醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響

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1、醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響 本篇論文目錄導(dǎo)航：中國(guó)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的作用探究城鎮(zhèn)醫(yī)保與居民消費(fèi)的關(guān)系研究緒論我國(guó)醫(yī)保對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)影響的理論分析我國(guó)醫(yī)療保險(xiǎn)與居民消費(fèi)的現(xiàn)狀分析醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民總消費(fèi)水平的影響醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響完善我國(guó)醫(yī)療保險(xiǎn)促進(jìn)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的對(duì)策建議醫(yī)療保障體系對(duì)居民消費(fèi)的促進(jìn)研究參考文獻(xiàn)4.4 醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民總消費(fèi)水平的影響（1）數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)本文采用 ADF 檢驗(yàn)（Augment Dickey-Fuller test），對(duì)時(shí)間序列8ln y 、1ln x 、2ln x 、3ln x 進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。結(jié)果如下表 4-2 所示。在不同的臨界值

2、水平下，各變量的 ADF 檢驗(yàn)中 t 統(tǒng)計(jì)量均大于臨界值，即不能拒絕原假設(shè)，認(rèn)為時(shí)間序列存在單位根，因此都是不平穩(wěn)的。通過(guò)對(duì)以上所有時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)可知指標(biāo)都是非平穩(wěn)的，需要對(duì)它們進(jìn)行同階差分的處理。在對(duì)它們完成一階差分之后，對(duì)經(jīng)過(guò)處理的各個(gè)變量數(shù)據(jù)再次進(jìn)行 ADF 檢驗(yàn)，在 10%的水平下，各因變量和自變量 ADF 檢驗(yàn)的 t 統(tǒng)計(jì)量都小于臨界值，則拒絕原假設(shè)，8ln y 、1ln x 、2ln x 、3ln x 都服從一階單整，為了進(jìn)一步分析8ln y 、1ln x 、2ln x 、3ln x 幾個(gè) 1 階單整序列之間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，本文在 Eviews 軟件中采用 Joha

3、nsen 協(xié)整分析法進(jìn)行協(xié)整分析，結(jié)果見表 4-4、表 4-5.經(jīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，四個(gè)變量在 5%顯著性水平下至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，四個(gè)變量間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。本文分析的重點(diǎn)是醫(yī)療保險(xiǎn)人均基金支出對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的影響程度。從以上分析可以看出：一、醫(yī)療保險(xiǎn)人均支出與城鎮(zhèn)居民總消費(fèi)水平有著長(zhǎng)期穩(wěn)定的影響關(guān)系，醫(yī)療保險(xiǎn)人均基金支出是城鎮(zhèn)居民總消費(fèi)水平變動(dòng)的格蘭杰原因，且為正向的影響關(guān)系。二、城鎮(zhèn)居民可支配收入直接影響城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出，影響程度系數(shù)為0.869955 ;醫(yī)療保險(xiǎn)人均基金支出對(duì)城鎮(zhèn)居民總消費(fèi)水平的影響系數(shù)為0.017560.醫(yī)療保險(xiǎn)人均基金支出對(duì)城鎮(zhèn)居民總消費(fèi)有著正向的推進(jìn)作用，當(dāng)醫(yī)療

4、保險(xiǎn)人均基金支出增加，參保人員的受保障水平升高，城鎮(zhèn)居民的整體消費(fèi)水平會(huì)有所上升，但客觀地說(shuō)，這種促進(jìn)作用也是有限的。4.5 醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響（1）數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)利用 ADF 檢驗(yàn)法對(duì)模型各變量，結(jié)果如下表 4-8 所示。不論是在何種顯著性水平下，各變量的 ADF 的 t 統(tǒng)計(jì)量均大于臨界值，無(wú)法拒絕原假設(shè)，因此各時(shí)間序列有單位根、不平穩(wěn)。由于各時(shí)間序列指標(biāo)都為非平穩(wěn)，必須對(duì)其進(jìn)行差分處理后再進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。結(jié)果如下表 4-9 所示。數(shù)據(jù)顯示，各因變量和自變量 ADF 檢驗(yàn)的 t 統(tǒng)計(jì)量都小于臨界值，則拒絕原假設(shè)，1ln y 、2ln y 、3ln y 、4ln y 、5ln

