財政補助收入水平對山西省公立醫(yī)院醫(yī)療費用的影響

閆娟娟 胡安霞 裴中陽 孟津鑫

1山西中醫(yī)藥大學(xué)健康服務(wù)與管理學(xué)院，晉中，030619；2山西省衛(wèi)生健康委員會統(tǒng)計信息中心，太原，030013

隨著公立醫(yī)院補償機制改革的深入，財政補助成為公立醫(yī)院公益性的制度保證。目前財政投入相關(guān)研究主要集中在財政補償機制、內(nèi)容等方面的定性研究[1-2]，基于客觀數(shù)據(jù)的定量研究，尤其是財政補助對患者醫(yī)療費用影響的實證分析非常有限[3-4]。本文以山西省174家公立醫(yī)院為研究對象，分析財政補助收入水平對公立醫(yī)院醫(yī)療費用的影響，為緩解群眾醫(yī)療負擔和優(yōu)化財政補償機制提供參考。

1 資料來源與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于山西省衛(wèi)生健康委員會統(tǒng)計信息中心醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)年報表，包括2010-2018年各公立醫(yī)院總診療人次、出院人數(shù)、總收入、總支出、財政收入、固定資產(chǎn)、在職職工數(shù)、實有床位數(shù)、病床使用率等。剔除存在數(shù)據(jù)缺失、邏輯錯誤、離群值以及回歸分析中各年度指標值不連續(xù)等問題的樣本，納入的研究樣本包括30家城市公立醫(yī)院和144家縣級公立醫(yī)院，共計174家公立醫(yī)院。

1.2 研究方法

1.2.1 描述性統(tǒng)計分析。對樣本醫(yī)院2010-2018年財政投入占比和具體情況進行統(tǒng)計描述與趨勢分析。

1.2.2靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。分別以次均門診費用(aoe)、人均住院費用(ape)為被解釋變量，以財政收入占總收入比(fin)為核心解釋變量建立基本模型。為了避免核心解釋變量與隨機擾動項之間可能存在較強的相關(guān)性，導(dǎo)致模型估計有偏，將公立醫(yī)院異質(zhì)性的主要影響因素在職職工數(shù)、實有床位數(shù)、總收入、總產(chǎn)出、固定資產(chǎn)、病床使用率等納入到實證模型中[5-6]，構(gòu)建靜態(tài)面板模型如下：

(1)

(2)

其中，aoe和ape代表各公立醫(yī)院患者醫(yī)療費用負擔，其分布呈偏態(tài)分布，對數(shù)轉(zhuǎn)換成近似正態(tài)分布變量；下標i和t分別表示公立醫(yī)院和年份；control是一系列控制變量，j表示控制變量的數(shù)量，μi和τi分別表示公立醫(yī)院個體固定效應(yīng)，反映的是一些無法觀察到的個體變量的影響，εit和ωit表示各自的隨機擾動項。納入模型的各變量情況如表1所示。通過豪斯曼檢驗(Hausman Test)來驗證隨機效應(yīng)模型中的個體影響與解釋變量是否相關(guān)，從而確定采用固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型。

1.2.3 動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。靜態(tài)面板模型不能體現(xiàn)被解釋變量具有的滯后效應(yīng)，然而公立醫(yī)院醫(yī)療費用負擔受到醫(yī)療衛(wèi)生政策的影響，表現(xiàn)出一定的慣性，是一個動態(tài)調(diào)整過程，前一期的結(jié)果通常會影響當期結(jié)果。在靜態(tài)面板模型中，引入次均門診費用、人均住院費用的滯后一期為解釋變量，得到動態(tài)面板模型[7]：

(3)

(4)

其中aoeit-1和apeit-1分別表示次均門診費用和人均住院費用的一階滯后項，其他變量與靜態(tài)面板模型解釋相同。由于動態(tài)面板模型中引入被解釋變量的滯后項后可能存在內(nèi)生性，因此采用系統(tǒng)廣義矩(SYS-GMM)方法進行回歸分析。本文使用Sargan檢驗來判斷模型是否過度識別，如果拒絕原假設(shè)“所有工具變量都是外生”，則認為至少某個工具變量不是外生的，與隨機擾動項有關(guān)，模型估計結(jié)果無效。同時采用AR(1)和AR(2)對隨機擾動項是否存在序列相關(guān)進行檢驗，即原假設(shè)為“隨機擾動項無自相關(guān)”，在原假設(shè)下經(jīng)過差分轉(zhuǎn)換后的擾動項差分一定存在一階序列相關(guān)，如果不存在二階序列相關(guān)，則可判定原假設(shè)成立。實證分析中主要關(guān)注隨機擾動項的一階差分是否存在二階序列相關(guān)，即AR(2)是否顯著[8]。

表1 變量描述性統(tǒng)計

2 結(jié)果

2.1 樣本公立醫(yī)院基本情況

以2018年為例，樣本醫(yī)院規(guī)模大于全省公立醫(yī)院平均水平，醫(yī)療費用略高于全省公立醫(yī)院平均水平，總收入和總支出高于全省公立醫(yī)院平均水平。因此，在滿足面板模型對數(shù)據(jù)要求的基礎(chǔ)上，樣本公立醫(yī)院具有較好的代表性(表2)。

表2 2018年樣本醫(yī)院與全省公立醫(yī)院基本情況比較

注：全省醫(yī)院均值依據(jù)2018年全省公立醫(yī)院運行數(shù)據(jù)計算。

2.2 樣本公立醫(yī)院財政補助收入情況

公立醫(yī)院財政補助主要包含彌補人員工資、政策性虧損等的基本支出補助和補償醫(yī)療設(shè)備、學(xué)科建設(shè)、基礎(chǔ)建設(shè)等的項目財政補助。雖然樣本醫(yī)院財政收入占比在2016年后呈下降趨勢，但總量仍呈逐年遞增，基本支出補助占比呈逐年下降，2018年僅為69.94%(表3)。

2.3 面板模型分析結(jié)果

采用統(tǒng)計軟件Stata 14.1進行回歸分析，如表4所示。以次均門診住院費用模型1和3為例，由于Hausman檢驗拒絕原假設(shè)，因此選擇固定效應(yīng)模型，假設(shè)各公立醫(yī)院個體效應(yīng)在組內(nèi)是固定不變的。由于系統(tǒng)GMM估計方法一定程度上消除了變量內(nèi)生性，同時將水平方程和差分方程納入工具變量中，有效解決了弱工具變量問題，相比差分GMM具有更好的準確性。因此，以模型3的估計結(jié)果討論。次均門診費用的滯后項在1%統(tǒng)計水平上顯著為正，說明上一期次均門診費用對當期的次均門診費用具有明顯的促進作用，也表明動態(tài)面板模型分析的可行性。財政收入占比的系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負，表明財政收入占比提高1%，次均門診費用下降0.70%；在職職工數(shù)的系數(shù)為0.06，通過1%的顯著性檢驗，表明在職職工數(shù)增加有增加門診醫(yī)療負擔的作用，可能與職工人數(shù)的增加并不能使診療人次的增長速度高于門診收入；有關(guān)總收入和總支出在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，系數(shù)分別為0.13和0.03，可能的原因是診療不規(guī)范，公立醫(yī)院財政補償效率不高等[9]；固定資產(chǎn)的系數(shù)為0.02，通過1%的顯著性檢驗，可能與固定資產(chǎn)投資過度，并未優(yōu)化資源配置而促進門診服務(wù)效率提高有關(guān)。與城市公立醫(yī)院相比，縣級公立醫(yī)院低此均門診費用38.59%，說明患者基層就診在降低醫(yī)療費用方面具有優(yōu)勢。

人均住院費用模型2和模型4主要反映財政收入占比與人均住院費用之間的數(shù)量關(guān)系。同理，人均住院費用模型以模型4結(jié)果為代表。財政收入占比的系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平下顯著為負，表明財政收入占比提高1%，人均住院費用下降0.38%；除出院人數(shù)外，其他所有控制變量均通過1%的顯著性檢驗。在職職工數(shù)系數(shù)為-0.17，通過1%的顯著性檢驗，可能的原因是，在職職工中衛(wèi)生技術(shù)人員的增加，可提高疾病治愈率，降低出院者平均住院日，進而降低人均住院費用，也說明公立醫(yī)院人力資源有效配置是醫(yī)院運行效率的基礎(chǔ)；實有病床和病床使用率的系數(shù)分別為0.46和0.23，可能與提高病床數(shù)和病床使用率促使醫(yī)療機構(gòu)住院收入增加有關(guān)；出院人數(shù)的系數(shù)為0.02，表明出院人數(shù)增長并不能降低人均住院費用。

表3 2010-2018年樣本醫(yī)院財政補助收入構(gòu)成情況

注：財政收入占比為財政補助收入占總收入比。

表4 靜態(tài)與動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)報告穩(wěn)健標準誤；*、**、***分別表示在10%、5%和1%統(tǒng)計水平上顯著；Hausman、Sargan、AR(1)和AR(2)報告P值。

