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二、研究背景
欧元区国家老龄化不断加剧,使得“老龄化成本”的提高成为这些高福利国家的债务危机的主要根源,“老龄化成本”使得隐形债务风险显性化。
所谓老龄化带来的最主要成本表现在养老金和医疗保障支出规模上,尤其是养老金支出和公共医疗支出,它构成“老龄化成本”的直接财务成本。
由此引发的“老龄化成本”不断提高致使公共支出的财政压力不断增加,进而由高福利引起了公共债务的不断提高。
欧元区国家的公共支出主要包括公共养老金支出、公共医疗费用支出、长期照护支出、教育支出和失业保险支出。
根据欧洲委员会发布《可持续性报告》认为,老龄化带来的财务成本主要集中在公共养老金、医疗费用、长期照料、教育和失业保险5项福利支出上。
其中,公共医疗支出是财务风险的第二大主要因素。
从欧元区国家的总体情况来看,65岁以上老年人口占总人口的比例由1995年的14.6%上升至2012年的17.9%。
从欧债危机的策源地希腊,以及债务危机最严重的“PIIGS”五国为例,希腊65岁以上老年人口占总人口的比例由1995年的15.3%上升至2012年的19.4%;
爱尔兰65岁以上老年人口占总人口的比例由1995年的11.5%上升至2012年的12.0%;
意大利65岁以上老年人口占总人口的比例由1995年的16.7%上升至2012年的20.8%;
葡萄牙65岁以上老年人口占总人口的比例由1995年的14.9%上升至2012年的18.5%;
西班牙65岁以上老年人口占总人口的比例由1995年的15.4%上升至2012年的17.5%。
由此可见老龄化的不断加剧所带来的“老龄化成本”会对高福利所需要的公共支出产生财政支出压力。
从另一观测角度“老年抚养比”也可以清晰的看到相同的结论。
从欧元区国家的总体情况来看,老年抚养比由1995年的21.9%上升至2012年的27.2%。
从“PIIGS”五国看,希腊老年抚养比从1995年的22.5%上升至2012年的29.4%;
爱尔兰老年抚养比从1995年的17.8%上升至2012年的18.0%;
意大利老年抚养比从1995年的24.4%上升至2012年的32.0%;
葡萄牙老年抚养比从1995年的22.3%上升至2012年的27.8%;
西班牙老年抚养比从1995年的22.6%上升至2012年的26.0%。
老年抚养比的提高会给年轻人带来经济压力,在其所要求的高福利使得年轻人经济负担不堪重负时,公共支出将不得不出手进行干预,因此这将会对公共财政带来非常大的负担,在财政收入不足以支撑这种负担下,这些国家将不得不通过借贷来维持原有的高福利,所以公共债务率将会变的越来越高。
A.Shelton、Sanz和J.velazquez(2007)分别实证分析了老龄化和老年抚养比增加对财政支出的影响,发现65岁老龄人口比重的提高是财政支出增加的重要因素,并通过ECM模型研究发现,不论是长期还是短期老龄人口的增长都会导致公共财政支出增加。
“老龄化成本”的不断提高终于在2009年底彻底引爆了欧洲债务危机。
公共医疗支出的持续增长给公共债务问题又加了一把火。
公共医疗支出的增加会进一步加重公共财政支出的压力影响公共债务的提高,并且公共医疗支出的增加通过替代效应使得生育水平下降加剧公共支出的财政压力,使得公共债务更加恶化。
从欧元区国家的总体情况看,公共医疗支出占政府支出的比例由1995年的16.62%上升至2012年的18.98%。
从“PIIGS”国家看,希腊公共医疗支出占政府支出的比例从1995年的9.57%上升至2012年的11.78%;
爱尔兰公共医疗支出占政府支出的比例从1995年的11.61%上升至2012年的12.38%;
意大利公共医疗支出占政府支出的比例从1995年的9.84%上升至2012年的14.16%;
葡萄牙公共医疗支出占政府支出的比例从1995年的11.24%上升至2012年的12.48%;
西班牙公共医疗支出占政府支出的比例从1995年的12.09%上升至2012年的15.04%。
当公共医疗支出不断上升而财政收入却不足时,必然使得财政支出的压力不断加大,同时为维持高福利那么必然要求国家进行接待,这样就使得公共债务不断提高。
J.Sorensen(2013)实证分析了22个国家公共医疗支出增长引起公共债务的快速上升。
过去生育水平的下降使得现在缓解债务的目标落空。
