健康公平視角下的城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出不平等研究

摘要：促進健康公平是中國醫(yī)療體制改革的重要目標之一。建立居民醫(yī)療支出內(nèi)生決策的生命周期模型，根據(jù)實際數(shù)據(jù)采用模擬矩估計法估計城鄉(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)療保險保障水平、提升醫(yī)療技術(shù)以及引入普惠型健康保險可以有效縮小城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差距。因此，應增強城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險制度的福利性，積極在農(nóng)村地區(qū)推廣惠民保等普惠型健康保險，進一步增加農(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；模擬矩估計文獻標識碼：A"""文章編號：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人都應有公正的機會發(fā)揮其全部的健康潛能。所有國家和地區(qū)都致力于通過社會政策和福利項目緩解健康不公平。自《中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十一個五年規(guī)劃綱要》發(fā)布以來，中國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保障體系改革的主要目標之一；2016年頒布的《“健康中國2030”規(guī)劃綱要》以及2019年發(fā)布的《健康中國行動（2019—2030年）》均明確提出，到2030年中國基本實現(xiàn)健康公平。

政策的推出和改革的深化，極大地促進了健康公平，但是由于中國典型的二元經(jīng)濟結(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)象依舊是社會的突出問題。若以醫(yī)療保健支出作為度量健康機會公平的指標①

，則城鎮(zhèn)居民的健康機會顯著優(yōu)于農(nóng)村居民的健康機會。如圖1所示，根據(jù)國家統(tǒng)計局數(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。健康機會不公平直接導致了健康結(jié)果不公平。第五次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，2000年中國城鎮(zhèn)居民的預期壽命比農(nóng)村居民多5.66年；雖然2000—2010年農(nóng)村居民平均預期壽命的增長幅度大于城鎮(zhèn)居民，但城鎮(zhèn)居民平均預期壽命高于農(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)適齡勞動人員包括就業(yè)人員和非就業(yè)人員。根據(jù)國家統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)，中國城鎮(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。，重點關(guān)注“同病不同命”現(xiàn)象，即不同居民在罹患同一病種時面臨不同的健康結(jié)果。例如，城鄉(xiāng)居民癌癥減壽率

減壽率=減壽年/統(tǒng)計組總?cè)藬?shù)×100%，其中，減壽年=每個年齡段的死亡人數(shù)×該年齡段的標準預期壽命。是不同的，2017年中國城鎮(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)濟收入與財富、醫(yī)療資源可及性、基本醫(yī)療保險等制度、生活習慣、個人異質(zhì)性特征差異等因素。本文就其中的經(jīng)濟相關(guān)因素進行研究，分析居民健康行為的形成機理，并討論收入因素、醫(yī)保制度和個人特征對城鄉(xiāng)“同病不同命”這一健康不公平現(xiàn)象的負面影響。

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

精算學中，學者通常使用余命表示個體的預期剩余壽命。，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)保制度和個人特征對居民醫(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、儲蓄和醫(yī)療支出決策框架；在該框架下，分別對城鄉(xiāng)居民的收入和基本醫(yī)療保險制度進行參數(shù)校準，并使用模擬矩估計法對城鄉(xiāng)居民的個體特征進行結(jié)構(gòu)性估計；基于校準的參數(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，并對縮小城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差異的可能政策進行反事實模擬。

本文的邊際貢獻主要有以下三方面：第一，已有文獻在將死亡/疾病風險內(nèi)生化時未區(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)定疾病康復率和疾病死亡率受醫(yī)療支出影響，建立了更精細的內(nèi)生健康風險模型，以討論居民醫(yī)療支出決策問題；第二，基于建立的內(nèi)生健康風險模型，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，是對已有文獻的有益補充；第三，與已有文獻主要使用計量方法不同，本文使用結(jié)構(gòu)化估計方法討論了城鄉(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)生組織對其成員國進行衛(wèi)生系統(tǒng)籌資與分配的公正性排名，中國排在倒數(shù)第4位

