總額預(yù)付制醫(yī)療保險支付方式改革對醫(yī)療費(fèi)用的影響：基于斷點(diǎn)回歸設(shè)計

李詩晴 褚福靈

醫(yī)療保險是國家社會保障體系的重要組成部分。在醫(yī)療保險體制完善的過程中，對醫(yī)療費(fèi)用的控制尤為重要。如何有效控制醫(yī)療費(fèi)用的過快上漲，維護(hù)醫(yī)療保險體系的正常運(yùn)行，是亟待研究解決的重要課題。國內(nèi)外的研究及實(shí)踐經(jīng)驗表明，對醫(yī)療服務(wù)提供方進(jìn)行費(fèi)用控制已成為世界各國醫(yī)療保險改革的重要趨勢。

醫(yī)療保險支付方式是對醫(yī)療服務(wù)提供方實(shí)施費(fèi)用管理的重要措施。在醫(yī)療費(fèi)用快速增長的背景下，我國通過總額控制為突破口的醫(yī)療保險支付方式改革等舉措，探求降低醫(yī)療費(fèi)用、彌補(bǔ)醫(yī)療保險基金缺口的可行之路。20 世紀(jì)90 年代末，人力資源和社會保障部提出完善醫(yī)療保險支付方式的改革方向，將其作為醫(yī)療保險體制改革的重要組成部分。2012 年11 月14 日，人力資源和社會保障部、財政部、衛(wèi)生部三部門聯(lián)合出臺了《關(guān)于開展基本醫(yī)療保險付費(fèi)總額控制的意見》，提出用兩年左右的時間，在所有統(tǒng)籌地區(qū)范圍內(nèi)開展總額控制工作。

自總額預(yù)付制改革開展以來，國內(nèi)許多學(xué)者對改革的歷程及現(xiàn)狀進(jìn)行了詳細(xì)的介紹，但是大多數(shù)研究限于簡單的定性分析，缺少科學(xué)的理論模型和實(shí)證分析。針對現(xiàn)有研究的不足，本文首先建立符合我國國情的社會醫(yī)療保險支付的理論模型，以此為基礎(chǔ)提出具有科學(xué)依據(jù)的研究假設(shè)；其次，針對上述假設(shè)，利用某省級職工醫(yī)療保險于2013 年進(jìn)行總額預(yù)付制支付方式改革這一自然實(shí)驗的真實(shí)微觀數(shù)據(jù)，采用在政策效應(yīng)評估方面廣泛使用的斷點(diǎn)回歸方法（Regression Discontinuity，簡稱RD），分析總額預(yù)付制改革在醫(yī)療費(fèi)用方面產(chǎn)生的實(shí)際影響。

一、理論分析

（一）理論模型

20 世紀(jì)70 年代，Gabel 和Redisch 通過經(jīng)濟(jì)學(xué)模型分析了按服務(wù)項目付費(fèi)、按人頭付費(fèi)和按工資付費(fèi)三種不同支付方式下醫(yī)生的不同行為選擇，證明了醫(yī)療支付方式對醫(yī)療系統(tǒng)的良性運(yùn)轉(zhuǎn)有重要作用①Jon Gabel， Michael Redisch， "Alternative Physician Payment Methods： Incentives， Efficiency， and National Health Insurance，" Milbank Memorial Fund Quarterly Health & Society， 1979， 57（1）.。在我國，王蘇生等最早建立了醫(yī)生、患者、保險機(jī)構(gòu)三者的委托代理模型，研究不同支付方式下醫(yī)生效用的均衡解②王蘇生等：《雙重目標(biāo)下的最優(yōu)醫(yī)生激勵機(jī)制設(shè)計》，《預(yù)測》2009 年第5 期。。廖藏宜借鑒該模型分析了按服務(wù)項目付費(fèi)制和總額預(yù)付制對醫(yī)生診療行為的激勵約束效果③廖藏宜：《醫(yī)療保險付費(fèi)對醫(yī)生診療行為的激勵約束效果——經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋與政策機(jī)制》，《財經(jīng)問題研究》2018 年第3 期。。上述模型構(gòu)成了通過經(jīng)濟(jì)學(xué)模型分析不同醫(yī)療保險支付方式下醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)診療行為的基本思路。本文參考上述模型并進(jìn)行優(yōu)化，基于我國城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險中的住院醫(yī)療保險支付的現(xiàn)實(shí)情況，建立我國社會醫(yī)療保險支付模型。

在我國城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險中，住院醫(yī)療保險支付的過程涉及被保險人（患者）、醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)和醫(yī)療保險機(jī)構(gòu)三者之間的相互關(guān)系。被保險人患有不同的住院病種前往醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)就診，醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)通過投入醫(yī)療資源對其進(jìn)行住院治療。我國城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險的住院費(fèi)用采用“統(tǒng)籌賬戶”與“個人賬戶”共同支付的方式，因此，住院醫(yī)療過程中產(chǎn)生的醫(yī)療費(fèi)用由醫(yī)療保險機(jī)構(gòu)的統(tǒng)籌基金和個人共同支付。統(tǒng)籌基金通過按服務(wù)項目付費(fèi)制或總額預(yù)付制的醫(yī)療保險支付方式進(jìn)行支付，醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)在不同的支付方式下根據(jù)自身效用實(shí)施相應(yīng)的診療行為。

