Redystrybucyjny efekt świadczeń zdrowotnych
Transkrypt
Redystrybucyjny efekt świadczeń zdrowotnych
Redystrybucyjny efekt wiadczeñ zdrowotnych Ewa Aksman, dr Wydzia³ Nauk Ekonomicznych UW Wstêp Celem artyku³u jest zbadanie wp³ywu wiadczeñ zdrowotnych na rozk³ad dochodów bie¿¹cych gospodarstw domowych. Jest to konieczne z punktu widzenia weryfikacji redystrybucyjnej funkcji uwzglêdnianych wiadczeñ. G³ówne ród³o danych stanowi³y GUS-owskie badania bud¿etów gospodarstw w 1996 r. i korzystania z opieki medycznej na prze³omie lat 1995/1996. W analizie zastosowano podstawowe mierniki zarówno redystrybucyjnego efektu wiadczeñ, jak i ich progresywnoci (regresywnoci). 1. Charakterystyka próby badania Przedmiotem rozwa¿añ by³y gospodarstwa domowe w Polsce objête przez GUS badaniem bud¿etów tych jednostek w 1996 r. [ , 1997]. Chocia¿ badanie to ma wyrane wady, ci¹gle pozostaje najpe³niejszym dostêpnym ród³em danych, umo¿liwiaj¹cym identyfikacjê rozk³adu dochodów wymienionych podmiotów [Górecki, Winiewski, 1998]. Pomimo ¿e istnia³y dane o gospodarstwach w latach póniejszych, konieczne by³o oparcie siê na danych z 1996 r., a wynika³o to z potrzeby posiadania równie¿ informacji o korzystaniu ze wiadczeñ zdrowotnych. Jednak¿e ostatnim rokiem, którego dotyczy³y te informacje w zakresie niezbêdnym z punktu widzenia przeprowadzanego badania, by³ w³anie rok 1996. Z GUS-owskiej próby wyeliminowano gospodarstwa rolników i osób pracuj¹cych na w³asny rachunek. Po pierwsze, te dwa rodzaje jednostek cechowa³a bardzo du¿a sezonowoæ dochodów, w nastêpstwie czego ich dochody w czasie badania nie musia³y byæ reprezentatywne dla ca³ego roku. Po drugie, w przypadku wskazanych podmiotów istnia³o du¿e prawdopodobieñstwo zani¿ania ³¹cznych deklarowanych w badaniu dochodów1. Dla ka¿dego gospodarstwa wyznaczono dochody pierwotne. W konsekwencji rezygnacji z analizy miêdzyokresowych przep³ywów finansowych omawiaBud¿ety gospodarstw Artyku³ jest podsumowaniem analiz prowadzonych w ramach Badañ Statutowych Wydzia³u Nauk Ekonomicznych UW, finansowanych przez KBN, i grantu KBN pt. (Projekt 2 H02C 061 24). 1 Usuniête gospodarstwa rolników i osób pracuj¹cych na w³asny rachunek stanowi³y 12,33% ³¹cznej liczby jednostek uwzglêdnianych w GUS-owskim badaniu. Redystrybucyjne efekty finansów publicznych a dobrobyt spo³eczny w Polsce ekonomia 14 137 Ewa Aksman ne dochody ograniczono wy³¹cznie do dochodów bie¿¹cych, nie bior¹c pod uwagê ¿adnych innych, w tym g³ównie ze sprzeda¿y maj¹tku rzeczowego, z w³asnoci i z aktywów finansowych. A zatem zalicza³y siê do nich wszystkie dochody cz³onków gospodarstw z dowolnych róde³, ale z wy³¹czeniem zasi³ków spo³ecznych, których przyznawanie, obok rent i emerytur, jest regulowane przez stronê rz¹dow¹ (ang. ). By³y to przede wszystkim dochody z pracy najemnej, zarówno w sektorze publicznym, jak i prywatnym, dochody z pracy na w³asny rachunek, sta³ej i dorywczej, oraz