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

學者一般認為中國城鄉(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、服務提供公平和健康公平三個方面對中國城鄉(xiāng)居民健康公平問題進行了定性與定量分析，認為中國醫(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)量指標和空間分析技術(shù)分析中國老年人健康狀況的時間和空間演變，發(fā)現(xiàn)中國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)象較城市更為嚴重。馬超等[7]利用1997—2006年中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）數(shù)據(jù)從機會平等理論視角全面分析了城鄉(xiāng)醫(yī)療服務利用的實質(zhì)公平，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)醫(yī)療服務利用機會存在實質(zhì)上的不公平現(xiàn)象，且醫(yī)療上的城鄉(xiāng)歧視效應能解釋大部分的公正缺口，逐漸擴大的城鄉(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年中國綜合社會調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)，采用回歸分析法檢驗城鄉(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。

學者們進一步分析了中國健康不公平和醫(yī)療服務利用不平等的原因。首先，很多研究發(fā)現(xiàn)收入差距是導致健康不平等的主要原因。解堊[9]利用1989—2006年

CHNS數(shù)據(jù)分析了收入因素對居民健康不平等和醫(yī)療服務利用不平等的影響，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，且收入差異對醫(yī)療服務利用不平等的貢獻在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不斷深化，農(nóng)村收入不平等擴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年中國農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療消費支出不平等問題時發(fā)現(xiàn)，收入是造成醫(yī)療消費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較高；與農(nóng)村相比，城市人群的收入增長效應和收入流動效應都在不同程度上促進了健康的親富不平等。馮科等[13]基于2018年中國家庭追蹤調(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收入和相對收入對健康水平的影響，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，一些研究認為中國醫(yī)療保險制度的城鄉(xiāng)差異也是導致城鄉(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)療保險補償率對居民就醫(yī)和醫(yī)療支出的影響，發(fā)現(xiàn)基本醫(yī)療保險補償率差異是造成醫(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)療機構(gòu)的微觀數(shù)據(jù)，分析了城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險和城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險對患者醫(yī)療費用支出的影響，結(jié)果顯示，在控制疾病種類、患者個人特征和醫(yī)療機構(gòu)等基本特征后，城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險患者的醫(yī)療總花費顯著高于城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險患者的醫(yī)療總花費。鄭超等[17]分析了城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對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)個體特征差異也會導致健康不公平。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)和社會地位產(chǎn)生沖擊進而造成健康不平等。

以上文獻主要基于計量方法開展研究，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)在機理。居民如何在當期消費和未來壽命之間權(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)療服務利用不平等問題，并分析潛在政策對城鄉(xiāng)健康公平的促進效果。

（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內(nèi)容之一。雖然居民對醫(yī)療費用的議價能力很弱，但是很多學者仍將醫(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，但健康投入會提升健康資本。然后在時間約束和預算約束下，他討論了個體的最優(yōu)消費、儲蓄和醫(yī)療支出決策，以實現(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，討論了個體對健康投入與市場保險的需求。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、儲蓄和醫(yī)療支出決策。不同的是，已有文獻設(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)分個體所處健康狀態(tài)；而本文區(qū)分個體所處健康狀態(tài)，并建立馬爾可夫鏈描述健康狀態(tài)的轉(zhuǎn)移，更細致地假定疾病康復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，居民需要進行醫(yī)療支出決策，該決策會影響疾病康復概率和疾病死亡概率：醫(yī)療支出越多，疾病康復概率越接近最高康復概率，疾病死亡概率越接近最低疾病死亡概率。居民根據(jù)財富和收入制定最優(yōu)消費、儲蓄和醫(yī)療支出決策，以使終身期望效用最大化。

（一）健康風險

本文以初始時刻年齡為x歲的健康居民為研究對象，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險，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，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et=0）居民的最低疾病康復率，π1t表示醫(yī)療支出趨近于無窮時et→SymboleB@

）居民的最高疾病康復率；π2t表示無醫(yī)療支出時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et→SymboleB@

