異地就醫(yī)便捷化與醫(yī)?；痫L(fēng)險(xiǎn)——基于A縣的分析

何文炯 蔣可竟 朱云洲

(浙江大學(xué) 杭州 310058)

隨著基本醫(yī)療保險(xiǎn)實(shí)現(xiàn)制度全覆蓋，并逐步走向人員全覆蓋，參保人員對(duì)醫(yī)療保障服務(wù)的需求進(jìn)一步增加。部分地區(qū)在實(shí)現(xiàn)異地就醫(yī)便捷化方面出臺(tái)了若干探索性政策，并獲得了多方積極評(píng)價(jià)。然而，任何公共政策都有其兩面性，異地就醫(yī)便捷化政策也有其負(fù)面效應(yīng)，即在一定程度上改變就醫(yī)流向，并可能增加基本醫(yī)療保險(xiǎn)基金的運(yùn)行風(fēng)險(xiǎn)。本文以某省鄰近省城的A縣為例，討論異地就醫(yī)便捷化政策對(duì)基本醫(yī)療保險(xiǎn)基金（本文簡稱“醫(yī)保基金”）的影響。

1 異地就醫(yī)便捷化政策與A縣醫(yī)?；鹬С鲎兓?/h2>

異地就醫(yī)便捷化政策是部分地區(qū)的探索，因而沒有統(tǒng)一的版本。A縣是較早實(shí)施基本醫(yī)療保險(xiǎn)便捷化政策的統(tǒng)籌地區(qū)，且在多種政策方面都有探索實(shí)踐，因而具有一定的典型性。A縣常住人口80萬，基本實(shí)現(xiàn)全員參保。早期參保人員就醫(yī)主要在縣內(nèi)，少數(shù)到省城就醫(yī)，到省城以外的外地就醫(yī)可以忽略不計(jì)。因此，下文所指A縣異地就醫(yī)是指A縣參保人員赴省城就醫(yī)。前幾年，A縣陸續(xù)實(shí)施定點(diǎn)醫(yī)院放開、異地就醫(yī)5%自付比率取消、“一卡通”異地結(jié)算等政策，使得異地就醫(yī)變得更加便捷。2007年之前，A縣在省城只有3家定點(diǎn)醫(yī)院，異地就醫(yī)需要經(jīng)過較為嚴(yán)格的審批程序，并且不能聯(lián)網(wǎng)結(jié)算，因而限制了參保人員赴省城就醫(yī)。2007年，A縣在省城的定點(diǎn)醫(yī)院數(shù)量增加到28家，并且其中4家可以聯(lián)網(wǎng)直接刷卡，開始“一卡通”試點(diǎn)。2011年以后，又在省城大部分三級(jí)醫(yī)院實(shí)現(xiàn)異地刷卡即時(shí)結(jié)算，基本上放開了參保人員赴省城就醫(yī)的限制。

在上述背景下，A縣參保人員赴省城就醫(yī)的人次數(shù)明顯增多。2004年到省城就醫(yī)的人次數(shù)占總?cè)舜螖?shù)的0.5%，而2013年這個(gè)比率提高到了11.5%。相應(yīng)地，醫(yī)療總費(fèi)用提高，醫(yī)?；鹬С鲭S之增加。表1反映的是職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)（簡稱“職工醫(yī)?！保﹨⒈Ｈ藛T歷年赴省城就醫(yī)費(fèi)用的相關(guān)分析。其中，總費(fèi)用是指就醫(yī)所產(chǎn)生的全部費(fèi)用，包括自理、自費(fèi)、先付費(fèi)用、基金報(bào)銷等；基金支出是指職工醫(yī)?；鹚?fù)擔(dān)的部分，即報(bào)銷部分；次均基金支出是指一次就醫(yī)通過醫(yī)?；鹬Ц兜馁M(fèi)用，是年度基金支出總額與就醫(yī)人次數(shù)之比。

從表1觀察到，2004-2006年，A縣赴省城就醫(yī)人次數(shù)、費(fèi)用總額、基金支出總額和次均基金支出都較少。而2007年則跳躍式增長：就醫(yī)人次數(shù)11099次，環(huán)比增長149.86 %；基金支出達(dá)2031.76萬元，環(huán)比增長621.32 %；次均基金支出1830.58 元，環(huán)比增長188.68%。這套指標(biāo)變化情況，充分體現(xiàn)了異地就醫(yī)便捷化政策的實(shí)施效果。

進(jìn)一步分析可以發(fā)現(xiàn)，A縣赴省城就醫(yī)的次均基金支出經(jīng)歷了先增長后下降的過程。異地就醫(yī)便捷化政策實(shí)施之初，赴省城就醫(yī)的次均基金支出逐年增加，于2010年達(dá)到最大值2198.00元。這一階段（2007-2010年）赴省城就醫(yī)的增量主要是發(fā)生大額醫(yī)療費(fèi)用的大病、重病。2010年以后，赴省城就醫(yī)的次均基金支出開始回落，其中2012-2013年回落幅度較大，這是由于門診及小額醫(yī)療費(fèi)用的病例在省城就醫(yī)人次數(shù)大幅增多，從而導(dǎo)致次均基金支出被稀釋。與當(dāng)時(shí)的政策比對(duì)發(fā)現(xiàn)，2012年開始全面實(shí)行異地就醫(yī)“一卡通”，清除了制約異地就醫(yī)的各種障礙，不少參保人員不論大病小病，紛紛涌向省城就醫(yī)。