emerytury i renty (sk³ada³y siê jednak na nie równie¿ przewa¿nie odszkodowania w nastêpstwie czêci ubezpieczeñ, alimenty i dary oraz wybrane przychody z tytu³u prowadzenia gospodarstwa rolnego)2. Niestety w GUS-owskim badaniu bud¿etów gospodarstw nie by³o danych koniecznych do wyznaczenia wartoci wiadczeñ zdrowotnych odbieranych przez te jednostki w systemie opieki zdrowotnej finansowanym ze rodków publicznych. Dlatego te¿ do opisanej powy¿ej próby badania do³¹czono informacje z innego GUS-owskiego badania pt. [ , 1997]. Aczkolwiek to ostatnie opracowanie dotyczy³o korzystania przez ludnoæ Polski zarówno z podstawowej, jak i specjalistycznej opieki zdrowotnej, a ponadto opieki stomatologicznej (w skali kraju i w ujêciu przestrzennym), to na potrzeby badania wykorzystano dane odnosz¹ce siê tylko do opieki specjalistycznej. Uwzglêdniaj¹c p³eæ, wiek i miejsce zamieszkania pacjenta, a tak¿e rodzaj szpitala, ka¿dej osobie w gospodarstwie przypisano odpowiedni redni czas pobytu w szpitalu. Szpitale podzielono na trzy grupy: ogólne, kliniczne i instytutowe. £¹czny koszt pobytu w szpitalu, przypadaj¹cy na dan¹ osobê, obliczono wed³ug wzoru: pre-government income Korzystanie z us³ug medycznych w Polsce na prze³omie lat 1995/1996 Korzystanie z us³ug 3 k = å n i ki (1) I=1 gdzie: liczba osobodni w -tym szpitalu; koszt osobodnia w -tym szpitalu. Na koniec wyznaczono ca³kowite koszty pobytu w szpitalu na poziomie gospodarstw, przy czym zmienn¹ tê nazwano wiadczeniami zdrowotnymi. Tak wiêc, wiadczenia zdrowotne ograniczono wy³¹cznie do opieki szpitalnej, wy³¹czaj¹c inn¹ opiekê specjalistyczn¹, opiekê podstawow¹, a ponadto leki refundowane3. ni i ki i 2 Przyjêto, ¿e emerytury i renty s¹ wczeniej wypracowanymi, od³o¿onymi w czasie dochodami z pracy, analogicznie jak czyniono to ju¿ w innych podobnych badaniach [Górecki, Winiewski, 1998; Styczeñ, Topiñska, 1999]. 3 Aby wyeliminowaæ czynnik inflacyjny, dochody pierwotne, przypisane ka¿demu gospodarstwu w danym miesi¹cu, zosta³y zindeksowane GUS-owskim wskanikiem wzrostu cen towarów i us³ug konsumpcyjnych na czerwiec 1996 r. 138 ekonomia 14 Redystrybucyjny efekt wiadczeñ zdrowotnych W celu zagwarantowania porównywalnoci dochodów i wiadczeñ dla gospodarstw o ró¿nej liczbie osób obliczono dochody i wiadczenia ekwiwalentne, przy czym wspó³czynnik skali ekwiwalentnoci by³ nastêpuj¹cy: e h e h = 1+ 0,7(n A - 1) + 0,5n c (2) gdzie: liczba osób doros³ych w gospodarstwie (osobê doros³¹ zdefiniowano jako tê, która ukoñczy³a 16. rok ¿ycia); liczba dzieci w gospodarstwie. Próba badania zawiera³a 27 836 gospodarstw. nA nC 2. Redystrybucyjny efekt wiadczeñ Klasyczn¹ miar¹ redystrybucyjnego efektu wiadczeñ ( , ), informuj¹c¹ o zmianie nierównoci dochodowych przy odwzorowywaniu dochodów pierwotnych w dochody pierwotne powiêkszone o wiadczenia, jest ró¿nica wspó³czynników Giniego dla tych dochodów: REB REB X = G X - G X + , X (3) B