Posted by on 28 maja 2018

Dla każdego nieubezpieczonego okresu w ankietach SIPP z lat 1983-1986 i 2001-2004 oszacowaliśmy model ryzyka konkurencyjnego dla uzyskania publicznego lub prywatnego zasięgu. Zmienna zależna była jedną z trzech grup ubezpieczeniowych: publicznie ubezpieczona, prywatnie ubezpieczona lub nieubezpieczona. Zastosowaliśmy Metodę B22 Lunna i McNeila, aby prawdopodobieństwo uzyskania prywatnego lub publicznego ubezpieczenia zdrowotnego w każdym miesiącu po rozpoczęciu okresu nieubezpieczonego (tj. Zagrożenie podstawowe) pozostało nieograniczone. We wszystkich modelach hazardu wykorzystaliśmy nieparametryczne ryzyko podstawowe, pozwalające skutecznie zmienić ryzyko bazowe w zależności od miesiąca23 Po oszacowaniu modeli dla wszystkich grup wiekowych, przeszukaliśmy modele z uwzględnieniem zmiennej obojętnej dla zgłaszanego przez siebie, uczciwego lub złego stanu zdrowia. Ponieważ stan zdrowia nie był oceniany dla osób poniżej 15 roku życia, modele te były przeznaczone wyłącznie dla osób dorosłych i zawierały dane dopiero po trzeciej fali wywiadu (kiedy oceniano stan zdrowia).
Modele zagrożenia i statystyki podsumowania ważono za pomocą podłużnych obciążeń panelu. Błędy standardowe zostały skorygowane dla złożonego projektu badania i dla powtarzających się pomiarów, przy użyciu oprogramowania Stata, wersja 9.2.24 Obliczono prawdopodobieństwo utraty zasięgu w ciągu roku i uzyskania ubezpieczenia każdego rodzaju (publicznego lub prywatnego) w każdym miesiącu dla każdej grupy demograficznej w każdym z naszych dwóch okresów badania. W celu zbadania trendów stałych populacji w zakresie ochrony ubezpieczeniowej, zrównoważyliśmy prawdopodobieństwa dla wszystkich wyników, które były specyficzne dla wieku, rasy lub grupy etnicznej, oraz poziom wykształcenia zgodnie ze średnią rozkładu populacji o cechach demograficznych w danych z lat 1983-1986 i dane z lat 2001-2004.
Wyniki
Próbka do badań
Tabela 1. Tabela 1. Charakterystyka próbki do badań. Charakterystykę badanej próbki przedstawiono w tabeli 1. W latach 2001-2004 liczba ludności wynosiła więcej osób dorosłych i mniejszości rasowych niż w latach 1983-1986. Średni poziom wykształcenia głównego beneficjenta wzrastał z czasem. Odsetek ludności, która była nieubezpieczona w jakimkolwiek miesiącu była nieznacznie wyższa w latach 2001-2004 niż w latach 1983-1986, choć nie była znacząco wyższa (odpowiednio 15,9% i 15,8%, P = 0,07). Więcej osób w panelu z lat 2001-2004 miało nieubezpieczony okres niż w panelu z lat 1983-1986 (37,3% w porównaniu z 35,4%, P <0,001).
Tabela 2. Tabela 2. Wskaźniki zagrożenia dla utraty lub uzyskania prywatnego lub publicznego ubezpieczenia, 1983-1986 i 2001-2004. Model zagrożenia oszacowano prawdopodobieństwo utraty pokrycia i odzyskania pokrycia po nieubezpieczeniu pokazano dla każdego badania w tabeli 2. We wszystkich przypadkach oszacowania współczynników były w oczekiwanym kierunku. Biali i osoby z wyższym poziomem wykształcenia generalnie mają niższe stopy hazardu dla utraty zasięgu niż osoby innych ras lub grup etnicznych oraz osoby o niższym poziomie wykształcenia. Kiedy uzyskały ubezpieczenie po nieubezpieczonym okresie, osoby młodsze, osoby o niższym poziomie wykształcenia i osoby niewykształcone miały większe szanse na uzyskanie publicznego dostępu.
Prawdopodobieństwo utraty pokrycia
Tabela 3. Tabela 3. Prawdopodobieństwo utraty pokrycia ubezpieczenia w okresie 12-miesięcznym
[przypisy: wieszaki na medale, rezonans magnetyczny, psychoterapia wrocław ]

Powiązane tematy z artykułem: psychoterapia wrocław rezonans magnetyczny wieszaki na medale