）居民的最低疾病死亡率。

[HJ]根據(jù)現(xiàn)實，患病居民醫(yī)療支出與其預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，患病居民的康復概率越高，死亡概率越小。

δ的取值決定了疾病康復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)療支出對患病居民康復概率的提高程度隨年齡規(guī)模遞減；若δgt;1，則對于任何etgt;δ-1/δ+11/δ，有d2π21t，t+1/det2lt;0，對于任何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，則對于任何etgt;δ-1/δ+11/δ，有d2π23t，t+1/det2lt;0，對于任何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)療保險制度

根據(jù)國家醫(yī)療保障局發(fā)布的數(shù)據(jù)，2020年中國基本醫(yī)療保險覆蓋率達到95%以上

數(shù)據(jù)來源于國家醫(yī)療保障局發(fā)布的《2020年醫(yī)療保障事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計快報》。，基本實現(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，其中城鎮(zhèn)職工參加了城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險，農(nóng)村居民參加了城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險。雖然兩種保險制度的起付標準、報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)療保險的起付標準為d，最高賠付額為b，報銷比例為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。雖然中國已建立了城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度，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，本文建立一個隨機模型描述城鎮(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，t[JY]（6）

其中，wa表示隨年齡變化的平均工資收入；μ表示與時間相關(guān)的增長因子，受技術(shù)進步等因素的影響；ρa，t表示與時間和年齡相關(guān)的隨機沖擊，且ρa，t=la+εt，其中εt～N0，σ2ε表示與時間相關(guān)的隨機沖擊，la表示與年齡相關(guān)的、具有后效性的隨機沖擊，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，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的消費和死亡時的遺產(chǎn)。若居民在第t期生存，其從消費ct中獲得的消費效用為

Uct=（1-η1zt=2）c1-γt-1/1-γ[JY]（7）

其中，γ表示相對風險厭惡系數(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]財富bt+1遺贈給后代，獲得的遺贈效用為

Ψbt+1=τb1-γt+1-1/1-γ

[JY]"（8）

其中，τ表示遺贈動機強度，bt+1表示居民在第t期的剩余財富。

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表示時間貼現(xiàn)因子；ι是一個隨機變量，表示居民的死亡時期。

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ct、儲蓄st決策，疾病居民制定最優(yōu)消費ct、儲蓄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)村居民的預算約束方程為

1+rfst-1+wt=ct+st+optt1zt=2[JY]（12）

其中，rf表示儲蓄利率；st表示時刻t的儲蓄，s-1=0，且bt+1=1+rfst。

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

四、參數(shù)校準

根據(jù)中國實際情況對模型參數(shù)進行校準。其中，醫(yī)療保險制度、收入等客觀性參數(shù)參考已有文獻根據(jù)實際數(shù)據(jù)估計，風險偏好等主觀性參數(shù)以居民消費行為為基準使用模擬矩估計法（SMM）進行結(jié)構(gòu)化估計。本文將醫(yī)療支出對健康轉(zhuǎn)移概率的影響參數(shù)也作為主觀參數(shù)。一方面，實際數(shù)據(jù)缺少，無法準確估計該類參數(shù)；另一方面，居民在進行醫(yī)療支出決策時可能

不掌握此類信息，而是依靠主觀判斷進行決策。

本文使用三次（2014、2016、2018年）CFPS數(shù)據(jù)、2011—2020年《中國勞動統(tǒng)計年鑒》等作為參數(shù)估計基礎(chǔ)?？紤]到中老年居民是醫(yī)療服務利用最為頻繁的群體，因此本文以中老年居民作為研究對象，即設(shè)定x=45；同時考慮到超高齡居民數(shù)量較少，可能導致參數(shù)估計不準確，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