Redystrybucyjny efekt wiadczeñ zale¿y zarówno od ich redniej stopy, progresywnoci (regresywnoci), jak i efektu przeszeregowania wzglêdem dochodów pierwotnych. Zgodnie z propozycj¹ N. C. Kakwaniego [1984] mo¿na go zdekomponowaæ w nastêpuj¹cy sposób: REB X = G X - G X + , B = bX KB X - RB X 1+ b X , (4) , gdzie: rednia stopa wiadczeñ, czyli relacja mm , w której m to rednie wiadczenie, a m redni dochód pierwotny; , wspó³czynnik progresywnoci (regresywnoci) wiadczeñ, obliczany zgodnie z formu³¹ , = - , , w której , jest wspó³czynnikiem koncentracji wiadczeñ; , wspó³czynnik efektu przeszeregowania odbiorców wiadczeñ, wyznaczany wed³ug wzoru , = - , , w którym , to wspó³czynnik koncentracji dochodów pierwotnych powiêkszonych o wiadczenia4. Je¿eli wspó³czynnik progresywnoci (regresywnoci) wiadczeñ wzglêdem dochodów pierwotnych , ma znak dodatni, wiadczenia s¹ regresywne wzglêdem tych dochodów, prowadz¹c do obni¿ania nierównoci dochodowych. Ujemna wartoæ , jest to¿sama z progresywnoci¹ wiadczeñ wzglêdem uwzglêdnianych dochodów, czyli ze zwiêkszaniem przez nie zró¿nicowaB bX B X X KB X KB KB GX X CX CX B B X RB X KB KB G X+ B C X+ B X C X+ B X X X 4 Poniewa¿ ka¿dy wspó³czynnik koncentracji jednej zmiennej wzglêdem drugiej zmiennej przyjmuje wartoci z przedzia³u -1, 1 , , jest okrelony w przedziale (1 + , +1). KB ekonomia 14 X GX GX 139 Ewa Aksman nia dochodowego. , = 0 oznacza proporcjonalnoæ wiadczeñ wzglêdem analizowanych dochodów, czego wynikiem jest ich neutralnoæ z punktu widzenia oddzia³ywania na rozpiêtoci dochodowe (w przypadku wiadczeñ proporcjonalnych ich elastycznoæ wzglêdem dochodów pierwotnych zawsze wynosi jeden). Czyli , ogólnie pokazuje odchylenie danych wiadczeñ od wiadczeñ proporcjonalnych [Kakwani, 1977]. W przypadku braku efektu przeszeregowania, redystrybucyjny efekt wiadczeñ by³by funkcj¹ tylko ich redniej stopy i wspó³czynnika ich progresywnoci: KB X KB X REB X = , bX KB X 1+ b X , (5) co mo¿na pokazaæ, korzystaj¹c z zale¿noci: m X+ B GX + B = mX GX + m BCB X (6) , w której m + to redni dochód pierwotny powiêkszony o wiadczenia. W badanej próbie gospodarstw wspó³czynnik Giniego dla dochodów pierwotnych osi¹gn¹³ poziom = 0,3176245, natomiast wspó³czynnik Giniego dla dochodów pierwotnych powiêkszonych o wiadczenia przyj¹³ wartoæ + = 0,3122205 (tabela 1.). A zatem nierównoci dochodów pierwotnych powiêkszonych o wiadczenia by³y nieznacznie mniejsze ni¿ nierównoci dochodów pierwotnych, oczywicie w nastêpstwie redystrybucyjnej si³y wiadczeñ. Redystrybucyjny efekt wiadczeñ dok³adnie ukszta³towa³ siê na poziomie , = 0,0054040, czyli obni¿y³y one zró¿nicowanie dochodowe o 1,7013801%. X B GX GX B REB X Tabela 1. GX, GX + B i REB, X GX 0,3176245 GX + B 0,3122205 REB , X 0,0054040 ród³o: obliczenia w³asne na podstawie danych GUS. Wspó³czynnik koncentracji wiadczeñ wzglêdem dochodów pierwotnych wyniós³ , = 0,0738220 (tabela 2.). Dodatnia wartoæ , wskazywa³a, ¿e wiadczenia by³y skoncentrowane na podmiotach o wy¿szych dochodach pierwotnych, ale poniewa¿ wartoæ by³a niewiele wiêksza od zera, koncentracja ta by³a bardzo s³aba. Wspó³czynnik koncentracji dochodów pierwotnych powiêkszonych o wiadczenia wzglêdem dochodów pierwotnych osi¹gn¹³ poziom + , = 0,3119776. Podobnie jak w przypadku wspó³czynnika koncentracji wiadczeñ wzglêdem dochodów pierwotnych , , dodatnia wartoæ + , informowa³a, i¿ rozk³ad dochodów pierwotnych powiêkszonych o wiadczenia by³ nieCB CB X X CX CB 140 X CX B X B X ekonomia 14 Redystrybucyjny efekt wiadczeñ zdrowotnych równomierny wzglêdem rozk³adu dochodów pierwotnych na korzyæ podmiotów o wy¿szych dochodach pierwotnych. Tym razem koncentracja ta by³a jednak wyranie wiêksza. rednia stopa wiadczeñ wzglêdem dochodów pierwotnych przyjê³a wartoæ = 0,0237106. Rozwa¿ana stopa by³a bardzo niska, ale niew¹tpliwie gdyby wiadczenia, oprócz opieki szpitalnej, dotyczy³y tak¿e pozosta³ej opieki specjalistycznej, opieki podstawowej, a ponadto leków refundowanych by³aby wy¿sza. O bardzo niskim poziomie tej stopy przes¹dzi³o ponadto zaliczenie wszystkich emerytur i rent dla gospodarstw do ich dochodów pierwotnych, a nie do ich wiadczeñ. Wspó³czynnik progresywnoci (regresywnoci) wiadczeñ wzglêdem dochodów pierwotnych ukszta³towa³ siê na poziomie wiêkszym od zera, tj. , = 0,2438025, co potwierdza³o ju¿ wprost ich regresywnoæ wzglêdem tych dochodów, czyli zmniejszanie przez nie rozpiêtoci dochodowych. Wymieniona regresywnoæ by³a jednak s³aba. Wspó³czynnik efektu przeszeregowania wzglêdem dochodów pierwotnych wyniós³ , = 0,0002429. Oznacza to, ¿e dla niektórych jednostek otrzymywanie wiadczeñ prowadzi³o do poprawy pozycji w rozk³adzie dochodów pierwotnych powiêkszonych o wiadczenia w porównaniu z miejscem w rozk³adzie dochodów pierwotnych. Wskazany efekt wyjania³ zmniejszenie ca³ego redystrybucyjnego efektu wiadczeñ o 4,49481%. bX KB RB X X Tabela 2. CB,X , CX + B,X , bX , KB,X i R B,X CB X , 0,0738220 CX + B,X 0,3119776 bX KB X RB X 0,0237106 0,2438025 0,0002429 , , ród³o: obliczenia w³asne na podstawie danych GUS. Podsumowuj¹c, mo¿na stwierdziæ, ¿e wiadczenia bardzo nieznacznie redukowa³y nierównoci dochodowe o oko³o 1,70%. Bardzo s³aby redystrybucyjny efekt by³ wynikiem w pierwszej kolejnoci ich bardzo niskiego udzia³u w dochodach pierwotnych, a w drugiej kolejnoci ma³ej regresywnoci wzglêdem tych dochodów. Co wiêcej, omawiany efekt ulega³ dodatkowo obni¿eniu na skutek zjawiska przeszeregowania. 