2021年农村医疗保障制度最优补偿研究模板

农村医疗保障 制度 关于办公室下班关闭电源制度矿山事故隐患举报和奖励制度制度下载人事管理制度doc盘点制度下载 最优补偿研究陈在余-7-2014:51:25　　来源：《世界经济文汇》1期　　【 内容 财务内部控制制度的内容财务内部控制制度的内容人员招聘与配置的内容项目成本控制的内容消防安全演练内容 提纲】本文从理论及实证角度对国内最优农村医疗保障制度设计进行了研究，继以来，国内新型农村合伙医疗实行是低缴费、低补偿政策，而问题是这种补偿政策与否最优？考虑到医疗保障风险分散及道德风险权衡，咱们以为医疗保险最优共付率重要取决于农民医疗绝对风险规避系数、医疗支出风险大小及医疗支出价格弹性。运用及中华人民共和国营养与健康调查数据(ChinaHealthandNutritionSurvey，CHNS)对有关参数进行预计，本文研究 表 关于同志近三年现实表现材料材料类招标技术评分表图表与交易pdf视力表打印pdf用图表说话 pdf 白，国内现行农村合伙医疗最优共付率应为20%左右，当前国内新型农村合伙医疗制度补偿水平与最优共付率仍有较大差距。　　【关键词】农村合伙医疗最优共付率风险规避道德风险　　一、引言　　国内农村医疗保障制度建设是政府近年来高度关注重要问题之一，继上世纪90年代以来国内政府开始恢复农村合伙医疗制度，但发展速度缓慢，直至，中央政府决定加快推动和不断完善新型农村合伙医疗制度，农村医疗保障制度发展加速，截至9月底，全国开展新型农村合伙医疗县(市、区)达2716个，参加人口8.33亿人，参合率达94%(卫生部，)。国内农村合伙医疗缴费原则不高，至，新农合筹资原则达到每人每年共计100元，其中，各级财政补贴80元，农民个人缴费20元(卫生部，)。从合伙医疗补偿来看，国内农村合伙医疗补偿原则普遍偏低，当前合伙医疗基金以县为统筹，重要依照基金收支平衡原则拟定补偿原则，依照第四次国家卫生服务调查，新型农村合伙医疗制度覆盖居民中，仅有33.5%门诊患者和85.3%住院患者医疗费用得到报销，其中，住院患者报销费用仅占其住院总费用34.6%。　　长期以来国内合伙医疗实行是一种低缴费、低补偿政策(Wagstaffetal.，；Wang，)，但问题是，国内当前农村合伙医疗补偿原则与否最优？补偿原则过低，则难以抵抗农民疾病风险，也达不到农村居民医疗保障作用。农村合伙医疗是社区医疗融资一种形式，从农户角度来看，农村居民参加合伙医疗目在于获得相应医疗保障，因而，补偿原则过低，不但影响农民参加积极性，也使合伙医疗存在失去意义，而补偿原则提高，必然要提高缴费原则，除非政府大量补贴。事实上，以来国内农村合伙医疗发展迅猛，这重要得益于政府大力推广，但合伙医疗是以自愿为原则，如果农村医疗保障体系缺少内在稳定机制，必然影响到合伙医疗可持续性，正如上世纪80年代所经历那样，农村合伙医疗制度迅速崛起，也会迅速走向解体。尽管当前由许多文献研究农村合伙医疗，但对这些基本问题研究并不多见。　　从医疗保障角度研究合伙医疗，必然涉及如何设计农村合伙医疗补偿规则，而由于第三方付费机制引入，则带来医疗保险中道德风险问题，使农民不关怀医疗成本(Chernewetal.，；Manningetal.，1987)，从而导致合伙医疗组织收支失衡。最优医疗保障制度设计重要是基于医疗保障带来风险分散与道德风险最优化，最早典型文献涉及Arrow(1963，1971)和Zeckhauser(1970)初期研究以为，保险人对被保险人医疗损失不应金额赔付，而是应设立合理共付率①，以权衡风险分散收益与道德风险福利损失。假定其她条件不变，当被保险人从风险分散中获得边际收益等于道德风险带来边际成本时，医疗保障制度共付率达到最优(Ellisetal.