摘要：促進(jìn)健康公平是中國(guó)醫(yī)療體制改革的重要目標(biāo)之一。建立居民醫(yī)療支出內(nèi)生決策的生命周期模型，根據(jù)實(shí)際數(shù)據(jù)采用模擬矩估計(jì)法估計(jì)城鄉(xiāng)居民偏好參數(shù)，通過模型求解揭示居民的醫(yī)療支出行為特征及城鄉(xiāng)差異，并討論相關(guān)政策對(duì)城鄉(xiāng)醫(yī)療支出不平等的影響。研究表明：城鄉(xiāng)居民的生命周期最優(yōu)醫(yī)療支出均呈現(xiàn)倒U型，但醫(yī)療支出水平具有明顯差異；收入差距、主觀偏好差異和基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度差異是造成該現(xiàn)象的重要原因且重要性依次降低；增加農(nóng)村居民收入、提高農(nóng)村居民醫(yī)療保險(xiǎn)保障水平、提升醫(yī)療技術(shù)以及引入普惠型健康保險(xiǎn)可以有效縮小城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差距。因此，應(yīng)增強(qiáng)城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)制度的福利性，積極在農(nóng)村地區(qū)推廣惠民保等普惠型健康保險(xiǎn)，進(jìn)一步增加農(nóng)村居民收入，以縮小城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差距。

關(guān)鍵詞：健康公平；醫(yī)療支出；健康選擇；城鄉(xiāng)差異；生命周期模型；模擬矩估計(jì)文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A"""文章編號(hào)：100228482024（02）000116

一、問題提出

根據(jù)世界衛(wèi)生組織的定義，健康

圖1"城鄉(xiāng)人均醫(yī)療保健支出差距公平是指每個(gè)人都應(yīng)有公正的機(jī)會(huì)發(fā)揮其全部的健康潛能。所有國(guó)家和地區(qū)都致力于通過社會(huì)政策和福利項(xiàng)目緩解健康不公平。自《中華人民共和國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十一個(gè)五年規(guī)劃綱要》發(fā)布以來，中國(guó)將公平正義確立為醫(yī)療體制改革、醫(yī)療保障體系改革和社會(huì)保障體系改革的主要目標(biāo)之一；2016年頒布的《“健康中國(guó)2030”規(guī)劃綱要》以及2019年發(fā)布的《健康中國(guó)行動(dòng)（2019—2030年）》均明確提出，到2030年中國(guó)基本實(shí)現(xiàn)健康公平。

政策的推出和改革的深化，極大地促進(jìn)了健康公平，但是由于中國(guó)典型的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和龐大的人口基數(shù)，城鄉(xiāng)之間以及不同地區(qū)之間依舊存在明顯的健康差距，健康不公平現(xiàn)象依舊是社會(huì)的突出問題。若以醫(yī)療保健支出作為度量健康機(jī)會(huì)公平的指標(biāo)①

，則城鎮(zhèn)居民的健康機(jī)會(huì)顯著優(yōu)于農(nóng)村居民的健康機(jī)會(huì)。如圖1所示，根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)，城鎮(zhèn)居民的人均醫(yī)療保健支出一直顯著高于農(nóng)村居民的人均醫(yī)療保健支出，2021年城鎮(zhèn)居民人均醫(yī)療保健支出為2"521元，是農(nóng)村居民人均醫(yī)療保健支出（1"580元）的1.6倍。健康機(jī)會(huì)不公平直接導(dǎo)致了健康結(jié)果不公平。第五次全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)顯示，2000年中國(guó)城鎮(zhèn)居民的預(yù)期壽命比農(nóng)村居民多5.66年；雖然2000—2010年農(nóng)村居民平均預(yù)期壽命的增長(zhǎng)幅度大于城鎮(zhèn)居民，但城鎮(zhèn)居民平均預(yù)期壽命高于農(nóng)村居民的基本格局仍未被打破[2]。

本文就中國(guó)城鄉(xiāng)居民健康不公平問題繼續(xù)展開研究

城鎮(zhèn)適齡勞動(dòng)人員包括就業(yè)人員和非就業(yè)人員。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)，中國(guó)城鎮(zhèn)登記失業(yè)率為4%左右，就業(yè)人員占96%左右。本文以城鎮(zhèn)就業(yè)人員（即城鎮(zhèn)職工）作為城鎮(zhèn)居民的代表，研究城鄉(xiāng)居民健康不公平問題。后文中的城鄉(xiāng)差異均指城鎮(zhèn)職工與農(nóng)村居民的差異。，重點(diǎn)關(guān)注“同病不同命”現(xiàn)象，即不同居民在罹患同一病種時(shí)面臨不同的健康結(jié)果。例如，城鄉(xiāng)居民癌癥減壽率

減壽率=減壽年/統(tǒng)計(jì)組總?cè)藬?shù)×100%，其中，減壽年=每個(gè)年齡段的死亡人數(shù)×該年齡段的標(biāo)準(zhǔn)預(yù)期壽命。是不同的，2017年中國(guó)城鎮(zhèn)居民的癌癥減壽率為2.37%，低于農(nóng)村居民的2.49%[3]?！巴〔煌爆F(xiàn)象源于經(jīng)濟(jì)收入與財(cái)富、醫(yī)療資源可及性、基本醫(yī)療保險(xiǎn)等制度、生活習(xí)慣、個(gè)人異質(zhì)性特征差異等因素。本文就其中的經(jīng)濟(jì)相關(guān)因素進(jìn)行研究，分析居民健康行為的形成機(jī)理，并討論收入因素、醫(yī)保制度和個(gè)人特征對(duì)城鄉(xiāng)“同病不同命”這一健康不公平現(xiàn)象的負(fù)面影響。

由于醫(yī)療支出是遭受健康沖擊時(shí)最重要的支出，在很大程度上決定了居民的病后健康狀況和余命

精算學(xué)中，學(xué)者通常使用余命表示個(gè)體的預(yù)期剩余壽命。，因此本文以醫(yī)療支出決策度量居民的健康選擇，討論收入、醫(yī)保制度和個(gè)人特征對(duì)居民醫(yī)療支出決策的影響，借此分析城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出不平等的原因。

本文擬設(shè)定居民主觀醫(yī)療支出和客觀自然規(guī)律共同決定疾病康復(fù)率和疾病死亡率，基于終身期望效用最大化建立居民最優(yōu)消費(fèi)、儲(chǔ)蓄和醫(yī)療支出決策框架；在該框架下，分別對(duì)城鄉(xiāng)居民的收入和基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度進(jìn)行參數(shù)校準(zhǔn)，并使用模擬矩估計(jì)法對(duì)城鄉(xiāng)居民的個(gè)體特征進(jìn)行結(jié)構(gòu)性估計(jì)；基于校準(zhǔn)的參數(shù)和框架，求解城鄉(xiāng)居民的醫(yī)療支出決策，分解城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差異的原因，并對(duì)縮小城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差異的可能政策進(jìn)行反事實(shí)模擬。

本文的邊際貢獻(xiàn)主要有以下三方面：第一，已有文獻(xiàn)在將死亡/疾病風(fēng)險(xiǎn)內(nèi)生化時(shí)未區(qū)分居民健康狀態(tài)，本文基于馬爾可夫模型區(qū)分居民健康狀態(tài)，設(shè)定疾病康復(fù)率和疾病死亡率受醫(yī)療支出影響，建立了更精細(xì)的內(nèi)生健康風(fēng)險(xiǎn)模型，以討論居民醫(yī)療支出決策問題；第二，基于建立的內(nèi)生健康風(fēng)險(xiǎn)模型，在生命周期框架中揭示了居民醫(yī)療支出決策的內(nèi)在邏輯和行為特征，是對(duì)已有文獻(xiàn)的有益補(bǔ)充；第三，與已有文獻(xiàn)主要使用計(jì)量方法不同，本文使用結(jié)構(gòu)化估計(jì)方法討論了城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出不平等的現(xiàn)象、原因以及潛在政策的影響。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）健康不公平與醫(yī)療支出不平等

