劉向容

上海交通大學安泰經(jīng)濟與管理學院 上海 200030

總額預(yù)付和增加基層醫(yī)療資源對分級診療的影響
——基于CHARLS數(shù)據(jù)的實證分析

劉向容*

上海交通大學安泰經(jīng)濟與管理學院 上海 200030

我國在建立分級診療制度過程中，分別通過對醫(yī)療資源需求端制定差異化報銷比例，對供給端進行資源結(jié)構(gòu)性調(diào)整，以引導(dǎo)患者向基層流動就診，實現(xiàn)醫(yī)療資源更高效利用，緩解看病難、看病貴的社會問題。本文采用2013年“中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查”(CHARLS)數(shù)據(jù)，運用Logit回歸模型，分析預(yù)付制及增加基層醫(yī)療資源是否促進了患者到基層接受門診治療。實證研究發(fā)現(xiàn)：總額預(yù)付以及增加基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)醫(yī)師資源對分級診療的促進作用顯著；但單純增加人均基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)數(shù)量對患者到基層就診沒有明顯吸引力。后續(xù)政策可考慮進一步完善總額預(yù)付制度、促進基層醫(yī)療資源質(zhì)量的提高，并引導(dǎo)患者轉(zhuǎn)變就醫(yī)觀念，以實現(xiàn)分級診療效果，調(diào)節(jié)醫(yī)療資源供給與需求不均衡的矛盾。

分級診療； 總額預(yù)付； 基層醫(yī)療

看病難、看病貴問題的重要原因在于醫(yī)療資源和患者醫(yī)療需求在各級醫(yī)療機構(gòu)分配的不均衡。醫(yī)療需求過度向上集中，導(dǎo)致三級醫(yī)院醫(yī)療資源供不應(yīng)求，難以發(fā)揮其診治急危重癥和疑難雜癥的功能；而基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)發(fā)展較慢，服務(wù)能力不足，同時資源利用效率不高。在人口老齡化背景下醫(yī)療需求將持續(xù)擴大，單純提高整體醫(yī)療資源供給能力將難以為繼。分級診療制度旨在通過優(yōu)化醫(yī)療資源供給與需求的配置結(jié)構(gòu)，建立患者及醫(yī)療機構(gòu)的激勵約束機制，引導(dǎo)醫(yī)療資源及特定病種患者向基層流動，建立“社區(qū)首診制”，以改善當前的不均衡局面。2015年國務(wù)院辦公廳印發(fā)《關(guān)于推進分級診療制度建設(shè)的指導(dǎo)意見》(國辦發(fā)〔2015〕70號)明確提出，以加強基層為重點完善分級診療服務(wù)體系以及發(fā)揮醫(yī)療保險對醫(yī)療服務(wù)供需雙方的引導(dǎo)作用。

分級診療的實現(xiàn)需要三個前提：一是大醫(yī)院愿意將前來就診的病人向基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)分流；二是基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)具備提供相應(yīng)醫(yī)療服務(wù)的能力；三是患者愿意前往基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)接受治療。[1]為此，政府分別推出了對應(yīng)的醫(yī)療保險調(diào)節(jié)政策。

在大醫(yī)院激勵方面，調(diào)整醫(yī)保支付制度，實行總額預(yù)付，超出定額部分，由醫(yī)療機構(gòu)承擔。在預(yù)付制下政府醫(yī)保部門按照一定的分配規(guī)則確定每一家定點醫(yī)療機構(gòu)的醫(yī)療費用總額，定點醫(yī)療機構(gòu)在總額幅度內(nèi)為參保人提供基本醫(yī)療服務(wù)，剩余部分歸醫(yī)院所有，超支部分由醫(yī)院承擔。

在提高基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)服務(wù)能力方面，運用財政補貼激勵醫(yī)護人員多點執(zhí)業(yè)、參與基層醫(yī)療服務(wù)；增加基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)的衛(wèi)生經(jīng)費投入，改善基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)的服務(wù)硬件；對基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)醫(yī)護人員的培訓(xùn)、學習等服務(wù)技能提升項目給予財政補貼，提升基層醫(yī)療衛(wèi)生人員的服務(wù)能力。