1.健康轉(zhuǎn)移概率的估計

為方便參數(shù)校準并突出疾病的重大影響，本文將疾病界定為重大疾?。ㄒ韵潞喎Q“重疾”），并根據(jù)保險業(yè)經(jīng)驗發(fā)生率表估計城鄉(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《中國人身保險業(yè)重大疾病經(jīng)驗發(fā)生率表（2020）》（CI"2020），總死亡率qx+t參考《中國人身保險業(yè)經(jīng)驗生命表（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，可以計算健康死亡率，即π13t，t+1=1-kx+tqx+t。

同時，本文也可估計疾病死亡率，即（qx+tkx+t）/qHSx+t。然而，根據(jù)模型設(shè)定，疾病康復率和疾病死亡率受到醫(yī)療支出的影響。因此，本文將估計的疾病死亡率（qx+tkx+t）/qHSx+t作為π23t，t+1的基準值，即π-23t，t+1=（qx+tkx+t）/qHSx+t。同時，疾病康復率的基準值π-21t，t+1可以進一步表示為1-π-23t，t+1χ，其中χ表示康復居民占患病居民的比例，0≤χ≤1。

設(shè)置基準值后，本文進一步假設(shè)最高疾病康復率π1和最低疾病康復率π0為基準疾病康復率的一定比例，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)計數(shù)據(jù)不可獲取，因此本文假設(shè)居民根據(jù)主觀認知來判斷醫(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)通過行為校準來進[HJ2.14mm]行估計。

2.社會保障制度相關(guān)參數(shù)的估計

參考實際國情和文獻普遍設(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)療保險與農(nóng)村居民基本醫(yī)療保險的參數(shù)設(shè)定。本文根據(jù)各省份實際執(zhí)行政策估計了基本醫(yī)療保險的起付標準和最高支付限額。具體而言，本文搜集整理了全國31個省份

由于上海市城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險不再設(shè)置最高支付限額，故本文未將其納入統(tǒng)計范圍，參見http：//ybj.sh.gov.cn/jytabl/20220825/b702690143b24319a896dd85fcd3e22d.html。（不含港澳臺）的城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險和城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險起付標準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)療保險起付標準各地區(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)療保險起付標準各地區(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)療總費用和醫(yī)療自付花費的相關(guān)問題，本文計算出城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險的報銷比例約

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

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

經(jīng)計算得到，中國城鎮(zhèn)非私營單位就業(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%。。本文取中國城鎮(zhèn)非私營單位就業(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

參考廖樸等[25]的研究，本文分別估計式（6）中的各個部分。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>

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

本文分別以基于CFPS"2014和2016估計的（對數(shù)）平均工資收入作為基數(shù)，按照估計的工資增長因子μ，計算2018的（對數(shù)）平均工資收入。結(jié)果顯示，基于CFPS"2018的（對數(shù)）平均工資收入估計值，與考慮增長的基于CFPS"2014和2016年的（對數(shù)）平均工資收入估計值基本一致。為反映中國最新現(xiàn)實情況，本文基于CFPS"2018的（對數(shù)）平均工資收入估計值設(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法分別估計城鄉(xiāng)居民工資的增長因子μ1和μ2。令每個年齡段之間的工

[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。那么增長因子的估計值μ︿為問題minμ∑a，ΔtM︿a，μ，Δt-Mμ，Δt2的最優(yōu)解。在計算時，先將2014年設(shè)為基點，分別使用2016、2018年的數(shù)據(jù)計算M︿2014a，μ，2和M︿2014a，μ，4；然后，將2016年設(shè)為基點，使用2018年的數(shù)據(jù)計算M︿2016a，μ，2?；贛︿的估計值，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]的研究估計參數(shù)，σ2ε，σ2υ。經(jīng)計算，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

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

（二）主觀參數(shù)的結(jié)構(gòu)化估計

1.主觀參數(shù)范圍

內(nèi)生參數(shù)（ψ）包括時間貼現(xiàn)因子β、相對風險厭惡系數(shù)γ、遺產(chǎn)動機τ、居民因疾病造成的效用損耗η、醫(yī)療支出有效性δ和主觀健康風險認知參數(shù)，χ。