5、 y 、6ln y 、7ln y 、1ln x 、2ln x 、3ln x 都服從一階單整，滿足了進(jìn)行協(xié)整分析的前提。通過(guò)上述一階差分過(guò)程后，我們的指標(biāo)都轉(zhuǎn)化為了平穩(wěn)序列，說(shuō)明1ln y 、2ln y 、3ln y 、4ln y 、5ln y 、6ln y 、7ln y 、1ln x 、2ln x 、3ln x 都服從一階單整，則對(duì)序列進(jìn)行協(xié)整關(guān)系分析。本文采用 Johansen 協(xié)整分析法進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。（3）格蘭杰因果檢驗(yàn)通過(guò)協(xié)整分析表明了因變量1ln y 、2ln y 、3ln y 、6ln y 分別與自變量1ln x 、2ln x 、3ln x 存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，但為保證實(shí)證的準(zhǔn)確

6、性及科學(xué)性，必須應(yīng)用格蘭杰因果檢驗(yàn)進(jìn)一步檢驗(yàn)因變量與自變量之間是否存在因果關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在 5%的顯著性水平下，滯后期為 2 時(shí)，拒絕1ln x 不是1ln y變化的格蘭杰原因和3ln x 不是1ln y 變化的格蘭杰原因的原假設(shè)，即1ln x 是1ln y 變化的格蘭杰原因，3ln x 是1ln y 變化的格蘭杰原因。在 1%的顯著性水平下，滯后期為 1 時(shí)，拒絕2ln x 不是1ln y 變化的格蘭杰原因的原假設(shè)，說(shuō)明2ln x 是1ln y 變化的格蘭杰原因。檢驗(yàn)結(jié)果表明，分別在 10%的顯著性水平下，滯后期為 2 時(shí)，接受1ln x 不是2ln y 變化的格蘭杰原因和3

7、ln x 不是2ln y 變化的格蘭杰原因的原假設(shè)，也就是說(shuō)1ln x 不是2ln y 變化的格蘭杰原因，3ln x 不是2ln y 變化的格蘭杰原因。滯后期數(shù)為 3,在 10%顯著性水平下，接受原假設(shè)2ln x 不是2ln y 變化的格蘭杰原因,說(shuō)明2ln x 不是2ln y 變化的格蘭杰原因。即2ln y 和1ln x 、2ln x 、3ln x 的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系不是因果關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在滯后期為 1 時(shí)，在 10%的顯著性水平下，拒絕原假設(shè)1ln x不是3ln y 變化的格蘭杰原因,表明1ln x 是3ln y 變化的格蘭杰原因。在 1%的顯著性水平下，拒絕2ln x 不是3ln y

8、變化的格蘭杰原因的原假設(shè)，表明2ln x 是3ln y變化的格蘭杰原因。在 5%的顯著性水平下，拒絕3ln x 不是3ln y 變化的格蘭杰原因的原假設(shè)，表明3ln x 是3ln y 變化的格蘭杰原因。檢驗(yàn)結(jié)果表明，滯后期為 3,在 1%的顯著性水平下，1ln x 是6ln y 變化的格蘭杰原因。滯后期為 1,在 5%顯著性水平下，2ln x 是6ln y 變化的格蘭杰原因，3ln x是6ln y 變化的格蘭杰原因。通過(guò)本節(jié)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響的實(shí)證分析，可以得出以下的結(jié)論：（1）從對(duì)食品消費(fèi)的協(xié)整分析中可以發(fā)現(xiàn)，在 5%的顯著性水平下食品消費(fèi)支出與醫(yī)療保險(xiǎn)之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系并通過(guò)