在提高患者到基層就診意愿方面，主要是通過設(shè)定差異化的報銷比例及起付線標準，發(fā)揮醫(yī)療保險的經(jīng)濟杠桿作用。如成都地區(qū)實行城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險制度，對于一次性住院醫(yī)療費用，一檔繳費標準在三級醫(yī)院就診報銷比例為35%，而在鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院可報銷65%；三檔繳費標準在三級醫(yī)院可報銷65%，而在鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院則可報銷90%；各級醫(yī)院報銷比例形成較大差異以此引導(dǎo)患者向基層流動。[2]江蘇鹽城對于新農(nóng)合門診患者，衛(wèi)生室就診可報銷50%比例，而在縣醫(yī)院就診僅可報銷20%比例；對于住院患者，在鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院，200元起付，報銷比例為85%，而在縣醫(yī)院400元起付，報銷比例為70%。[3]

政策是否達到了預(yù)期的效果，已引起研究者的關(guān)注。第一類研究主要關(guān)注醫(yī)保覆蓋是否影響了患者的就診選擇，例如新農(nóng)合對不同層級的醫(yī)療機構(gòu)設(shè)定了不同的起付線及報銷比例標準，通過比較患者是否加入新農(nóng)合而在就診醫(yī)療機構(gòu)選擇上表現(xiàn)的差異來判斷醫(yī)保政策對分級診療的影響。有學者采用中國營養(yǎng)和健康調(diào)查(CNHS)2004年及2006年的數(shù)據(jù)實證檢驗了加入新農(nóng)合對分級診療的影響，發(fā)現(xiàn)在新農(nóng)合開展的早期(2004年)促進了患者到基層就診，但2006年起該效果已經(jīng)不顯著，這可能是因為醫(yī)療需求的增長快于醫(yī)療服務(wù)供給而引起價格上漲，以及縣、鄉(xiāng)醫(yī)療機構(gòu)之間巨大的醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量差異所致。[4]另有基于CNHS2004年數(shù)據(jù)的實證檢驗發(fā)現(xiàn)加入醫(yī)療保險促進了患者到基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)就診，同時降低了患者到非基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)就診的概率。[5]第二類研究則直接檢驗差異化的報銷比例及起付線標準是否實現(xiàn)了分級診療效果。有學者采用雙重差分模型檢驗了成都市醫(yī)保基金的偏向性設(shè)定是否影響了住院患者的就診醫(yī)療機構(gòu)選擇，結(jié)果顯示醫(yī)保報銷比例設(shè)定上更有利于引導(dǎo)患者在基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)就診，但醫(yī)保補償對醫(yī)療機構(gòu)的選擇只有微弱的影響，醫(yī)保補償?shù)膬r格調(diào)節(jié)作用還不足以改變當前患者對大醫(yī)院的偏好。[2]另有研究對比了江蘇無錫、鹽城、揚州三市門診及住院起付線和報銷比例以及農(nóng)村居民就診醫(yī)療機構(gòu)的差異，發(fā)現(xiàn)基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)報銷比例比縣醫(yī)院更高、起付線標準比縣醫(yī)院更低的揚州、鹽城兩地農(nóng)村居民在基層就診的比例更高；而在無錫，由于各級醫(yī)療機構(gòu)的支付標準差異并不明顯，更多的患者在縣醫(yī)院就診。[3]

既有研究表明，設(shè)定差異化的醫(yī)保補償方式可以影響患者的就診機構(gòu)選擇，偏向基層的補償方式有助于患者向基層流動；但其影響大小也取決于各級醫(yī)療機構(gòu)醫(yī)保補償?shù)牟町惢潭?、醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量、醫(yī)療服務(wù)價格等因素。這些研究主要從醫(yī)療資源需求方的角度，在控制患者個體背景因素后，檢驗醫(yī)保報銷政策對分級診療效果的影響，但對醫(yī)療資源供給端的調(diào)節(jié)政策關(guān)注較少。因此本文在借鑒已有研究基礎(chǔ)上，重點討論醫(yī)療資源供給端的調(diào)節(jié)政策對分級診療效果的影響，特別是預(yù)付制度的推行及增加基層醫(yī)療資源等政策措施是否影響了患者在基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)對門診服務(wù)的利用。