表1 A縣職工醫(yī)保參保人員歷年在省城就醫(yī)費(fèi)用相關(guān)分析

2 異地就醫(yī)便捷化政策對(duì)醫(yī)療費(fèi)用影響之估算

由于省城的醫(yī)療服務(wù)價(jià)格一般高于A縣的醫(yī)療服務(wù)價(jià)格，因而隨著異地就醫(yī)便捷化政策實(shí)施，赴省城就醫(yī)的醫(yī)療總費(fèi)用必然增加，這從表1可以清楚地看到。值得關(guān)心的是，剔除自然增長因素后，由于異地就醫(yī)便捷化政策帶來的醫(yī)療費(fèi)用增加是多少？為此，我們先估算未實(shí)施異地就醫(yī)便捷化政策情況下A縣赴省城就醫(yī)的醫(yī)療費(fèi)用自然增加額。

通過線性回歸的方法估計(jì)A縣職工醫(yī)保醫(yī)療費(fèi)用的變化趨勢(shì)。以年份為主要自變量（解釋變量），以A縣和省城兩地的醫(yī)療費(fèi)用總額為因變量（被解釋變量），作一元線性回歸，并構(gòu)建如下模型：

TP＝mp?Y＋bp＋ε

其中TP表示兩地醫(yī)療費(fèi)用總和，Y為年份（2004-2012年），ε是期望為0的正態(tài)隨機(jī)漂移項(xiàng)，mp和bp為待估計(jì)參數(shù)。運(yùn)用最小二乘法，我們可得到：mp＝3661.84，bp＝-7.34×106。

回歸相關(guān)系數(shù)為0.9225，這是一個(gè)很好的擬合。在異地就醫(yī)便捷化政策實(shí)施前（即2004-2006年），設(shè)A縣赴省城就醫(yī)醫(yī)療費(fèi)用的三年平均值/兩地總醫(yī)療費(fèi)用的三年平均值＝αp，則αp＝0.042699019。不妨假定，若異地就醫(yī)政策一直不變，則該比率αp基本不變。在這一假定之下，則A縣赴省城就醫(yī)的醫(yī)療費(fèi)用可以按照如下公式計(jì)算：

假定2007年之后A縣職工醫(yī)保異地就醫(yī)政策不變，則αp繼續(xù)保持不變，可得到2007-2013年A縣赴省城就醫(yī)醫(yī)療費(fèi)用自然增加額的估計(jì)值（見表2）。用2007-2013年異地就醫(yī)便捷化政策實(shí)施后A縣赴省城就醫(yī)醫(yī)療費(fèi)用的實(shí)際值減去醫(yī)療費(fèi)用自然增加額的估計(jì)值，即為由于異地就醫(yī)便捷化政策放開所導(dǎo)致的赴省城就醫(yī)醫(yī)療費(fèi)用的增加額。

3 異地就醫(yī)便捷化政策對(duì)醫(yī)?；鹬С鲇绊懼浪?/h2>

估算異地就醫(yī)便捷化政策對(duì)醫(yī)?；鹬С龅挠绊?，依然采用一元線性回歸模型。以年份為主要自變量，以A縣參保人員在本地和省城就醫(yī)的醫(yī)?；鹬С隹傤~為因變量，建立線性回歸模型，具體如下：

TF＝mF?Y＋bF＋ε

其中，TF為兩地醫(yī)?；鹬С隹偤?，Y為年份（2004-2012年），ε是期望為0的正態(tài)隨機(jī)漂移項(xiàng)，mF和bF為待估計(jì)參數(shù)。運(yùn)用最小二乘法測(cè)算方程的參數(shù)值為：mF＝2400.25，bF＝-4.81×106。

此時(shí)的回歸相關(guān)系數(shù)為0.9253,說明該線性方程能夠進(jìn)行很好的擬合。在異地就醫(yī)便捷化政策實(shí)施之前，即2004-2006年，設(shè)A縣赴省城就醫(yī)費(fèi)用在醫(yī)?；鹬С龅娜昶骄?兩地基金支出總額的三年平均值＝αF，則αF＝0.045284715?？梢约俣ǎ舢惖鼐歪t(yī)政策一直不變，則該比率αF基本不變。如果異地就醫(yī)政策一直不變，則A縣赴省城就醫(yī)費(fèi)用的醫(yī)?；鹬С隹梢园凑杖缦鹿接?jì)算：

αF?(mF?Y)