9、了格蘭杰因果檢驗(yàn)，兩者間有因果關(guān)系?？梢哉f(shuō)，醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民食品消費(fèi)是正向相關(guān)的，即醫(yī)療保險(xiǎn)能促進(jìn)對(duì)食品的消費(fèi)。但是由于醫(yī)療保險(xiǎn)人均基金支出的系數(shù)為 0.012375,城鎮(zhèn)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)食品消費(fèi)支出的促進(jìn)作用是有限。（2）對(duì)于城鎮(zhèn)居民文教娛樂(lè)的消費(fèi)，其存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系且滿足格蘭杰因果檢驗(yàn)，說(shuō)明醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民文教娛樂(lè)是有正影響的。由于醫(yī)療保險(xiǎn)人均基金支出的系數(shù)為 0.073093,醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民文教娛樂(lè)消費(fèi)的促進(jìn)作用大于對(duì)食品的消費(fèi)的促進(jìn)作用。（3）從對(duì)衣著消費(fèi)的協(xié)整分析可以發(fā)現(xiàn)，存在協(xié)整關(guān)系，但它不滿足格蘭杰因果檢驗(yàn)也就是說(shuō)這種協(xié)整關(guān)系不是因果關(guān)系，說(shuō)明醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民的衣著消費(fèi)沒(méi)有顯

10、著性影響。（4）從對(duì)家庭設(shè)備消費(fèi)的協(xié)整分析結(jié)果表明，其存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系并且這種長(zhǎng)期關(guān)系是因果關(guān)系，但醫(yī)療保險(xiǎn)人均基金支出的系數(shù)卻為負(fù)數(shù)，說(shuō)明其不符合經(jīng)濟(jì)學(xué)意義，即該方程沒(méi)有意義。（5）從對(duì)醫(yī)療保健、交通通訊和居住消費(fèi)的協(xié)整分析可以發(fā)現(xiàn)，在 5%的顯著性水平下，跡統(tǒng)計(jì)量小于臨界值，表明其不存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，也不便探討醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)它的影響。4.6 小結(jié)。本文基于 2000 年至 2013 年我國(guó)城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、社會(huì)總撫養(yǎng)比和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)、協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)及格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。主要得出兩個(gè)基本結(jié)論：（1）城鎮(zhèn)基本醫(yī)療保險(xiǎn)制

11、度對(duì)城鎮(zhèn)居民的總消費(fèi)水平有著促進(jìn)效用：伴隨城鎮(zhèn)基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的不斷健全完善，能夠打消城鎮(zhèn)居民對(duì)未來(lái)醫(yī)療費(fèi)用支出的部分顧慮，減輕心理負(fù)擔(dān)，進(jìn)而減少預(yù)防性儲(chǔ)蓄的行為，增加當(dāng)期消費(fèi)。但這樣的促進(jìn)作用是有限的。因?yàn)獒t(yī)療保險(xiǎn)體系自身并不夠健全的關(guān)系，仍然不能夠完全減輕城鎮(zhèn)居民對(duì)未來(lái)醫(yī)療支出的顧慮，預(yù)防性儲(chǔ)蓄行為的減少也只是較小的一部分，居民依然會(huì)保持較高的警惕性，不敢消費(fèi)；同時(shí)，因?yàn)獒t(yī)療保險(xiǎn)的保障力度不夠有力，參保人員仍需自行繳納保費(fèi)，這部分保費(fèi)的支出也一定程度上降低了參保人員的消費(fèi)水平。所以醫(yī)療保險(xiǎn)制度對(duì)促進(jìn)城鎮(zhèn)居民總消費(fèi)的正向效用較低。（2）從消費(fèi)結(jié)構(gòu)的角度來(lái)說(shuō)，醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民食品級(jí)文教娛樂(lè)方面消費(fèi)的促進(jìn)作用較為明顯。影響系數(shù)分別為 1.24%和 7.31%.醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)文教娛樂(lè)消費(fèi)的正向效應(yīng)甚至大于對(duì)食品消費(fèi)的正向作用。這也反映出居民消費(fèi)逐漸從生存消費(fèi)上升為發(fā)展、享受型消費(fèi)，更加美觀、知識(shí)、流行娛樂(lè)等高層次消費(fèi)趨勢(shì)。本文統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果很好的解釋了這一結(jié)果。返回本篇論文導(dǎo)航