1 資料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)主要來源于2013年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)及《2014中國衛(wèi)生和計劃生育統(tǒng)計年鑒》。CHARLS覆蓋全國150個縣級單位，450個村級單位，約1萬戶家庭中的1.7萬人；調(diào)查內(nèi)容包括被調(diào)查者個人基本信息、家庭結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟支持、健康狀況、體格測量、醫(yī)療服務(wù)利用和醫(yī)療保險、工作、退休和養(yǎng)老金、收入、消費、資產(chǎn)、社區(qū)基本情況等。本文僅討論門診就診情況，故從1.7萬個樣本中篩選出患病并接受門診治療的樣本，剔除數(shù)據(jù)不全的樣本，最終得到2 048個有效樣本。進而根據(jù)《2014中國衛(wèi)生和計劃生育統(tǒng)計年鑒》補充樣本患者所在省級單位醫(yī)療資源供給情況；并通過檢索、查閱樣本患者所在地醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)文件得到該省級單位轄區(qū)內(nèi)預(yù)付制實施信息。

1.2 模型設(shè)計

為檢驗預(yù)付制推行及增加基層醫(yī)療資源是否引導(dǎo)了患者向基層流動，本文將患者在門診治療中是否在基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)接受就診作為被解釋變量，患者所在地預(yù)付制推行情況、患者所在地基層醫(yī)療資源供給情況作為解釋變量。參考既有對患者就診選擇的研究[2-9]，控制患者的個體背景特征，主要包括四類：第一類是人口學特征，包括患者性別、年齡、文化程度、居住地；第二類是經(jīng)濟特征，即患者的收入水平；第三類是病理特征，即患者健康自評、是否復(fù)診；第四類是醫(yī)保特征，即患者加入的醫(yī)保種類；同時亦控制非基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)的醫(yī)療資源供給情況。最終回歸模型如模型一：

Logit(P)=P(Local=1)=β0+β1Budget+

β2Lavinst+β3Lavdoc+∑βiControli+ε

在實證檢驗中采用Logit回歸。其中，Local為患者是否在基層就診，當患者最終在基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)就診時Local賦值為1，未在基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)就診賦值為0；Budget為總額預(yù)付制推行情況；Lavinst為患者所在省級單位人均基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)數(shù)量；Lavdoc為患者所在省級單位基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)執(zhí)業(yè)醫(yī)師數(shù)量；Control為控制變量。本文采用STATA12.0回歸分析。

1.3 變量定義

1.3.1 被解釋變量：患者是否在基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)接受門診治療

對于患者的門診就診，如果患者在村診所、衛(wèi)生服務(wù)站、鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院、社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心等基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)接受治療，則賦值為1；如果患者在醫(yī)院(非基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu))就診，則賦值為0。

1.3.2 解釋變量：總額預(yù)付制推行情況、基層醫(yī)療資源供給

總額預(yù)付制的實施情況：由于數(shù)據(jù)的可得性，本文以患者所在省級單位預(yù)付制的推行力度衡量患者在就診選擇時面臨的預(yù)付制度環(huán)境。具體根據(jù)該省醫(yī)保部門的文件并結(jié)合相關(guān)新聞報道判斷截至2013年底，預(yù)付制在該省的相對推行進度，如果患者所在省已全面推行預(yù)付制度，賦值為2，部分推行的賦值為1，沒有推行的賦值為0，以反映患者所在省級單位預(yù)付制實施的相對完善程度。樣本所涉及的28個省級單位中，11個已全面推行，10個部分推行，尚有7個沒有推行預(yù)付制度。

表1 各省級單位總額預(yù)付制度推行程度

注：以上為截至2013年底的情況

基層醫(yī)療資源供給情況：醫(yī)療資源的供給可以從醫(yī)療資源的數(shù)量、質(zhì)量、價格、可及性等角度衡量?；跀?shù)據(jù)的可得性，本文以患者所在省級單位人均基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)數(shù)量衡量基層醫(yī)療資源的可及性，以單位基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)執(zhí)業(yè)醫(yī)師數(shù)量衡量基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)的服務(wù)能力。

1.3.3 控制變量

參考既有研究[2-9]，控制患者的背景特征變量，包括：人口學特征(性別、年齡、文化程度、居住地)、經(jīng)濟特征(家庭人均收入)、病理特征(健康自評、是否復(fù)診)以及患者加入的保險種類。同時亦控制非基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)的醫(yī)療資源供給情況，即人均醫(yī)院數(shù)量與單位醫(yī)院執(zhí)業(yè)醫(yī)師數(shù)量。

