三、人均籌資額和個人籌資標準
通常，認為人均籌資額達到全年人均衛生費用支出的15%才能起到疾病保障作用，即
人均籌資額=人均年醫療消費額×15%
新型農村合作醫療基金主要來自農民和各級財政，確定了人均籌資額後，主要確定農民的個人籌資水平。具體思路如下：
1．測算新型農村合作醫療籌資的靜態費率和動態費率
靜態費率是考慮保險覆蓋的影響因素，以不同的保障水平為起點而計算；動態費率是在考慮合作醫療風險儲備金、醫療增長費、需求釋放和人群重複就醫等多種因素而最終確定。
靜態費率=就醫次均費用/調查人口年人均收入×100%
動態費率是綜合考慮醫療費用增長、人均收入增長和需求釋放而確定的靜態費率的轉化值。公式表述為：
動態費率=靜態費率×（1+醫療費用增長率）/（1+收入增長率）×需求釋放
2．確定人均收入為基礎的各費用段的補償比和農民個人籌資標準
動態費率在綜合各種因素的基礎上，定量地分析了相應的費用段的費率水平。在以大病統籌為基礎的合作醫療設計中，要考慮農民的籌資標準，還要確定人均收入各費用段的補償比。方案在考慮各方麵綜合因素的基礎上，一般認為，農民個人籌資水平不超過人均收入的2%為宜。因此，本文以2%年人均收入作為補償比測算的約束條件。一般認為，補償比低於20%對參保人群沒有刺激作用，國內有些地區甚至不承認補償比低於20%為保險，因此20%可視為補償比的有效起點，但高於80%的補償比造成對醫療服務的過度利用。借鑒四川省農村健康保險實驗的研究結果：縣級醫院的保險因子：ｆ（R）＝1+1．10（R-0．2），0．2Yi。
因此，PiQi為消費者對第i種商品的總消費支出，PiYi為消費者對第i種商品的基本消費支出，Y表示收入，βi為第i種商品的邊際消費傾向。經數學變形，模型（l）可轉變為：
PiQi=αiβiY（2）
PiYi=αi+βi∑αi/（1-∑βi）（3）
模型（2）是簡單回歸方程，利用家庭收支狀況調查資料，采用最小平方法可求得αi和βi的估計值。根據求得的估計值，可以計算需求的收入彈性。需求的收入彈性是指在價格不變的情況下，需求量變化對消費者收入變化的反映程度，其計算公式如下：
Em=βiY/PiQi（4）
式（4）中，Em為需求的收入彈性，Y為收入均數，PiQi為消費者對第i項需求的平均值。
本文采用該模型推測的依據是，農民的收入水平首先要滿足食品的自主性消費需求和其它的基本生活消費需求，然後才可能考慮為參加合作醫療支付一定的費用。本次調查根據農民的收入水平與食品的自主性消費水平、全部生活費的自主性消費水平之間的關係，將樣本按照完全無支付能力、支付能力較差和完全有支付能力分為三類，三類農戶分別有：78、239、403戶，分別占樣本的11%、33%和56%。
樣本縣農民的邊際消費傾向為0．243，說明農民新增收入的24．3%用於消費支出。農民對這些服務需求收入彈性都大於零小於1，屬生活必須品。即隨農民收入的增加，對這些服務的需求也相應增長，但需求的增長率低於收入增長率。5種生活消費支出的收入彈性看，醫療保健的係數最低，為0．129，基本需求支出的研究結果表明，農民年人均收入在858元以下時，收入尚不足以維持其基本食品消費，對合作醫療無支付能力。年人均收入在858-1805元之間時，在滿足基本食品消費的基礎上，如對其它消費支出結構作一定調整，對合作醫療有一定支付能力，但支付能力有限。當年人均收入在1805元以上時，對合作醫療有支付能力。
農民最低收入的縣是F縣1910元，實際籌資和標準籌資各為10元和13．7元，與指標相比，5縣農民對合作醫療都有支付能力。
3．對農民合作醫療支付意願（Willingness to pay WTP）的分析
在利用擴展線性支出係統確定了農戶是否具有合作醫療支付能力的標準之後，就要研究農民對新型農村合作醫療的支付意願。
支付意願主要是從農民是否願意參加新型農村合作醫療，即農民的參加意願，而不是讓農民對新型農村合作醫療做出整體評價。對於“參加合作醫療”和“不參加合作醫療”這項二元選擇，采用Logit模型進行分析，其中因變量為農民是否願意參加合作醫療，自變量為一係列可能對農民決策產生影響的連續變量或分類變量，主要分為兩大類，一類是農民自身有關的變量，另一類是農民所處村社的特征變量。