2.主觀參數(shù)校準方法

本文擬采用SMM法對內(nèi)生參數(shù)ψ=β，γ，τ，η，δ，，χ進行校準。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)生格點法求解各狀態(tài)下居民最優(yōu)消費決策ct0≤t≤T；然后分別模擬10"000條收入路徑wt和健康路徑zt，計算各路徑下的最優(yōu)消費決策ctψ，并計算最優(yōu)消費決策與實際消費決策的“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，且主對角元素為每期ln"c-t方差的倒數(shù)。

3.主觀參數(shù)的估計結(jié)果

在給定客觀參數(shù)估計值基礎(chǔ)上，結(jié)合實際消費數(shù)據(jù)，本文估計了城鎮(zhèn)職工和農(nóng)村居民兩個勞動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)職工的相對風險厭惡系數(shù)和遺產(chǎn)動機均要高于農(nóng)村居民，這表明與農(nóng)村居民相比，城鎮(zhèn)職工更加厭惡風險，且將剩余資產(chǎn)遺贈給子女的意愿更加強烈。第二，農(nóng)村居民的時間貼現(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)職工更看重于當期消費，這與楊繼生等[27]的估計結(jié)果一致。第三，城鎮(zhèn)職工健康風險的相關(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)職工認為疾病自愈的可能性較低，即疾病康復率的提高更依賴醫(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，表明健康沖擊對城鎮(zhèn)職工的影響較農(nóng)村居民更大，這些與現(xiàn)實情況均是契合的。

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"居民生命周期消費曲線與現(xiàn)實消費曲線的對比結(jié)果

本文首先對比了模型模擬消費與現(xiàn)實消費數(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擬合了城鄉(xiāng)居民生命周期的消費分布，消費分布與現(xiàn)實數(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，且農(nóng)村居民醫(yī)療支出接近重疾治療費的下限，城鎮(zhèn)職工醫(yī)療支出接近重疾治療費的上限，如表1所示。可見，模型較好地擬合了現(xiàn)實情況，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

本文進一步展示了城鄉(xiāng)居民最優(yōu)儲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)療支出決策和儲蓄決策均呈明顯的倒U型，且儲蓄水平與醫(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)，生命周期儲蓄決策呈倒U型是一個公認的結(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，居民的財富水平?jīng)Q定了醫(yī)療支出水平，而財富水平主要由儲蓄水平?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)療支出水平到達峰值的年齡并不一致。該結(jié)果是第一個結(jié)果的延伸。因為城鄉(xiāng)居民達到財富峰值的時間不同，所以城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出達到峰值的年齡不同。城鎮(zhèn)職工在退休（60歲）前一期到達財富累積水平最高值，而農(nóng)村居民沒有明確的退休年齡，其在80歲左右才達到財富累積水平最高值。

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)療保險制度不平等。城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險的報銷水平高于城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險的報銷水平，因此城鎮(zhèn)職工的醫(yī)療服務利用率更高，這進一步導致城鄉(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)職工的儲蓄意愿和遺贈意愿更強、風險厭惡程度更高，因此城鎮(zhèn)職工會更早開始增加儲蓄，遭受健康沖擊時的醫(yī)療支出更高。

（三）不同因素對城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差距的相對影響

下面進一步分析上述三方面因素對城鄉(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)療支出差距與基準模型結(jié)果進行比較，以此衡量該因素對城鄉(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，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)療支出主要由財富水平?jīng)Q定；財富水平差異是城鄉(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，三個年齡段城鄉(xiāng)居民財富水平差異逐漸變小，因此對醫(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。消除相對風險厭惡系數(shù)、時間貼現(xiàn)因子、遺產(chǎn)動機和主觀健康風險認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%。風險態(tài)度和風險認知決定了居民對當期消費和未來壽命的偏好程度。城鄉(xiāng)居民的教育水平、成長環(huán)境等因素導致了主觀偏好差異，進而造成醫(yī)療支出不平等。

第三，城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險制度差異會造成城鄉(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)療保險福利差異不是特別顯著，因此導致的城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出不平等也較小。

