Redystrybucyjny efekt świadczeń zdrowotnych

Redystrybucyjny efekt
œwiadczeñ zdrowotnych
Ewa Aksman, dr
Wydzia³ Nauk Ekonomicznych UW
Wstêp
Celem artyku³u jest zbadanie wp³ywu œwiadczeñ zdrowotnych na rozk³ad
dochodów bie¿¹cych gospodarstw domowych. Jest to konieczne z punktu widzenia weryfikacji redystrybucyjnej funkcji uwzglêdnianych œwiadczeñ.
G³ówne Ÿród³o 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
œwiadczeñ, jak i ich progresywnoœci (regresywnoœci).
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 wyraŸne wady, ci¹gle pozostaje najpe³niejszym
dostêpnym Ÿród³em danych, umo¿liwiaj¹cym identyfikacjê rozk³adu dochodów wymienionych podmiotów [Górecki, Wiœniewski, 1998]. Pomimo ¿e istnia³y dane o gospodarstwach w latach póŸniejszych, konieczne by³o oparcie
siê na danych z 1996 r., a wynika³o to z potrzeby posiadania równie¿ informacji o korzystaniu ze œwiadczeñ zdrowotnych. Jednak¿e ostatnim rokiem, którego dotyczy³y te informacje w zakresie niezbêdnym z punktu widzenia przeprowadzanego badania, by³ w³aœnie 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 sezonowoœæ 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 w³asnoœci i z aktywów finansowych. A zatem zalicza³y siê do nich wszystkie
dochody cz³onków gospodarstw z dowolnych Ÿróde³, 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 czêœci 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 wartoœci œwiadczeñ zdrowotnych odbieranych
przez te jednostki w systemie opieki zdrowotnej finansowanym ze œrodków
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 ludnoœæ 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 œredni 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 œwiadczeniami zdrowotnymi.
Tak wiêc, œwiadczenia 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 wczeœniej wypracowanymi, od³o¿onymi w czasie dochodami z pracy, analogicznie jak czyniono to ju¿ w innych podobnych badaniach [Górecki, Wiœniewski,
1998; Styczeñ, Topiñska, 1999].
3 Aby wyeliminowaæ czynnik inflacyjny, dochody pierwotne, przypisane ka¿demu gospodarstwu w danym miesi¹cu, zosta³y zindeksowane GUS-owskim wskaŸnikiem wzrostu cen towarów
i us³ug konsumpcyjnych na czerwiec 1996 r.
138
ekonomia 14
Redystrybucyjny efekt œwiadczeñ zdrowotnych
W celu zagwarantowania porównywalnoœci dochodów i œwiadczeñ dla gospodarstw o ró¿nej liczbie osób obliczono dochody i œwiadczenia ekwiwalentne, przy czym wspó³czynnik skali ekwiwalentnoœci 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 œwiadczeñ
Klasyczn¹ miar¹ redystrybucyjnego efektu œwiadczeñ ( , ), informuj¹c¹ o zmianie nierównoœci dochodowych przy odwzorowywaniu dochodów
pierwotnych w dochody pierwotne powiêkszone o œwiadczenia, jest ró¿nica
wspó³czynników Giniego dla tych dochodów:
REB
REB X = G X - G X
+
,
X
(3)
B
Redystrybucyjny efekt œwiadczeñ zale¿y zarówno od ich œredniej stopy,
progresywnoœci (regresywnoœci), 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:
— œrednia stopa œwiadczeñ, czyli relacja mm , w której m to œrednie œwiadczenie, a m œredni dochód pierwotny;
, — wspó³czynnik progresywnoœci (regresywnoœci) œwiadczeñ, obliczany
zgodnie z formu³¹ , = - , , w której , jest wspó³czynnikiem koncentracji œwiadczeñ;
, — wspó³czynnik efektu przeszeregowania odbiorców œwiadczeñ, wyznaczany wed³ug wzoru , = - , , w którym , to wspó³czynnik
koncentracji dochodów pierwotnych powiêkszonych o œwiadczenia4.
Je¿eli wspó³czynnik progresywnoœci (regresywnoœci) œwiadczeñ wzglêdem
dochodów pierwotnych , ma znak dodatni, œwiadczenia s¹ regresywne
wzglêdem tych dochodów, prowadz¹c do obni¿ania nierównoœci dochodowych. Ujemna wartoœæ , jest to¿sama z progresywnoœci¹ œwiadczeñ 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 wartoœci z przedzia³u -1, 1 , , jest okreœlony w przedziale (–1 + , +1).
