【正文】 William C. Hsiao, 1995, “The Cost Escalation of Social Health Public Policy”. ., 41, 10951101.16. Liu Yuanli, Rao Keqin and Hu Shanlian, 2002, “ People’s Republic of China: Towards Establishing A Rural Protection System”, Asian Development Bank, Publication stock .17. Mocan, H. Naci, Erdal Tekin and Jeffrey S. Zax, 2000, “The Demand for Medical Care in Urban China”, NBER working paper, .21 / 22。7. 世界銀行，1993：《世界發(fā)展報告 投資與健康》，中國財政出版社。5. 朱玲，2000：《政府與農(nóng)村基本醫(yī)療保健保障制度選擇》，《中國社會科學(xué)》第4期，第8999頁。3. 史清華、顧海英，2004：《農(nóng)戶消費行為與家庭醫(yī)療保障》，中國留美經(jīng)濟學(xué)會杭州會議。參考文獻：1. 高夢滔、姚洋，2004：《性別、生命周期與家庭內(nèi)部衛(wèi)生投資：中國農(nóng)戶就診的經(jīng)驗數(shù)據(jù)》，《經(jīng)濟研究》，第7期，第7585頁。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)整這兩個變量的量綱。在給定情況下按平均的各年醫(yī)療支出傾向和消費傾向分別為和。估計的基本方法如下。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。用表示實際觀測到的收入（把最低收入組的收入正規(guī)化為1）。令，的取值依據(jù)全國農(nóng)村社會經(jīng)濟典型調(diào)查數(shù)據(jù)。 我們還可以直接估計的上界和下界，這樣除了相對價格以外，需要估計的參數(shù)就變成了7個。令。個人能力和沖擊后的健康水平服從均勻分布。附錄：參數(shù)估計方法正文中參數(shù)估計的具體方法如下?，F(xiàn)有的文獻往往在收入可觀測或同質(zhì)個體的假設(shè)基礎(chǔ)上尋找最優(yōu)的醫(yī)療保障制度（比如Blomqvist and Horn, 1984, Blomqvist, 1997）。今后，我們將在獲得分地區(qū)的個體數(shù)據(jù)和費用分擔規(guī)則的基礎(chǔ)上對農(nóng)村醫(yī)療保障制度做更為細致的評價。如果各地區(qū)的收入分布比較近似，統(tǒng)籌范圍的變化不會改變基本的結(jié)論。現(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)療保障制度對于不同地區(qū)的不同影響。較為突出的一個原因是長期以來農(nóng)民對集體經(jīng)濟組織懷有一定的不信任感，擔心鄉(xiāng)村干部會以權(quán)謀私或合作醫(yī)療資金被挪用，因而用不參與來對抗（曾慶義等，2003）。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。因此，引言中對于中國農(nóng)村醫(yī)療保障制度的三個質(zhì)疑并不能得到本文模型的支持。在對實現(xiàn)收支平衡的醫(yī)療保障制度進行嚴格定義以后，我們計算了現(xiàn)行中國農(nóng)村醫(yī)療保障制度對于參與率、費用補助比例以及福利效應(yīng)等三方面的影響。我們計劃在以后的研究中對最優(yōu)保險費乃至最優(yōu)政府補貼規(guī)則做更加深入的研究。隨著的增加，上述情況依然成立，如圖5和圖6所示。但是，只要選擇參加醫(yī)療體系的個體數(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?？紤]到政府的補貼規(guī)則（參見圖6），這是一個顯然的結(jié)果。圖5中有6個區(qū)域。其次，我們需要一個總福利函數(shù)，即個體期望效用的加權(quán)總和。（）關(guān)于最優(yōu)醫(yī)療保障制度的一些思考一個有趣的問題是我們能否在現(xiàn)有的政府補貼規(guī)則下找到“最優(yōu)”的保險費。綜合以上兩點，窮人在保障體系中有較高的相對受益。最后，相對于富人而言，人頭稅型的繳費方式的確增加了窮人的負擔，而且數(shù)據(jù)表明富人的醫(yī)療支出也比窮人多。隨之而來的是道德風險問題，即引入醫(yī)療保障制度以后，補助比例使得個體醫(yī)療支出的有效價格下降，這可能誘使個體提高醫(yī)療支出，增加保障體系的負擔，從而降低實現(xiàn)保障制度收支平衡的補助比例。表5表明，如果取消補貼，參與率會下降到72%。如果總和醫(yī)療支出很大，實現(xiàn)保障制度收支平衡的補助比例會比較小，保障體系的風險規(guī)避效應(yīng)也就隨之減少。表4的模擬結(jié)果表明如果繳費金額上升一倍，參與率就會下降到76%，逆向選擇問題就會比較突出。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，由于繳費金額很低，既便就最低收入組而言，%，參加保障體系的成本很小。最后，這個保障體系的主要受益者是收入較低而健康也較差的個體，它符合醫(yī)療保障制度向病人和窮人傾斜的基本要求。具體說來，我們估計這個保障體系的參與率可以達到92％。我們的估算結(jié)果對以上三個問題做出了回應(yīng)。表5財政補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制自愿強制自愿強制自愿強制自愿強制自愿低中低中等中高高（）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。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。表4繳費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制自愿強制自愿強制自愿強制自愿強制自愿低中低中等中高高然后我們把政府對于個體的財政補貼減少為10元，即補貼函數(shù)修改為和。因此，在自愿型制度下，這些人必然會退出醫(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。首先，將繳費金額增加1倍，即為最低收入組收入水平的1/39，在強制型制度下， ；在自愿型制度下，參與率下降到76%。隨著福利受損個體的退出，與強制型制度相比，補助比例和參加保障體系的個體福利改善的幅度均有所下降。這時，收繳的保險費會下降。對于高收入者而言，醫(yī)療保障制度的影響不大。可以看出，實行強制型醫(yī)療保障制度的最大受益者是收入較低且健康較差的個體。根據(jù)定義1，實現(xiàn)醫(yī)療保障制度收支平衡的。由于政府補貼規(guī)模為總的保險費的2倍，定義1和2中的政府補貼函數(shù)為和。然后我們考慮中國現(xiàn)行的農(nóng)村醫(yī)療保障制度。表示沒有遭遇健康沖擊的概率，我們令。計算期望效用和還需要設(shè)置轉(zhuǎn)移矩陣。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)。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。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?？梢钥闯?，擬合的誤差（）很大程度上來自于對1986年和1990年消費傾向的估計。圖4擬合效果有三個重要的注釋。2000年以后，相對價格非常穩(wěn)定。在1986年至1990年間，醫(yī)療相對價格基本保持平穩(wěn)。