六、反事實模擬

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

（一）收入政策

根據(jù)表2的結(jié)果，促進健康公平的實現(xiàn)還要從縮小城鄉(xiāng)收入差距入手，著力點在于不斷提高農(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、儲蓄和醫(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。這是因為提高農(nóng)村居民收入水平直接提升了其財富累積能力，促進其消費和醫(yī)療支出水平提高。

（二）基本醫(yī)療保險制度

基本醫(yī)療保險能夠降低醫(yī)療服務價格進而提升居民醫(yī)療需求，因而擁有不同基本醫(yī)療保險的居民對醫(yī)療資源的需求也存在較大差異，進而導致醫(yī)療支出差距。下面探究提高城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險保障水平對縮小城鄉(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)療保險報銷比例設(shè)置為與城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險報銷比例一致（情景1）、高5%（情景2）、高10%（情景3）和高15%（情景4）等多個情景，討論城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險報銷比例對城鄉(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、儲蓄和醫(yī)療支出決策如圖5所示。

提高城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險報銷比例后，農(nóng)村居民醫(yī)療支出增加，進而使城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差距縮小；但農(nóng)村居民的消費、儲蓄決策基本不變，城鄉(xiāng)消費差距和儲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)療保險報銷比例直接降低了農(nóng)村居民的醫(yī)療服務價格，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)療服務價格降低不會對農(nóng)村居民的消費和儲蓄產(chǎn)生直接影響，只能通過降低預防性儲蓄動機，間接改變農(nóng)村居民的消費和儲蓄行為。再加上農(nóng)村居民的收入水平較低，所以降低醫(yī)療服務價格所引起的儲蓄和消費的變化幅度較小，對城鄉(xiāng)消費差距的影響較小。

（三）醫(yī)藥研發(fā)政策

政府加強醫(yī)療領(lǐng)域投資能夠促進醫(yī)療技術(shù)進步，有效降低醫(yī)療服務價格。例如，政府加強對新型冠狀病毒疫苗研發(fā)的投入，能促進疫苗的推廣和普及，提高接種率，使更多居民患病概率降低，患病癥狀減輕，進而降低疾病的治療費用。

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)進步對城鄉(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、儲蓄和醫(yī)療支出決策如圖6所示。

醫(yī)療技術(shù)進步能同時降低城鄉(xiāng)居民的醫(yī)療支出負擔，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)進步使醫(yī)療服務有效性上升，達到相同治療效果所需的醫(yī)療支出降低，且對醫(yī)療支出水平相對較高的城鎮(zhèn)職工影響更大，緩解了城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出不平等。

（四）普惠健康保險政策

為提高居民總體保障水平，基于政府指導、商業(yè)運作的普惠型健康保險在全國迅速推廣?；菝癖Ｊ亲畹湫偷钠栈菪徒】当ｋU產(chǎn)品之一，其對患病居民基本醫(yī)療保險報銷后的個人自付醫(yī)療支出進行二次賠付，具有低門檻、低保費和高保障的特點。截至2021年底，惠民?？倕⒈Ｈ舜我堰_1.4億人。本文將對惠民保政策進行反事實模擬，討論其對城鄉(xiāng)居民消費和醫(yī)療支出不平等的影響。

假設(shè)惠民保的年保費為P，報銷比例為α2，起付標準為d2，最高賠付額為b2，則城鎮(zhèn)職工的預算約束為

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)對相關(guān)參數(shù)進行估計。截至2021年6月底，全國已上線153款惠民保產(chǎn)品，在產(chǎn)品費率方面，大部分產(chǎn)品以全年齡段統(tǒng)一定價為主，平均每年保費約為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；在起付標準度方面，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P為77元，報銷比例α2為80%，起付標準d2為20"000元，最高賠付額為1"000"000元?；菝癖Τ青l(xiāng)居民的生命周期消費、儲蓄和醫(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，但在財富水平較低時（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，即與財富水平變化趨勢一致。財富水平較低時（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銷機制和基本醫(yī)療保險制度的最高支付限額導致的?；菝癖踞t(yī)療保險報銷后的個人自付醫(yī)療支出進行二次賠付。在既定基本醫(yī)療保險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的醫(yī)療支出自付比例）。因此，當財富水平較低時，隨著財富水平的提高（或降低），城鎮(zhèn)職工不會立即增加（或減少）醫(yī)療支出。