KB
ekonomia 14
X
GX
GX
139
Ewa Aksman
nia dochodowego. , = 0 oznacza proporcjonalnoœæ œwiadczeñ wzglêdem
analizowanych dochodów, czego wynikiem jest ich neutralnoœæ z punktu widzenia oddzia³ywania na rozpiêtoœci dochodowe (w przypadku œwiadczeñ
proporcjonalnych ich elastycznoœæ wzglêdem dochodów pierwotnych zawsze
wynosi jeden). Czyli , ogólnie pokazuje odchylenie danych œwiadczeñ od
œwiadczeñ proporcjonalnych [Kakwani, 1977].
W przypadku braku efektu przeszeregowania, redystrybucyjny efekt
œwiadczeñ by³by funkcj¹ tylko ich œredniej stopy i wspó³czynnika ich progresywnoœci:
KB
X
KB
X
REB X =
,
bX KB X
1+ b X
,
(5)
co mo¿na pokazaæ, korzystaj¹c z zale¿noœci:
m X+ B
GX
+
B = mX
GX + m BCB X
(6)
,
w której m + to œredni dochód pierwotny powiêkszony o œwiadczenia.
W badanej próbie gospodarstw wspó³czynnik Giniego dla dochodów pierwotnych osi¹gn¹³ poziom = 0,3176245, natomiast wspó³czynnik Giniego
dla dochodów pierwotnych powiêkszonych o œwiadczenia przyj¹³ wartoœæ
+ = 0,3122205 (tabela 1.). A zatem nierównoœci dochodów pierwotnych
powiêkszonych o œwiadczenia by³y nieznacznie mniejsze ni¿ nierównoœci dochodów pierwotnych, oczywiœcie w nastêpstwie redystrybucyjnej si³y œwiadczeñ. Redystrybucyjny efekt œwiadczeñ 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 œwiadczeñ wzglêdem dochodów pierwotnych
wyniós³ , = 0,0738220 (tabela 2.). Dodatnia wartoœæ , wskazywa³a, ¿e
œwiadczenia by³y skoncentrowane na podmiotach o wy¿szych dochodach
pierwotnych, ale poniewa¿ wartoœæ by³a niewiele wiêksza od zera, koncentracja ta by³a bardzo s³aba.
Wspó³czynnik koncentracji dochodów pierwotnych powiêkszonych
o œwiadczenia wzglêdem dochodów pierwotnych osi¹gn¹³ poziom + , =
0,3119776. Podobnie jak w przypadku wspó³czynnika koncentracji œwiadczeñ
wzglêdem dochodów pierwotnych , , dodatnia wartoœæ + , informowa³a, i¿ rozk³ad dochodów pierwotnych powiêkszonych o œwiadczenia by³ nieCB
CB
X
X
CX
CB
140
X
CX
B X
B X
ekonomia 14
Redystrybucyjny efekt œwiadczeñ zdrowotnych
równomierny wzglêdem rozk³adu dochodów pierwotnych na korzyœæ podmiotów o wy¿szych dochodach pierwotnych. Tym razem koncentracja ta by³a jednak wyraŸnie wiêksza.
Œrednia stopa œwiadczeñ wzglêdem dochodów pierwotnych przyjê³a wartoœæ = 0,0237106. Rozwa¿ana stopa by³a bardzo niska, ale niew¹tpliwie —
gdyby œwiadczenia, 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 œwiadczeñ.
Wspó³czynnik progresywnoœci (regresywnoœci) œwiadczeñ wzglêdem dochodów pierwotnych ukszta³towa³ siê na poziomie wiêkszym od zera, tj. ,
= 0,2438025, co potwierdza³o ju¿ wprost ich regresywnoœæ wzglêdem tych dochodów, czyli zmniejszanie przez nie rozpiêtoœci dochodowych. Wymieniona
regresywnoœæ by³a jednak s³aba.
Wspó³czynnik efektu przeszeregowania wzglêdem dochodów pierwotnych
wyniós³ , = 0,0002429. Oznacza to, ¿e dla niektórych jednostek otrzymywanie œwiadczeñ prowadzi³o do poprawy pozycji w rozk³adzie dochodów pierwotnych powiêkszonych o œwiadczenia w porównaniu z miejscem w rozk³adzie dochodów pierwotnych. Wskazany efekt wyjaœnia³ zmniejszenie ca³ego
redystrybucyjnego efektu œwiadczeñ 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 œwiadczenia bardzo nieznacznie redukowa³y nierównoœci dochodowe — o oko³o 1,70%. Bardzo s³aby redystrybucyjny efekt by³ wynikiem w pierwszej kolejnoœci ich bardzo niskiego udzia³u
w dochodach pierwotnych, a w drugiej kolejnoœci ma³ej regresywnoœci wzglêdem tych dochodów. Co wiêcej, omawiany efekt ulega³ dodatkowo obni¿eniu
na skutek zjawiska przeszeregowania.
