【正文】 ）　　28 / 28?！　20]胡善聯(lián)和左延莉，2007，《中國(guó)農(nóng)村新型合作醫(yī)療制度的建立：成績(jī)和挑戰(zhàn)》，《衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)研究》第11期36頁(yè)。s New Cooperative Medical Scheme, World Bank Policy Research Working Paper, No. 4150.　　[17]Zeckhauser, R., 1970, Medical Insurance: A Case Study of the Tradeoff between Risk Spreading and Appropriate Incentives, Journal of Economic Theory, 2, 1026.　　[18]封進(jìn)和李珍珍，2009，《中國(guó)農(nóng)村醫(yī)療保障制度的補(bǔ)償模式研究》，《經(jīng)濟(jì)研究》第4期103115頁(yè)。　　【參考文獻(xiàn)】 　　[1]Arrow, K. J., 1963, Uncertainty and the Welfare Economics of Medical Care, American Economic Review, 53, 941973.　　[2]Arrow, K. J., 1971, Essays in the Theory of Riskbearing, Markham Publishing Company, Chicago, IL.　　[3]Blomqvist, A., 1997, Optimal Nonlinear Health Insurance, Journal of Health Economics, 16, 303321.　　[4]Buchanan, J. L., E. B. Keeler, J. E. Rolph and M. B. Holmer, 1991, Simulating Health Expenditures under Alternative Insurance Plans, Management Science, 37, 10671090.　　[5]Chernew, Michael E., William E. Encinosa and A. Hirth. Richard, 2000, Optimal Health Insurance: The Case of Observable, Severe Illness, Journal of Health Economics, 19, 585609.　　[6]Dow, William., H. Edward and C. Norton, 2003, Choosing between and Interpreting the Heckit and Twopart Models for Corner Solution, Health Services amp。　　(11)封進(jìn)和宋錚(2007)利用相關(guān)參數(shù)很好地?cái)M合了我國(guó)農(nóng)民的消費(fèi)—醫(yī)療支出行為，表明了相關(guān)參數(shù)的穩(wěn)健性，詳細(xì)證明參見該文及圖4中的擬合效果?！　、岜?中報(bào)告的是參加合作醫(yī)療樣本中獲得實(shí)際報(bào)銷的比重，其實(shí)在全部樣本中其他保險(xiǎn)形式仍含有部分實(shí)際報(bào)銷的樣本，從實(shí)際補(bǔ)償來看，樣本中獲得報(bào)銷的比例差異較大，最低10%，最高為100%，%?！　、咿r(nóng)村推廣合作醫(yī)療是國(guó)家政策，當(dāng)時(shí)在全國(guó)并非所有地區(qū)均實(shí)施合作醫(yī)療，在我們的研究樣本中，實(shí)施新型農(nóng)村合作醫(yī)療地區(qū)的樣本量為5 446個(gè)，%?！　、?004年及2006年合作醫(yī)療住院及門診兼顧的補(bǔ)償方式從衛(wèi)生部相關(guān)部門也得到了證實(shí)，據(jù)衛(wèi)生部農(nóng)衛(wèi)司上報(bào)的第一及第二季度數(shù)據(jù)顯示(2006)，我國(guó)新農(nóng)合門診補(bǔ)償東部地區(qū)以住院與門診統(tǒng)籌為主，中西部地區(qū)以住院與門診家庭賬戶形式為主，2006年上半年全國(guó)農(nóng)村合作醫(yī)療的受益率為13 28%，其中，%(參見)，這里的數(shù)據(jù)與下文表2中報(bào)告的2006年實(shí)際報(bào)銷人數(shù)占看病人數(shù)的比重?cái)?shù)據(jù)極為相近?！　、谶@里是指參保居民事前承擔(dān)的醫(yī)療風(fēng)險(xiǎn)成本，所以，風(fēng)險(xiǎn)分散收益表示的是居民因參保而帶來的風(fēng)險(xiǎn)下降額，即共付率越小，參保居民事前的醫(yī)療風(fēng)險(xiǎn)越小，參加醫(yī)保的收益越大，參閱Ellis等人(2007)。本文的研究尚存在一些缺陷，一是為分析的簡(jiǎn)化，我們?cè)O(shè)置的補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)是線性的，但在實(shí)踐中多數(shù)是非線性的，如設(shè)置起付線、封頂線等，如考慮非線性變化，模型將更為復(fù)雜；二是關(guān)于風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)，我們是以平均的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避程度為計(jì)算基礎(chǔ)，沒有考慮到我國(guó)東中西部農(nóng)村地區(qū)巨大的收入差異，如果不同地區(qū)農(nóng)民因收入不同，表現(xiàn)為不同的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避，其合作醫(yī)療補(bǔ)償水平的設(shè)計(jì)應(yīng)有所差異?！　