2000年，世界衛(wèi)生組織對(duì)其成員國(guó)進(jìn)行衛(wèi)生系統(tǒng)籌資與分配的公正性排名，中國(guó)排在倒數(shù)第4位

參見The"World"Health"Report"2000："Health"Systems："Improving"Performance。。中國(guó)健康和醫(yī)療服務(wù)利用不平等問題引起了學(xué)者的廣泛關(guān)注。

學(xué)者一般認(rèn)為中國(guó)城鄉(xiāng)之間存在明顯的健康不公平現(xiàn)象。魏眾等[4]基于2002年大樣本家庭調(diào)查資料分析了中國(guó)居民醫(yī)療支出不公平性，發(fā)現(xiàn)居民醫(yī)療支出的不公平性很大程度上緣于地區(qū)差異，尤其是城鄉(xiāng)差異。楊紅燕[5]分別從籌資公平、服務(wù)提供公平和健康公平三個(gè)方面對(duì)中國(guó)城鄉(xiāng)居民健康公平問題進(jìn)行了定性與定量分析，認(rèn)為中國(guó)醫(yī)療保障制度、城鄉(xiāng)衛(wèi)生資源配置、健康水平都存在較大的不公平。杜本峰等[6]采用1998—2008年中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）數(shù)據(jù)，利用健康質(zhì)量指標(biāo)和空間分析技術(shù)分析中國(guó)老年人健康狀況的時(shí)間和空間演變，發(fā)現(xiàn)中國(guó)老年人存在健康不平等現(xiàn)象，農(nóng)村老年人的健康狀況明顯劣于城鎮(zhèn)老年人，且農(nóng)村老年人健康不平等現(xiàn)象較城市更為嚴(yán)重。馬超等[7]利用1997—2006年中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（CHNS）數(shù)據(jù)從機(jī)會(huì)平等理論視角全面分析了城鄉(xiāng)醫(yī)療服務(wù)利用的實(shí)質(zhì)公平，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)醫(yī)療服務(wù)利用機(jī)會(huì)存在實(shí)質(zhì)上的不公平現(xiàn)象，且醫(yī)療上的城鄉(xiāng)歧視效應(yīng)能解釋大部分的公正缺口，逐漸擴(kuò)大的城鄉(xiāng)收入差距已成為加劇城鄉(xiāng)醫(yī)療支出不公平的重要因素。冉曉醒等[8]基于2017年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)，采用回歸分析法檢驗(yàn)城鄉(xiāng)老年健康不平等的存在性和具體表現(xiàn)，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)老年健康不平等客觀存在，具體表現(xiàn)為城市老年人的身心健康顯著優(yōu)于農(nóng)村老年人。

學(xué)者們進(jìn)一步分析了中國(guó)健康不公平和醫(yī)療服務(wù)利用不平等的原因。首先，很多研究發(fā)現(xiàn)收入差距是導(dǎo)致健康不平等的主要原因。解堊[9]利用1989—2006年

CHNS數(shù)據(jù)分析了收入因素對(duì)居民健康不平等和醫(yī)療服務(wù)利用不平等的影響，結(jié)果表明，高收入群體擁有更好的健康狀況和醫(yī)療服務(wù)，且收入差異對(duì)醫(yī)療服務(wù)利用不平等的貢獻(xiàn)在0.13～0.20之間。黃瀟[10]利用1991—2006年CHARLS數(shù)據(jù)，采用集中系數(shù)法分析了收入與健康不平等之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)城市和農(nóng)村都存在著親富人的健康不平等且累積效應(yīng)不斷深化，農(nóng)村收入不平等擴(kuò)大帶來的健康不平等程度顯著高于城市。趙廣川等[11]利用夏普里值分解法分析1991—2006年中國(guó)農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療消費(fèi)支出不平等問題時(shí)發(fā)現(xiàn)，收入是造成醫(yī)療消費(fèi)支出不平等的重要因素之一。陳東等[12]采用2011—2015年CHARLS數(shù)據(jù)，引入Erreygers指數(shù)分析了中老年群體收入與健康不平等的關(guān)系，并發(fā)現(xiàn)中老年群體存在親富的健康不平等，且女性和沿海農(nóng)村地區(qū)人群的健康不平等程度相對(duì)較高；與農(nóng)村相比，城市人群的收入增長(zhǎng)效應(yīng)和收入流動(dòng)效應(yīng)都在不同程度上促進(jìn)了健康的親富不平等。馮科等[13]基于2018年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）的截面數(shù)據(jù)，采用兩階段最小二乘法分析了居民的絕對(duì)收入和相對(duì)收入對(duì)健康水平的影響，發(fā)現(xiàn)縮小城鄉(xiāng)收入差距有利于農(nóng)村居民健康水平的提升。

其次，一些研究認(rèn)為中國(guó)醫(yī)療保險(xiǎn)制度的城鄉(xiāng)差異也是導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民健康不平等的主要原因。顧海等[14]基于2009年CHNS數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)居民醫(yī)保待遇差異是造成醫(yī)療需求差異的主要原因。翁凝等[15]分析了2015—2016年城鄉(xiāng)基本醫(yī)療保險(xiǎn)補(bǔ)償率對(duì)居民就醫(yī)和醫(yī)療支出的影響，發(fā)現(xiàn)基本醫(yī)療保險(xiǎn)補(bǔ)償率差異是造成醫(yī)療支出差異的重要原因。臧文斌等[16]通過匹配2011—2013年成都市住院患者與醫(yī)療機(jī)構(gòu)的微觀數(shù)據(jù)，分析了城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)和城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)患者醫(yī)療費(fèi)用支出的影響，結(jié)果顯示，在控制疾病種類、患者個(gè)人特征和醫(yī)療機(jī)構(gòu)等基本特征后，城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)患者的醫(yī)療總花費(fèi)顯著高于城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)患者的醫(yī)療總花費(fèi)。鄭超等[17]分析了城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對(duì)居民健康及其健康不平等的影響，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策顯著降低了城鄉(xiāng)居民的健康不平等程度。

此外，一些研究發(fā)現(xiàn)個(gè)體特征差異也會(huì)導(dǎo)致健康不公平。趙廣川[18]利用1991—2006年CHNS數(shù)據(jù)，采用夏普里值分解法研究發(fā)現(xiàn)，1991—2006年中國(guó)居民健康不平等雖有縮小但依然存在，年齡、工作、地區(qū)、性別和教育是依次重要的影響因素。石智雷等[19]基于2011—2014年CHARLS數(shù)據(jù)，采用多種回歸模型分析發(fā)現(xiàn)，早年不幸經(jīng)歷能夠?qū)ι鼩v程中的教育、就業(yè)和社會(huì)地位產(chǎn)生沖擊進(jìn)而造成健康不平等。

以上文獻(xiàn)主要基于計(jì)量方法開展研究，從數(shù)據(jù)層面分析因果關(guān)系，并未討論居民健康選擇的決策過程和內(nèi)在機(jī)理。居民如何在當(dāng)期消費(fèi)和未來壽命之間權(quán)衡以作出醫(yī)療支出決策，城鄉(xiāng)居民在決策過程中有何差異，如何縮小差異，這一系列問題都有待進(jìn)一步討論。本文以醫(yī)療支出衡量居民的健康選擇，在生命周期框架下建立居民醫(yī)療支出決策框架，利用結(jié)構(gòu)化模型討論城鄉(xiāng)居民醫(yī)療服務(wù)利用不平等問題，并分析潛在政策對(duì)城鄉(xiāng)健康公平的促進(jìn)效果。

（二）居民醫(yī)療支出決策

居[JP3]民醫(yī)療支出決策過程是本文的核心研究?jī)?nèi)容之一。雖然居民對(duì)醫(yī)療費(fèi)用的議價(jià)能力很弱，但是很多學(xué)者仍將醫(yī)療支出作為居民的內(nèi)生決策，在生命周期效用最大化框架[JP]中研究居民的最優(yōu)醫(yī)療支出行為。