，；Buchananetal.，1991；Blomqvist，1997)讨论了非线性最优医疗保障设计，研究以为医疗保险最优共付率应取决于居民健康状态，不同健康水平应设计不同共付率。但在实证文献中，为简化分析，普通研究单一共付率模型，也许是由于样本选取及参数设立不同，学者们对医疗保障最优共付率数值大小研究差别较大，大体从20%左右(Blomqvist，1997；Newhouseetal.，1993)到50%—60%之间(FeldsteinandFriedman，1977；ManningandMarquis，1996)。以上实证研究重要是对发达国家医疗保障最优补偿原则进行分析，而运用发展中华人民共和国家农村数据较少，类似研究在国内也未得到学者们足够注重。事实上，各国居民收入水平不同、历史文化不同，导致居民风险规避态度不同，最优共付率应浮现较大差别。　　当前很少文献对国内农村居民最优医疗保障制度问题进行思考，也许是国内新型农村合伙医疗全面推广历史还不长。在较少研究文献中，与本文研究最为相近是封进和宋铮()，该文构建了一种异质性个体决策模型，讨论了国内农村医疗保障制度，经模仿测算以为只要农村合伙医疗补偿比例维持在50%左右，农民个人缴费10元，政府补贴20元，现行制度可以实现收支平衡，参加率在90%以上，这项研究基于个人效用最优化，没有考虑到农村医疗保障中参加农民风险分散及道德风险权衡，该研究讨论了自愿型医疗保障体系参加率及现行体系筹资平衡问题，而没有讨论合伙医疗与否提供了足够医疗保障；封进和李珍珍()通过比较农民劫难性医疗支出及财政支出角度，分析现行农村合伙医疗制度不同补偿模式效果，发现门诊与住院均补偿80% 方案 气瓶 现场处置方案 .pdf气瓶 现场处置方案 .doc见习基地管理方案.doc关于群访事件的化解方案建筑工地扬尘治理专项方案下载 抵抗农民劫难性医疗支出较好，该项研究是按照事先设定方案进行比较分析，也没有讨论农村医疗保障中风险分散与道德风险权衡问题。　　本文使用中华人民共和国营养与健康调查(CHNS)中及数据为分析对象，着重分析国内农村医疗保障制度最优设计。本文研究思路是：一方面，依照参保农民风险分散与道德损害权衡，建立国内农村合伙医疗制度最优共付率理论模型；另一方面，建立农民医疗服务需求计量模型，预计有关参数，为了提高计量预计精确性，咱们对预计办法及也许内生性问题进行了讨论；最后，依照有关参数及最优共付率理论模型，对国内农村合伙医疗制度最优共付率水平进行了测算，并对关于参数进行敏感性分析。本文分析是对国内农村最优医疗保障制度进行思考

一次尝试，本文研究将为国内现行农村合伙医疗制度设计提供参照，对完善国内农村新型合伙医疗制度具备一定现实意义。　　二、农村医疗保障制度最优共付率模型　　(一)社会最优共付率设计　　一方面，构建农民医疗需求模型。假设居民生病时对与否进行治疗及医疗支出进行决策，居民决策时重要根据其个人及社会经济特性，假定其她变量给定，咱们可以建立农民个人医疗服务需求关于共付率决定方程：       　　为简化运算，假定居民医疗服务需求与共付率为线性关系，当共付率增长时，居民医疗支出下降，则(1)式可变为：                                    　　分别表达时间及地区虚拟变量，以控制这两个维度不可观测因素影响。上式表白居民医疗支出重要取决于居民人口学特性及社会经济特性如年龄、性别、教诲限度、婚姻状况及居民收入等。在本文中，咱们最为关怀是农民参加合伙医疗及共付率变量，参加合伙医疗可以增长农民与医院之间联系，增强居民健康意识，预测可以增长农民发生医疗支出概率，而合伙医疗与否增长了农民医疗支出，这也许还是重要取决于共付率大小。