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城镇居民年人均
可支配收入与医疗保健支出——兼论中国医疗制度改革
内容摘要 随着我国经济体制的改革,我国的社会保障体制也在进行改革。其中一项主要的改革内容就是医疗制度的改革,改变以前的公费医疗和劳保医疗。改革对人们的医疗保健消费行为产生了巨大影响,本文运用计量经济学的分析方法,研究医疗制度改革前后,我国城镇居民年人均可支配收入与医疗保健支出之间的关系及变化,最终得出了结论:医疗制度改革使我国城镇居民的消费倾向有所上升,给人们带来很大的经济负担。
关键字 医疗制度改革 城镇居民年人均可支配收入 医疗保健支出
导论
随着人们经济生活的逐渐富裕,人们对生活的需求就不仅仅停留在食品等物质内容的支出上,而是扩大到了精神生活及身体的健康保健方面。稍微留心生活,很容易发现,人们在医疗保健方面的消费支出在大幅攀升。医疗保健支出的上涨,不仅是人们的医疗保健意识在增强,更主要的原因是我国社会保障体系完善过程中的一个主要内容——医疗制度改革。本文就医疗制度改革前后,我国城镇居民年人均可支配收入与医疗保障支出之间的数量关系,进行了古典计量经济学分析,并对结果进了一定的说明.
的大体框架如下:
经济背景及研究目的
我国医疗制度改革的背景及进程
研究目的
结合经济背景,建立计量经济学模型
关于数据
1 数据的来源
模型检验
经济意义检验
统计意义检验
计量经济学意义检验
① 多重共线性检验
② 异方差检验(ARCH 检验 WHITE检验)
③ 自相关检验 (DW检验)
模型应用
经济背景及研究目的
我国医疗制度改革进程
中国城镇医疗制度自50年代起实行的是公费医疗(行政机关、事业单位职工)和劳保医疗(企业职工)两种制度。
中国的公费医疗制度建立于1952年,根据原政务院发布的《关于全国各级人民政府、党派、团体及所属事业单位的工作人员实行公费医疗预防的指示》,在行政、事业单位中实行公费医疗制度。享受对象是各级政府机关、党派、人民团体及教科文卫等事业单位的工作人员及部分伤残军人,后来扩大到高等学校在校学生。截止1993年底,全国约有2900万人享受公费医疗。公费医疗经费由各级政府财政预算拨款。
1951年,根据原政务院发布的《中华人民共和国劳动保险条例》,全国开始实施劳保医疗,享受对象是全民所有制企业正式职工及其供养的直系亲属。劳保医疗提供的医疗服务内容与公费医疗基本相同,其费用由企业自行负担。截至1993年底,有104400多万人享受劳保医疗。
(转载自http://zw.NSEaC.com科教作文网)
国务院推选50多个中等以上城市进行医疗保险制度扩大试点。至此,职工医疗保障制度改革扩大试点工作已在全国27个省、自治区、直辖市全面展开。
截止到1997年底,全国已有295.4万职工和73.9万离退休人员参加“统帐”结合方式的医疗保险制度改革,1121.8万企业职工和171.7万离退休人员参加大病医疗费用社会统筹。
1998年11月26日至27日,全国城镇职工医疗保险制度改革工作会议在北京召开。会议决定,自1999年起在全国范围内进行城镇职工医疗保险制度改革,于当年底完成,与此同时,已实行40多年的公费医疗和劳保医疗制度将自动取消。此次会议标志着中国城镇职工医疗保险制度改革进入了一个新阶段。这次改革的主要任务是:建立城镇职工基本医疗保险制度,即适应社会主义市场经济体制,根据财政、企业和个人的承受能力,保障职工基本医疗需求的社会医疗保险制度。原则是:改革医疗保险的水平要与社会主义初级阶段生产力发展水平相适应;城镇所有用人单位及其职工都要参加基本医疗保险,实行属地管理;基本医疗保险费由用人单位和职工双方共同负担;基本医疗保险基金实行社会统筹和个人帐户相结合。覆盖范围为:城镇所有用人单位包括企业(国有企业、集体企业、外商投资企业、私营企业等,不含乡镇企业)、机关、事业单位、社会团体、民办非企业单位及其职工。城镇个体经济组织业主及其从业人员也可以参加基本医疗保险。
随着社会的发展,人们收入水平的提高,人们逐渐意识到并且有能力追求高质量的生活,因此在消费支出中,医疗保健支出的数额在不断攀升。为了研究中国城镇居民年人均可支配收入与医疗保健支出之间的数量关系,并且探讨医疗改革对城镇居民的医疗保健支出的影响,根据已有的经济理论,我们借助EVIEWS软件,建立了计量经济学模型,并结合经济背景,对结果进行了分析,得出了一些结论。
结合经济背景,进行计量经济学分析
关于 数据
数据的来源:各年的《中国统计年鉴》、中经网
数据的收集及修正:在1993年-2002年的《中国统计年鉴》中,存在“医疗保健”的数据,但在1993年以前的《中国统计年鉴》中,没有医疗保健支出的统计数据,只是在“购买商品支出”指标中有“药及医疗用品”的数据,在“非商品支出”指标中有“医疗保健费”的数据,我们将二者进行加总,作为医疗保健的支出。医疗保健支出的数据是抽样调查数据,但同样样本的人均收入抽样调查数据无法完全收集到,因此,我们用全国城镇居民家庭人均可支配收入替代,根据掌握的部分数据,二者各年绝对数相差2~47元,但差额占当年人均收入的比例很小,我们将其忽略,不过,因此而使得数据的准确性有所降低,这是数据收集的缺陷所在。
(转载自中国科教评价网http://www.nseac.com)
关于模型
模型建立及依据:医疗保健支出属于居民消费支出的一部分,根据简化的凯恩斯的收入决定模型C=a+bY(C为消费支出,Y为收入,a为自主消费,b为边际消费倾向),建立计量经济学模型Y=a+bX(X为城镇居民年人均可支配收入,Y为医疗保健支出),.从80年代中后期开始,我国医疗制度开始进行不同形式的试点改革,在1996年,推广到全国57个城市,因此,我们同时以加法形式和乘法形式引入了虚拟变量,D=0 (1985-1995)D=1 (1996-2001),计量模型变为Y=a+bX+AD+B(DX)+u
(注:我们曾以1991-1998年中的每一年作为改革的分界点,进行回归.比较而言,1995年,1996年作为分界点的回归效果比较好.但考虑到1996年改革全面展开,因此以1996年为分界点相对比较妥当.)