2009 年3 月發(fā)布的《中共中央 國務(wù)院關(guān)于深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革的意見》中指出：“從改革方案設(shè)計、衛(wèi)生制度建立到服務(wù)體系建設(shè)都要遵循公益性的原則”。與此同時，醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)獲得醫(yī)療服務(wù)收入，由此產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)收益。因此，本文中醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)的效用包括了公益性效用和收益性效用。

醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)的公益性效用由醫(yī)療服務(wù)總量（Q）衡量，Q=Iq1+Jq2。I 代表治療重度病種患者總數(shù)，J 代表治療輕度病種患者總數(shù)，重度病種患者的治愈水平為q1，輕度病種患者的治愈水平為q2。重度病種和輕度病種的治愈水平函數(shù)為q1= q1（m1，e1），q2= q2（m2，e2）。m1、m2代表重度病種和輕度病種治療投入的醫(yī)療服務(wù)量。因重度病種治療所需的最低和最高醫(yī)療服務(wù)量通常高于輕度患者，所以m1> m2。e1、e2代表重度病種和輕度病種治療投入的醫(yī)生努力程度，醫(yī)生努力程度指醫(yī)生為治療付出的時間和精力。

醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)的收益性效用由醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)的總利潤（R）衡量，R=S-C。S 代表其總收入，C 代表其總成本。醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)的收入函數(shù)為S=Z+T+G。Z 代表由國家或地方政府向醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)直接劃撥的政府補(bǔ)貼。醫(yī)療服務(wù)收入通過醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)向參保人提供醫(yī)療服務(wù)獲得，由統(tǒng)籌基金和個人共同支付。T 代表統(tǒng)籌基金支付的住院費(fèi)用，G 代表個人支付的住院費(fèi)用。醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)的成本函數(shù)為C=N+I[pm1+E（e1）]+J[pm2+E（e2）]。N 代表醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)運(yùn)營費(fèi)用、設(shè)施購置費(fèi)用、器材維護(hù)費(fèi)用等固定成本，p為醫(yī)療服務(wù)量的平均單位成本。E（e）為醫(yī)生付出的努力產(chǎn)生的負(fù)效用，包括工作總量和強(qiáng)度增加帶來的壓力、疲勞和其他負(fù)面影響。因此，醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)的總效用為UX=（1-a）Q+aR=（1-a）Q+a（S-C）。a 代表逐利偏好，表示收益性效用在醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)總效用中所占的比重，0

在按服務(wù)項目付費(fèi)制下，醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)根據(jù)其提供的醫(yī)療服務(wù)項目總量獲得醫(yī)療服務(wù)收入，收入總額為醫(yī)療服務(wù)量的成本加一定的利潤率（z）。本文將z 定義為醫(yī)療服務(wù)加成率。我國現(xiàn)行的城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險中，對于醫(yī)療保險支付范圍內(nèi)的住院費(fèi)用，起付線以下的醫(yī)療費(fèi)用由個人承擔(dān)，起付線以上、封頂線以下的住院費(fèi)用由統(tǒng)籌基金和個人按照比例共同支付，封頂線以上的住院費(fèi)用由個人承擔(dān)；對于不屬于醫(yī)療保險支付范圍內(nèi)的費(fèi)用，全部由個人承擔(dān)。假設(shè)重度病種和輕度病種醫(yī)療費(fèi)用中個人支付的整體自付比例為g1和g2。相應(yīng)重度病種和輕度病種醫(yī)療費(fèi)用中統(tǒng)籌基金支付的比例為t1和t2，t1+g1=1，t2+g2=1。因此，在按服務(wù)項目付費(fèi)下，統(tǒng)籌基金支付的醫(yī)療費(fèi)用函數(shù)為T=（1+z）p（Im1t1+Jm2t2），個人支付的醫(yī)療費(fèi)用函數(shù)為G=（1+z）p（Im1g1+Jm2g2），醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)的收入函數(shù)為S=Z+T+G=Z+（1+z）p（Im1+Jm2）。因此，醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)的效用函數(shù)為：

在總額預(yù)付制下，統(tǒng)籌基金支付按照提前確定的預(yù)算總額向醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)支付醫(yī)療費(fèi)用，統(tǒng)籌基金支付的醫(yī)療費(fèi)用函數(shù)為T=A，A 代表預(yù)算總額。個人支付的醫(yī)療費(fèi)用依然隨醫(yī)療服務(wù)量而變化，個人支付的醫(yī)療費(fèi)用函數(shù)為G=（1+z）p（Im1g1+Jm2g2）。醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)的收入函數(shù)為S=Z+A+（1+z）p（Im1g1+Jm2g2）。因此，醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)的效用函數(shù)為：

（二）研究假設(shè)

1.關(guān)于統(tǒng)籌基金支付醫(yī)療費(fèi)用的假設(shè)