3 討論

3.1 財政補助收入水平對公立醫(yī)院醫(yī)療費用有顯著影響

眾多學(xué)者關(guān)于財政補助收入對公立醫(yī)院醫(yī)療費用的影響研究結(jié)果并不一致。袁長海等的研究結(jié)果顯示政府補償增加并不能降低縣級公立醫(yī)院患者的醫(yī)療費用[5]。楊順心等認為財政補助水平越高的縣級公立醫(yī)院，次均住院費用越低，而對次均門診費用不存在影響[4]。段丁強等的研究結(jié)果表明政府對衛(wèi)生領(lǐng)域補貼越多，越有利于降低住院人均費用[10]。李志榮等認為財政補助收入水平越高，患者人均住院費用越高[3]。本文引入醫(yī)療費用的滯后一期作為解釋變量構(gòu)建動態(tài)模型，研究結(jié)果進一步證明政府對公立醫(yī)院的財政補助水平越高，在一定程度越能降低患者的醫(yī)療費用負擔。2015年，全國公立醫(yī)院財政補助收入占總收入比為9.4%，且地區(qū)之間存在差異[11]。同年，山西省財政投入占比總收入比達到30.09%，其中項目支出補助占比為25.99%，并逐年增加。同時，固定資產(chǎn)與醫(yī)療費用呈正相關(guān)?？赡艿脑蚴牵汗⑨t(yī)院存在軟預(yù)算約束，醫(yī)院虧損越多，財政補助越多，更易導(dǎo)致過度投資，使醫(yī)院門診和住院醫(yī)療服務(wù)提供量相對更低，進而增加了患者醫(yī)療負擔。政府應(yīng)優(yōu)化醫(yī)療設(shè)備等資源配置，提高診療效率，緩解醫(yī)院資金壓力，進而降低患者醫(yī)療費用。但是，總診療人次對次均門診費用存在負向影響，出院人數(shù)對人均住院費用有正向影響，可能與取消藥品加成后，醫(yī)院增加門診服務(wù)并要求患者院外購藥有關(guān)，同時住院服務(wù)中存在“以檢養(yǎng)醫(yī)”、“以耗養(yǎng)醫(yī)”等情況，以彌補取消藥品加成導(dǎo)致的虧損。

3.2 醫(yī)療機構(gòu)屬性對醫(yī)療費用的影響存在差異

城市公立醫(yī)院主要提供急危重癥和疑難復(fù)雜疾病的診療服務(wù)，其患者醫(yī)療費用高于縣級公立醫(yī)院，符合分級診療制度對各級各類醫(yī)療機構(gòu)的診療服務(wù)功能定位。山西省開展縣鄉(xiāng)一體化緊密醫(yī)療體建設(shè)，完善分級診療，將有效緩解患者就醫(yī)負擔。本研究顯示，與中醫(yī)醫(yī)院相比，綜合醫(yī)院次均門診費用更低。山西省三級中醫(yī)醫(yī)院門診次均費用高于綜合醫(yī)院，二級中醫(yī)醫(yī)院則低于綜合醫(yī)院，且三級中醫(yī)醫(yī)院藥占比高于二級中醫(yī)醫(yī)院，2015年，達到66.65%[12]?？赡艿脑蚴牵褐嗅t(yī)醫(yī)院門診治療以藥物治療為主，或在未取消中藥飲片加成的情況下，“以藥養(yǎng)醫(yī)”現(xiàn)象依然存在。應(yīng)在引入門診單病種付費的基礎(chǔ)上，提高中醫(yī)院控費能力，引導(dǎo)三級中醫(yī)院開展門診優(yōu)勢病種治療。

3.3 醫(yī)療費用的增長具有慣性，醫(yī)療費用受多方面因素的影響

醫(yī)療費用的快速上漲不僅會導(dǎo)致社會醫(yī)療保險資金支付壓力增大，而且對醫(yī)療衛(wèi)生體系的正常運轉(zhuǎn)產(chǎn)生影響[13]。醫(yī)療費用受到宏觀社會經(jīng)濟、醫(yī)療服務(wù)供方、醫(yī)療服務(wù)需方和支付方等因素的影響。在對醫(yī)療費用影響因素回歸分析中應(yīng)納入醫(yī)療費用的滯后一期變量。在職職工數(shù)、實有床位、總收入、總支出、固定資產(chǎn)、病床使用率、總診療人次對醫(yī)療費用在1%的統(tǒng)計水平上有顯著影響，與冀路肖、王文娟等的研究結(jié)果一致[6,14]。應(yīng)該優(yōu)化公立醫(yī)院資源投入，提高醫(yī)院運行效率，推進分級診療，優(yōu)化就診人群結(jié)構(gòu)，實行醫(yī)保支付方式改革，提高醫(yī)院控費能力，進而調(diào)整醫(yī)療服務(wù)價格和服務(wù)利用量，控制醫(yī)療費用的不合理增長。