回歸結果表明，農民在進行合作醫療決策時，不僅要受自身社會經濟特征的影響，還受村社社會特征的影響。這些因素從不同的方麵、不同程度直接或間接影響著農戶對於參加合作醫療的淨收益評價。結果顯示，家庭經營主業為非種植業、農業兼業和純非農業的農戶，家庭收入較高、家庭以青壯年為主的農戶，表現出較強的不願意參加合作醫療的傾向。但這些農戶具備合作醫療支付能力的可能通常要高於非此類農戶。這似乎提示我們，農戶對合作醫療的客觀支付能力與主觀支付意願之間存在著不一致性。
利用調查數據，進一步驗證農戶合作醫療的參加意願與其支付能力存在著不一致性。在回歸模型中，農戶是否願意參加合作醫療被設定為被解釋變量，農戶是否具有支付能力被設定為解釋變量。回歸結果顯示，農民對合作醫療的支付能力對其參加意願的影響是顯著的負向影響。也就是說，越是具有合作醫療支付能力的農民，越不願意參加合作醫療；而不具備支付能力的農民，更願意參加合作醫療。
三、討論與建議
以上在測算了人均籌資標準、農民個人籌資標準和分析了農民的支付意願和支付能力後，要保證農民籌資到位，也就是要保證一定的參合率，還有很多因素影響這一結果。
若供方、管理機構和各級財政變量不變，單看需方，要保證一定的籌資和參合率，至少要考慮以下五方麵的因素進行模擬，農民5元錢行不行，10元錢行不行，是否可以籌資15元，不管要達到哪一水平，都是這5個參數在相互製約構成不同的函數，實際工作中就是要找到這5個參數的最佳組合，其中，籌資水平和支付能力又決定於農民收入，支付意願決定於政府可信度和方案滿意度。從意向性調查來看，政府可信度、支付能力和支付意願是主要因素，主要應提高農民文化素質，樹立正確的健康保險意識，引導他們正確消費，減少可調節性開支。如從煙酒中節約，將非健康行為投資轉為健康投資，這樣既促進了支付意願向支付能力的轉化，又提高了合作醫療的籌資水平。另外，各級財政在總籌資水平中所占的比例、供方優質、價廉的服務和管理機構完善管理、增加農民信任度的服務也還是很重要的。
第八節 新型農村合作醫療不同利益相關者分析
新型農村合作醫療運行中涉及三方主體——定點醫療機構、農民、新型農村合作醫療管理及經辦機構。下麵就新型農村合作醫療與這三方主體的關係進行論述。
一、合作醫療與縣級定點醫療機構、鄉鎮衛生院
從新型農村合作醫療的運行來看，試點中基層衛生機構無需降低藥價、控製費用、改變服務態度和服務質量，就可從迅速升高的就診率中得到經濟利益，導致不少地區的試點很快變成了縣、鄉衛生機構針對合作醫療公共資金的一個共謀博弈。某種程度上，是為這些機構提供了增加經濟效益的一個好政策。
對於縣級定點醫療機構來說，由於合作醫療造成了鄉、村兩級醫療機構對門診病人的截流，其門診業務量有所減少，但住院病人有所增加，總的來看，醫院業務收入扣除當年價格指數影響因素，仍呈上升趨勢，說明合作醫療提高了醫院的效益。同時，個別縣級定點醫療機構為提高本院業務，還和鄉鎮衛生院達成某種契約關係，以一定的比例對提供轉院病人的鄉衛生院進行收入返還。
作為鄉鎮衛生院，是一級定點醫療機構，必須站在它本身利益的角度去觀察合作醫療。實際調查看，有這樣兩種情況。未實行一體化的鄉鎮，把合作醫療看成是醫院發展的一種契機，通過合作醫療，提高了醫院的業務量和業務收入，帶動了醫院的技術發展，促進了醫院的良性運行；實行嚴格的人員、財務、業務、行政等一體化的鄉鎮，如筆者在某省調查的A縣等試點縣，對實行新型農村合作醫療並不感興趣。由於衛生室本身就是醫院的一個綜合性科室，衛生院和衛生室是一個利益集體，二者構成了一種農村醫療市場相對壟斷的關係，合作醫療實行與否，不會對醫院的業務量、業務收入有太大的影響。甚至有些地方新型農村合作醫療成了鄉鎮衛生院的一個負擔。由於合作醫療是政治性任務，鄉衛生院不得不在新型農村合作醫療政策中唱主角，好像合作醫療是給鄉鎮衛生院辦的。在A縣市的調研看，18處鄉鎮、3個街道辦事處中，2008年平均透支20萬，這還不包括10萬元左右的運行成本。鄉財政好的地方，鄉衛生院不用承擔鄉鎮幹部、村幹部動員農民交納合作醫療基金的勞務費，鄉財政困難的鄉鎮，鄉衛生院還要按參合農民人口數承擔每人1．5-2元勞務費，還不能挪用合作醫療基金，這無疑加重了鄉衛生院的負擔。難怪有的鄉衛生院院長滿腹牢騷，“我們真不願意實行合作醫療，我們不但要承擔運行成本，還要負擔透支部分，而鄉政府承擔籌資任務，還以為合作醫療是為我們鄉衛生院辦的，是對鄉衛生院的施舍”。對尚未實行合作醫療的鄉鎮來說，合作醫療是一場喜雨，這無疑為鄉衛生院提供了較為穩固的業務量和業務收入。但由於涉及各方麵的影響因素，合作醫療對鄉衛生院的業務收入來說不一定是正相關關係，關鍵要看籌資、補償方案、合作醫療基金結存率、醫院毛利與真性透支、假性透支等方麵的關係來決定合作醫療對鄉衛生院的影響。