在按服務(wù)項目付費(fèi)制下，統(tǒng)籌基金支付的醫(yī)療費(fèi)用為T=（1+z）p（Im1t1+Jm2t2），總額預(yù)付制下，統(tǒng)籌基金支付的醫(yī)療費(fèi)用為T=A。在模型參數(shù)未知的情況下，無法直接比較兩種支付方式下統(tǒng)籌基金支付的醫(yī)療費(fèi)用。但是，按服務(wù)項目付費(fèi)造成醫(yī)療費(fèi)用上漲的現(xiàn)實(shí)得到了國內(nèi)外學(xué)者的一致認(rèn)同。Morrisey 等①M(fèi)ichael Morrisey， et al.， "Medicare Prospective Payment and Posthospital Transfers to Subacute Care，" Medical Care， 1988， 26（7）.認(rèn)為按服務(wù)項目付費(fèi)制存在供方誘導(dǎo)需求的激勵機(jī)制，必然導(dǎo)致過度醫(yī)療和醫(yī)療費(fèi)用增加；王冬指出長期以來我國醫(yī)療保險采用的按項目付費(fèi)的支付方式引起了醫(yī)療費(fèi)用上漲②王冬：《基于價值醫(yī)療的醫(yī)療保險支付體系改革創(chuàng)新》，《社會保障評論》2019 年第3 期。。而總額預(yù)付制在降低醫(yī)療費(fèi)用方面的效果在國內(nèi)外均得到了實(shí)證證明。在1982 年美國老年人社會醫(yī)療保險制度（Medicare）率先實(shí)施預(yù)付費(fèi)制度（Perspective Payment System，PPS）改革后，Chulis 等③George Chulis， et al.， "Assessing Medicare's Prospective Payment System for Hospitals，" Medical Care Review， 1991， 48（2）.、Guterman 等④Stuart Guterman， et al.， "Impact of the Medicare Prospective Payment System for Hospitals，" Health Care Financing Review， 1986， 7（3）.、Russell 等⑤Lora Russell， et al.， "The Effect of Prospective Payment on Medicare Expenditures，" New England Journal of Medicine， 1989， 320（7）.研究了其在醫(yī)療費(fèi)用控制方面的效果，發(fā)現(xiàn)預(yù)付制對住院費(fèi)用減少的作用非常明顯；高峰調(diào)研了哈爾濱市總額預(yù)付制醫(yī)療保險支付方式改革前后的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)改革降低了醫(yī)保支付的人均住院費(fèi)用的增長率⑥高峰：《醫(yī)保費(fèi)用總額預(yù)付制支付方式的實(shí)施效果實(shí)證分析》，《中國衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)》2017 年第12 期。；胡佳等調(diào)研了福建省尤溪縣混合式醫(yī)療保險支付方式改革的主要數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)改革后住院病人的人均醫(yī)藥費(fèi)用的增長率顯著下降⑦胡佳等：《福建省尤溪縣醫(yī)保支付方式改革及效果研究》，《中國衛(wèi)生政策研究》2019 年第5 期。。另外，因醫(yī)療保險總額預(yù)付制改革的主要目的包括避免過度醫(yī)療、節(jié)約醫(yī)療保險基金，某省級職工醫(yī)療保險總額預(yù)付制改革要求預(yù)算總額的設(shè)定低于往年按服務(wù)項目付費(fèi)制下統(tǒng)籌基金支付的醫(yī)療費(fèi)用?；谏鲜龇治?，提出假設(shè)一。

假設(shè)一：實(shí)施按服務(wù)項目付費(fèi)制向總額預(yù)付制改革后，統(tǒng)籌基金支付的醫(yī)療費(fèi)用將降低。

2.關(guān)于個人支付醫(yī)療費(fèi)用的假設(shè)

按服務(wù)項目付費(fèi)制和總額預(yù)付制下，個人支付的醫(yī)療費(fèi)用均為G=（1+z）p（Im1g1+Jm2g2），在醫(yī)療服務(wù)加成率等其他外生變量不變的情況下，個人支付的醫(yī)療費(fèi)用與自付比例相關(guān)。按照醫(yī)療保險支付制度規(guī)定，自付比例應(yīng)當(dāng)為外生變量。但在實(shí)際情況中，自付比例可以成為內(nèi)生變量。這是因為當(dāng)醫(yī)療信息不對稱時，醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)能夠自主決定提供醫(yī)療保險報銷范圍內(nèi)或范圍外的醫(yī)療服務(wù)。醫(yī)療保險報銷范圍內(nèi)的醫(yī)療服務(wù)由統(tǒng)籌基金和個人共同支付，范圍外的醫(yī)療服務(wù)完全由個人支付。因此，如果減少醫(yī)療保險報銷范圍內(nèi)的醫(yī)療服務(wù)并增加報銷范圍外的醫(yī)療服務(wù)，自付比例將提高。如果自付比例的提高能夠增加醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)的效用，醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)將提高自付比例，個人支付的醫(yī)療費(fèi)用將隨之提高。按服務(wù)項目付費(fèi)制下，醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)治療單個重度病種患者和輕度病種患者的效用為：

治療單個患者的效用對自付比例的偏導(dǎo)數(shù)為：

醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)治療單個患者的效用對自付比例的偏導(dǎo)數(shù)均為零，說明自付比例對醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)的效用不產(chǎn)生影響，因此，醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)不需要通過提高自付比例增加效用。在按服務(wù)項目付費(fèi)制下，無論醫(yī)療服務(wù)在報銷范圍內(nèi)由統(tǒng)籌基金和個人支付，還是在報銷范圍外全部由個人支付，醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)均能獲得相應(yīng)的收入，對醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)不會產(chǎn)生影響?？傤~預(yù)付制下，醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)治療單個重度病種患者和輕度病種患者的效用為：