3. Progresywnoæ (regresywnoæ) wiadczeñ Dwiema lokalno-dystrybucyjnymi miarami progresywnoci (regresywnoci) wiadczeñ wzglêdem dochodów pierwotnych s¹ progresywnoæ udzia³u relatywnych wiadczeñ (ang. ) i progresywnoæ udzia³u relatywnych dochodów (ang. ) dla grup decylowych gospodarstw uporz¹dkowanych wg dochodów pierwotnych. Relative Benefit Share Progressivity RBSPi Relative Income Share Progressivity ekonomia 14 B RISP i 141 Ewa Aksman dla grup decylowych gospodarstw wg dochodów pierwotnych zgodnie z formu³¹ P. K. Aggarwala [1994] przyjmuje postaæ: RBSPi RBSPi = sBi s Xi = b xi bx (7) gdzie: udzia³ wiadczeñ dla -tej grupy decylowej w wiadczeniach dla wszystkich grup; udzia³ dochodów pierwotnych -tej grupy decylowej w dochodach pierwotnych wszystkich grup; rednia stopa wiadczeñ w -tej grupie decylowej; rednia stopa wiadczeñ we wszystkich grupach. maleje dla coraz wy¿szych grup decylowych gospodarstw wg Je¿eli dochodów pierwotnych, wiadczenia s¹ regresywne wzglêdem tych dochodów, czyli zmniejszaj¹ nierównoci dochodowe. Gdy wzrasta dla coraz wy¿szych takich grup decylowych, wiadczenia s¹ progresywne wzglêdem opisywanych dochodów, tj. zwiêkszaj¹ zró¿nicowanie dochodowe. =1 dla wszystkich takich grup decylowych nale¿y interpretowaæ jako proporcjonalnoæ wiadczeñ wzglêdem branych pod uwagê dochodów, a tym samym jako niewywieranie przez nie ¿adnego wp³ywu na rozpiêtoci dochodowe5. w odniesieniu do grup decylowych gospodarstw wg dochodów pierwotnych zgodnie ze wzorami P. K. Aggarwala [1994] i S. R. Baum [1987] dana jest jako: i sB i sX bx i i i i bX RBSPi RBSPi RBSPi B RISP i RISPiB = s(X i + Bi ) (X i + Bi )X 1 + b xi = = ( X + B)X i 1+ b x s Xi (8) gdzie: ( + ) udzia³ dochodów pierwotnych powiêkszonych o wiadczenia -tej grupy decylowej w dochodach pierwotnych powiêkszonych o wiadczenia wszystkich grup; dochody pierwotne -tej grupy decylowej; wiadczenia dla -tej grupy decylowej; dochody pierwotne wszystkich grup; dla kolejnych grup decylowych gospodarstw wg Spadek lub wzrost dochodów pierwotnych oraz wariant, gdy = 1dla wszystkich grup decyalbo wzrost lowych interpretuje siê identycznie jak spadek i = 16. W badanym zbiorze gospodarstw rednia stopa wiadczeñ wzglêdem dochodów pierwotnych dla pierwszej grupy decylowej podmiotów wg dochos Xi Bi i i Xi i Bi X B RISP i B RISP i RBSPi RBSPi RBSPi 5 PBSPi Index 6 jest okrelana równie¿ jako indeks relatywnych wiadczeñ (ang. ). jest nazywana alternatywnie dostosowaniem relatywnych udzia³ów (ang. ). RISP B i Share Adjustment 142 Relative Benefit RBIi RSA Relative B i ekonomia 14 Redystrybucyjny efekt wiadczeñ zdrowotnych dów osi¹gnê³a poziom I = 0,0512060, dla czwartej grupy decylowej IV = 0,0348989, dla siódmej grupy decylowej VII = 0,0253292, a dla dziesi¹tej grupy decylowej X = 0,0100171 (tabela 3.). Z punktu widzenia ca³ej próby badania uwzglêdniana stopa mala³a dla coraz wy¿szych analizowanych grup decylowych, a to by³o to¿same z regresywnoci¹ wiadczeñ wzglêdem dochodów pierwotnych, tzn. z redukowaniem przez nie zró¿nicowania dochodowego ( < ). bx bx bx bx G X+ B GX Tabela 3. b xi bx i grupy decylowe gospodarstw wg ekwiwalentnych dochodów pierwotnych I grupa 0,0512060 II grupa 0,0400695 III grupa 0,0393725 IV grupa 0,0348989 V grupa 0,0310380 VI grupa 0,0283216 VII grupa 0,0253292 VIII grupa 0,0215506 IX grupa 