共付率是居民自费某些，通过共付率设立相称于减少了医疗服务价格，特别是国内农村居民收入水平较低，高昂医疗服务价格使国内农民应就诊而不就诊现象更为严重。因而，共付率与农民医疗支出应呈明显负有关，而国内合伙医疗以县为统筹，各地区经济水平有较大差别，合伙医疗实际报销水平也有很大不同，这为咱们研究共付率对农民医疗支出影响提供了以便。　　国内新农合采用是保大病为主政策，大病支出占合伙医疗基金支出较大份额，由此，产生疑问是：如果合伙医疗门诊样本没有报销数据，仅仅运用住院样本构建计量模型与否会导致样本局限性或难以拟合最优共付率？咱们回答与否定，合伙医疗制度虽以保大病为主，但各地做法有所差别，多数地区实行了住院与门诊兼顾方式。国内新农合补偿模式重要有四种：一是只补偿住院费用；二是补偿住院费用和大额费用；三是住院和门诊费用均补偿，采用住院及门诊统筹；四是补偿住院费用，同步采用个人门诊账户(封进和李珍珍，)。据胡善联和左延莉()研究，国内合伙医疗多数县市补偿模式仍考虑到门诊报销，国内仅单独履行大病住院补偿模式县市较少，仅占所实行地区15%，而85%县市采用是兼顾住院与门诊，其中，东部地区重要采用住院及门诊统筹，中西部采用住院统筹及门诊账户形式。因而，多数实行合伙医疗地区不但住院费用，门诊费用也可得到补偿④，这样咱们可以获得更多合伙医疗患病成员补偿样本涉及门诊及住院，从而较好地观测共付率对医疗支出边际影响。　　此外，咱们选取了如下解释变量：(1)家庭规模，一种家庭规模越大，一方面人均拥有资源量下降，另一方面家庭资源总量变大，反映了农民生病时可以筹集到更多资源，这是由于家庭成员往往普通是以整个家庭经济状况作为决策根据；(2)疾病严重限度，国内农民小病拖大病扛现象较为普遍，因而疾病严重性直接决定了农民与否就医及其医疗支出大小；(3)医疗机构变量，国内医疗机构有不同级别，高档别医院医疗服务价格明显不同，从而影响农民医疗支出；(4)到医疗站点距离及医疗服务价格，这重要反映医疗服务可及性，到医疗站点距离越近、价格越低，越有助于农民使用更多医疗资源；(5)疾病史，有疾病史农民普通医疗服务意识较强，身体状况较差，从而增长医疗支出也许性；(6)与否吸烟和喝酒，这两个变量重要反映人们生活方式及行为习惯，这是影响居民健康重要变量之一，从而影响农民医疗支出。　　这里预计中有一种现实问题是：样本中大量农民无任何医疗支出，因变量浮现大量零值。惯用对大量零值解决办法是采用Heckman选取模型，以纠正选取性偏误，但农民医疗支出与工资方程不同，其观测零值也许是农民医疗支出实际盼望值为零，而非样本选取潜在成果，因而，选用Heckman模型预计是有偏(Dow，)。从技术上来说，Heckman模型 规定 关于下班后关闭电源的规定党章中关于入党时间的规定公务员考核规定下载规定办法文件下载宁波关于闷顶的规定 第一步选取方程和第二步支出方程残差项必要满足联合正态分布假定，否则会引起很大偏误，而医疗支出普通不能满足这一规定(Dualetal.，1983)。居民与否就医决策与医疗支出大小是相对独立。在卫生经济研究中，对这一问题解决惯用办法是二部模型法预计(two-partmodel，TPM)，其基本思想是，把研究样本提成零医疗支出样本和就诊支出样本。一方面，对所有样本预计一种农民就医概率Probit模型即预计农民医疗支出选取方程；然后，对就诊支出样本农民医疗支出对数进行OLS预计。TPM模型是将消费者医疗支出行为分为两个阶段：一是农民决定与否发生医疗支出；二是在农民已经决定医疗消费前提下，医疗机构决定医疗支出金额大小。该办法把上述两个阶段决策视为有先后顺序并互相独立过程，但在计算某一变量边际影响时，则把这一变量对两个某些影响联合起来考虑。