一方面公共医疗支出的增长直接影响了国家公共债务的上升,另一方面公共医疗支出的增长通过对生育水平产生替代效应使得人口数量不断减少,间接的更加不利于国家缓解其公共债务。
公共医疗支出的变化对生育水平会产生两种效应:
一是替代效应;
二是收入效应。
收入效应的作用能够提高生育水平,替代效应能够降低生育水平。
从现实情况来看二者的总效应使得生育水平下降。
收入效应的研究由于缺少有效的数据而难以对理论进行有效的检验。
涉及公共医疗与生育决策的研究。
医疗保障的提高会通过消费、储蓄以及流动迁移等方面影响人们的生育水平。
甘梨等(2010)通过医疗保障对居民消费的影响,齐良书(2011)通过医疗保障对居民收入增加的分析,以及白重恩等(2012)通过医疗保障对收入较低和健康状况较差家庭的分析中,实证结果都强调了医疗保障的提高会降低生育水平。
王天宇(2015)通过对改变医疗保障补贴模式转换为个人缴费模式将会降低人们的生育意愿。
公共医疗支出在一定程度上是为了弥补个人医疗支出的不足,如果个人医疗账户充足,公共医疗支出的负担会将对减小。
但是个人医疗账户收入的来源主要取决于现期成年人口数量,只有工作的成年人口才是提供个人医疗账户收入的主力军。
过去生育水平的降低必然导致现在成年人口数量的减少,这将导致现在个人医疗账户收入的减少。
如果以1995年为时间节点,16岁即可以参加工作,那么从1989年开始的生育水平就将影响1995年以后的个人医疗账户的收入。
从欧元区国家的总和生育率看,除了爱沙尼亚、拉脱维亚、塞浦路斯和马耳他以外的其他14个国家的总和生育率从1984年就开始迅速降低,减少的人口数量将降低个人医疗账户收入,造成了公共医疗支出的增长,同时公共医疗支出的增长对公共债务的影响甚至可能在1995年之前就已经出现。
因此公共债务、公共医疗支出和生育水平的相互影响交织在一起,所以准确搜索生育水平的门槛值,分析对公共医疗支出的影响,进而分析公共医疗支出的变化对公共债务的影响起到了至关重要的作用。
三、模型的设定和估计方法
依据前述的分析,公共医疗支出的变化会影响公共债务的变化,生育水平的变化也会间接的通过公共医疗支出影响公共债务的变化,公共债务、公共医疗支出、生育水平之间的关系可能呈现出非线性关系,这将使得三者表现出区间效应,为了避免人为划分变化区间所带来的偏误,所以采用Hansen发展的面板门槛模型分析公共债务、公共医疗支出、生育水平之间的动态关系。
首先面板单一门槛模型的设定如下:
(1)
其中
表示被解释变量,在下面的实证检验中被解释变量是DEBT,代表公共债务。
t表示年份,i表示不同的国家。
作为解释变量,
作为一组影响被解释变量的并且有显著影响的控制变量,包括个人医疗支出占个人收入的比率,成年人死亡率、婴儿死亡率、65岁以上人口占总人口的比率、老年抚养比和少儿抚养比等。
为这一组控制变量的系数向量。
为门槛变量,本文影响公共债务变化的主要因素为公共医疗支出,公共医疗支出的变化主要取决于生育水平的变化。
因此本文把生育水平作为门槛变量,
为某一特定的门槛值。
为指标函数。
为不可观测的因素,
为方程的随机干扰项并且满足
。
为了得到参数的有效估计量,需要先从每一个观测值中间去其组内平均值以消除个体效应
,如
把被解释变量公共债务(DEBT)带入变换后的模型中得到:
(2)
由此我们可以得到方程
(2)的矩阵形式
对于所给定的门槛变量的向量值,对方程
(2)进行OLS估计,由此我们可以得到
的估计值为
,相应的残差平方和为
,其中
为残差向量。
因此可以通过对应的
的最小值来获得
的估计值,即
在得到方程的参数估计值后,要对估计结果进行两个方面的检验:
第一要检验门槛估计效果是否显著;
第二门槛的估计值是否等于其真实值。
第一个检验的原假设为
,对应的备择假设为
,检验的统计量为:
(3)
是在原假设
条件下得到的残差平方和。
根据Hansen门槛模型的假设条件中
是无法识别的,所以
统计量的分布是非标准的。
因此Hansen采用Bootstrap法(自抽样法)来获得门槛模型的渐进分布构建P值。
第二个检验的原假设为
,相应的似然比检验统计量为:
(4)
虽然
的统计分布也不是标准的,但是Hansen提出了一个简单的公式用于分析与计算它的拒绝域,即当
时不能拒绝原假设,
为显著水平。
以上仅为单一门槛的模型和检验,但是从统计分析的角度看,数据分析可能存在两个或者更多的门槛值,单一门槛模型向多重门槛的扩展可以由双重门槛进行简要说明。
双重门槛模型设定为:
(5)
计量分析中可以首先固定第一个门槛值