治療單個患者的效用對自付比例的偏導(dǎo)數(shù)為：

因（1+z）apm1>0，（1+z）apm2>0，自付比例的上升均會提高醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)治療單個患者的效用，所以醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)通過提高自付比例可以獲利。在總額預(yù)付制下，統(tǒng)籌基金支付的總費(fèi)用是提前確定的，因此，提供醫(yī)療保險報銷范疇內(nèi)的醫(yī)療服務(wù)無法從統(tǒng)籌基金中獲得額外的補(bǔ)償，僅能獲得個人按照自付比例支付的部分補(bǔ)償；而提供醫(yī)療保險報銷范疇外的醫(yī)療服務(wù)，個人將全額提供補(bǔ)償。因此，提供報銷范圍外醫(yī)療服務(wù)產(chǎn)生的收入高于報銷范圍內(nèi)醫(yī)療服務(wù)，自付比例的上升將導(dǎo)致個人支付的醫(yī)療費(fèi)用上升。該結(jié)論與一些學(xué)者們的研究結(jié)果相符。劉小魯通過經(jīng)濟(jì)學(xué)模型證明，在我國存在價格管制的情況下，總額預(yù)付制強(qiáng)化了醫(yī)院向醫(yī)?；颊咄茝V自費(fèi)項目的現(xiàn)象①劉小魯：《價格上限管制、總額預(yù)付制與醫(yī)療保險下的金融風(fēng)險》，《世界經(jīng)濟(jì)》2014 年第11 期。；徐偉等對徐州市總額預(yù)付制改革的實(shí)際效果進(jìn)行研究時發(fā)現(xiàn)，雖然次均住院費(fèi)用降低，但自費(fèi)占比卻有所增長，醫(yī)療機(jī)構(gòu)可能通過推薦自費(fèi)藥品和自費(fèi)診療服務(wù)來增加醫(yī)院自費(fèi)收入②徐偉、郝梅：《城鎮(zhèn)職工醫(yī)?？傤~預(yù)付效果評價——以徐州市為例》，《中國衛(wèi)生事業(yè)管理》2015 年第9 期。?；谏鲜龇治觯岢黾僭O(shè)二。

假設(shè)二：實(shí)施按服務(wù)項目付費(fèi)制向總額預(yù)付制改革后，自付比例上升將導(dǎo)致個人支付的醫(yī)療費(fèi)用上升。

另外，在總額預(yù)付制下，因m1>m2，可得（?UX/?I）/（?g1）>（?UX/?J）/（?g2），重度病種的自付比例對治療單個患者效用的影響大于輕度病種，因此，醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)提高重度病種自付比例的動機(jī)高于輕度病種，由此提出假設(shè)三。

假設(shè)三：實(shí)施按服務(wù)項目付費(fèi)制向總額預(yù)付制改革后，其對重度病種個人支付的醫(yī)療費(fèi)用的影響更明顯。

二、實(shí)證設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與處理

本文數(shù)據(jù)來自某省級職工醫(yī)療保險2009—2016 年的住院數(shù)據(jù)，共計205910 個病例，屬于超大規(guī)模微觀樣本集。該數(shù)據(jù)庫不僅包括了醫(yī)療保險統(tǒng)籌基金支付的總費(fèi)用，還包括了個人支付的總費(fèi)用，以及兩者的明細(xì)費(fèi)用，便于從全局角度研究總額預(yù)付制改革對不同種類費(fèi)用的影響。

本文在數(shù)據(jù)處理過程中首先刪除了部分?jǐn)?shù)據(jù)為空或診斷不明確的病例，在此基礎(chǔ)上選取了2009—2016 年間住院人次總數(shù)最高且每一年均有住院病例的290 個病種的所有病例，并以病種為單位計算了被解釋變量和控制變量的平均值。本文未將樣本病例直接作為數(shù)據(jù)單位的原因在于，單個病例的醫(yī)療費(fèi)用較大程度上受到個人體質(zhì)、經(jīng)濟(jì)狀況、治療意愿等多重因素的影響，且難以在控制變量中涵蓋所有的影響因素，而以病種為單位取平均值將避免上述個體差異的影響。

（二）變量與描述性統(tǒng)計

在被解釋變量（Yi，t）選取方面，本文包括了統(tǒng)籌基金支付的醫(yī)療費(fèi)用和個人支付的醫(yī)療費(fèi)用。我國住院費(fèi)用主要由醫(yī)藥費(fèi)用、檢查費(fèi)用和材料費(fèi)用等構(gòu)成，因此，本文中被解釋變量包括總費(fèi)用、醫(yī)藥費(fèi)用、檢查費(fèi)用和材料費(fèi)用。本文不僅采用了上述變量的絕對值，還計算了上述變量的年增長率，以同時考察總額預(yù)付制改革對變量及其變化速度的影響。為消除異方差問題，對所有被解釋變量取對數(shù)。

本文的主要解釋變量為改革變量（reformt），代表t 年度是否實(shí)施總額預(yù)付制改革的虛擬變量?？刂谱兞堪挲g結(jié)構(gòu)變量、在職狀態(tài)結(jié)構(gòu)變量、性別結(jié)構(gòu)變量、醫(yī)院等級結(jié)構(gòu)變量。變量的選擇主要基于相關(guān)文獻(xiàn)。

1.年齡結(jié)構(gòu)變量選擇平均年齡。王燕對基本醫(yī)療保險數(shù)據(jù)的統(tǒng)計分析顯示，參保人的人均醫(yī)療費(fèi)用支出和年齡之間有著密切的相關(guān)關(guān)系①王燕：《基本醫(yī)療保險人均醫(yī)療費(fèi)用支出的時間序列分析》，《統(tǒng)計與決策》2009 年第11 期。。因此，選擇平均年齡作為控制變量，為消除異方差問題，對其取對數(shù)。