Grossman[20]首次將居民醫(yī)療支出決策內(nèi)生化。他引入了健康資本的概念，假設(shè)健康資本隨年齡的增加而降低，若健康資本低于闕值則居民死亡，但健康投入會(huì)提升健康資本。然后在時(shí)間約束和預(yù)算約束下，他討論了個(gè)體的最優(yōu)消費(fèi)、儲(chǔ)蓄和醫(yī)療支出決策，以實(shí)現(xiàn)終身期望效用最大化。Ehrlich等[21]設(shè)定健康投入影響死亡率，討論了個(gè)體對(duì)健康投入與市場(chǎng)保險(xiǎn)的需求。Kuhn等[22]采用Ehrlich等的設(shè)定，假設(shè)醫(yī)療支出能夠降低死亡率和發(fā)病率，發(fā)現(xiàn)個(gè)體最佳醫(yī)療保健支出受退休決策的影響。

本文沿用Ehrlich等[21]有關(guān)內(nèi)生死亡率的建模思路，設(shè)定居民的醫(yī)療支出與自然規(guī)律共同決定居民的健康轉(zhuǎn)移概率，然后在生命周期模型中討論居民最優(yōu)消費(fèi)、儲(chǔ)蓄和醫(yī)療支出決策。不同的是，已有文獻(xiàn)設(shè)定死亡率或（和）疾病發(fā)生率受醫(yī)療支出影響，并不區(qū)分個(gè)體所處健康狀態(tài)；而本文區(qū)分個(gè)體所處健康狀態(tài)，并建立馬爾可夫鏈描述健康狀態(tài)的轉(zhuǎn)移，更細(xì)致地假定疾病康復(fù)率和疾病死亡率受醫(yī)療支出影響。

三、內(nèi)生健康生命周期模型

本文基于生命周期框架構(gòu)建居民醫(yī)療支出內(nèi)生決策理論模型。假設(shè)居民在初始時(shí)刻處于健康狀態(tài)，每期都可能遭受健康沖擊；遭受健康沖擊后，居民需要進(jìn)行醫(yī)療支出決策，該決策會(huì)影響疾病康復(fù)概率和疾病死亡概率：醫(yī)療支出越多，疾病康復(fù)概率越接近最高康復(fù)概率，疾病死亡概率越接近最低疾病死亡概率。居民根據(jù)財(cái)富和收入制定最優(yōu)消費(fèi)、儲(chǔ)蓄和醫(yī)療支出決策，以使終身期望效用最大化。

（一）健康風(fēng)險(xiǎn)

本文以初始時(shí)刻年齡為x歲的健康居民為研究對(duì)象，其極限年齡為x+T歲。假定模型的一期為一年，因此居民在第t期的年齡為x+t歲（t=0，1，…，T）。居民在每一期都面臨健康風(fēng)險(xiǎn)，第t期身體狀態(tài)zt可能是健康、疾病或死亡，分別用1、2、3表示，即zt∈1，2，3。根據(jù)設(shè)定，有z0=1，zT+1=3。本文用一個(gè)馬爾可夫鏈來描述居民健康狀態(tài)的轉(zhuǎn)移過程，其中πijt，t+1（i，j=1，2，3）表示居民從x+t歲的i狀態(tài)轉(zhuǎn)移至x+t+1歲j狀態(tài)的概率，即

πijt，t+1=Przt+1=jzt=i

[JY]"（1）

其中，π31t，t+1=π32t，t+1=0且π33t，t+1=1，π·3T，T+1=1。

由于健康沖擊具有偶然性，本文設(shè)定健康居民患病或者死亡是不受自己控制的，即從健康狀態(tài)轉(zhuǎn)移至疾病狀態(tài)或死亡狀態(tài)的概率π1jt，t+1（j=1，2，3）為外生給定的

本文重點(diǎn)關(guān)注“同病不同命”現(xiàn)象，分析城鄉(xiāng)居民在遭受相同疾病沖擊時(shí)的醫(yī)療支出決策差異。因此，本文將疾病發(fā)生率設(shè)定為外生的，以保證城鄉(xiāng)居民遭受相同的疾病沖擊。；同時(shí)，隨著醫(yī)療技術(shù)的發(fā)展，絕大部分疾病都是可以治愈的，因此本文假設(shè)患病居民的康復(fù)或者死亡可以部分人為控制，即從疾病狀態(tài)轉(zhuǎn)移至其他狀態(tài)的概率π2jt，t+1是內(nèi)生的，受自然規(guī)律和醫(yī)療支出決策et的綜合影響。根據(jù)Hugonnier等[23]的研究，假設(shè)

π21t，t+1=π21t，t+1et=π0t+π1teδt∕1+eδt

[JY]（2）

π23t，t+1=π23t，t+1et=π2t+π3teδt∕1+eδt

[JY]（3）

π22t，t+1=1-π21t，t+1-π23t，t+1[JY]（4）

其中，δ表示醫(yī)療支出的有效性，δgt;0；π0t表示無醫(yī)療支出時(shí)et=0）居民的最低疾病康復(fù)率，π1t表示醫(yī)療支出趨近于無窮時(shí)et→SymboleB@

）居民的最高疾病康復(fù)率；π2t表示無醫(yī)療支出時(shí)et=0）居民的最高疾病死亡率，π3t表示醫(yī)療支出趨近于無窮時(shí)et→SymboleB@

）居民的最低疾病死亡率。

[HJ]根據(jù)現(xiàn)實(shí)，患病居民醫(yī)療支出與其預(yù)期壽命和生存概率之間呈正相關(guān)性。因此，本文假設(shè)0≤π0t≤π1t≤1，0≤π3t≤π2t≤1，以滿足dπ21t，t+1/detgt;0，dπ23t，t+1/detlt;0，即醫(yī)療支出越高，患病居民的康復(fù)概率越高，死亡概率越小。

δ的取值決定了疾病康復(fù)率和疾病死亡率與醫(yī)療支出的凹凸性關(guān)系。在式（2）中，若δ≤1，則d2π21t，t+1/det2lt;0，π21t，t+1et為凸函數(shù)，即醫(yī)療支出對(duì)患病居民康復(fù)概率的提高程度隨年齡規(guī)模遞減；若δgt;1，則對(duì)于任何etgt;δ-1/δ+11/δ，有d2π21t，t+1/det2lt;0，對(duì)于任何etlt;δ-1/δ+11/δ，有d2π21t，t+1/det2gt;0，即π21t，t+1et為S型函數(shù)。在式（4）中，若δ≤1，則d2π23t，t+1/det2lt;0，π21t，t+1et為凹函數(shù)，即醫(yī)療支出對(duì)患病居民疾病死亡率的降低程度是隨年齡規(guī)模遞減的；若δgt;1，則對(duì)于任何etgt;δ-1/δ+11/δ，有d2π23t，t+1/det2lt;0，對(duì)于任何etlt;δ-1/δ+11/δ，有d2π23t，t+1/det2gt;0，即π21t，t+1et為Z型函數(shù)。

（二）基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度

根據(jù)國(guó)家醫(yī)療保障局發(fā)布的數(shù)據(jù)，2020年中國(guó)基本醫(yī)療保險(xiǎn)覆蓋率達(dá)到95%以上

數(shù)據(jù)來源于國(guó)家醫(yī)療保障局發(fā)布的《2020年醫(yī)療保障事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計(jì)快報(bào)》。，基本實(shí)現(xiàn)了全民覆蓋。因此，本文假設(shè)居民均參加了基本醫(yī)療保險(xiǎn)，其中城鎮(zhèn)職工參加了城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)，農(nóng)村居民參加了城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)。雖然兩種保險(xiǎn)制度的起付標(biāo)準(zhǔn)、報(bào)銷比例和最高支付限額等是不同的，但是兩者的結(jié)構(gòu)是相同的，因而本文在模型中可以設(shè)定相同的結(jié)構(gòu)。

本文設(shè)定基本醫(yī)療保險(xiǎn)的起付標(biāo)準(zhǔn)為d，最高賠付額為b，報(bào)銷比例為α。因此，若患病居民的醫(yī)療支出為et，那么居民的自付醫(yī)療支出為

optt=maxet-αmaxet-d，0，et-b[JY]（5）

（三）居民收入過程

城鎮(zhèn)職工和農(nóng)村居民的收入結(jié)構(gòu)略有不同。城鎮(zhèn)職工在工作期賺取工資收入，然后在法定退休年齡退休；退休后由于沒有土地等生產(chǎn)資料，很難再就業(yè)賺取工資，因此主要收入來源是養(yǎng)老金。雖然中國(guó)已建立了城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，但未建立保障農(nóng)民權(quán)益的退休制度[24]，因此農(nóng)村居民并沒有明確的退休界限，更多的是終身勞作。