假设计算一种持续变量(x)对医疗支出边际影响，则可以依照两某些方程分别来计算，如公式(6)所示：        　　(三)内生性讨论　　在预计公式(5)时，尚有一种现实问题就是变量内生性，这里重要讨论咱们关注两个也许变量：一是农民与否加入合伙医疗变量，二是共付率变量。由于国内当前新型农村合伙医疗是自愿参加，农民参加合伙医疗也许存在逆向选取行为，即农民与否有医疗支出和医疗支出额大小也许也影响农民加入合伙医疗，如农民事先已患慢性疾病，预测发生医疗费用也许性较大，则有更高概率选取参加合伙医疗。因而，农民与否加入合伙医疗变量也许存在内生性，但在合伙医疗实践中，合伙医疗变量真具备内生性吗？考虑到合伙医疗组织为维持基金持续运营，防止逆向选取，也会采用一定办法如规定农民以家庭形式加入，从而逆向选取行为也许并不严重，或者合伙医疗组织成员中发生医疗支出比例较少，绝大多数成员身体依然是健康，此时，被怀疑内生变量也许并不会变化OLS模型预计成果。在本文中，咱们对合伙医疗变量内生性进行了外生性检查。从共付率变量来

看，对农民个体而言，合伙医疗共付率是事先给定，是由合伙医疗管理办公室依照整体基金运营状况，并依照基金收支平衡原则，事先拟定，因而，共付率相对医疗支出变量是外生。　　对内生性问题解决普通采用工具变量回归，本文中采用工具变量是基金统筹单位内参加合伙医疗人数占该样本点所有样本比重，该比例与个别农民与否参加合伙医疗有关，重要体现为：(1)国内新型农村合伙医疗是以县为统筹单位，县关于领导人及村干部努力限度、干部个人工作能力及其对农民影响力不同，对农民参加合伙医疗有不同影响，较高比例表白有关领导努力更大，个体农民参加也许性也越大；(2)农民之间对参加合伙医疗也会有互相影响即存在从众心理，如果一种社区中有较多居民参加，其她农民参加合伙医疗积极性会更高，特别是，国内农民参加合伙医疗缴费水平不高，因而这种从众心理应当会更明显。此外，某个社区中农民参加合伙医疗比例并不会影响农民个人与否发生医疗支出，因而，社区中农民参加合伙医疗比例是一种较为适合工具变量。　　三、数据描述性分析　　本文使用数据来自北卡罗来纳大学所做中华人民共和国家庭营养与健康调查(CNHS)，该调查采用多阶段分层整群随机抽样办法，样本覆盖了国内东中西部不同地区涉及江苏、山东、辽宁、河南、湖北、湖南、广西和贵州9个省份都市和农村居民，调查始于1989年，具备广泛代表性，并包括了比较完整个人健康信息。考虑到国内继后来开始全国试点农村新型合伙医疗，本文采用近来及农村调查数据，为了反映农民对参加合伙医疗选取及医疗支出自主决策过程，咱们把样本限制在18岁以上成年人，这样，共获得总样本量12482个，其中，发生医疗费用样本量为1351个。　　表1显示了样本重要变量描述性记录，需要阐明是：(1)医疗费用变量是指居民调查前四周内为治疗某疾病耗费医疗支出，在CHNS中通过询问过去四周中你与否去过正规医疗机构看病，你为治疗该病花了多少钱(涉及所有挂号费、药费、治疗费、床费等)而获得；(2)农民人均家庭收入变量，类似于家庭规模变量，本文采用人均家庭收入为分析根据，重要是考虑到个人健康也许更多地取决于家庭资源，而不是个人工资水平，农民家庭收入是指调查前12个月家庭钞票收入，详细涉及家庭农业收入、园艺收入、养殖业收入、渔业收入、手工业商业收入、工资性收入、养老金及各种补贴收入；(3)到近来医疗站点距离，用单程时间来表达，一次感冒费用表达农民医疗服务价格；(4)吸烟与喝酒变量，CHNS中对居民与否吸烟与喝酒频率有直接询问，本文中，咱们把几乎每天喝酒、当前还在吸烟定义为1，其她为0；(5)疾病史变量，依照CHNS调查数据，咱们把疾病史定义为过去与否有高血压、糖尿病、中风及心肌梗死中一种或几种诊断；(6)社区中参加合伙医疗比例，该变量是以县为单位来计算，如果某县没有实行合伙医疗则为0。　　