2.在職狀態(tài)結(jié)構(gòu)變量選擇退休人數(shù)占比。Wallman 通過13 年的追蹤調(diào)查發(fā)現(xiàn)，男性退休人群對醫(yī)療服務(wù)的使用率顯著高于同齡的非退休人群②Thorne Wallman， "Health Care Utilisation before and after Retirement Due to Illness，" Scandinavian Journal of Primary Health Care， 2004， 22（2）.。Bíró 等則發(fā)現(xiàn)女性勞動者的退休將導(dǎo)致其在短期內(nèi)降低醫(yī)療費(fèi)用。因此，選擇退休人數(shù)占比作為控制變量③Anikó Bíró， et al.， "How does Retirement Affect Healthcare Expenditures？ Evidence from A Change in the Retirement Age，" Health Economics， 2018， 27（5）.。

3.性別結(jié)構(gòu)變量選擇女性人數(shù)占比。黎楚湘等證明了不同性別患者的醫(yī)療資源利用率和醫(yī)療費(fèi)用支出有所不同，女性的兩周臥床率高于男性，但是醫(yī)療費(fèi)用低于男性④黎楚湘等：《我國不同性別患者醫(yī)療費(fèi)用支出的差異》，《中國衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)》2006 年第2 期。。因此，選擇女性人數(shù)的占比作為控制變量。

4.醫(yī)院等級結(jié)構(gòu)變量選擇三級醫(yī)院占比和二級醫(yī)院占比。陳燕凌等⑤陳燕凌等：《單病種住院費(fèi)用影響因素在不同級別醫(yī)院的差異研究》，《西南國防醫(yī)藥》2008 年第3 期。、封辰葉等⑥封辰葉等：《不同等級醫(yī)院非重癥社區(qū)獲得性肺炎治療現(xiàn)狀比較分析》，《中國實(shí)用內(nèi)科雜志》2014 年第3 期。發(fā)現(xiàn)相同病種在不同等級醫(yī)院的醫(yī)療費(fèi)用具有顯著差異。因此，選擇三級醫(yī)院病例占比和二級醫(yī)院病例占比作為醫(yī)院等級結(jié)構(gòu)的控制變量。表1 報告了主要變量未做取對數(shù)處理前的描述性統(tǒng)計情況。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

（三）識別策略與實(shí)證模型

20 世紀(jì)90 年代以來，斷點(diǎn)回歸逐漸成為政策評估的重要手段之一。斷點(diǎn)回歸于1960 年由美國西北大學(xué)心理學(xué)家Thistlethwaite 和Campbell①Donald Thistlethwaite， Donald Campbell， "Regression-discontinuity Analysis： An Alternative to the Ex Post Facto Experiment，" Journal of Educational Psychology， 1960， 51（6）.提出，是一種擬隨機(jī)試驗方法。斷點(diǎn)回歸的主要思想為，當(dāng)研究樣本隨機(jī)分布在臨界值（即斷點(diǎn)）附近時，通過研究臨界值兩側(cè)一定范圍（即帶寬）內(nèi)小于臨界值的樣本（控制組）和大于臨界值的樣本（實(shí)驗組）的差別，來考察干預(yù)變量（如政策）與結(jié)果變量之間的關(guān)系。斷點(diǎn)附近的同質(zhì)性樣本能夠提供有效的反事實(shí)觀察，同時避免樣本選擇偏差和參數(shù)估計內(nèi)生性的問題②David Lee， "Randomized Experiments from Non-random Selection in U.S. House Elections，" Journal of Econometrics， 2008， 142（2）.，因此廣泛運(yùn)用于社會學(xué)、經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域中的政策效應(yīng)評估。

斷點(diǎn)回歸的分析方法分為精確斷點(diǎn)回歸與模糊斷點(diǎn)回歸。精確斷點(diǎn)回歸（Sharp Regression Discontinuity）假設(shè)在斷點(diǎn)x=c 處，個體得到處理的概率從0 跳躍為1，即處理變量從0 變?yōu)?。模糊斷點(diǎn)回歸（Fuzzy Regression Discontinuity）假設(shè)在斷點(diǎn)x=c 處，個體得到處理的概率從a 跳躍到b，其中0c 時，處理變量不一定從0 變?yōu)?，但是得到處理的概率存在不連續(xù)的跳躍。某省級職工醫(yī)療保險總額預(yù)付制改革的概率是完全從0 變動為1，因此，采用精確斷點(diǎn)回歸分析更為合理。

斷點(diǎn)回歸的成立還需兩個前提條件。首先，斷點(diǎn)附近的樣本除需考察變量以外，其他不含處理效應(yīng)的控制變量的分布是連續(xù)的，不存在斷點(diǎn)處的跳躍。在本文中，如果不實(shí)施總額預(yù)付制改革，病例的醫(yī)療費(fèi)用在斷點(diǎn)處不會有明顯區(qū)別。該前提在后續(xù)的穩(wěn)健性檢驗部分中得到了驗證。因此，如果醫(yī)療費(fèi)用在間斷處存在不連續(xù)性，即可以被認(rèn)為是由總額預(yù)付制改革帶來的。其次，樣本在斷點(diǎn)附近的分布是隨機(jī)的，不存在自選擇問題，樣本是否接受處理不能由主觀操縱。本文中的驅(qū)動變量是時間，是否受到總額預(yù)付制改革的影響僅受到病種所在年份的影響，而無法由參保人員或者醫(yī)療服務(wù)提供方等主觀決定，因此，樣本不存在自選擇問題。