于是，我們可以構(gòu)建表3，即假定2007年之后A縣職工醫(yī)保異地就醫(yī)政策仍然不變，則αF也保持不變，可得2007-2013年赴省城就醫(yī)的醫(yī)保基金支出自然增加額估計(jì)值（見表3）。用2007-2013年異地就醫(yī)便捷化政策實(shí)施后赴省城就醫(yī)費(fèi)用在醫(yī)?；鹬С龅膶?shí)際值減去醫(yī)?；鹬С鲎匀辉黾宇~的估計(jì)值，即為由于異地就醫(yī)便捷化政策所導(dǎo)致的A縣赴省城就醫(yī)費(fèi)用在醫(yī)?；鹬С鲋械脑黾宇~。

表2 2007-2013年A縣赴省城就醫(yī)醫(yī)療費(fèi)用估算

表3 2007-2013年A縣赴省城就醫(yī)費(fèi)用的醫(yī)保基金增支額估算

表4 2007-2013年A縣職工醫(yī)?；鹗罩闆r

表5 2014-2016年A縣職工醫(yī)?；鹗罩Р铑~預(yù)測(cè)（單位：萬元）

4 醫(yī)?；饘?duì)異地就醫(yī)便捷化政策承受能力分析

前述分析表明，基本醫(yī)療保險(xiǎn)異地就醫(yī)便捷化政策的實(shí)行，會(huì)增加醫(yī)?；鸬闹С?。因此，需要討論以下問題：醫(yī)?；鹉芊癯掷m(xù)支撐這樣的異地就醫(yī)便捷化政策？

由表4，我們可以通過一元線性回歸方程對(duì)基金收支情況進(jìn)行測(cè)算?？煞謩e以基金支出和基金收入為因變量（被解釋變量），以年份為自變量（解釋變量），建立一元線性回歸方程。

首先，記基金總支出為TE（total expenses），年份為Y（2007-2013年），ε是期望為0的正態(tài)隨機(jī)漂移項(xiàng)，mE和bE為待估計(jì)參數(shù)。則此時(shí)線性回歸方程為：

TE＝mE?Y＋bE＋ε

通過最小二乘法計(jì)算該模型的待估計(jì)參數(shù)：mE＝5437.21，bE＝-1.09×107。

此時(shí)，回歸的相關(guān)系數(shù)為0.9728。

通過上述回歸方程，我們可以預(yù)測(cè)未來幾年（即2014-2016年）A縣職工醫(yī)?；鹬С龅那闆r，具體預(yù)測(cè)結(jié)果見表5。

其次，繼續(xù)分析醫(yī)?；鹗杖肭闆r，記基金總收入為TR(total revenue)，年份為Y（2007-2013年），則此時(shí)線性回歸方程為：

TR＝mR?Y＋bR＋ε

需要指出的是，為應(yīng)對(duì)國際金融危機(jī)的沖擊，政府通過降低社會(huì)保險(xiǎn)費(fèi)率的方式，減輕用人單位的社會(huì)保險(xiǎn)繳費(fèi)負(fù)擔(dān)，因而2009年醫(yī)?；鹗杖胼^2008年減少。所以，我們將2009年醫(yī)?；鹗杖胱鳛槠娈慄c(diǎn)不列入回歸方程中。采用2007、2008、2010、2011、2012、2013年的數(shù)據(jù)，通過最小二乘法，得到模型相關(guān)系數(shù)為0.9849，待估計(jì)參數(shù)為：mR＝4092.17，bR＝-9.83×106。

通過上述回歸方程，我們可以預(yù)測(cè)未來幾年（2014-2016年）A縣職工醫(yī)保基金的收入情況，具體預(yù)測(cè)結(jié)果見表5。

根據(jù)上述兩個(gè)回歸方程的預(yù)測(cè)結(jié)果，我們列出了2014-2016年A縣職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)基金的收入預(yù)測(cè)、支出預(yù)測(cè)以及收支差額預(yù)測(cè)情況?？梢钥闯?，從2014年開始A縣職工醫(yī)?；鹗杖雽⑿∮诋?dāng)年的醫(yī)?；鹬С?，并且從2014年到2016年醫(yī)?；鸬氖罩Р铑~逐年擴(kuò)大，進(jìn)而導(dǎo)致醫(yī)?；鸬睦塾?jì)結(jié)余逐年減小。若按照此趨勢(shì)繼續(xù)發(fā)展，職工醫(yī)保基金的累計(jì)結(jié)余終會(huì)在未來某一時(shí)間點(diǎn)全部消耗殆盡，這對(duì)醫(yī)?；鸬陌踩\(yùn)行將產(chǎn)生不利影響。因此，異地就醫(yī)的便捷化政策需要從多方面考察和評(píng)價(jià)，并加以完善。

5 結(jié)束語

根據(jù)上述分析，要全面認(rèn)識(shí)異地就醫(yī)便捷化政策的正面和負(fù)面效應(yīng)，統(tǒng)籌兼顧滿足群眾需求與制度可持續(xù)性，進(jìn)一步完善基本醫(yī)療保險(xiǎn)異地就醫(yī)政策。要把基本醫(yī)療保險(xiǎn)待遇穩(wěn)定在適度水平，建立健全異地就醫(yī)約束機(jī)制，保持參保人員就醫(yī)選擇的適度自主權(quán)，完善醫(yī)?；鹬Ц督Y(jié)算制度，實(shí)現(xiàn)基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度長期持續(xù)健康運(yùn)行。

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