變量定義與描述性統(tǒng)計匯總見表2。描述性統(tǒng)計顯示61%的樣本患者在基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)接受門診治療。盡管人均基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)擁有量顯著高于人均醫(yī)院擁有量，但基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)醫(yī)師資源卻遠落后于醫(yī)院，平均每家基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)擁有執(zhí)業(yè)醫(yī)師1.22人，而平均每家醫(yī)院擁有執(zhí)業(yè)醫(yī)師63.28人?；鶎俞t(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)以其數(shù)量眾多、分布廣泛、具有便利性等特點接納了大量患者，但以醫(yī)師數(shù)量表現(xiàn)出的服務(wù)能力卻與醫(yī)院差距較大。

表2 變量定義與描述性統(tǒng)計

注：總額預(yù)付制推行程度數(shù)據(jù)根據(jù)檢索整理得到；人均基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)數(shù)、單位基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)執(zhí)業(yè)醫(yī)師數(shù)、人均醫(yī)院數(shù)、單位醫(yī)院執(zhí)業(yè)醫(yī)師數(shù)來源于《2014中國衛(wèi)生和計劃生育統(tǒng)計年鑒》；其他數(shù)據(jù)均來自CHARLS。

2 結(jié)果

為避免共線性對回歸結(jié)果的影響，首先計算了各變量方差膨脹因子(Variance Inflation Factor,VIF)值。各變量的VIF值均在5以內(nèi)，說明變量間不存在較為嚴重的多重共線性問題。多元回歸分析結(jié)果顯示，總額預(yù)付制的推行以及增加單位基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)執(zhí)業(yè)醫(yī)師數(shù)量顯著促進了患者到基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)接受門診治療；但增加人均基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)數(shù)量不能顯著提高患者基層就診概率?？刂谱兞恐?，城鎮(zhèn)居民相比農(nóng)村居民基層就診概率更低；加入城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險、城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險、公費醫(yī)療的居民基層就診概率顯著降低；增加人均醫(yī)院擁有數(shù)量，提高單位醫(yī)院執(zhí)業(yè)醫(yī)師數(shù)量均顯著降低了患者在基層就診概率。是否加入新農(nóng)合、其它保險類別及患者的性別、年齡、文化程度、家庭人均收入、健康自評、是否復(fù)診等因素對基層就診概率沒有顯著影響。

表3 患者基層就診影響因素分析

注：***表示在1%水平上顯著，**表示在5%水平上顯著，*表示在10%的水平上顯著；經(jīng)White異方差調(diào)整。

3 討論

3.1 總額預(yù)付制推行對分級診療的影響

總額預(yù)付制回歸系數(shù)為正，且在5%水平上顯著?？傤~預(yù)付制的推行提高了患者到基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)接受門診治療的概率，促進了患者向基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)流動。在總額預(yù)付制下醫(yī)療服務(wù)供給方有動機改變患者傳統(tǒng)的就醫(yī)觀念與習慣，引導(dǎo)患者到基層就診，實現(xiàn)醫(yī)療資源的合理配置及自身收益的提高；但另一方面也可能造成患者更低水平的醫(yī)療保障，提高患者的就醫(yī)成本。由于醫(yī)療服務(wù)信息不對稱的特點，患者就診行為受醫(yī)師建議的影響，在總額費用確定的前提下，醫(yī)院要實現(xiàn)收益最大化就要主動降低成本，因而有動機引導(dǎo)部分病種患者到基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)就診。醫(yī)療機構(gòu)主動引導(dǎo)的激勵機制對于培養(yǎng)患者合理就醫(yī)習慣具有重要意義。但同時，總額預(yù)付制度也有負面效應(yīng)，由于總額預(yù)付制度是使定點醫(yī)院在總額幅度內(nèi)為參保人提供基本醫(yī)療服務(wù)，非醫(yī)?；颊哚t(yī)療費用不在總額幅度范圍內(nèi)，因此定點醫(yī)療機構(gòu)使用完醫(yī)保額度后便有動機推諉醫(yī)?；颊呋蛘T導(dǎo)醫(yī)?；颊叻艞夅t(yī)保補償進行治療。若醫(yī)?；颊邎猿质褂冕t(yī)保，就要被迫向低層級醫(yī)療機構(gòu)轉(zhuǎn)移；若患者被要求不使用醫(yī)保，也會傾向于向服務(wù)價格更低的基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)轉(zhuǎn)移接受治療。這雖然促進了患者向低層級機構(gòu)流動，但卻會降低患者的醫(yī)療保障水平。