以后利用“网格法”重新搜索第二个门槛值
,利用“自抽样法”最终确定稳定的
和
的值,最终得到:
检验的方法如上不再赘述。
四、实证分析
(一)样本数据说明
本文选择了欧元区国家的14个国家从1995年至2012年的相关数据(未包括塞浦路斯、马耳他、斯洛文尼亚和斯洛伐克,原因是这四个国家缺少公共债务的数据)。
表1介绍了本文所选取的主要变量和变量的描述性统计量。
变量的计算方法:
公共债务用各国的中央负债率表示,其含义是中央债务占GDP的比重。
生育水平用总和生育率(TFR)表示。
公共医疗的比例用公共医疗支出的费用除以国家财政支出表示。
个人医疗支出的比例用个人医疗支出现值除以人均GDP表示。
其余变量的计算方法均采用世界银行标准的计算方法。
表1样本变量描述性统计(1995~2012T=18年,N=14,有效观测值=2520)
变量名称
变量含义
平均值
标准差
最小值
最大值
DEBT
公共债务
0.61
0.368
-0.068
1.636
TFR
生育水平
1.004
0.028
0.899
1.083
PM
公共医疗支出比率
0.184
0.176
0.087
0.797
RM
人均医疗支出比率
0.085
0.017
0.048
0.119
OLD
65岁及以上占总人口的比例
0.163
0.022
0.111
0.211
NT1
老年抚养比
0.243
0.033
0.162
0.321
NT2
少儿抚养比
0.251
0.035
0.2
0.376
GDP
人均GDP增长率
0.039
-0.166
0.133
DEAD1
15-64岁成年人口死亡率
0.108
0.049
0.059
0.303
DEAD2
婴幼儿死亡率
0.005
0.003
0.002
0.02
(二)实证分析结果
本文把生育水平作为门槛变量,公共医疗支出作为与生育水平的交乘项,以此分析公共医疗变化对公共债务变化的影响。
在此条件下分析公共医疗支出变化对公共债务变化的影响,依次对不存在门槛、存在一个门槛、存在两个门槛和存在多个门槛进行估计,进而得到估计结果以及F值和自抽样法的P值见表1。
我们发现1995-2012年间,公共医疗支出对公共债务影响的单一门槛和双重门槛的效应比较显著,相应的自抽样P值分别为0.012和0.000,但是三重门槛却不显著P值为0.300。
把双重门槛作为分析公共医疗支出对公共债务变化的模型更为合理,所以下面将基于双重门槛模型进行分析。
表1门槛效果检验
模型
临界值
F值
P值
BS次数
1%
5%
10%
单一门槛
25.274**
0.012
500
45.131
33.598
27.936
双重门槛
49.345***
0.000
11.729
4.832
1.127
三重门槛
0.300
300
注:
(1)BS代表“Bootstrap”自抽样法,并进行反复抽样500和300次得到的结果。
(2)***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平下显著,同下。
双重门槛的两个估计值和95%的置信区间范围值见表2,并作出似然比函数值的图形(包括图1和图2),图1和图2可以令我们更清晰的看到门槛变量值的估计和置信区间的构造过程。
门槛参数的估计值是指似然比检验统计量LR为零时
的取值,两个门槛值分别为1.510(见图1)和1.670(见图2)。
这两个门槛估计值的95%置信区间是所有LR值小于5%显著水平下的临界值(图中虚线)的
构成的区间。
因此根据这两个门槛估计值将生育水平分成三阶段,第一阶段TFR≤1.510;
第二阶段1.510<TFR≤1.670;
第三个阶段为TFR>1.670。
表2门槛值估计结果
估计值
95%置信区间
第一个门槛值
1.510
[1.510,1.560]
第二个门槛值
1.670
[1.670,1.690]
图1和图2门槛参数估计结果
我们分析的重点在于不同生育水平条件下公共医疗支出对公共债务的关系,为检验分析的有效应,我们不但分析了双重面板门槛模型的回归结果,并且回归了OLS和固定效应面板(FE)回归结果,同时比较了这三种回归结果见表3。
从双重面板门槛模型、OLS和固定效应面板(FE)回归的结果比较来看。
双重面板的回归结果优于FE的回归结果,也优于OLS的回归结果。
表3面板门槛回归、OLS回归和固定效应回归结果
双重门槛模型
OLS模型
FE模型
回归系数
t值
-0.241*
(-2.11)
5.390**