共付率是咱们重点考察变量，在CHNS中，通过询问“门诊及住院费用百分之几由您保险报销”，咱们可以得到医疗保险规定共付率，但也许各保险起付线不同，多数医疗费用并没有得到实际报销，相称于自费医疗，因而，在本文计量模型中，咱们设立共付率指标是以实际报销为根据⑥，而不是合伙医疗应当报销比例。此外，运用实际报销数据还可避免共付率与医疗支出不相应问题，即虽设立了共付率，但农民并未获得报销，这样共付率也许就不会影响农民医疗支出。在CHNS中，通过询问“所耗费医疗费用中百分之几由医疗保险支付或预测也许由医疗保险支付”来获得。从国内农村居民参加保险分布来看，在所有样本中，无任何医疗保险农民比例达65.7%，参加合伙医疗比例为23.8%，这是农民医疗保险主导形式，其她保险形式尚有公费医疗、商业保险、妇幼健康保险等。　　表2显示了新型农村合伙医疗参合比例、缴费及补偿状况，与相比，农民参加合伙医疗组织比例有较大幅度提高，达38.2%，在实行新农合地区⑦，新农合参合比例也比高18.2%，所有样本达54.5%；国内新农合平均缴费金额与差别不大，每年平均为11.8元⑧。通过表2咱们还发现：(1)实际报销人数占看病人数比重为12.2%，门诊及住院病人均有补偿，其中，门诊和住院实际报销人数占所有看病人数比重分别为10.1%和2.1%，较合伙医疗成员受益率有较大幅度提高，但比例仍较低，新农合绝大某些成员生病时并没有获得赔付⑨，国内合伙医疗成员可以得到报销人数较少，考虑到合伙医疗管理不规范，报销存在人情问题，实际报销也许对医疗支出影响更大；(2)所有样本中，平均实际报销比例大概在30%左右，门诊及住院差别不大，而相比，住院报销比例有较大幅度提高，达44.5%。因而，继始，国内新农合虽大幅度提高覆盖率，但补偿原则偏低状况仍未实质性变化。　　表3把农村合伙医疗组织与无任何保险农民四周医疗费用进行了比较，从门诊治疗来看，合伙医疗组织成员门诊支出是无任何保险农民医疗支出2.2倍，按疾病严重限度分类合伙医疗成员门诊支出均高于无任何保险农民，这表白：一方面，农村合伙医疗也许增强了农民看病意识及减少了医疗服务价格，从而增长了医疗服务运用；另一方面，健康水平较差农民也许积极参加合伙医疗即浮现逆向选取行为。从住院治疗来看，合伙医疗成员住院支出均低于无任何保险农民，这从另一方面也验证了在现行农村合伙医疗低补偿制度中道德风险并不突出(封进和宋铮，)，农民也许并没有把合伙医疗作为抵抗大病风险手段。　　国内农村合伙医疗成员门诊及住院费用差别一种也许解释是：门诊费用与疾病史如慢性疾病关于也许性更大，农民事前可以预测，导致逆向选取问题，身体不好农民积极参加合伙医疗，而住院费用多数是大病支出，农民事前无法预测，因而，合伙医疗中农民患大病逆向选取及道德风险问题不严重，从而浮现门诊费用合伙医疗成员高于无保险农民而住院费用却比无保险农民低现象。　　四、实证分析成果　　(一)计量回归模型分析　　一方面，表4报告了所有样本TPM模型回归成果，为了控制时间

