中國城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險基金收支均衡關系研究

李松陽

摘要：隨著人口老齡化現(xiàn)象日趨嚴重，我國醫(yī)保基金收支壓力持續(xù)增加。本文為研究我國醫(yī)?；鹗杖肱c醫(yī)?；鹬С鲋g是否存在長期均衡關系，選取了2000年至2019年我國城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險基金收入與支出的時間序列數(shù)據(jù)，采用Johansen協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗，對醫(yī)?；鹋c決算支出之間的因果關系進行分析。結論顯示我國城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險基金收入與支出存在均衡關系，并且收入引起支出，屬于收支健康狀態(tài)。

關鍵詞：醫(yī)保基金;收支關系;協(xié)整檢驗;格蘭杰檢驗

分類號：F842.684

一、研究背景

保險作為一種轉移風險的金融工具，它主要的作用是幫助那些由于疾病、交通意外等風險事故而陷入經(jīng)濟困難的家庭渡過難關，挽回損失。其中疾病是每個人都會面臨的風險事故，許多重大疾病往往需要高額的醫(yī)療費用，普通家庭幾乎無力承擔，因此目前大多數(shù)國家都根據(jù)自己的國情，建立了基本醫(yī)療保險制度。在我國城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險是組成社會醫(yī)療保障體系的重要部分。根據(jù)十九大報告所指出的要全面建成可持續(xù)的多層次的社會保障體系，城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險基金收入是其可持續(xù)發(fā)展至關重要。

2020年10月，中共十九屆五中全會再次強調改善收入分配、實現(xiàn)共同富裕，這對于“十四五”及今后一個時期我國醫(yī)療保障制度深化改革具有很強的指導性?；踞t(yī)療保障制度是國家反貧困的一項基礎性制度安排，也是實現(xiàn)共同富裕的重要手段之一。[1]

醫(yī)?；鹗罩胶馐俏覈鐣＠闹匾Ｕ希疚臄M選取2000年至2019年我國城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險基金收入與支出的時間序列數(shù)據(jù)，采用Johansen協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗，對醫(yī)?；鹋c決算支出之間的因果關系進行分析，研究我國醫(yī)保基金收入與醫(yī)?；鹬С鲋g是否存在長期均衡關系。

二、數(shù)據(jù)來源與統(tǒng)計軟件

以我國城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險基金總收入與總支出作為研究變量，收集了2000年至2019年的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《中國衛(wèi)生統(tǒng)計年鑒》，本研究對醫(yī)?；鹂偸杖牒涂傊С鰯?shù)據(jù)作對數(shù)處理，取對數(shù)不會改變數(shù)據(jù)的相對關系，縮小了數(shù)據(jù)的絕對數(shù)值，便于后續(xù)分析計算。

本研究全部數(shù)據(jù)分析與模型建立均在Eviews10.0上進行。

三、實證檢驗

1. 平穩(wěn)性檢驗

本文采用ADF單位根檢驗的方法分別對醫(yī)?；鹂偸杖耄↙NX）與醫(yī)?；鹂傊С觯↙NY）序列進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結果見表1。從表中數(shù)據(jù)可以得出，醫(yī)?；鹂偸杖肱c醫(yī)?；鹂傊С鲈蛄芯荒茉?%的水平下接受原假設，所以其原序列為非平穩(wěn)序列。再分別對醫(yī)?；鹂偸杖肱c醫(yī)保基金總支出序列進行一階差分后，再進行ADF檢驗結果表示，兩者的一階差分序列均在5%的水平下拒絕原假設，所以可以得出結論醫(yī)?；鹂偸杖胍浑A差分序列和醫(yī)?；鹂傊С鲆浑A差分序列為平穩(wěn)序列。其滿足協(xié)整檢驗的前提，接下來對其進行協(xié)整檢驗。

2. Johansen協(xié)整檢驗

本文采用Johansen在1988年提出的一種以VAR模型為基礎的檢驗回歸系數(shù)的方法，是一種進行多變量協(xié)整檢驗的較好的方法[2]。本文以檢驗出醫(yī)?；鹂傊С雠c醫(yī)?；鹂偸杖氲囊浑A差分序列為一階單整序列，所以下面用原序列的對數(shù)進行Johansen協(xié)整檢驗，檢驗結果見表2。從表中數(shù)據(jù)可以得出，醫(yī)?；鹂傊С雠c醫(yī)保基金總收入存在長期穩(wěn)定關系。滿足格蘭杰因果檢驗假設。

3. 格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果檢驗是由2003年諾貝爾經(jīng)濟學獎獲得者格蘭杰從計量經(jīng)濟學的觀點提出了著名的因果關系檢驗，用于分析時間序列經(jīng)濟變量之間的因果關系。其主要思想為對于時間序列變量X和Y，如果X是Y的變化的原因，則X的變化應該發(fā)生在Y變化之前，而且X的過去只應該有助于預測Y的未來值，但Y的過去值不應該能預測X的未來值。具體說（1）式Y關于Y的滯后變量的回歸，這是有約束回歸。

在式（1）中添加X的滯后變量作為解釋變量，所得式（2）是無約束回歸。

如果X是Y變化的原因，式（2）的模型與式（1）相比，應該顯著增加回歸模型的解釋能力。如果存在這樣一種關系，稱X是Y的格蘭杰原因。反之，如果添加X的滯后變量作為解釋變量后，沒有顯著增加回歸模型的解釋能力，稱X不是Y的格蘭杰原因。[3]

上文以對醫(yī)?；鹂傊С雠c醫(yī)?；鹂偸杖脒M行協(xié)整檢驗，滿足格蘭杰因果檢驗條件，現(xiàn)對其一階差分序列進行格蘭杰因果檢驗。檢驗結果見表3：

結果顯示，醫(yī)?；鸬氖杖胧侵С龅母裉m杰原因，醫(yī)?；鹬С霾皇鞘杖氲母裉m杰原因，即收入引起支出。

四、結論

通過對我國城鎮(zhèn)職工醫(yī)?；鹗杖肱c支出的因果關系檢驗，本文認為中國城鎮(zhèn)職工醫(yī)?；鹗杖胍鹬С觯杖肱c支出符合量入為出理論假設且長期均衡，與中國以收定支的預算編制原則相適應。但根據(jù)根據(jù)11月4日發(fā)布的《2020年全球醫(yī)療趨勢報告》，2019年，根據(jù)保險公司的報告，醫(yī)療費用上漲了9.7%，增長速度是通貨膨脹的3倍，醫(yī)療通脹、老齡化、過度醫(yī)療將會讓醫(yī)保基金支出壓力大大加劇。未來我國是否還能長期保持醫(yī)保基金收支均衡，將會是未來我國醫(yī)保政策深化改革的重點。

參考文獻

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（四川大學華西第二醫(yī)院，四川成都 610041）