(-3.77)
PM_1
4.212***
(-1.52)
PM_2
1.122**
(-2.85)
PM_3
-0.464
(-3.26)
-6.581**
(3.28)
-5.882
(-4.17)
-6.400*
(2.24)
0.672**
(0.51)
0.907
(-14.33)
1.071*
(0.62)
-10.78
(-0.42)
-40.45
(3.40)
-23.96
(-0.91)
0.569**
(1.17)
164.5
(2.67)
0.473*
(1.23)
0.293*
(-1.06)
83.26
(-2.41)
0.234*
(-1.07)
8.418
(1.99)
25.45
7.314
(2.08)
0.273
(1.00)
-0.207
(-0.49)
(0.71)
-0.266
(-2.21)
-0.404*
_cons
-3.287*
(-1.47)
-10.59
(-3.16)
-2.145*
(-1.27)
R2
0.714
0.399
0.517
在双重门槛模型中TFR是门槛变量未进入回归方程。
PM_1是在TFR≤1.510时公共医疗支出与生育水平的交乘项;
PM_2是在1.510<TFR≤1.670时公共医疗支出与生育水平的交乘项;
PM_3是在TFR>1.670时公共医疗支出与生育水平的交乘项。
(三)结果分析
本文最关注的内容是公共医疗支出(PM)变动对公共债务(DEBT)变动的影响。
通过分析结果来看,在生育水平小于第一个门槛值1.510时,公共医疗支出与公共债务之间呈现了同方向的变动关系,回归系数为4.212。
说明在较低的生育水平条件下,公共医疗支出的增加会使得公共债务快速提高。
在生育水平介于1.510和1.670之间时,公共医疗支出与公共债务之间也呈现了同方向的变动关系,但是相关系数降低到1.122。
这说明生育水平的提高,公共医疗支出的增长虽然会带来了公共债务的提高,但由于生育水平提高,公共医疗支出增加使得公共债务提高的速度明显降低。
然而一旦生育水平超过1.670,公共医疗支出与公共债务之间的关系就不是特别明显了,从回归结果看二者的相关系数仅为-0.464,但回归结果并不显著。
但是我们仍然可以这样预期,一旦生育水平超过了1.670,将有充足的劳动力人口数量,充足的劳动力人口数量将会带来经济增长,更多更稳定的财政收入,这时增加公共医疗支出并不会成为财政支出的负担,公共医疗支出增加并不会促使公共债务的提高,甚至由于财政收入的增长使得公共债务降低。
实证分析的结果业已说明较低的生育水平确实不利于公共债务的调节;
较高的生育水平虽然有利于公共债务的调节,但是可能带来其它的经济与社会问题。
因此这两者都不是较合理的改善公共债务的办法,因此本文认为生育水平介于1.510和1.670之间更有利调节公共医疗与公共债务的关系。
虽然双重门槛模型并没有分析生育水平(TFR)的变化对公共债务的影响,但是OLS模型和FE模型的分析表现出二者呈现反方向的变动关系,生育水平的下降会促使公共债务增加,因此从欧元区国家看生育水平的下降也不利于缓解公共债务的压力。
人均医疗支出(RM)也与公共债务呈现反方向的变动关系,人均医疗支出的增加能够缓解政府公共压力财政支出的压力,因此可以降低政府的公共债务。
成年人口死亡率(DEAD1)越高,个人医疗账户的收入将会降低,个人医疗支出会减少,那么政府不得不负担更高的公共医疗财政支出,所以不利于缓解公共债务的压力,因此成年人口死亡率与公共债务之间呈现了一种正相关关系。
65岁以上老年人口占总人口的比例(OLD)越高与不利于缓解公共债务的压力,65岁老年人口越多,造成的“老龄化成本”越高,为维持高福利,政府所需负担的公共支出的财政压力也就越大。
老年抚养比(NUTURE1)越高,青年人需要负担的“老龄化成本”越高,高福利所造成的青年人无法负担的高福利就得由政府公共财政支出进行负担,因此政府的公共债务负担就无法减轻。
在双重门槛模型分析中,婴儿死亡率(DEAD2)、、少儿抚养比(NUTURE2)和人均收入(GDP)对公共债务的影响不显著。
这可能是因为这三个变量对公共债务影响的传导机制造成的,但我们仍能发现这些变量对公共债务的影响趋势。
例如,婴儿死亡率上升将会造成未来工作人口数量的降低,将减少未来的医疗账户的收入,对未来的公共财政支出产生消极影响,会
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