參考廖樸等[25]的研究，本文建立一個(gè)隨機(jī)模型描述城鎮(zhèn)職工在工作期的收入過程，以及農(nóng)村居民的終身收入過程。第t期年齡為a歲的居民的工資收入wa，t表示為

lnwa，t=lnwa+μt+ρa(bǔ)，t[JY]（6）

其中，wa表示隨年齡變化的平均工資收入；μ表示與時(shí)間相關(guān)的增長(zhǎng)因子，受技術(shù)進(jìn)步等因素的影響；ρa(bǔ)，t表示與時(shí)間和年齡相關(guān)的隨機(jī)沖擊，且ρa(bǔ)，t=la+εt，其中εt～N0，σ2ε表示與時(shí)間相關(guān)的隨機(jī)沖擊，la表示與年齡相關(guān)的、具有后效性的隨機(jī)沖擊，其服從一階自回[JP3]歸過程la=la-1+νa，"lx=0，"νa～[JP]IID0，σ2υ。后文將第t期的年齡為a歲的居民的工資wa，t記為wt。

設(shè)城鎮(zhèn)職工的退休年齡為x+Tr歲，城鎮(zhèn)職工退休后的收入w-t主要來自城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)，養(yǎng)老金替代率設(shè)定為ε。

（四）居民偏好與生命周期決策

居民的效用來自生存時(shí)的消費(fèi)和死亡時(shí)的遺產(chǎn)。若居民在第t期生存，其從消費(fèi)ct中獲得的消費(fèi)效用為

Uct=（1-η1zt=2）c1-γt-1/1-γ[JY]（7）

其中，γ表示相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)，η表示居民因疾病造成的效用損耗。若居民在第t期死亡，則剩余[HJ]財(cái)富bt+1遺贈(zèng)給后代，獲得的遺贈(zèng)效用為

Ψbt+1=τb1-γt+1-1/1-γ

[JY]"（8）

其中，τ表示遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)強(qiáng)度，bt+1表示居民在第t期的剩余財(cái)富。

因此，居民的終身期望效用可以表示為

Ex∑Tt=0βtUct1zt=1，2+βΨbt+11ι=t[JY]"（9）

其中，β表示時(shí)間貼現(xiàn)因子；ι是一個(gè)隨機(jī)變量，表示居民的死亡時(shí)期。

居民第t期貝爾曼方程為

[JP2]Vtst-1，wt，zt=i=maxct，st，et1zt=2Uct

+βπi3t，t+1

Ψbt+1+βE∑j=1，2πijt，t+1Vt+1st，wt+1，zt+1=j[JP][JY]"（10）

即在給定年齡x+t、上一期儲(chǔ)蓄水平st-1、工資收入wt和健康狀態(tài)zt的基礎(chǔ)上，健康居民制定最優(yōu)消費(fèi)ct、儲(chǔ)蓄st決策，疾病居民制定最優(yōu)消費(fèi)ct、儲(chǔ)蓄st和醫(yī)療支出et決策，以使終身期望效用最大。

城鎮(zhèn)職工的預(yù)算約束方程為

1+rfst-1+wt1tlt;Tr+w-t1t≥Tr=ct+st+optt1zt=2[JY]（11）

農(nóng)村居民的預(yù)算約束方程為

1+rfst-1+wt=ct+st+optt1zt=2[JY]（12）

其中，rf表示儲(chǔ)蓄利率；st表示時(shí)刻t的儲(chǔ)蓄，s-1=0，且bt+1=1+rfst。

上述問題形式復(fù)雜，不存在顯式解。因此，本文使用逆向數(shù)值格點(diǎn)法解決該問題。由于數(shù)值方法依賴模型中的參數(shù)，所以本文首先對(duì)模型中的參數(shù)進(jìn)行校準(zhǔn)。

四、參數(shù)校準(zhǔn)

根據(jù)中國(guó)實(shí)際情況對(duì)模型參數(shù)進(jìn)行校準(zhǔn)。其中，醫(yī)療保險(xiǎn)制度、收入等客觀性參數(shù)參考已有文獻(xiàn)根據(jù)實(shí)際數(shù)據(jù)估計(jì)，風(fēng)險(xiǎn)偏好等主觀性參數(shù)以居民消費(fèi)行為為基準(zhǔn)使用模擬矩估計(jì)法（SMM）進(jìn)行結(jié)構(gòu)化估計(jì)。本文將醫(yī)療支出對(duì)健康轉(zhuǎn)移概率的影響參數(shù)也作為主觀參數(shù)。一方面，實(shí)際數(shù)據(jù)缺少，無法準(zhǔn)確估計(jì)該類參數(shù)；另一方面，居民在進(jìn)行醫(yī)療支出決策時(shí)可能

不掌握此類信息，而是依靠主觀判斷進(jìn)行決策。

本文使用三次（2014、2016、2018年）CFPS數(shù)據(jù)、2011—2020年《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》等作為參數(shù)估計(jì)基礎(chǔ)。考慮到中老年居民是醫(yī)療服務(wù)利用最為頻繁的群體，因此本文以中老年居民作為研究對(duì)象，即設(shè)定x=45；同時(shí)考慮到超高齡居民數(shù)量較少，可能導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)不準(zhǔn)確，因此本文設(shè)定極限年齡為90歲，即設(shè)定x+T=90。經(jīng)數(shù)據(jù)清洗和剔除極值后，樣本容量為城鎮(zhèn)居民1"830人，農(nóng)村居民3"787人。

（一）客觀參數(shù)的估計(jì)

1.健康轉(zhuǎn)移概率的估計(jì)

為方便參數(shù)校準(zhǔn)并突出疾病的重大影響，本文將疾病界定為重大疾?。ㄒ韵潞?jiǎn)稱“重疾”），并根據(jù)保險(xiǎn)業(yè)經(jīng)驗(yàn)發(fā)生率表估計(jì)城鄉(xiāng)居民的重疾發(fā)生率和健康死亡率。其中，重疾發(fā)生率π12t，t+1參考《中國(guó)人身保險(xiǎn)業(yè)重大疾病經(jīng)驗(yàn)發(fā)生率表（2020）》（CI"2020），總死亡率qx+t參考《中國(guó)人身保險(xiǎn)業(yè)經(jīng)驗(yàn)生命表（2010—2013）》（CL"2010—2013）?；贑I"2020中各年齡患重大疾病死亡人數(shù)占全部死亡人數(shù)的比率kx+t，可以計(jì)算健康死亡率，即π13t，t+1=1-kx+tqx+t。

同時(shí)，本文也可估計(jì)疾病死亡率，即（qx+tkx+t）/qHSx+t。然而，根據(jù)模型設(shè)定，疾病康復(fù)率和疾病死亡率受到醫(yī)療支出的影響。因此，本文將估計(jì)的疾病死亡率（qx+tkx+t）/qHSx+t作為π23t，t+1的基準(zhǔn)值，即π-23t，t+1=（qx+tkx+t）/qHSx+t。同時(shí)，疾病康復(fù)率的基準(zhǔn)值π-21t，t+1可以進(jìn)一步表示為1-π-23t，t+1χ，其中χ表示康復(fù)居民占患病居民的比例，0≤χ≤1。

設(shè)置基準(zhǔn)值后，本文進(jìn)一步假設(shè)最高疾病康復(fù)率π1和最低疾病康復(fù)率π0為基準(zhǔn)疾病康復(fù)率的一定比例，最高疾病死亡率π2和最低疾病死亡率π3為基準(zhǔn)疾病死亡率的一定比例，調(diào)整因子均為。即π0=1-1-π-23t，t+1χ，π1=1+1-π-23t，t+1χ；π2=1+π-23t，t+1，π3=1-π-23t，t+1。