3.2 增加基層醫(yī)療資源對分級診療的影響

單位基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)執(zhí)業(yè)醫(yī)師數(shù)量回歸系數(shù)為正，且在5%水平上顯著；人均基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)數(shù)量回歸系數(shù)雖為正卻并不顯著。作為對比，單位醫(yī)院執(zhí)業(yè)醫(yī)師數(shù)量及人均醫(yī)院數(shù)量回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正，提高單位醫(yī)院執(zhí)業(yè)醫(yī)師數(shù)量及人均醫(yī)院數(shù)量降低了患者基層就診概率。單位醫(yī)療機構(gòu)執(zhí)業(yè)醫(yī)師數(shù)量對患者影響是一致的，提高該層級單位醫(yī)療機構(gòu)醫(yī)師數(shù)量將增加患者到該層級醫(yī)療機構(gòu)就診的概率；但人均醫(yī)療機構(gòu)數(shù)量的影響具有不對稱性，單位基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)數(shù)量對患者基層就診概率影響為正，但并不顯著，而人均醫(yī)院數(shù)量則對患者醫(yī)院就診概率有顯著正向影響。

患者就診半徑內(nèi)醫(yī)療機構(gòu)的多寡影響患者就診的便利性，但患者對醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量更為看重。如果醫(yī)療機構(gòu)的服務(wù)質(zhì)量不能滿足患者需求，單純增加機構(gòu)數(shù)量不能夠吸引患者到基層就診。基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)提供的醫(yī)療服務(wù)對患者吸引力不足，人均基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)數(shù)量與患者基層就診概率雖然正相關(guān)，但并不顯著。執(zhí)業(yè)醫(yī)師資源是醫(yī)療機構(gòu)醫(yī)療質(zhì)量的重要衡量因素，提高單位醫(yī)療機構(gòu)的執(zhí)業(yè)醫(yī)師數(shù)量有助于提升醫(yī)療機構(gòu)的服務(wù)能力。單位基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)執(zhí)業(yè)醫(yī)師數(shù)量與患者基層就診概率在5%水平上正相關(guān)。與此對比，醫(yī)院醫(yī)療資源質(zhì)量較高，而包括執(zhí)業(yè)醫(yī)師在內(nèi)的醫(yī)療資源供給緊張，處于供不應(yīng)求的狀態(tài)，進一步增加人均醫(yī)院數(shù)量及單位醫(yī)院執(zhí)業(yè)醫(yī)師數(shù)量，提高了患者到醫(yī)院就診的便利性，并有助于緩解醫(yī)院醫(yī)療資源緊張的狀態(tài)，使得醫(yī)院可以服務(wù)更多患者，患者從基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)流向醫(yī)院。另一個可能的原因在于患者的就醫(yī)觀念和習慣。由于前期醫(yī)療資源集中于醫(yī)院而基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)資源不足、醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量較低，使得患者形成了“大醫(yī)院好”、“就醫(yī)就去大醫(yī)院”的就診觀念。當醫(yī)院和基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)的醫(yī)療資源供給同時增加時，患者受既有觀念影響，仍傾向選擇大醫(yī)院就診。

3.3 控制變量分析

居住在城鎮(zhèn)地區(qū)的患者更傾向去醫(yī)院就診，與基層就診概率在10%水平上顯著負相關(guān)。醫(yī)療服務(wù)能力更強的醫(yī)院主要分布集中在城鎮(zhèn)地區(qū)，城鎮(zhèn)居民患者去醫(yī)院就診的便利性程度較居住在農(nóng)村的患者更高，更傾向于去醫(yī)療資源更為豐富的醫(yī)院就診。

患者家庭人均收入水平與患者基層就診概率負相關(guān)，但并不顯著。大醫(yī)院醫(yī)療服務(wù)價格更高，更符合高收入群體的就診需求，較低收入群體更可能選擇在基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)就診。分析樣本中約67%的患者就診費用在300元以下，同時樣本患者平均家庭人均年收入約為8 000元。由于門診醫(yī)療費用較低，患者經(jīng)濟實力對就診的制約體現(xiàn)得不夠明顯。

患者自評健康程度越差，基層就診概率越低，但回歸系數(shù)并不顯著。理論上，健康程度低的患者更可能到大醫(yī)院接受治療，健康程度高的患者更可能就近在基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)治療。但實證并不支持這一論斷，患者的就診選擇并沒有考慮其自身的健康程度，這可能反映了當前患者較盲目地“有病就去大醫(yī)院“的現(xiàn)狀。

