗支出有效价格   1 P   下降，这可能诱使个体提升医疗支出，增加保障体系负担，从而降低实现保障制度收支平衡补助百分比。所幸是，我们估量表明，医疗价格弹性较小，实际医疗支出 h 存在着一定刚性，所以当   1 P   下降以后， h 增加幅度小于   1 P   下降幅度，实现保障制度平衡补助百分比所以并不会显著降低。最终，相对于富人而言，人头税型缴费方法确实增加了穷人负担，而且数据表明富人医疗支出也比穷人多。不过， h 刚性使得穷人医疗支出倾向显著高于富人，而且因为穷人收入偏低，遭遇健康负向冲击以后可能需要负债，这一财富效应会引发较大福利损失。综合以上两点，穷人在保障体系中有较高相对受益。我们估算表明，穷人这部分较高相对受益超出了因人头税型缴费方法造成相对损失。

　（ （5.2 ）相关最优 医疗保障制度部分思索

　一个有趣问题是我们能否在现有政府补助规则下找到“最优”保险费。最优性首先需要满足帕累托条件，所以我们只考虑自愿型医疗保障制度。其次，我们需要一个总福利函数，即个体期望效用加权总和。假如用选择参与医疗保障体系个体分布1 和1 作为权重，总福利促进  等于          1 10,i jV i j i H j     

　 （14）

　图 5 给出了  对于保险费 T 函数形状。图 5 中有 6 个区域。当 T 较小时（区域 1），全部些人全部愿意参与医疗保障体系，而且  是 T 单调递增函数。考虑到政府补助规则（参见图 6），这是一个显然结果。不过，当 T 增加到一定程度以后（ 0.0107 T  ，区域 2），收入较低且健康很好个体不会选择参与医疗体系，所以收缴保险费、财政补助和实现医疗保障制度收支平衡补助率全部有所下降，造成总福利促进  出现了一个显著下降。不过，只要选择参与医疗体系个体数量不变，在区域 2 中 仍然是 T 单调递增函数，而且只要 T 足够大，区域 2 中  能够超出区域 1 中  最大值。依据我们估量（ 0.013 T  ），现在试行中国农村医疗保障制度就落在区域 2 中部。伴随 T 增加，上述情况仍然成立，图 5 和图 6 所表示。由此可见，即使增加保险费可能改善个体总和福利，不过却需要面对财政补助上升和医疗体系参与率下降问题。我们计划在以后研究中对最优保险费乃至最优政府补助规则做愈加深入研究。

　0.01 0.015 0.02 0.025 0.03 0.035 0.04 0.045 0.050.360.380.40.420.440.460.480.5区域 1 ：

　参与率

　 100 ％

　区域 2 ：

　参与率

　 92 ％

　 区域 3 ：

　参与率

　84 ％

　 区域 4 ：参与率

　80 ％

　区域 5 ：

　参与率

　 76 ％

　 个 体 总 和 福 利 的 增 进 保 险 费 区域 6 ：参与率 72 ％

　 图 图 5

　总福利改善和参与率

　0.01 0.02 0.03 0.04 0.050.450.50.550.60.650.70.750.80.850.90.01 0.02 0.03 0.04 0.050.40.60.811.21.41.61.82 保 险 费 分 担 比 率  财 政 补 贴 G 保 险 费

　图 图 6

　保险费、补助百分比和政府补助

　六、

　总结

　本文构建了一个异质性个体消费-医疗支出决议模型，并在拟合中国农村消费-医疗支出行为基础上估量了中国农民效用函数和医疗相对价格。在对实现收支平衡医疗保障制度进行严格定义以后，我们计算了现行中国农村医疗保障制度对于参与率、费用补助百分比和福利效应等三方面影响。我们计算结果表明，只要补助百分比维持在 50％左右，现行制度能够实现收支平衡，参与率为 92％，健康状态较差穷人是这个保障体系最大受益者。所以，引言中对于中国农村医疗保障制度三个质疑并不能得到本文模型支持。较少缴费金额、较高风险规避性、较低医疗支出倾向和政府财政补助造成逆向选择并不显著，道德风险则受到了较低医疗价格弹性限制，而穷人较高医疗支出倾向则使得她们能够从保障体系中取得更大利益。

　值得注意是，在推行医疗保障制度过程中，有调查表明有些地域农民参与意愿仅在 80%左右（李彦敏，20XX），这和本文估算 92%参与率似乎并不一致。不过，除了本文模型所刻画经济、健康原因以外，农民选择还受到很多其它原因影响。较为突出一个原因是长久以来农民对集体经济组织怀有一定不信任感，担心乡村干部会以权谋私或合作医疗资金被挪用，所以用不参与来对抗（曾庆义等，20XX）。另一个原因是对新型农村医疗保障制度宣传还有待加强，有些农民对于这个保障体系福利效用缺乏基础了解。

　现行中国农村医疗保障制度按地域统筹，而中国地域之间情况差异很大，本文可能无法反应由这种差异所造成医疗保障制度对于不一样地域不一样影响。不过，我们模型和结论并不依靠于收入绝对水平。假如各地域收入分布比较近似，统筹范围改变不会改变基础结论。另外，各个地域试行费用分担规则也并非全部是线性，比如“大病保障”规则或“报销上限”规则全部会对个体医疗支出行为产生影响。以后，我们将在取得分地域个体数据和费用分担规则基础上对农村医疗保障制度做更为细致评价。