雖然參數(shù)χ和具有一定的客觀性，但是相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)不可獲取，因此本文假設(shè)居民根據(jù)主觀認(rèn)知來判斷醫(yī)療支出的影響，即將參數(shù)χ和以及醫(yī)療支出有效性參數(shù)δ作為主觀性參數(shù)通過行為校準(zhǔn)來進(jìn)[HJ2.14mm]行估計(jì)。

2.社會(huì)保障制度相關(guān)參數(shù)的估計(jì)

參考實(shí)際國(guó)情和文獻(xiàn)普遍設(shè)定，本文設(shè)定城鎮(zhèn)職工退休年齡為60歲。

城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)與農(nóng)村居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)的參數(shù)設(shè)定。本文根據(jù)各省份實(shí)際執(zhí)行政策估計(jì)了基本醫(yī)療保險(xiǎn)的起付標(biāo)準(zhǔn)和最高支付限額。具體而言，本文搜集整理了全國(guó)31個(gè)省份

由于上海市城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)不再設(shè)置最高支付限額，故本文未將其納入統(tǒng)計(jì)范圍，參見http：//ybj.sh.gov.cn/jytabl/20220825/b702690143b24319a896dd85fcd3e22d.html。（不含港澳臺(tái)）的城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)和城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)起付標(biāo)準(zhǔn)和最高支付限額的情況[ZW（]篇幅所限，結(jié)果留存?zhèn)渌鳌?。城?zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)起付標(biāo)準(zhǔn)各地區(qū)均值為1"009元，最高支付限額各地區(qū)均值為223"149元；城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)起付標(biāo)準(zhǔn)各地區(qū)均值為1"028元，最高支付限額各地區(qū)均值為161"289元。故本文假設(shè)d1=1"009，b1=223"149；d2=1"028，b2=161"289。根據(jù)CFPS"2018中關(guān)于醫(yī)療總費(fèi)用和醫(yī)療自付花費(fèi)的相關(guān)問題，本文計(jì)算出城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)的報(bào)銷比例約

為68.16%，故本文設(shè)定α1=68.16%；城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)的報(bào)銷比例約為50.01%，故本文設(shè)定α2=50.01%。

城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的參數(shù)設(shè)定。參考徐舒等[26]的研究，本文根據(jù)《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)計(jì)算了中國(guó)城鎮(zhèn)非私營(yíng)單位就業(yè)人員2011—2020年的養(yǎng)老金替代率ε

經(jīng)計(jì)算得到，中國(guó)城鎮(zhèn)非私營(yíng)單位就業(yè)人員2011—2020年養(yǎng)老金替代率分別為44.74%、44.69%、44.62%、44.92%、45.52%、46.66%、46.44%、45.92%、44.19%和41.28%。。本文取中國(guó)城鎮(zhèn)非私營(yíng)單位就業(yè)人員2011—2020年養(yǎng)老金替代率的均值作為城鎮(zhèn)職工的養(yǎng)老金替代率，即ε=44.90%。

3.城鄉(xiāng)居民收入過程的估計(jì)

參考廖樸等[25]的研究，本文分別估計(jì)式（6）中的各個(gè)部分。首先，根據(jù)CFPS"2014、2016和2018中剔除通貨膨脹后的收入數(shù)據(jù)，本文用年齡的四階多項(xiàng)式函數(shù)擬合lnwa篇幅所限，結(jié)果留存?zhèn)渌??！?/p>

年齡的四階多項(xiàng)式函數(shù)整體上與實(shí)際數(shù)據(jù)擬合得較為準(zhǔn)確。本文基于CFPS"2018中的收入數(shù)據(jù)估計(jì)城鎮(zhèn)職工和農(nóng)村居民的（對(duì)數(shù)）平均工資收入lnw1，a和lnw2，a

本文分別以基于CFPS"2014和2016估計(jì)的（對(duì)數(shù)）平均工資收入作為基數(shù)，按照估計(jì)的工資增長(zhǎng)因子μ，計(jì)算2018的（對(duì)數(shù)）平均工資收入。結(jié)果顯示，基于CFPS"2018的（對(duì)數(shù)）平均工資收入估計(jì)值，與考慮增長(zhǎng)的基于CFPS"2014和2016年的（對(duì)數(shù)）平均工資收入估計(jì)值基本一致。為反映中國(guó)最新現(xiàn)實(shí)情況，本文基于CFPS"2018的（對(duì)數(shù)）平均工資收入估計(jì)值設(shè)定參數(shù)。，結(jié)果如下：

lnw1，a=-3.505×10-7a4+6.483×10-5a3-0.045a2+1.230a+0.421

lnw2，a=-1.442×10-7a4+2.959×10-5a3-0.022a2+0.677a+3.711

本文采用最小距離估計(jì)法分別估計(jì)城鄉(xiāng)居民工資的增長(zhǎng)因子μ1和μ2。令每個(gè)年齡段之間的工

[HJ0.8mm]

資差為M︿a，μ，Δt=SymbolQC@

a，t+Δt-SymbolQC@

a，t，其中，

SymbolQC@

a，t=lnwa，t-lnwa，Mμ，Δt=μ×Δt。那么增長(zhǎng)因子的估計(jì)值μ︿為問題minμ∑a，ΔtM︿a，μ，Δt-Mμ，Δt2的最優(yōu)解。在計(jì)算時(shí)，先將2014年設(shè)為基點(diǎn)，分別使用2016、2018年的數(shù)據(jù)計(jì)算M︿2014a，μ，2和M︿2014a，μ，4；然后，將2016年設(shè)為基點(diǎn)，使用2018年的數(shù)據(jù)計(jì)算M︿2016a，μ，2?；贛︿的估計(jì)值，求解上述優(yōu)化問題，得到μ︿1=0.087，μ︿2=0.031。

本文參考廖樸等[25]的研究估計(jì)參數(shù)，σ2ε，σ2υ。經(jīng)計(jì)算，城鎮(zhèn)職工的參數(shù)值為︿1=0.806，"σ︿21，ε=0395，σ︿21，υ=0.205，農(nóng)村居民的參數(shù)值為︿1=0.792，"σ︿21，ε=0.286，σ︿21，υ=0.291。

4.利率

本文將居民儲(chǔ)蓄收益率近似為中國(guó)人民銀行公布的一年期金融機(jī)構(gòu)人民幣存款基準(zhǔn)利率，即rf為1.5%。

（二）主觀參數(shù)的結(jié)構(gòu)化估計(jì)

1.主觀參數(shù)范圍

內(nèi)生參數(shù)（ψ）包括時(shí)間貼現(xiàn)因子β、相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)γ、遺產(chǎn)動(dòng)機(jī)τ、居民因疾病造成的效用損耗η、醫(yī)療支出有效性δ和主觀健康風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知參數(shù)，χ。

2.主觀參數(shù)校準(zhǔn)方法

本文擬采用SMM法對(duì)內(nèi)生參數(shù)ψ=β，γ，τ，η，δ，，χ進(jìn)行校準(zhǔn)。與徐舒等[26]的研究類似，首先在外生參數(shù)已知的情況下，給定初始參數(shù)ψ，通過內(nèi)生格點(diǎn)法求解各狀態(tài)下居民最優(yōu)消費(fèi)決策ct0≤t≤T；然后分別模擬10"000條收入路徑wt和健康路徑zt，計(jì)算各路徑下的最優(yōu)消費(fèi)決策ctψ，并計(jì)算最優(yōu)消費(fèi)決策與實(shí)際消費(fèi)決策的“距離”，即