参数估计:运用Eviews软件进行回归,得:
3 、 数据残差的正态性检验
Series: Residuals
Sample 1985 2001
Observations 17
Mean -2.51E-14
Median 4.413713
Maximum 56.74853
Minimum -50.70198
Std. Dev. 30.41780
Skewness 0.126876
Kurtosis 2.518861
Jarque-Bera 0.209585
Probability 0.900511
从上表可以看出,拒绝原假设犯错误的概率为90.05%,所以接受原假设,数据残差具有正态性。
4 、 模型检验
Y = -17.65952+ 0.029193X - 339.9835D + 0.074859(DX)
经济意义检验:
从回归得到的方程可以得出,b>0且B>0,X与Y是正相关关系,也就是说,随着人们收入水平的提高,医疗保健支出在增加,符合现实经济情况,该模型有经济意义.
② 异方差检验
ARCH检验
ARCH Test:
F-statistic 0.579265 Probability 0.641799
Obs*R-squared 2.072718 Probability 0.557452
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 12/15/02 Time: 17:30
Sample(adjusted): 1988 2001
Included observations: 14 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 75.93210 57.65622 1.316980 0.2172
RESID^2(-1) 0.841709 0.949384 0.886584 0.3961 (科教作文网 zw.nseac.com整理)
RESID^2(-2) -8.532462 13.78786 -0.618839 0.5499
RESID^2(-3) -5.233045 7.831470 -0.668207 0.5191
R-squared 0.148051 Mean dependent var 51.27278
Adjusted R-squared -0.107533 S.D. dependent var 134.4577
S.E. of regression 141.5025 Akaike info criterion 12.97747
Sum squared resid 200229.5 Schwarz criterion 13.16006
Log likelihood -86.84228 F-statistic 0.579265
Durbin-Watson stat 1.965059 Prob(F-statistic) 0.641799
从检验结果可以看出 ,拒绝原假设犯错误的概率为55.7%,,接受原假设,不存在异方差.但因为样本为小样本,函数不服从卡方分布,但所有T值均不显著,说明确实不存在异方差。
WHITE检验
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 2.382855 Probability 0.106887
Obs*R-squared 8.839149 Probability 0.115655
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 12/15/02 Time: 17:30
Sample: 1985 2001
Included observations: 17
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 15.39633 146.7836 0.104891 0.9184
X -0.012599 0.146759 -0.085850 0.9331
X^2 2.53E-06 2.94E-05 0.086308 0.9328
X*D 1.056327 1.216862 0.868075 0.4039
X*(D*X) -7.82E-05 0.000107 -0.729612 0.4809
D -3359.685 3499.258 -0.960114 0.3576
R-squared 0.519950 Mean dependent var 43.31162 (科教作文网http://zw.ΝsΕAc.Com编辑整理)
Adjusted R-squared 0.301745 S.D. dependent var 122.5418
S.E. of regression 102.3980 Akaike info criterion 12.36618
Sum squared resid 115338.8 Schwarz criterion 12.66025
Log likelihood -99.11249 F-statistic 2.382855
Durbin-Watson stat 2.802856 Prob(F-statistic) 0.106887
从检验结果可以看出 ,拒绝原假设犯错误的概率为11.6%,,接受原假设,不存在异方差.但因为样本为小样本,函数不服从卡方分布,但所有T值均不显著,说明确实不存在异方差。
从以上的计量经济学检验可以得出,模型不存在异方差,但如果.结合经济背景,很有可能存在异方差.原因可能有以下几点:在医疗制度改革以前,城镇居民的医疗保健支出主要由政府和企业承担,改革以后,个人要负担很大一部分,因此,人们的消费心理会发生很大变化,对医疗保健的支出的影响会比较大,但因为无法量化,该影响就放在了随机误差项中,可能使随机误差的方差变动呈现异方差性.另外,人们的预期,医疗保健费用的上涨速度等因素都可能影响人们的医疗保健支出,也可能导致异方差的存在.