3. Progresywnoœæ (regresywnoœæ) œwiadczeñ
Dwiema lokalno-dystrybucyjnymi miarami progresywnoœci (regresywnoœci) œwiadczeñ wzglêdem dochodów pierwotnych s¹ progresywnoœæ udzia³u
relatywnych œwiadczeñ (ang.
—
)
i progresywnoœæ 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 œwiadczeñ dla -tej grupy decylowej w œwiadczeniach dla wszystkich grup;
— udzia³ dochodów pierwotnych -tej grupy decylowej w dochodach pierwotnych wszystkich grup;
— œrednia stopa œwiadczeñ w -tej grupie decylowej;
— œrednia stopa œwiadczeñ we wszystkich grupach.
maleje dla coraz wy¿szych grup decylowych gospodarstw wg
Je¿eli
dochodów pierwotnych, œwiadczenia s¹ regresywne wzglêdem tych dochodów, czyli zmniejszaj¹ nierównoœci dochodowe. Gdy
wzrasta dla coraz
wy¿szych takich grup decylowych, œwiadczenia s¹ progresywne wzglêdem
opisywanych dochodów, tj. zwiêkszaj¹ zró¿nicowanie dochodowe.
=1
dla wszystkich takich grup decylowych nale¿y interpretowaæ jako proporcjonalnoœæ œwiadczeñ wzglêdem branych pod uwagê dochodów, a tym samym
jako niewywieranie przez nie ¿adnego wp³ywu na rozpiêtoœci 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 œwiadczenia
-tej grupy decylowej w dochodach pierwotnych powiêkszonych o œwiadczenia wszystkich grup;
— dochody pierwotne -tej grupy decylowej;
— œwiadczenia 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 œrednia stopa œwiadczeñ 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 okreœlana równie¿ jako indeks relatywnych œwiadczeñ (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 œwiadczeñ 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 regresywnoœci¹ œwiadczeñ 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.
Progresywnoœæ udzia³u relatywnych œwiadczeñ dla pierwszej grupy decylowej gospodarstw wg dochodów pierwotnych przyjê³a wartoœæ
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 progresywnoœæ spada³a dla kolejnych wymienionych grup decylowych, jeszcze raz stanowi¹c dowód, ¿e œwiadczenia by³y regresywne wzglêdem dochodów pierwotnych i prowadzi³y tym
samym do zmniejszenia rozpiêtoœci 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.
Progresywnoœæ 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 progresywnoœæ mala³a dla
coraz wy¿szych omawianych grup decylowych, co po raz kolejny wskazywa³o
na regresywnoœæ œwiadczeñ 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 œwiadczenia zdrowotne wywiera³y wp³yw na rozk³ad dochodów pierwotnych gospodarstw. Opisywane œwiadczenia 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 œwiadczeñ zdrowotnych
Redystrybucyjny efekt œwiadczeñ zale¿a³ zarówno od ich œredniej stopy,
progresywnoœci (regresywnoœci), jak i efektu przeszeregowania wzglêdem dochodów pierwotnych. O bardzo ma³ym redystrybucyjnym efekcie œwiadczeñ
przes¹dzi³ przede wszystkim ich bardzo niski udzia³ w uwzglêdnianych dochodach, a ponadto ma³a regresywnoœæ wzglêdem tych dochodów. Dodatkowo, efekt ten by³ zauwa¿alnie os³abiany przez zjawisko przeszeregowania.
Co wiêcej, w badaniu dok³adnie pokazano progresywnoœæ (regresywnoœæ)
œwiadczeñ wzglêdem dochodów pierwotnych. Zmiana wartoœci zarówno œredniej stopy œwiadczeñ, progresywnoœci udzia³u relatywnych œwiadczeñ, jak
i progresywnoœci udzia³u relatywnych dochodów dla kolejnych grup decylowych gospodarstw wg analizowanych dochodów potwierdzi³a, ¿e œwiadczenia
by³y
regresywne wzglêdem tych dochodów, czyli i¿ zmniejsza³y nierównoœci dochodowe.
Niemniej nale¿y pamiêtaæ, i¿ badanie odnosi³o siê do redystrybucyjnego
efektu œwiadczeñ 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 œwiadczeñ 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., Wiœniewski 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 1987–1995
Podzia³ dochodu i nierównoœci 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