gψ=∑Ni=1ln"ctψ/Nt-ln"c-t"[JY]"（13）

其中，Nt表示第t期的樣本量，N0=10"000。內(nèi)生參數(shù)ψ的結(jié)構(gòu)化估計(jì)值可以表示為

ψ=argming0，g1，…，gT[WTHX]W[WTBX]g0，g1，…，gT′""[JY]"（14）

其中，[WTHX]W[WTBX]為T×T的加權(quán)矩陣，且主對(duì)角元素為每期ln"c-t方差的倒數(shù)。

3.主觀參數(shù)的估計(jì)結(jié)果

在給定客觀參數(shù)估計(jì)值基礎(chǔ)上，結(jié)合實(shí)際消費(fèi)數(shù)據(jù)，本文估計(jì)了城鎮(zhèn)職工和農(nóng)村居民兩個(gè)勞動(dòng)力群體的主觀偏好特征篇幅所限，結(jié)果留存?zhèn)渌?。。結(jié)果顯示：第一，城鎮(zhèn)職工的相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)和遺產(chǎn)動(dòng)機(jī)均要高于農(nóng)村居民，這表明與農(nóng)村居民相比，城鎮(zhèn)職工更加厭惡風(fēng)險(xiǎn)，且將剩余資產(chǎn)遺贈(zèng)給子女的意愿更加強(qiáng)烈。第二，農(nóng)村居民的時(shí)間貼現(xiàn)因子為0.928，要低于城鎮(zhèn)職工的0.985，表明農(nóng)村居民相較于城鎮(zhèn)職工更看重于當(dāng)期消費(fèi)，這與楊繼生等[27]的估計(jì)結(jié)果一致。第三，城鎮(zhèn)職工健康風(fēng)險(xiǎn)的相關(guān)參數(shù)和χ均高于農(nóng)村居民，這表明與農(nóng)村居民相比，城鎮(zhèn)職工認(rèn)為疾病自愈的可能性較低，即疾病康復(fù)率的提高更依賴醫(yī)療支出的增加。第四，城鄉(xiāng)居民的醫(yī)療支出有效性基本一致，表明醫(yī)療支出對(duì)居民的作用并無異質(zhì)性；城鎮(zhèn)職工因疾病造成的效用損耗高于農(nóng)村居民，表明健康沖擊對(duì)城鎮(zhèn)職工的影響較農(nóng)村居民更大，這些與現(xiàn)實(shí)情況均是契合的。

五、城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出特征與差異分析

（一）城鄉(xiāng)居民最優(yōu)決策模擬結(jié)果""圖2"居民生命周期消費(fèi)曲線與現(xiàn)實(shí)消費(fèi)曲線的對(duì)比結(jié)果

本文首先對(duì)比了模型模擬消費(fèi)與現(xiàn)實(shí)消費(fèi)數(shù)據(jù)，擬合效果如圖2所示。結(jié)果顯示，模型從整體上較好地?cái)M合了城鄉(xiāng)居民生命周期的消費(fèi)分布，消費(fèi)分布與現(xiàn)實(shí)數(shù)據(jù)相比沒有明顯的高估或低估現(xiàn)象，且符合城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距大的重要特征。

此外，模型中醫(yī)療支出的均值也與現(xiàn)實(shí)數(shù)據(jù)相契合。模擬結(jié)果顯示，患重疾的城鎮(zhèn)職工的平均醫(yī)療支出為289萬元，患重疾農(nóng)村居民的每年醫(yī)療支出為7.0萬元。雖然絕對(duì)水平難以比較，但是該結(jié)論符合城鎮(zhèn)職工醫(yī)療支出大于農(nóng)村居民醫(yī)療支出的事實(shí)，且農(nóng)村居民醫(yī)療支出接近重疾治療費(fèi)的下限，城鎮(zhèn)職工醫(yī)療支出接近重疾治療費(fèi)的上限，如表1所示?？梢?，模型較好地?cái)M合了現(xiàn)實(shí)情況，因此基于模型結(jié)果的分析具有較高的可信度和說服力。

（二）城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出特征

本文進(jìn)一步展示了城鄉(xiāng)居民最優(yōu)儲(chǔ)蓄決策以及患病居民的最優(yōu)醫(yī)療支出決策，如圖3所示。首先，城鄉(xiāng)居民生命周期的醫(yī)療支出決策和儲(chǔ)蓄決策均呈明顯的倒U型，且儲(chǔ)蓄水平與醫(yī)療支出水平呈顯著的正相關(guān)性。一方面，在生命周期框架內(nèi)，生命周期儲(chǔ)蓄決策呈倒U型是一個(gè)公認(rèn)的結(jié)果[28]，其原因是居民在工作初期和工作末期的收入減少，因此必須在工作期不斷增加儲(chǔ)蓄以維持退休后或收入減少后的生活水平；另一方面，由于不允許借貸，居民的財(cái)富水平?jīng)Q定了醫(yī)療支出水平，而財(cái)富水平主要由儲(chǔ)蓄水平?jīng)Q定，因此居民生命周期醫(yī)療支出決策也呈倒U型。

其次，城鄉(xiāng)居民生命周期的醫(yī)療支出水平到達(dá)峰值的年齡并不一致。該結(jié)果是第一個(gè)結(jié)果的延伸。因?yàn)槌青l(xiāng)居民達(dá)到財(cái)富峰值的時(shí)間不同，所以城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出達(dá)到峰值的年齡不同。城鎮(zhèn)職工在退休（60歲）前一期到達(dá)財(cái)富累積水平最高值，而農(nóng)村居民沒有明確的退休年齡，其在80歲左右才達(dá)到財(cái)富累積水平最高值。

最后，城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出水平存在較大的差距。第一，城鄉(xiāng)居民收入存在較大差距。城鎮(zhèn)職工收入水平更高，財(cái)富累積更多，所以醫(yī)療支出水平更高。第二，基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度不平等。城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)的報(bào)銷水平高于城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)的報(bào)銷水平，因此城鎮(zhèn)職工的醫(yī)療服務(wù)利用率更高，這進(jìn)一步導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民的醫(yī)療支出差異。第三，城鄉(xiāng)居民的主觀偏好存在差異。與農(nóng)村居民相比，城鎮(zhèn)職工的儲(chǔ)蓄意愿和遺贈(zèng)意愿更強(qiáng)、風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度更高，因此城鎮(zhèn)職工會(huì)更早開始增加儲(chǔ)蓄，遭受健康沖擊時(shí)的醫(yī)療支出更高。

（三）不同因素對(duì)城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差距的相對(duì)影響

下面進(jìn)一步分析上述三方面因素對(duì)城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差距的影響。參考郭杰等[29]的研究，本文在保持其他設(shè)定不變的條件下，消除模型中某個(gè)因素的城鄉(xiāng)差異，將新的城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差距與基準(zhǔn)模型結(jié)果進(jìn)行比較，以此衡量該因素對(duì)城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出不平等的影響程度。表2展示了三方面因素對(duì)城鄉(xiāng)居民生命周期醫(yī)療支出差距的影響。

由表2結(jié)果可知：第一，收入差距是導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出不平等的主要因素。消除收入差距后，整體上城鄉(xiāng)居民的醫(yī)療支出不平等降低了43.89%，高于其他兩方面因素；同時(shí)，年齡越大，城鄉(xiāng)居民的醫(yī)療支出不平等降低幅度越小。醫(yī)療支出主要由財(cái)富水平?jīng)Q定；財(cái)富水平差異是城鄉(xiāng)居民最顯著的差異，因此是醫(yī)療支出不平等最重要的原因。此外，三個(gè)年齡段城鄉(xiāng)居民財(cái)富水平差異逐漸變小，因此對(duì)醫(yī)療支出的影響也逐漸變小。

第二，主觀偏好差異也是城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出不平等的重要原因。消除相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)、時(shí)間貼現(xiàn)因子、遺產(chǎn)動(dòng)機(jī)和主觀健康風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知等主觀偏好差異后，整體上城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出不平等降低3532%。風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度和風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知決定了居民對(duì)當(dāng)期消費(fèi)和未來壽命的偏好程度。城鄉(xiāng)居民的教育水平、成長(zhǎng)環(huán)境等因素導(dǎo)致了主觀偏好差異，進(jìn)而造成醫(yī)療支出不平等。

第三，城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度差異會(huì)造成城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出不平等，但是在三方面因素中影響幅度最小。消除城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度差異后，整體上城鄉(xiāng)居民的醫(yī)療支出不平等降低了8.48%。在本文中，城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)福利差異不是特別顯著，因此導(dǎo)致的城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出不平等也較小。