③ 自相关检验 ------ D-W检验
根据回归结果,DW=2.863981,在给定显著性水平0.05的情况下,查D-W表,N=17,K=3,得临界值0.897,1.710,落在无法判断区域,为谨慎起见,视为存在自相关.产生自相关的主要原因可能有(A):经济变量惯性的作用,一项医疗保健往往要持续几年,使支出存在一定的刚性;(B)经济行为的滞后性,因为改革后医疗费用很高,很多人要积攒几年的收入,才可能应付一次的支出;(C)模型设定偏误,我国医疗制度改革采用渐进式的改革,先试点再扩展到面,以1996年作为改革的分界点,可能使模型的准确性受到影响.
模型修正
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/15/02 Time: 18:55
Sample(adjusted): 1986 2001
Included observations: 16 after adjusting endpoints
Convergence achieved after 5 iterations
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -17.97802 1.494247 -12.03149 0.0000
X 0.029231 0.000704 41.52618 0.0000
D -369.4051 10.64213 -34.71157 0.0000
D*X 0.080347 0.001948 41.23850 0.0000
AR(1) -1.165030 0.263547 -4.420570 0.0010
R-squared 0.998640 Mean dependent var 114.9763
Adjusted R-squared 0.998146 S.D. dependent var 112.2839
S.E. of regression 4.834721 Akaike info criterion 6.239830
Sum squared resid 257.1198 Schwarz criterion 6.481264
Log likelihood -44.91864 F-statistic 2019.912
Durbin-Watson stat 2.212067 Prob(F-statistic) 0.000000
Inverted AR Roots -1.17
Estimated AR process is nonstationary
从修正结果可以看出,模型的数据很不平稳,主要是改革造成的,同时也无法判断,模型是否仍然存在自相关.由于我们知识的局限,无法进一步进行验证和修改,DW值变小,我们暂且假定模型已不存在自相关,以便于后面的分析.
修正后的总方程为Y = -17.97802 + 0.029231X - 369.4051D + 0.080347(DX) + [AR(1)=-1.165030]
模型应用
模型可以用于分析医疗制度改革前后,城镇居民的医疗保健消费行为的变化,具体分析如下: 中国大学排名
由模型总方程可以得到:
医疗制度改革前 ( D=0 ) Y0=-17.97802+0.029231X+[AR(1)=-1.165030] (1)
医疗制度改革后 ( D=1 ) Y1=-17.97802+0.029231X-369.4051+0.080347X+[AR(1)=-1.165030]
=-387.38312+0.109578X+[AR(1)=-1.165030] (2)
(注:要得到这两个方程,也可以利用对样本进行分段一元线性回归,例如,以1985-1995年数据为样本,可得未经过检验和修正的方程Y = -17.65951545 + 0.02919270248*X ;以1996-2001年数据为样本,可得到方程Y = -357.6430602 + 0.1040516976*X
与方程(1)和(2)有些差异。)
通过对方程(1)和(2)进行比较,得出如下的结论:
1 (2)的截距大于(1),要使Y>0,(2)中的X值必须大于(1)中的X值,可以这样说,人们进行医疗保健消费,要求的收入的最低点,改革后的远远高于改革前的,几乎接近八倍,(忽略通货膨胀或通货紧缩造成的货币实际价值的变动),但城镇居民的年人均可支配收入并没有如此高的增长速度,因此,医疗改革后,医疗保健费用确实给人们造成了很大的负担.
究其原因,一是改革内容本身,要求个人负担的部分大幅增加,这是主要原因,从而导致了第二个原因:医疗保健费用大幅上涨,据统计, 1988年以来,我国医疗费用每年以20%的速度递增,大大超过同期人均收入的增长速度。除了改革的原因, 医疗服务质量的增加和高新技术、新设备的使用,医疗服务单位人力成本的增加和管理费用的上升 等都是医疗保健费用上涨的原因.另外,医疗保健市场存在严重的不规范操作,比如,”回扣”之风盛行,药品价格审批把关不严等等,也是医疗保健费用飞涨的重要原因.所有的这些,都导致了一个结果,医疗负担加重.
(科教作文网 zw.nseac.com整理)