及地区不可观测因素影响，咱们设立了时间及地区虚拟变量，模型可决系数R[2]较高，解释力较好。从就诊概率模型来看，农民就诊重要受到年龄、婚姻状况、教诲限度、人均家庭收入、医疗服务价格、疾病严重限度等变量影响。参加农村合伙医疗对与否就诊有明显正影响，共付率对与否就诊影响明显为负，完全自费医疗也许抑制了农民医疗需求，从模型Ⅰ可以看出，参加合伙医疗与共付率两个变量符号及明显性与咱们预期相符。　　从医疗支出对数模型来看，模型Ⅱ表白农民医疗费用大小重要取决于年龄、婚姻状况、人均家庭收入、医疗服务价格、疾病严重限度和医疗就诊机构等变量。与就诊概率模型相似，农村合伙医疗对医疗支出有明显正影响，而共付率对医疗支出影响虽然为负，但记录上明显性较弱，p值为0.117，这与咱们预期不一致，咱们考虑这与否与多重共线关于，咱们懂得在不同级别医院中，合伙医疗费用报销是不同，合伙医疗组织为了稳定病源，减少费用报销，级别越高医疗机构报销越少，因而，共付率与就诊医疗机构有也许存在一定共线性。在对数模型Ⅲ中，咱们删除了医疗机构变量，成果表白，共付率对农民医疗支出有明显负影响。　　另一方面，为解决农民与否参加合伙医疗对农民医疗支出内生性，咱们进行了工具变量回归，但考虑到在所有样本中，某些地区没有实行合伙医疗，这是由于继以来国内新型农村合伙医疗是以县为统筹单位在全国试点，这是一种自然实验，在没有试点地区农民不存在参加合伙医疗选取问题，因而，咱们在考察变量内生性时，剔除了非试点地区。第二阶段成果如表5中第2列至4列所示，可以发现，共付率变量系数值比表4中OLS预计成果小，系数值同样不明显，而当咱们删除医疗机构变量时，共付率对医疗支出变量有明显负影响。在表5中为节约篇幅咱们省略了第一阶段预计成果，在两个第一阶段预计中，咱们发现，社区参加合伙医疗人口比例对农民与否参加合伙医疗有明显正影响，而当咱们在模型Ⅰ和Ⅱ基本上加入社区合伙医疗人口比例作为解释变量时，发现这个变量不明显，因而，计量模型支持了咱们对工具变量猜想，该变量对农民医疗支出不会产生直接影响，而是通过合伙医疗变量间接影响农民医疗支出。　　此外，咱们有一种疑问是：参加合伙医疗变量与否真具备内生性？农村合伙医疗基金组织规定农民以家庭为单位加入，假定某家庭有成员身体状况较差如存在慢性疾病，则全体家庭成员加入合伙医疗也许性较大，此时，患病成员加入合伙医疗具备内生性；而对身体状况较好成员，其参加合伙医疗相对其医疗支出变量则是外生，健康农民事后与否有医疗支出对其事前合伙医疗参加决策并无影响。由此，咱们推断在所有样本中合伙医疗变量内生性也许并不严重⑩。如果该变量不具备内生性，则工具变量预计还不如OLS预计。为验证合伙医疗变量内生性，咱们对模型Ⅳ和Ⅴ分别进行了内生性检查，其中，probit模型Ⅳ采用wald外生性检查，发现检查值不明显，p值为0.8959，从而回绝了怀疑变量具备内生性假定。对医疗支出对数模型Ⅴ咱们采用是Wu-Hausman外生性检查办法(Hausman，1978)，该办法是：一方面构建内生变量对所有外生变量及工具变量回归，并对内生变量进行预测，然后，把被解释变量对涉及内生变量所有解释变量和内生变量预测值进行回归，检查内生变量预测值系数与否明显，原假设被回绝则为内生变量，否则以为是外生。成果咱们发现系数t检查值也不明显，回绝了合伙医疗变量内生性假定。因而，在理论上农民与否参加合伙医疗与医疗支出有也许具备内生性，但这并不会在记录上使模型预计成果产生明显偏误。　　考虑到结论稳健性，咱们还通过对样本量选取来解决变量内生性，并与OLS回归成果相对照。依照前文分析，合伙医疗成员中事先患病农民怀疑具备内生性，因而，咱们在数据解决时，以农民过去与否有疾病史为根据，在所有样本中剔除了试点地区合伙医疗成员中患有疾病史农民样本，从而构建完全外生样本量，以避免计量回归时变量内生性干扰，这样，共获得样本量为12235个，其中，发生医疗费用样本为1274个，回归成果如表5中第5与第6列，可以看出合伙医疗及共付率对农民医疗支出影响明显性及系数大小与OLS回归系数值及其明显性基本相似，特别是，共付率变量具备负明显性，因而，本文采用OLS预计结论是稳健。　　(二)最优共付率测算　　公式(4)理论模型表白，测算最优共付率重要涉及三个参数：一是医疗消费关于共付率偏效应，二是农民医疗费用风险，三是农民医疗风险规避系数。