六、反事實(shí)模擬

基于基準(zhǔn)模型，本文進(jìn)行反事實(shí)模擬，討論相關(guān)政策對(duì)城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出不平等的緩解效果。由于個(gè)人特征因素不易改變，本文重點(diǎn)討論收入政策和醫(yī)療保險(xiǎn)政策等外部政策。

（一）收入政策

根據(jù)表2的結(jié)果，促進(jìn)健康公平的實(shí)現(xiàn)還要從縮小城鄉(xiāng)收入差距入手，著力點(diǎn)在于不斷提高農(nóng)村居民收入。近年來，通過調(diào)整和優(yōu)化農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)、促進(jìn)農(nóng)村“三產(chǎn)”融合發(fā)展和增加轉(zhuǎn)移性收入等方式，農(nóng)村居民收入不斷提高。在其他條件不變的情況下，本文模擬了增加農(nóng)村居民收入增幅為10%、20%和30%的情景，討論收入變化對(duì)城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出不平等的影響，結(jié)果如圖4所示。

增加農(nóng)村居民收入后，農(nóng)村居民生命周期的消費(fèi)、儲(chǔ)蓄和醫(yī)療支出特征基本不變，但城鄉(xiāng)居民的醫(yī)療支出差距顯著縮小，且收入增幅越大，差距縮小越顯著。這是因?yàn)樘岣咿r(nóng)村居民收入水平直接提升了其財(cái)富累積能力，促進(jìn)其消費(fèi)和醫(yī)療支出水平提高。

（二）基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度

基本醫(yī)療保險(xiǎn)能夠降低醫(yī)療服務(wù)價(jià)格進(jìn)而提升居民醫(yī)療需求，因而擁有不同基本醫(yī)療保險(xiǎn)的居民對(duì)醫(yī)療資源的需求也存在較大差異，進(jìn)而導(dǎo)致醫(yī)療支出差距。下面探究提高城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)保障水平對(duì)縮小城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差距的影響。

本文將城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷比例設(shè)置為與城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷比例一致（情景1）、高5%（情景2）、高10%（情景3）和高15%（情景4）等多個(gè)情景，討論城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷比例對(duì)城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差距的影響?；A(chǔ)情景

本文將基于參數(shù)求解的模型結(jié)果設(shè)定為基礎(chǔ)情景，下同。

以及情景1～4，城鄉(xiāng)居民的生命周期消費(fèi)、儲(chǔ)蓄和醫(yī)療支出決策如圖5所示。

提高城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷比例后，農(nóng)村居民醫(yī)療支出增加，進(jìn)而使城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差距縮?。坏r(nóng)村居民的消費(fèi)、儲(chǔ)蓄決策基本不變，城鄉(xiāng)消費(fèi)差距和儲(chǔ)蓄差距也無明顯變化。其可能的原因是：提高城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷比例直接降低了農(nóng)村居民的醫(yī)療服務(wù)價(jià)格，提高了其醫(yī)療需求，使醫(yī)療支出增加，因而城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差距縮小。醫(yī)療服務(wù)價(jià)格降低不會(huì)對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄產(chǎn)生直接影響，只能通過降低預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，間接改變農(nóng)村居民的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄行為。再加上農(nóng)村居民的收入水平較低，所以降低醫(yī)療服務(wù)價(jià)格所引起的儲(chǔ)蓄和消費(fèi)的變化幅度較小，對(duì)城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的影響較小。

（三）醫(yī)藥研發(fā)政策

政府加強(qiáng)醫(yī)療領(lǐng)域投資能夠促進(jìn)醫(yī)療技術(shù)進(jìn)步，有效降低醫(yī)療服務(wù)價(jià)格。例如，政府加強(qiáng)對(duì)新型冠狀病毒疫苗研發(fā)的投入，能促進(jìn)疫苗的推廣和普及，提高接種率，使更多居民患病概率降低，患病癥狀減輕，進(jìn)而降低疾病的治療費(fèi)用。

本文將城鄉(xiāng)居民的醫(yī)療支出有效性參數(shù)δ均設(shè)置為1.1，以討論執(zhí)行醫(yī)藥研發(fā)政策所帶來的醫(yī)療技術(shù)進(jìn)步對(duì)城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差距的影響?；A(chǔ)情景及提高醫(yī)療支出有效性情景下，城鄉(xiāng)居民的生命周期消費(fèi)、儲(chǔ)蓄和醫(yī)療支出決策如圖6所示。

醫(yī)療技術(shù)進(jìn)步能同時(shí)降低城鄉(xiāng)居民的醫(yī)療支出負(fù)擔(dān)，并縮小醫(yī)療支出差距，但效果不明顯。從數(shù)值上看，醫(yī)療技術(shù)進(jìn)步使城鎮(zhèn)職工與農(nóng)村居民生命周期平均醫(yī)療支出分別降低了10"184元和2"287元；城鄉(xiāng)居民生命周期平均醫(yī)療支出差距從21.87萬元降低至21.08萬元。醫(yī)療技術(shù)進(jìn)步使醫(yī)療服務(wù)有效性上升，達(dá)到相同治療效果所需的醫(yī)療支出降低，且對(duì)醫(yī)療支出水平相對(duì)較高的城鎮(zhèn)職工影響更大，緩解了城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出不平等。

（四）普惠健康保險(xiǎn)政策

為提高居民總體保障水平，基于政府指導(dǎo)、商業(yè)運(yùn)作的普惠型健康保險(xiǎn)在全國(guó)迅速推廣。惠民保是最典型的普惠型健康保險(xiǎn)產(chǎn)品之一，其對(duì)患病居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷后的個(gè)人自付醫(yī)療支出進(jìn)行二次賠付，具有低門檻、低保費(fèi)和高保障的特點(diǎn)。截至2021年底，惠民保總參保人次已達(dá)1.4億人。本文將對(duì)惠民保政策進(jìn)行反事實(shí)模擬，討論其對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)和醫(yī)療支出不平等的影響。

假設(shè)惠民保的年保費(fèi)為P，報(bào)銷比例為α2，起付標(biāo)準(zhǔn)為d2，最高賠付額為b2，則城鎮(zhèn)職工的預(yù)算約束為

1+rst-1+[JP4]wt1tlt;Tr+

w-t1t≥Tr=ct+P+st+maxoptt-α2maxoptt-d2，0，optt-b21zt=2[JY]（15）

農(nóng)村居民的預(yù)算約束為

1+rst-1+wt=ct+P+st+maxoptt-α2maxoptt-d2，0，optt-b21zt=2"[JY]（16）

參考目前已有的惠民保產(chǎn)品數(shù)據(jù)對(duì)相關(guān)參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。截至2021年6月底，全國(guó)已上線153款惠民保產(chǎn)品，在產(chǎn)品費(fèi)率方面，大部分產(chǎn)品以全年齡段統(tǒng)一定價(jià)為主，平均每年保費(fèi)約為77元；在保障額度方面，超過70%的產(chǎn)品醫(yī)保內(nèi)最高賠付額為100萬元；在賠付比例方面，采用均一賠付比例的產(chǎn)品更多，且醫(yī)保內(nèi)醫(yī)療支出賠付比例為80%的產(chǎn)品占比最高；在起付標(biāo)準(zhǔn)度方面，2萬元為最常用的金額，產(chǎn)品數(shù)量占比超過78%。故本文設(shè)定惠民保年保費(fèi)P為77元，報(bào)銷比例α2為80%，起付標(biāo)準(zhǔn)d2為20"000元，最高賠付額為1"000"000元?；菝癖?duì)城鄉(xiāng)居民的生命周期消費(fèi)、儲(chǔ)蓄和醫(yī)療支出決策的影響如圖7所示。

