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正文內(nèi)容

中國農(nóng)村醫(yī)療保障制度doc(編輯修改稿)

2024-08-13 14:59 本頁面
 

【文章內(nèi)容簡介】 蓄或負債來滿足消費和醫(yī)療支出,除了消費和健康以外,我們在效用函數(shù)中加入財富。 一項對中國農(nóng)戶儲蓄行為的研究表明(萬廣華等,2003),農(nóng)村家庭儲蓄率受到收入和初始財富的影響,儲蓄率隨收入增加而提高。高夢滔等(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和健康的相對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)。第三部分表示財富的效用,它服從CARA形式,其中是財富的絕對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)。和分別反映了健康和財富的相對權(quán)重。 假設(shè)財富效用服從CARA形式的原因在于個體可能選擇負債,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)相對于其他消費品的價格,為保障體系對醫(yī)療費用的補助比例,為個體期初的財富,體現(xiàn)財富的總收益率,為醫(yī)療保障制度所要求的保險費。根據(jù)中國農(nóng)村醫(yī)療保障制度的實際情況,我們假設(shè)為人頭稅。在沒有醫(yī)療保障制度或個體沒有選擇參加醫(yī)療保障體系的情況下。由于醫(yī)療支出非負,所以需要加上(6)。值得一提的是,這個模型允許負債。反映了農(nóng)民會借錢對消費和醫(yī)療支出進行融資。這個最優(yōu)問題的一價條件為: (7) (8)其中為庫恩-塔克乘子,當(dāng)時。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)療支出水平與個體能力,與保險費和健康水平負相關(guān)。()參加醫(yī)療保障體系的選擇解出最優(yōu)消費-醫(yī)療行為以后,我們可以得到個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)式就可以得到個體在遭遇健康沖擊前對于參加或不參加醫(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體也會選擇參加醫(yī)療保障體系。 (10)根據(jù)(10)可以得到參加自愿型醫(yī)療保障制度的個體在能力和初始健康狀況上的分布,分別用和表示。()醫(yī)療保障制度的平衡我們先來考察強制型醫(yī)療保障制度,即個體必須支付保險費,享受補貼。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)個體支付保險費的總和來制定補貼。假設(shè)政府遵循的補貼規(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,不同的個體行為人選擇各自的醫(yī)療支出,在已知個體的分布后,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)療保險費和政府補貼用構(gòu)成。在保險費和政府補貼既定的情況下,就需要通過調(diào)整醫(yī)療支出補助比例,并考慮它們對個體決策的影響,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1:一個在給定醫(yī)療相對價格、保險費和政府補貼函數(shù)下實現(xiàn)強制型醫(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點迭代的方法求解均衡下的。具體說來,首先猜測均衡為,然后解出。把代入(11)式可以得到一個新的。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體繳納的保費總和,是能力為、期初健康水平為的個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2:一個在給定醫(yī)療相對價格、保險費和政府補貼函數(shù)下實現(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,個體根據(jù)(2)、(3)、(5)至(8)式求解、和。(2)給定、和,個體根據(jù)(9)和(10)式選擇是否參加醫(yī)療保障體系,進而得到參加醫(yī)療保障體系的個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,首先猜測均衡為,然后解出、和。把、和代入(12)式可以得到一個新的。再根據(jù)解出、和,如此循環(huán),直到、和。四、 參數(shù)估計我們的目標(biāo)是在個體理性選擇的基礎(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改變個體決策環(huán)境,所以我們不能直接估計消費函數(shù)和醫(yī)療支出函數(shù)。一個可行的方法是對模型的參數(shù)作校準(zhǔn)(calibration),然后模擬醫(yī)療保障制度的福利影響。但是由于此前估計中國個體偏好和醫(yī)療相對價格的研究很少,因此需要校準(zhǔn)的參數(shù)很多,校準(zhǔn)的標(biāo)準(zhǔn)本身也就成為一個需要討論的問題。為了避免這些爭議,本文采用以模擬為基礎(chǔ)的計量方法,對模型的未知參數(shù)進行估計。需要估計的參數(shù)有個體偏好參數(shù),,和,以及各年的醫(yī)療相對價格。估計的基本方法參見附錄。估計的結(jié)果如表2所示。表2 參數(shù)估計值個體偏好參數(shù)相對價格注:根據(jù)“全國農(nóng)村社會經(jīng)濟典型調(diào)查數(shù)據(jù)”(1981990、1992000-2002)校準(zhǔn)。表2表明,即個體對于健康的風(fēng)險規(guī)避程度明顯大于消費。另一個結(jié)果是醫(yī)療相對價格的演進。在1986年至1990年間,醫(yī)療相對價格基本保持平穩(wěn)。隨著市場化進程的加快,從1990年到2000年,醫(yī)療相對價格上漲了5倍以上,這與表1中的數(shù)據(jù)是一致的。2000年以后,相對價格非常穩(wěn)定。最后,由于比較大,醫(yī)療價格彈性比較?。ǎ瑐€體的實際醫(yī)療支出存在一定的剛性,實際醫(yī)療支出的下降幅度小于醫(yī)療相對價格的上升幅度,造成名義醫(yī)療支出與醫(yī)療相對價格正相關(guān)。圖4擬合效果有三個重要的注釋。首先,圖4給出了上述估計的擬合效果,其中實線和虛線分別表示擬合值和實際值??梢钥闯觯瑪M合的誤差()很大程度上來自于對1986年和1990年消費傾向的估計。但是,我們的模型可以很好地擬合最近幾年中國農(nóng)民的消費-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實的基礎(chǔ)。其次,估計的相對價格變化可能并不完全等價于醫(yī)療真實價格的變化。由于各年的相對價格是模型中唯一隨時間可變的參數(shù),它實際上還包含了模型所不能刻畫而又隨時間變化的決策環(huán)境的信息。最后,一般說來,非線性最小二乘法對于初始猜測值的要求很高,搜尋結(jié)果可能并不唯一。我們對初始猜測值做了簡單的攝動(Perturbation),發(fā)現(xiàn)各類初始猜測值均能收斂到表2給出的估計值,因此我們認為這里的搜尋結(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)估計的基礎(chǔ)上可以模擬實現(xiàn)平衡的醫(yī)療保障制度的參與率、補助比例和福利效應(yīng)。為了更好地模擬醫(yī)療保障制度的現(xiàn)實影響,我們采用2002年的醫(yī)療相對價格作為模擬參數(shù)。計算期望效用和還需要設(shè)置轉(zhuǎn)移矩陣。令和,對于。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
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