　另一个未来研究方向是延续第五节中相关最优医疗保障制度讨论。现有文件往往在收入可观察或同质个体假设基础上寻求最优医疗保障制度（比如 Blomqvist and Horn, 1984, Blomqvist, 1997）。而我们则计划在收入不可观察异质性个体模型中寻求“最优”保险费、费用分担规则和政府补助政策，因为这么“最优”制度在中国农村愈加易于实施。

　附录：参数估量方法 正文中参数估量具体方法以下。我们假设个体初始财富00 A  。个人能力  和冲击后健康水平H 服从均匀分布。

　12 令 5 J  ，   0.7,0.9,1.1,1.3,1.5 H  。敏感性分析表明放松这些假设并不会对结论产生本质影响（限于篇幅，我们略去了敏感性分析结果）。

　13 令 5 I  ，  取值依据全国农村社会经济经典调查数据。14 用 *W 表示实际观察到收入（把最低收入组收入正规化为 1），*W H     。因为模型中收入 W H     ，经过实际收入调整以后，  取值和下文中参数估量和福利分析结果无关。如前文所述，中国农村在过去二十多年间基础没有医疗保障制度，所以我们令 0 T    。

　需要估量参数有个体偏好参数  ，  ，  ，  和  ，和各年医疗相对价格   P t 。估量基础方法 以 下。给 定   i  、   H k ，个 体医 疗支 出倾 向       , , / , z i k Ph i k W i k  和 消费 倾 向      , , / , c i k C i k W i k 能够被表示为参数向量   , , , , v       和相对价格   P t 函数，即     ,, ,i kz i k f v P t  和      ,, ,i kc i k g v P t  。在   i  给定情况下按 H 平均各年医疗支出倾向和消费倾向分别为         ,,t i kkz i f v P t H k    和         ,,t i kkc i g v P t H k    。用 *tz i 和  *tc i 表示实际观察各年分组数据，我们依据下面非线性最小二乘法估量参数向量 v 和相对价格    1TtP t

　                  12 2* *, minTtt t t tv P tt iz i z i t c i c i   

　 其中    2* */t tt z c   ，*tz 和*tc 是  *tz i 和  *tc i 均值。因为  *tz i 和  *tc i 数值相差很大（前者靠近于 0 以后者靠近于 1），我们使用   t  调整这两个变量量纲。估量结果如表 4 所表示。

　参考文件：

　1. 高梦滔、姚洋，20XX：《性别、生命周期和家庭内部卫生投资：中国农户就诊经验数据》，《经济研究》，第 7 期，第 75-85 页。

　2. 李彦敏，20XX：《从农民态度看合作医疗发展态势》，《调研世界》第 5 期，第 27 页。

　 12

　第五节中对于转移矩阵  设置确保了 H和 H 同分布。

　13

　我们还能够直接估量 H上界和下界，这么除了相对价格以外，需要估量参数就变成了 7 个。估量结果和这里设置差异不大，对于本文基础结论也不组成影响。。

　14

　农村调查数据按收入五等分。

　3. 史清华、顾海英，20XX：《农户消费行为和家庭医疗保障》，中国留美经济学会杭州会议。

　4. 万广华、史青华、汤树梅，20XX：《转型经济中农户储蓄行为：中国农村实证研究》，《经济研究》第 5 期，第 3-12 页。

　5. 朱玲，20XX：《政府和农村基础医疗保健保障制度选择》，《中国社会科学》第 4 期，第 89-99页。

　6. 曾庆义、李新民、张绍军，20XX：《农民自愿还需政府组织引导——对建立新型农村合作医疗制度相关问题思索》，《中国卫生经济》第 11 期，第 39-40 页。

　7. 世界银行，1993：《世界发展汇报 投资和健康》，中国财政出版社。

　8. Blomqvist, Ake, and Horn, Henrik, 1984, “Public Health Insurance and Optimal Income Taxation”, Journal of Public Economics, 24, 353-371. 9. Blomqvist, Ake, 1997, “Optimal non-linear health insurance”, Journal of Health Economics, 16, 303-321. 10. Grossman, M., 1972, “On the concept of health capital and the demand for health”, Journal of Political Economy, 80, 223-255. 11. Cutler, D.M., 1996 , “Public Policy for Health Care”, NBER working paper, No.5591. 12. Feng, Xueshan, Tang Shenglan, Gerald Bloom, Malcolm Segall and Gu Xingyuan, 1995, “Cooperative Medical Schemes in Contemporary Rural China”. Soc.Sci.Med. 41, 1111-1185. 13. Hossain, S.I., 1996, Tackling Health Transition in China, World Bank. 14. Hsiao, William C., 1995, “The Chinese Health Care System: Lessons from Other Nations”, Soc.Sci.Med., 41, 1047-1055. 15. Lin Xingzhu & William C. Hsiao, 1995, “The Cost Escalation of Social Health Public Policy”. Soc.Sci.Med., 41, 1095-1101. 16. Liu Yuanli, Rao Keqin and Hu Shanlian, 20XX, “ People’s Republic of China: Towards Establishing A Rural Protection System”, Asian Development Bank, Publication stock No.090902. 17. Mocan, H. Naci, Erdal Tekin and Jeffrey S. Zax, 20XX, “The Demand for Medical Care in Urban China”, NBER working paper, No.7673.