第一，購買惠民保后城鎮(zhèn)職工的醫(yī)療支出決策總體上仍呈現(xiàn)倒U型特征，但在財(cái)富水平較低時(shí)（55歲之前、70歲之后），城鎮(zhèn)職工醫(yī)療支出水平變化較為平緩。醫(yī)療支出決策呈倒U型的原因與前文一致，即與財(cái)富水平變化趨勢(shì)一致。財(cái)富水平較低時(shí)（55歲之前、70歲之后）城鎮(zhèn)職工醫(yī)療支出水平變化較為平緩，這是惠民保的二次報(bào)銷機(jī)制和基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的最高支付限額導(dǎo)致的?；菝癖?duì)基本醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷后的個(gè)人自付醫(yī)療支出進(jìn)行二次賠付。在既定基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度最高支付限額下，隨著醫(yī)療支出上升，居民在醫(yī)保報(bào)銷和惠民保賠付后的醫(yī)療支出自付比例先下降后上升（但仍低于無惠民保時(shí)的醫(yī)療支出自付比例）。因此，當(dāng)財(cái)富水平較低時(shí)，隨著財(cái)富水平的提高（或降低），城鎮(zhèn)職工不會(huì)立即增加（或減少）醫(yī)療支出。

第二，惠民保使城鄉(xiāng)居民的儲(chǔ)蓄水平均降低、醫(yī)療支出水平和消費(fèi)水平均提高。惠民保的引入實(shí)質(zhì)上降低了居民的自留健康風(fēng)險(xiǎn)，因此居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)降低、消費(fèi)水平提高；同時(shí)，由于報(bào)銷比例增加，城鎮(zhèn)職工和農(nóng)村居民都會(huì)大幅提高總醫(yī)療費(fèi)用支出，因此城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出水平均提高。

第三，整體上惠民保使城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差距縮小，但使特定年齡段（50歲之前、86歲之后）城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差距略微擴(kuò)大。引入惠民保后，城鎮(zhèn)職工與農(nóng)村居民的醫(yī)療支出自付比例均下降，但是下降的幅度依賴基本醫(yī)療保險(xiǎn)的最高支付限額。因?yàn)槌擎?zhèn)職工收入水平較高，其醫(yī)療支出較多，報(bào)銷金額更易達(dá)到最高支付限額，而農(nóng)村居民收入水平較低，其醫(yī)療支出也較低，報(bào)銷金額不易達(dá)到最高支付限額，所以，在惠民保賠付后，城鎮(zhèn)職工醫(yī)療支出自付比例下降幅度整體上小于農(nóng)村居民，城鎮(zhèn)職工醫(yī)療支出增加額也小于農(nóng)村居民。但是，如果城鎮(zhèn)職工無惠民保時(shí)的醫(yī)療支出很低（50歲之前、86歲之后），即不易超過最高支付限額，則醫(yī)療支出自付比例下降將使城鎮(zhèn)職工醫(yī)療支出大幅增加，導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差距擴(kuò)大。七、結(jié)論與啟示

本文基于生命周期框架構(gòu)建居民醫(yī)療支出內(nèi)生決策的理論模型，根據(jù)中國(guó)實(shí)際數(shù)據(jù)估計(jì)了城鄉(xiāng)居民收入等客觀性參數(shù)，并根據(jù)現(xiàn)實(shí)消費(fèi)數(shù)據(jù)采用模擬矩估計(jì)法估計(jì)了城鄉(xiāng)居民主觀偏好參數(shù)，揭示了居民的醫(yī)療支出行為特征及城鄉(xiāng)差異，討論了收入、基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度、醫(yī)藥研發(fā)政策和普惠型健康保險(xiǎn)對(duì)城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出不平等的影響。研究結(jié)果表明：

第一，城鄉(xiāng)居民生命周期的最優(yōu)儲(chǔ)蓄和最優(yōu)醫(yī)療支出均呈現(xiàn)明顯的倒U型，城鎮(zhèn)職工的最優(yōu)儲(chǔ)蓄和最優(yōu)醫(yī)療支出的轉(zhuǎn)折點(diǎn)在退休前一期，農(nóng)村居民的轉(zhuǎn)折點(diǎn)在80歲左右。第二，城鄉(xiāng)居民的醫(yī)療支出差距較大，收入差距、主觀性偏好差異和基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度差異造成醫(yī)療支出差距的重要性依次遞減。第三，增加農(nóng)村居民收入、提高農(nóng)村居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)福利水平、技術(shù)進(jìn)步以及引入普惠型健康保險(xiǎn)，均能緩解城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出不平等?；谝陨辖Y(jié)果，居民主要依據(jù)儲(chǔ)蓄水平進(jìn)行醫(yī)療支出決策；收入差距導(dǎo)致儲(chǔ)蓄差異，并導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差距；同時(shí)，主觀性偏好差異和基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度差異進(jìn)一步使城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差距增大。

本文結(jié)論為縮小城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出不平等以實(shí)現(xiàn)健康公平提供了以下啟示：

第一，增強(qiáng)城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度福利性。目前，中國(guó)城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的福利水平明顯低于城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度，體現(xiàn)在起付水平更高、最高支付限額更低和實(shí)際報(bào)銷比例更低。本文結(jié)果顯示，如果城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度與城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的福利水平相同，城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差異將縮小8.48%。因此，以城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)為參照，需降低城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)的起付標(biāo)準(zhǔn)、提高最高支付限額、提高實(shí)際報(bào)銷比例，以增強(qiáng)福利性，進(jìn)而縮小城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差距。具體而言，制度層面可直接設(shè)定更低的起付標(biāo)準(zhǔn)、更高的最高支付限額以及對(duì)鄉(xiāng)鎮(zhèn)醫(yī)院設(shè)置更高的報(bào)銷比例；操作層面可在農(nóng)村地區(qū)增設(shè)醫(yī)療保險(xiǎn)定點(diǎn)醫(yī)療機(jī)構(gòu)以提高報(bào)銷可能性、對(duì)特定人群提供免費(fèi)醫(yī)療或直接提高報(bào)銷比例等。

第二，在農(nóng)村地區(qū)大力普及惠民保等普惠型健康保險(xiǎn)，以防止城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差距的進(jìn)一步擴(kuò)大。本文結(jié)果顯示，惠民保使城鎮(zhèn)職工和農(nóng)村居民的醫(yī)療支出均大幅增加，但整體上使城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差距縮小。目前，以惠民保為代表的普惠型健康保險(xiǎn)產(chǎn)品在城市快速發(fā)展，已成為多層次醫(yī)療保障體系中的重要組成部分。然而，如果惠民保僅在城鎮(zhèn)普及，城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差距將進(jìn)一步擴(kuò)大。因此，應(yīng)在農(nóng)村地區(qū)廣泛宣傳和推廣惠民保等普惠型健康保險(xiǎn)，增強(qiáng)農(nóng)村居民保險(xiǎn)意識(shí)和投保積極性，并通過政府補(bǔ)貼、個(gè)人和集體共同繳納的機(jī)制設(shè)計(jì)，擴(kuò)展保費(fèi)籌資渠道，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村居民購買普惠型健康保險(xiǎn)，以完善農(nóng)村多層次醫(yī)療保障體系。

第三，進(jìn)一步提高農(nóng)村居民的收入水平，縮小城鄉(xiāng)收入差距。收入差距是導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差距的最重要原因。因此，提高農(nóng)村居民收入可以直接縮小城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差距。此外，農(nóng)村居民雖然能從政府在醫(yī)療衛(wèi)生等公共領(lǐng)域的投入以及基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革（提高最高支付限額、提高報(bào)銷比例等）中獲益，但受困于較低的收入水平，獲益程度遠(yuǎn)不如城鎮(zhèn)職工，反而加劇了城鄉(xiāng)不平等。因此，切實(shí)提高農(nóng)村居民收入水平，可以進(jìn)一步發(fā)揮政府公共政策對(duì)城鄉(xiāng)不平等的緩解作用。提高農(nóng)村居民收入水平的途徑包括：在城鎮(zhèn)化和人口老齡化導(dǎo)致農(nóng)村勞動(dòng)力人口大幅減少的背景下，致力于整合土地資源，幫助農(nóng)村實(shí)現(xiàn)規(guī)模化、企業(yè)化種養(yǎng)殖；在食品安全需求日益旺盛的背景下，致力于發(fā)展農(nóng)村電子商務(wù)，幫助實(shí)現(xiàn)優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品直銷城鎮(zhèn)居民；充分挖掘農(nóng)村自然資源，開展旅居避暑、旅居休閑等項(xiàng)目。

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編輯：鄭雅妮，高原