在本文中，處理變量為改革變量reformt。設(shè)d 為驅(qū)動變量，因某省級職工總額預(yù)付制改革于2013 年正式實(shí)施，所以設(shè)置d=t-2013。在2013 年及之后的年份（d ≥0），reformt=1；在2013年之前的年份（d<0），reformt=0。顯然，處理變量為年份的函數(shù)，記為reform（t）。reform（t）在t=2013 處非連續(xù)，因此可以利用這個斷點(diǎn)估計reformt 對被解釋變量的影響。也就是說，本文將估計在t=2013 附近的局部處理效應(yīng)（Local Average Treatment Effect），即

其中，limt↓2013和limt↑2013分別表示從2013 年右側(cè)和左側(cè)取極限值。這種估計思路通常采用參數(shù)估計和非參數(shù)估計兩種方法實(shí)現(xiàn)。Lee 和Lemieux 提出，參數(shù)估計和非參數(shù)估計在實(shí)踐中能夠得出較為一致的結(jié)果①David Lee， Thomas Lemieux， "Regression Discontinuity Designs in Economics，" Journal of Economic Literature， 2010， 48（2）.。但是鑒于參數(shù)估計沒有確定樣本的范圍，并且結(jié)果依然依賴于具體的函數(shù)形式，本文主要采取非參數(shù)估計，采用權(quán)重函數(shù)為三角核的回歸，并通過Imbens 和Kalyanaraman 方法選擇最優(yōu)帶寬。另外，為驗證非參數(shù)估計的結(jié)果，本文將在穩(wěn)健性檢驗部分中匯報參數(shù)檢驗的結(jié)果。

三、實(shí)證結(jié)果

（一）基準(zhǔn)回歸分析

基準(zhǔn)回歸結(jié)果見表2 和表3，分別顯示了總額預(yù)付制改革對醫(yī)療費(fèi)用的絕對值和增長率的影響。實(shí)證結(jié)果顯示了在不加入控制變量和加入控制變量時的非參數(shù)估計模型回歸結(jié)果，兩者結(jié)論基本一致，并且加入控制變量后部分局部沃爾特（Lwald）估計值的顯著性水平有所提高。

回歸結(jié)果顯示，統(tǒng)籌基金支付的費(fèi)用模型中改革變量的估計系數(shù)全部為負(fù)，個人支付的費(fèi)用模型中改革變量的估計系數(shù)全部為正。在1%的顯著性水平下，改革降低了統(tǒng)籌基金支付的總費(fèi)用的增長率、醫(yī)藥費(fèi)用的增長率、檢查費(fèi)用及其增長率，增加了個人支付的醫(yī)藥費(fèi)用的增長率、檢查費(fèi)用的增長率、材料費(fèi)用及其增長率。結(jié)果表明，總額預(yù)付制改革總體上降低了統(tǒng)籌基金支付的醫(yī)療費(fèi)用，增加了個人支付的醫(yī)療費(fèi)用。

表2 總額預(yù)付制改革對醫(yī)療費(fèi)用的影響：基準(zhǔn)回歸

表3 總額預(yù)付制改革對醫(yī)療費(fèi)用增長率的影響：基準(zhǔn)回歸

（二）異質(zhì)性分析

為了考察總額預(yù)付制對醫(yī)療費(fèi)用的影響是否因病種本身的特質(zhì)而產(chǎn)生差異，本文進(jìn)行了異質(zhì)性分析。異質(zhì)性檢驗結(jié)果見表4 和表5。

1.癥狀嚴(yán)重程度的影響異質(zhì)性

重癥病種的住院天數(shù)通常高于輕癥患者，因此，本文選擇住院天數(shù)作為癥狀嚴(yán)重程度的衡量指標(biāo)。將290 個病種中人均住院天數(shù)高于或等于中位數(shù)（16 天）的作為重癥病種組，低于中位數(shù)（16 天）的作為輕癥病種組，并分組進(jìn)行回歸。結(jié)果顯示，部分模型下重癥病種和輕癥病種組的改革變量的估計系數(shù)存在差別。整體來看，總額預(yù)付制改革對重癥病種在增加個人支付的醫(yī)療費(fèi)用方面的影響更明顯，對輕癥病種在降低統(tǒng)籌基金支付的醫(yī)療費(fèi)用方面的影響更明顯。

2.病例常見程度的影響異質(zhì)性

罕見病種的住院人次通常少于常見患者，因此，本文選擇住院人次作為病種常見程度的衡量指標(biāo)。將290 個病種8 年間住院人次總數(shù)高于或等于中位數(shù)（224 例）的作為常見病種，住院人次總數(shù)低于中位數(shù)（224 例）的作為罕見病種，并分組進(jìn)行回歸。結(jié)果顯示，部分模型下常見病種和罕見病種組的改革變量的估計系數(shù)存在差別。整體來看，改革對常見病種在降低統(tǒng)籌基金支付醫(yī)療費(fèi)用方面的影響更明顯，對罕見病種在增加個人支付醫(yī)療費(fèi)用方面的影響更明顯。