第二，惠民保使城鄉(xiāng)居民的儲蓄水平均降低、醫(yī)療支出水平和消費水平均提高。惠民保的引入實質(zhì)上降低了居民的自留健康風險，因此居民的預防性儲蓄動機降低、消費水平提高；同時，由于報銷比例增加，城鎮(zhèn)職工和農(nóng)村居民都會大幅提高總醫(yī)療費用支出，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)療保險的最高支付限額。因為城鎮(zhèn)職工收入水平較高，其醫(yī)療支出較多，報銷金額更易達到最高支付限額，而農(nóng)村居民收入水平較低，其醫(yī)療支出也較低，報銷金額不易達到最高支付限額，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，導致城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差距擴大。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)中國實際數(shù)據(jù)估計了城鄉(xiāng)居民收入等客觀性參數(shù)，并根據(jù)現(xiàn)實消費數(shù)據(jù)采用模擬矩估計法估計了城鄉(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)療保險制度、醫(yī)藥研發(fā)政策和普惠型健康保險對城鄉(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)儲蓄和最優(yōu)醫(yī)療支出的轉(zhuǎn)折點在退休前一期，農(nóng)村居民的轉(zhuǎn)折點在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)療保險福利水平、技術(shù)進步以及引入普惠型健康保險，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)儲蓄水平進行醫(yī)療支出決策；收入差距導致儲蓄差異，并導致城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差距；同時，主觀性偏好差異和基本醫(yī)療保險制度差異進一步使城鄉(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)療支出不平等以實現(xiàn)健康公平提供了以下啟示：

第一，增強城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險制度福利性。目前，中國城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險制度的福利水平明顯低于城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險制度，體現(xiàn)在起付水平更高、最高支付限額更低和實際報銷比例更低。本文結(jié)果顯示，如果城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險制度與城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險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)療保險為參照，需降低城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險的起付標準、提高最高支付限額、提高實際報銷比例，以增強福利性，進而縮小城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差距。具體而言，制度層面可直接設(shè)定更低的起付標準、更高的最高支付限額以及對鄉(xiāng)鎮(zhèn)醫(yī)院設(shè)置更高的報銷比例；操作層面可在農(nóng)村地區(qū)增設(shè)醫(yī)療保險定點醫(yī)療機構(gòu)以提高報銷可能性、對特定人群提供免費醫(yī)療或直接提高報銷比例等。

第二，在農(nóng)村地區(qū)大力普及惠民保等普惠型健康保險，以防止城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差距的進一步擴大。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)療支出差距將進一步擴大。因此，應在農(nóng)村地區(qū)廣泛宣傳和推廣惠民保等普惠型健康保險，增強農(nóng)村居民保險意識和投保積極性，并通過政府補貼、個人和集體共同繳納的機制設(shè)計，擴展保費籌資渠道，實現(xiàn)農(nóng)村居民購買普惠型健康保險，以完善農(nóng)村多層次醫(yī)療保障體系。

第三，進一步提高農(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)療保險制度改革（提高最高支付限額、提高報銷比例等）中獲益，但受困于較低的收入水平，獲益程度遠不如城鎮(zhèn)職工，反而加劇了城鄉(xiāng)不平等。因此，切實提高農(nóng)村居民收入水平，可以進一步發(fā)揮政府公共政策對城鄉(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)化和人口老齡化導致農(nóng)村勞動力人口大幅減少的背景下，致力于整合土地資源，幫助農(nóng)村實現(xiàn)規(guī)?；?、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，幫助實現(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、旅居休閑等項目。

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編輯：鄭雅妮，高原