”疚牡难芯勘砻?，我國(guó)目前推行的新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度仍需完善。從基金實(shí)際運(yùn)行的角度來看，如果要提高補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)，合作醫(yī)療組織必須擴(kuò)大基金來源，包括兩種方法：一是提高政府補(bǔ)貼水平，二是提高農(nóng)民的繳費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)。本文研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)現(xiàn)行醫(yī)療體制下農(nóng)村合作醫(yī)療的最優(yōu)共付率應(yīng)為20%左右?！　∥濉⒔Y(jié)論及政策含義　　本文從理論及實(shí)證的角度對(duì)我國(guó)最優(yōu)農(nóng)村醫(yī)療保障制度的設(shè)計(jì)進(jìn)行了研究，這是對(duì)完善我國(guó)新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度的一次有益嘗試，考慮到醫(yī)療保障風(fēng)險(xiǎn)分散及道德風(fēng)險(xiǎn)的權(quán)衡，本文認(rèn)為醫(yī)療保險(xiǎn)的最優(yōu)共付率主要取決于農(nóng)民醫(yī)療絕對(duì)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)、醫(yī)療支出的風(fēng)險(xiǎn)大小及醫(yī)療支出的價(jià)格彈性。從表6可以看出，考慮到農(nóng)村居民參加合作醫(yī)療風(fēng)險(xiǎn)分散與道德風(fēng)險(xiǎn)的權(quán)衡，合作醫(yī)療組織的最優(yōu)共付率大致為20%左右，隨著風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避程度增強(qiáng)，共付率變小。根據(jù)公式(5)及模型Ⅰ、Ⅱ及模型Ⅶ、Ⅷ的回歸估計(jì)，表6報(bào)告了農(nóng)村合作醫(yī)療組織最優(yōu)共付率模擬測(cè)算結(jié)果，參數(shù)取值的具體依據(jù)是：(1)系數(shù)B，根據(jù)公式(6)的計(jì)算，可以看出，兩者差異并不大，全部樣本計(jì)算的偏效應(yīng)略大于外生樣本；(2)，根據(jù)TPM模型，采用農(nóng)民醫(yī)療費(fèi)用預(yù)測(cè)值的方差來表示；(3)絕對(duì)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)R，根據(jù)封進(jìn)和宋錚(2007)的模擬估算，我國(guó)農(nóng)村居民健康的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避程度明顯大于消費(fèi)支出，農(nóng)民健康的相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)(λ)。此外，測(cè)算居民風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)需要大量的收入與消費(fèi)數(shù)據(jù)，本文采用的CHNS數(shù)據(jù)庫(kù)很難滿足這一要求，考慮到數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性，我們對(duì)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)進(jìn)行了敏感性分析，事實(shí)上，封進(jìn)和宋錚(2007)對(duì)農(nóng)民醫(yī)療消費(fèi)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)的穩(wěn)健性作了詳細(xì)的證明，結(jié)論是可靠的?！　?二)最優(yōu)共付率的測(cè)算　　公式(4)理論模型表明，測(cè)算最優(yōu)共付率主要涉及三個(gè)參數(shù)：一是醫(yī)療消費(fèi)關(guān)于共付率的偏效應(yīng)，二是農(nóng)民醫(yī)療費(fèi)用風(fēng)險(xiǎn)，三是農(nóng)民醫(yī)療風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)?！　】紤]到結(jié)論的穩(wěn)健性，我們還通過對(duì)樣本量的選擇來處理變量的內(nèi)生性，并與OLS回歸結(jié)果相對(duì)照。結(jié)果我們發(fā)現(xiàn)系數(shù)的t檢驗(yàn)值也不顯著，拒絕了合作醫(yī)療變量?jī)?nèi)生性假定。為驗(yàn)證合作醫(yī)療變量的內(nèi)生性，我們對(duì)模型Ⅳ和Ⅴ分別進(jìn)行了內(nèi)生性檢驗(yàn)，其中，probit模型Ⅳ采用的wald外生性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)檢驗(yàn)值不顯著，從而拒絕了懷疑變量具有內(nèi)生性假定。由此，我們推斷在全部樣本中合作醫(yī)療變量的內(nèi)生性可能并不嚴(yán)重⑩。在表5中為節(jié)約篇幅我們省略了第一階段估計(jì)結(jié)果，在兩個(gè)第一階段估計(jì)中，我們發(fā)現(xiàn)，社區(qū)參加合作醫(yī)療人口比例對(duì)農(nóng)民是否參加合作醫(yī)療有顯著正的影響，而當(dāng)我們?cè)谀Ｐ廷窈廷虻幕A(chǔ)上加入社區(qū)合作醫(yī)療人口比例作為解釋變量時(shí)，發(fā)現(xiàn)這個(gè)變量不顯著，因此，計(jì)量模型支持了我們