3.病種嚴(yán)重程度的影響異質(zhì)性

重度病種所需的治療成本通常高于輕度病種，由此產(chǎn)生的醫(yī)療費(fèi)用也高于輕度病種，因此，本文選擇統(tǒng)籌基金支付的總費(fèi)用作為病種嚴(yán)重程度的衡量指標(biāo)。將290 個病種中統(tǒng)籌基金支出的總費(fèi)用高于或等于中位數(shù)（9896 元）的作為重度病種，將低于中位數(shù)（9896 元）的作為輕度病種，并分組進(jìn)行回歸。結(jié)果顯示，部分模型下重度病種和輕度病種組的改革變量的估計系數(shù)存在差別。整體來看，改革對重度病種在增加個人支付的醫(yī)療費(fèi)用方面的影響更明顯。

表4 總額預(yù)付制改革對醫(yī)療費(fèi)用的影響：異質(zhì)性檢驗

表5 總額預(yù)付制改革對醫(yī)療費(fèi)用增長率的影響：異質(zhì)性檢驗

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.控制變量的連續(xù)性檢驗

斷點(diǎn)附近的樣本除需考察變量以外，其他不含處理效應(yīng)的控制變量的分布應(yīng)當(dāng)是連續(xù)的，不存在斷點(diǎn)處的跳躍。本文通過非參數(shù)估計對所有控制變量在最優(yōu)帶寬下進(jìn)行連續(xù)性檢驗（因篇幅有限，文中不再呈現(xiàn)具體檢驗結(jié)果）。結(jié)果顯示，基本上所有控制變量在最優(yōu)帶寬下的斷點(diǎn)處均連續(xù)，僅三級醫(yī)院占比及二級醫(yī)院占比在較低的顯著性水平（10%）上部分顯著。

2.去掉部分控制變量的檢驗

為避免三級醫(yī)院占比及二級醫(yī)院占比存在的跳躍性，去掉三級醫(yī)院占比及二級醫(yī)院占比這兩項控制變量后進(jìn)行非參數(shù)估計的斷點(diǎn)回歸（因篇幅有限，文中不再呈現(xiàn)具體檢驗結(jié)果）。結(jié)果顯示，去掉該兩項控制變量后結(jié)論沒有發(fā)生顯著變化。

3.其他帶寬下的檢驗

帶寬選擇是斷點(diǎn)回歸的關(guān)鍵設(shè)定。通常情況下，帶寬越小，斷點(diǎn)兩側(cè)的樣本相似性越高，估計效果越好，但是帶寬過小會導(dǎo)致缺乏足夠的樣本量，方差變大；帶寬越寬，樣本量越大，方差變小的同時估計結(jié)果偏差也在加大。參考本文的樣本量，在最優(yōu)帶寬為0.8 倍和1.2 倍的情況下進(jìn)行非參數(shù)估計，回歸結(jié)果見表6 和表7。結(jié)果顯示，改變帶寬后結(jié)論基本一致，且1.2 倍帶寬下顯著性有所加強(qiáng)。

表6 總額預(yù)付制改革對醫(yī)療費(fèi)用的影響：其他帶寬

表7 總額預(yù)付制改革對醫(yī)療費(fèi)用增長率的影響：其他帶寬

4.參數(shù)估計

為驗證非參數(shù)檢驗的結(jié)果，本文同時采用參數(shù)估計檢驗其穩(wěn)健性。建立參數(shù)估計斷點(diǎn)回歸模型如下：

其中，f（t）為（t-2013）的n 階多項式，μi代表病種的個體效應(yīng)。對于多項式的階數(shù)選擇，可以通過AIC準(zhǔn)則判斷，也可以通過觀察調(diào)整R2、檢驗加入更高階多項式后的聯(lián)合顯著水平等方法確定。多數(shù)學(xué)者采用4 階多項式或更低的階數(shù)。本文參考樣本量和帶寬采用不同的階數(shù)。同時，本文通過加入控制變量及選擇不同的帶寬以確保估計的穩(wěn)健性?；貧w結(jié)果見表8 和表9。參數(shù)估計與非參數(shù)估計的結(jié)果在大多數(shù)帶寬及多項式水平下一致。在絕對值作為被解釋變量的模型中，參數(shù)估計結(jié)果的顯著性整體上高于非參數(shù)估計。

表8 總額預(yù)付制改革對醫(yī)療費(fèi)用的影響：參數(shù)估計

表9 總額預(yù)付制改革對醫(yī)療費(fèi)用增長率的影響：參數(shù)估計

四、結(jié)論與政策建議

醫(yī)療保險支付方式改革在我國醫(yī)療保險體制改革中具有重大的戰(zhàn)略意義。本文基于某省級職工醫(yī)療保險于2013 年實(shí)施總額預(yù)付制改革的自然實(shí)驗，利用2009—2016 年的參保人員住院數(shù)據(jù)，運(yùn)用斷點(diǎn)回歸方法分析總額預(yù)付制改革對醫(yī)療費(fèi)用的實(shí)際影響。