关于前两个参数，咱们重要根据本文计量模型实证成果，而对第三个参数即风险规避系数，咱们引用了封进和宋铮()估算(11)，这重要是考虑风险规避系数大体稳定，反映了居民医疗行为，不会因数据不同而估算成果差别巨大。此外，测算居民风险规避系数需要大量收入与消费数据，本文采用CHNS数据库很难满足这一规定，考虑到数据稳健性，咱们对风险规避系数进行了敏感性分析，事实上，封进和宋铮()对农民医疗消费风险规避系数稳健性作了详细证明，结论是可靠。　　依照上述计量回归模型讨论，咱们测算最优共付率根据是TPM模型表4中回归成果，考虑到模型Ⅱ多重共线虽然减少了系数明显性，但并不会变化系数无偏性，而模型Ⅲ虽共付率明显，但漏掉变量带来预计有偏问题更为严重，因而，咱们以OLS预计模型Ⅱ为计算根据，作为对照咱们还依照外生样本回归成果，对最优共付率进行了测算。依照公式(5)及模型Ⅰ、Ⅱ及模型Ⅶ、Ⅷ回归预计，表6报告了农村合伙医疗组织最优共付率模仿测算成果，参数取值详细根据是：(1)系数B，依照公式(6)计算，所有样本及外生样本农民医疗支出对共付率偏效应分别为113.52和96.15元，可以看出，两者差别并不大，所有样本计算偏效应略不不大于外生样本；(2)，依照TPM模型，采用农民医疗费用预测值方差来表达；(3)绝对风险规避系数R，依照封进和宋铮()模仿估算，国内农村居民健康风险规避限度明显不不大于消费支出，农民健康相对风险规

避系数(λ)大体为8.547。考虑到结论稳健性，咱们在此基本上，上下变动20%，并依照R=λ/Y，分别测算相应农民医疗绝对风险规避系数，其中，Y表达农民平均家庭人均收入。从表6可以看出，考虑到农村居民参加合伙医疗风险分散与道德风险权衡，合伙医疗组织最优共付率大体为20%左右，随着风险规避限度增强，共付率变小。此外，通过比较咱们发现一种故意义成果是：根据所有样本和外生样本计算最优共付率几乎完全一致。　　五、结论及政策含义　　本文从理论及实证角度对国内最优农村医疗保障制度设计进行了研究，这是对完善国内新型农村合伙医疗制度一次有益尝试，考虑到医疗保障风险分散及道德风险权衡，本文以为医疗保险最优共付率重要取决于农民医疗绝对风险规避系数、医疗支出风险大小及医疗支出价格弹性。在实证分析中，咱们运用CHNS数据对最优共付率理论模型所涉及有关参数进行了预计，考虑到国内农村合伙医疗是以自愿为原则，农民与否加入合伙医疗变量也许存在内生性，为此，咱们对农民医疗支出模型有关变量进行了内生性讨论，并对农民相对风险规避系数进行了敏感性分析。本文研究发现，国内现行医疗体制下农村合伙医疗最优共付率应为20%左右。　　这里需要阐明是：(1)最优共付率测算依赖于有关参数预计，如风险规避系数及医疗支出弹性等，这些参数数值变化也许会影响最优共付率大小，但这不会影响本文分析结论，国内当前农村合伙医疗补偿原则偏低现状是一种基本领实，本文研究只是一种初步尝试；(2)咱们研究重要是基于风险分散与道德风险权衡测算最优共付率，没有考虑如果合伙医疗实行最优共付率，合伙医疗基金平衡问题。从基金实际运营角度来看，如果要提高补偿原则，合伙医疗组织必要扩大基金来源，涉及两种办法：一是提高政府补贴水平，二是提高农民缴费原则。但考虑到国内合伙医疗是以自愿为原则，提高缴费原则必然影响农民参加率，产生逆向选取问题，因而，如何设计最优农村医疗保障制度涉及设计最优缴费、补偿原则及政府补贴水平，这还需要进行更为进一步研究，这是咱们将来研究方向。　　本文研究表白，国内当前履行新型农村合伙医疗制度仍需完善。