0,0183772 X grupa 0,0100171 ród³o: obliczenia w³asne na podstawie danych GUS. Progresywnoæ udzia³u relatywnych wiadczeñ dla pierwszej grupy decylowej gospodarstw wg dochodów pierwotnych przyjê³a wartoæ I = 2,159628, dla czwartej grupy decylowej = 1,471869, dla siódmej grupy IV decylowej VII = 1,068267 i dla dziesi¹tej grupy decylowej X= 0,4224754 (tabela 4.). Ogólnie rozwa¿ana progresywnoæ spada³a dla kolejnych wymienionych grup decylowych, jeszcze raz stanowi¹c dowód, ¿e wiadczenia by³y regresywne wzglêdem dochodów pierwotnych i prowadzi³y tym samym do zmniejszenia rozpiêtoci dochodowych. RBSP RBSP RBSP RBSP Tabela 4. RBSPi (RBIi). grupy decylowe gospodarstw wg ekwiwalentnych RBSPi (RBIi) dochodów pierwotnych ekonomia 14 I grupa 2,159628 II grupa 1,689940 III grupa 1,660545 IV grupa 1,471869 143 Ewa Aksman grupy decylowe gospodarstw wg ekwiwalentnych RBSPi (RBIi) dochodów pierwotnych V grupa 1,309037 VI grupa 1,194473 VII grupa 1,068267 VIII grupa 0,9089033 IX grupa 0,7750622 X grupa 0,4224754 ród³o: obliczenia w³asne na podstawie danych GUS. Progresywnoæ udzia³u relatywnych dochodów dla pierwszej grupy decylowejBgospodarstw wg dochodów pierwotnych ukszta³towa³a siê na poziomie B = 1,010929, dla siód= 1,026859, dla czwartej grupy decylowej I IV B mej grupy decylowej VII = 1,001581, a dla dziesi¹tej grupy decylowej B X = 0,9866237 (tabela 5.). Ogólnie wskazana progresywnoæ mala³a dla coraz wy¿szych omawianych grup decylowych, co po raz kolejny wskazywa³o na regresywnoæ wiadczeñ wzglêdem dochodów pierwotnych. RISP RISP RISP RISP Tabela 5. RISP iB ( RSA iB ) grupy decylowe gospodarstw wg ekwiwalentnych RISPi B ( RSA iB ) dochodów pierwotnych I grupa 1,026859 II grupa 1,015980 III grupa 1,015299 IV grupa 1,010929 V grupa 1,007158 VI grupa 1,004504 VII grupa 1,001581 VIII grupa 0,9978901 IX grupa 0,9947901 X grupa 0,9866237 ród³o: obliczenia w³asne na podstawie danych GUS. Podsumowanie W badaniu wykazano, ¿e wiadczenia zdrowotne wywiera³y wp³yw na rozk³ad dochodów pierwotnych gospodarstw. Opisywane wiadczenia prowadzi³y do bardziej egalitarnego rozk³adu dochodów w konsekwencji odznaczania siê dodatnim redystrybucyjnym efektem. Jednak¿e brany pod uwagê efekt by³ bardzo s³aby. 144 ekonomia 14 Redystrybucyjny efekt wiadczeñ zdrowotnych Redystrybucyjny efekt wiadczeñ zale¿a³ zarówno od ich redniej stopy, progresywnoci (regresywnoci), jak i efektu przeszeregowania wzglêdem dochodów pierwotnych. O bardzo ma³ym redystrybucyjnym efekcie wiadczeñ przes¹dzi³ przede wszystkim ich bardzo niski udzia³ w uwzglêdnianych dochodach, a ponadto ma³a regresywnoæ wzglêdem tych dochodów. Dodatkowo, efekt ten by³ zauwa¿alnie os³abiany przez zjawisko przeszeregowania. Co wiêcej, w badaniu dok³adnie pokazano progresywnoæ (regresywnoæ) wiadczeñ wzglêdem dochodów pierwotnych. Zmiana wartoci zarówno redniej stopy wiadczeñ, progresywnoci udzia³u relatywnych wiadczeñ, jak i progresywnoci