總額預(yù)付制度總體上降低了統(tǒng)籌基金支付的費(fèi)用，達(dá)到了降低統(tǒng)籌基金支付醫(yī)療費(fèi)用的效果。因此證實(shí)了假設(shè)一，實(shí)施按服務(wù)項目付費(fèi)制向總額預(yù)付制改革后，統(tǒng)籌基金支付的醫(yī)療費(fèi)用將降低?？傤~預(yù)付制改革的總額設(shè)定約束了醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)濫用統(tǒng)籌基金、提供過度醫(yī)療等行為，從而使得統(tǒng)籌基金支付的費(fèi)用總體降低。同時，異質(zhì)性分析表明，總額預(yù)付制改革對常見病種、輕癥病種在降低統(tǒng)籌基金支付醫(yī)療費(fèi)用方面的影響更明顯，意味著總額預(yù)付制改革對大多數(shù)普通的病種都起到了明顯降低統(tǒng)籌基金支付醫(yī)療費(fèi)用的效果。該結(jié)論證明了我國總額預(yù)付制改革成果的有效性，為我國進(jìn)一步推行總額預(yù)付制改革提供了支持。在我國深化醫(yī)療保障制度改革的過程中，應(yīng)該繼續(xù)實(shí)施總額預(yù)付制的預(yù)算管理辦法，這有助于解決醫(yī)療保險基金“收不抵支”的難題，提高醫(yī)療保險資金使用效率，保障醫(yī)療保險體制的長期運(yùn)行。

值得注意的是，總額預(yù)付制在節(jié)約統(tǒng)籌基金支付的醫(yī)療費(fèi)用的同時，個人支出的醫(yī)療費(fèi)用有所上升。因此證實(shí)了假設(shè)二，實(shí)施按服務(wù)項目付費(fèi)制向總額預(yù)付制改革后，自付比例上升將導(dǎo)致個人支付的醫(yī)療費(fèi)用上升。所以，在實(shí)施總額預(yù)付制的同時，為了降低個人支付的醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)，應(yīng)當(dāng)擴(kuò)大統(tǒng)籌基金的支付范圍，降低個人醫(yī)療費(fèi)用的自付比例，避免個人支付的醫(yī)療費(fèi)用增長，更好地發(fā)揮社會醫(yī)療保險統(tǒng)籌基金互助共濟(jì)的職能。

同時，總額預(yù)付制改革對重癥病種在個人醫(yī)療費(fèi)用方面的影響更明顯。因此證實(shí)了假設(shè)三，實(shí)施按服務(wù)項目付費(fèi)制向總額預(yù)付制改革后，其對重度病種個人支付的醫(yī)療費(fèi)用的影響更明顯。另外，總額預(yù)付制改革對重癥病種、罕見病種在個人支付的醫(yī)療費(fèi)用方面的影響比輕癥病種、常見病種更明顯。在現(xiàn)實(shí)情況中，重癥病種、罕見病種、重度病種的診療過程需要更多的醫(yī)療服務(wù)項目，且更具專業(yè)性和復(fù)雜性，因此所需的醫(yī)療服務(wù)成本更高。但是，由于總額預(yù)付制提前確定了支付總額，醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)提供高成本的醫(yī)療服務(wù)將無法獲得相應(yīng)的補(bǔ)償，導(dǎo)致醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)在該類病種的治療過程中更有可能提供醫(yī)療保險報銷范圍外的自費(fèi)項目以避免虧損，因此增加了個人支付的醫(yī)療費(fèi)用。由此表明，我國在進(jìn)行醫(yī)療保險支付方式改革時，應(yīng)當(dāng)針對重大疾病的治療給予醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)額外的費(fèi)用支付，避免醫(yī)療項目和費(fèi)用向個人自付部分轉(zhuǎn)移。同時，我國應(yīng)當(dāng)繼續(xù)完善大病保險制度，緩解因重大疾病造成的個人醫(yī)療負(fù)擔(dān)。

總額預(yù)付制在我國醫(yī)療保險支付方式改革的初期發(fā)揮了重要作用，因其可行性和推廣性強(qiáng)，成為了我國諸多醫(yī)療保險支付方式改革試點(diǎn)地區(qū)最先采用的改革模式。多個地區(qū)的實(shí)踐證明，總額預(yù)付制在節(jié)約統(tǒng)籌基金方面的效果十分顯著。但是總額預(yù)付制并非一項完美的制度，上述理論模型和實(shí)證分析表明，總額預(yù)付制改革會引起個人醫(yī)療費(fèi)用的上升。其原因在于，簡單的總額預(yù)付制支付方式過于粗放，難以對醫(yī)療機(jī)構(gòu)提供精確合理的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償，不利于醫(yī)療保險體系的長期穩(wěn)定運(yùn)行。因此，在總額預(yù)付制改革的推行取得初步成效的基礎(chǔ)上，2020 年3 月，中共中央、國務(wù)院發(fā)布《關(guān)于深化醫(yī)療保障制度改革的意見》，提出持續(xù)推進(jìn)醫(yī)保支付方式改革，科學(xué)制定總額預(yù)算，推行以按病種付費(fèi)為主的多元復(fù)合式醫(yī)保支付方式。該意見表明，醫(yī)療保險支付方式的改革方向由單一的總額預(yù)付制轉(zhuǎn)變?yōu)橐钥傤~預(yù)算為基礎(chǔ)、多種支付方式相結(jié)合的復(fù)合式支付方式。展望未來，我國需要進(jìn)一步探索將總額預(yù)付制與按疾病診斷組付費(fèi)制（DRGs）、按人頭付費(fèi)、按床日付費(fèi)等支付方式相結(jié)合，引導(dǎo)醫(yī)療保險支付向精細(xì)化、科學(xué)化方向發(fā)展，促進(jìn)統(tǒng)籌基金和個人醫(yī)療費(fèi)用的整體降低。