长期以来，国内合伙医疗采用是低缴费、低补偿政策，合伙医疗平均补偿水平最多不超过40%(胡善联和左延莉，)，这与最优共付率20%差距较大，因而，为提高农民医疗保障限度，以建立农村合伙医疗内在稳定机制，政府应继续加大补贴力度，提高补偿原则。本文研究尚存在某些缺陷，一是为分析简化，咱们设立补偿原则是线性，但在实践中多数是非线性，如设立起付线、封顶线等，如考虑非线性变化，模型将更为复杂；二是关于风险规避系数，咱们是以平均风险规避限度为计算基本，没有考虑到国内东中西部农村地区巨大收入差别，如果不同地区农民因收入不同，体现为不同风险规避，其合伙医疗补偿水平设计应有所差别。　　注释：　　①本文中共付率是指参加医疗保险农民患病时医疗费用中自付比率，共付率=1-补偿比率。　　②这里是指参保居民事前承担医疗风险成本，因此，风险分散收益表达是居民因参保而带来风险下降额，即共付率越小，参保居民事前医疗风险越小，参加医保收益越大，参阅Ellis等人()。　　③公式(4)中B反映了居民医疗支出对医疗保险共付率边际影响，其数值与医疗支出需求价格弹性关于，居民对医疗服务价格越敏感，B值越大。　　④及合伙医疗住院及门诊兼顾补偿方式从卫生部有关部门也得到了证明，据卫生部农卫司上报第一及第二季度数据显示()，国内新农合门诊补偿东部地区以住院与门诊统筹为主，中西部地区以住院与门诊家庭账户形式为主，上半年全国农村合伙医疗受益率为1328%，其中，住院补偿受益面为1.61%(参见(​"\t"_blank​)ai14443.html)，这里数据与下文表2中报告实际报销人数占看病人数比重数据极为相近。      　　⑥感谢匿名审稿人对合伙医疗共付率提出有益评论，这里讨论受到了匿名审稿人很大启发。　　⑦农村推广合伙医疗是国家政策，当时在全国并非所有地区均实行合伙医疗，在咱们研究样本中，实行新型农村合伙医疗地区样本量为5446个，占所有样本43.6%。　　⑧这里缴费金额重要是指个人缴费某些，各级政府补贴没涉及在内。　　⑨表2中报告是参加合伙医疗样本中获得实际报销比重，其实在所有样本中其她保险形式仍具有某些实际报销样本，从实际补偿来看，样本中获得报销比例差别较大，最低10%，最高为100%，原则差34.7%。　　⑩在表3中咱们发现门诊病人医疗支出大大高于无保险农民，存在逆向选取嫌疑，但发生医疗支出农民在整个样本中比重较低，在实行合伙医疗地区，该比例仅为11.8%，因而，有也许逆向选取问题在记录上并不会带来严重偏误。　　(11)封进和宋铮()运用有关参数较好地拟合了国内农民消费—医疗支出行为，表白了有关参数稳健性，详细证明参见该文及图4中拟合效果。　　(12)依照CHNS数据，居民医疗支出为农民四周医疗费用，因而，为保持一致，这里在计算绝对风险规避系数时，使用家庭人均收入为四周家庭人均收入。　　【参照文献】　　[1]Arrow，K.J.，1963，"UncertaintyandtheWelfareEconomicsofMedicalCare,"AmericanEconomicReview，53，941-973.　　[2]Arrow，K.J.，1971，"EssaysintheTheoryofRisk-bearing,"MarkhamPublishingCompany，Chicago，IL.　　[3]Blomqvist，A.，1997，"OptimalNon-linearHealthInsurance,"JournalofHealthEconomics，16，303-321.　　[4]Buchanan，J.L.，E.B.Keeler，J.E.RolphandM.B.Holmer，1991，"Simulati

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