udzia³u relatywnych dochodów dla kolejnych grup decylowych gospodarstw wg analizowanych dochodów potwierdzi³a, ¿e wiadczenia by³y regresywne wzglêdem tych dochodów, czyli i¿ zmniejsza³y nierównoci dochodowe. Niemniej nale¿y pamiêtaæ, i¿ badanie odnosi³o siê do redystrybucyjnego efektu wiadczeñ zdrowotnych tylko w postaci us³ug zwi¹zanych z pobytem w szpitalu, z pominiêciem innych us³ug specjalistycznych, us³ug na poziomie opieki podstawowej, a tak¿e leków refundowanych. Trzeba ponownie zaznaczyæ, i¿ badanie dotyczy³o oddzia³ywania wiadczeñ na zró¿nicowanie jedynie pierwotnych dochodów bie¿¹cych gospodarstw, z wy³¹czeniem jakichkolwiek kategorii pozosta³ych dochodów. de facto Bibliografia Aggarwal P. K., 1994, , Public Finance, t. 49, nr 1. Baum S. R., 1987, , Public Finance Quarterly, t. 15, nr 2. ., 1997, G³ówny Urz¹d Statystyczny, Informacje i opracowania statystyczne, Warszawa. Górecki B., Winiewski M., 1998, , w: , Rada Strategii Spo³eczno-Gospodarczej przy Radzie Ministrów, Raport nr 29, Warszawa. Kakwani N. C., 1977, , The Economic Journal, nr 87. Kakwani N. C., 1984, , Advances in Econometrics, vol. 3. , 1997, G³ówny Urz¹d Statystyczny, Informacje i opracowania statystyczne, Warszawa. Styczeñ M., Topiñska I., 1999, , Opracowania projektów badawczych zamawianych, Zeszyt nr 4, Instytut Pracy i Spraw Socjalnych, Warszawa. A Local Distributional Measure of Tax Progressivity On the Measurement of Tax Progressivity: Relative Share Adjustment Bud¿ety gospodarstw domowych w 1996 r Zró¿nicowanie dochodów gospodarstw domowych w Polsce w latach 19871995 Podzia³ dochodu i nierównoci dochodowe. Fakty, tendencje, porównania Measurement of Tax Progressivity: An International Comparison On the Measurement of Tax Progressivity and Redistributive Effect of Taxes with Application to Horizontal and Vertical Equity Korzystanie z us³ug medycznych w Polsce na prze³omie lat 1995/1996 Podatki i wydatki socjalne jako narzêdzia redystrybucji dochodów gospodarstw domowych ekonomia 14 145 Ewa Aksman A b s t r a c t 146 The Redistributive Effect of Health Services This article examines the influence of health services on household current income distribution. Household Budget Survey in 1995 and The Use of Medical Services in 1995/1996 conducted by Central Statistical Office are the main source of data. In the research sample consisting of 27,836 units health services lead to lower income inequality. Nevertheless their redistributive effect is very weak. It is mainly a consequence of their low average rate with respect to original income and low regressivity as well. What is more, the effect is reduced by the reranking effect. Additionally, calculation of Relative Benefit Share Progressivity and Relative Income Share Progressivity confirms directly that health services are de facto regressive with respect to original income, i.e. they decrease income inequality. ekonomia 14