Posted by on 28 maja 2018

Dla każdego nieubezpieczonego okresu w ankietach SIPP z lat 1983-1986 i 2001-2004 oszacowaliśmy model ryzyka konkurencyjnego dla uzyskania publicznego lub prywatnego zasięgu. Zmienna zależna była jedną z trzech grup ubezpieczeniowych: publicznie ubezpieczona, prywatnie ubezpieczona lub nieubezpieczona. Zastosowaliśmy Metodę B22 Lunna i McNeila, aby prawdopodobieństwo uzyskania prywatnego lub publicznego ubezpieczenia zdrowotnego w każdym miesiącu po rozpoczęciu okresu nieubezpieczonego (tj. Zagrożenie podstawowe) pozostało nieograniczone. We wszystkich modelach hazardu wykorzystaliśmy nieparametryczne ryzyko podstawowe, pozwalające skutecznie zmienić ryzyko bazowe w zależności od miesiąca23 Po oszacowaniu modeli dla wszystkich grup wiekowych, przeszukaliśmy modele z uwzględnieniem zmiennej obojętnej dla zgłaszanego przez siebie, uczciwego lub złego stanu zdrowia. Ponieważ stan zdrowia nie był oceniany dla osób poniżej 15 roku życia, modele te były przeznaczone wyłącznie dla osób dorosłych i zawierały dane dopiero po trzeciej fali wywiadu (kiedy oceniano stan zdrowia).
Modele zagrożenia i statystyki podsumowania ważono za pomocą podłużnych obciążeń panelu. Błędy standardowe zostały skorygowane dla złożonego projektu badania i dla powtarzających się pomiarów, przy użyciu oprogramowania Stata, wersja 9.2.24 Obliczono prawdopodobieństwo utraty zasięgu w ciągu roku i uzyskania ubezpieczenia każdego rodzaju (publicznego lub prywatnego) w każdym miesiącu dla każdej grupy demograficznej w każdym z naszych dwóch okresów badania. W celu zbadania trendów stałych populacji w zakresie ochrony ubezpieczeniowej, zrównoważyliśmy prawdopodobieństwa dla wszystkich wyników, które były specyficzne dla wieku, rasy lub grupy etnicznej, oraz poziom wykształcenia zgodnie ze średnią rozkładu populacji o cechach demograficznych w danych z lat 1983-1986 i dane z lat 2001-2004.
Wyniki
Próbka do badań
Tabela 1. Tabela 1. Charakterystyka próbki do badań. Charakterystykę badanej próbki przedstawiono w tabeli 1. W latach 2001-2004 liczba ludności wynosiła więcej osób dorosłych i mniejszości rasowych niż w latach 1983-1986. Średni poziom wykształcenia głównego beneficjenta wzrastał z czasem. Odsetek ludności, która była nieubezpieczona w jakimkolwiek miesiącu była nieznacznie wyższa w latach 2001-2004 niż w latach 1983-1986, choć nie była znacząco wyższa (odpowiednio 15,9% i 15,8%, P = 0,07). Więcej osób w panelu z lat 2001-2004 miało nieubezpieczony okres niż w panelu z lat 1983-1986 (37,3% w porównaniu z 35,4%, P <0,001).
Tabela 2. Tabela 2. Wskaźniki zagrożenia dla utraty lub uzyskania prywatnego lub publicznego ubezpieczenia, 1983-1986 i 2001-2004. Model zagrożenia oszacowano prawdopodobieństwo utraty pokrycia i odzyskania pokrycia po nieubezpieczeniu pokazano dla każdego badania w tabeli 2. We wszystkich przypadkach oszacowania współczynników były w oczekiwanym kierunku. Biali i osoby z wyższym poziomem wykształcenia generalnie mają niższe stopy hazardu dla utraty zasięgu niż osoby innych ras lub grup etnicznych oraz osoby o niższym poziomie wykształcenia. Kiedy uzyskały ubezpieczenie po nieubezpieczonym okresie, osoby młodsze, osoby o niższym poziomie wykształcenia i osoby niewykształcone miały większe szanse na uzyskanie publicznego dostępu.
Prawdopodobieństwo utraty pokrycia
Tabela 3. Tabela 3. Prawdopodobieństwo utraty pokrycia ubezpieczenia w okresie 12-miesięcznym
[przypisy: wieszaki na medale, rezonans magnetyczny, psychoterapia wrocław ]

Powiązane tematy z artykułem: psychoterapia wrocław rezonans magnetyczny wieszaki na medale