不同的醫(yī)保種類對患者是否在基層就診影響不同。獲得城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險、城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險、公費醫(yī)療覆蓋的患者更傾向去醫(yī)院就診；而加入新農(nóng)合盡管與基層就診概率正相關(guān)，但并不顯著。醫(yī)療保險覆蓋對患者基層就診概率影響存在相互抵消的正反雙向效應(yīng)：第一，醫(yī)保補償降低了患者實際支付的醫(yī)療成本，提高了患者對醫(yī)療價格更高的大醫(yī)院的承受度；第二，醫(yī)保對患者在不同層級的醫(yī)療機構(gòu)就診設(shè)定了差異化的補償標準，通過降低基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)的起付線標準和提高基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)的報銷比例以引導(dǎo)患者向基層流動。回歸結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)職工、城鎮(zhèn)居民、公費醫(yī)療類患者第一種效應(yīng)占主導(dǎo)；而對于新農(nóng)合患者兩種效應(yīng)抵消后對基層就診概率已經(jīng)沒有顯著影響。雖然新農(nóng)合的定點醫(yī)療機構(gòu)集中在基層鄉(xiāng)鎮(zhèn)且補償設(shè)定更有利于基層就診，但同時新農(nóng)合以大病統(tǒng)籌為主，只有規(guī)定的(少數(shù))項目才能得到報銷，而對于這些項目患者可能更愿意去服務(wù)能力更強的醫(yī)院接受治療。

4 結(jié)論與建議

患者是否到基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)接受治療受到自身背景因素影響，也受到政策環(huán)境的影響。當前大醫(yī)院醫(yī)療資源緊張而基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)服務(wù)容量剩余且服務(wù)能力不足，政策欲改善這種醫(yī)療資源利用的不平衡。本文重點考察了預(yù)付制的推行及增加基層醫(yī)療資源是否促進了分級診療的實現(xiàn)。實證研究發(fā)現(xiàn)：預(yù)付制的推行以及增加基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)醫(yī)師資源顯著提高了患者到基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)就診的概率；但由于患者對醫(yī)療服務(wù)能力的要求以及就醫(yī)理念、習慣的影響，僅增加人均基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)數(shù)量并不能吸引患者到基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)就診。為實現(xiàn)醫(yī)療資源的合理配置與供需平衡，醫(yī)療資源需求端政策及供給端政策均有進一步完善的空間。

(1)對于醫(yī)療資源需求端，加強宣傳，鼓勵居民在特定病種治療中將基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)作為首診機構(gòu)。實證檢驗中發(fā)現(xiàn)，相對于增加人均醫(yī)院數(shù)量，增加人均基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)數(shù)量不能顯著吸引患者到基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)就診，同時患者的就診選擇也并沒有考慮自身的健康狀況,這可能反映出患者對基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)的信任度較弱。通過加強宣傳工作促進患者形成“小病在社區(qū)，大病進醫(yī)院”的良好就醫(yī)習慣，這對于建立合理的醫(yī)療服務(wù)新格局有重要的作用。

(2)對于醫(yī)療資源供給端，繼續(xù)加強基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)建設(shè)，持續(xù)提高基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)承接常見病患者的能力。一方面，持續(xù)鼓勵基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)發(fā)展的多樣化，引導(dǎo)和鼓勵社會資本進入醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域，擴大基層醫(yī)療服務(wù)供給，通過市場競爭機制，提高各基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)的服務(wù)質(zhì)量；并改善基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)在居民生活區(qū)域內(nèi)的合理布局，增加居民就診的便捷性。另一方面，建立大醫(yī)院有資歷醫(yī)師向基層醫(yī)療服務(wù)機構(gòu)流動的激勵機制，提升基層在崗醫(yī)師的學歷層次與執(zhí)業(yè)技能以及落實基層醫(yī)師的標準化培養(yǎng)機制，以進一步提高基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)服務(wù)質(zhì)量。

(3)通過科學制定、實施總額預(yù)付制度支付標準及配套的監(jiān)督、激勵措施，進一步發(fā)揮其系統(tǒng)性的資源配置作用。在制定總額預(yù)付制度的預(yù)算標準時，既要統(tǒng)一計算規(guī)則，確保公平，又要充分考慮各個醫(yī)療機構(gòu)的特點，繼續(xù)通過醫(yī)保基金賦予各類資源不同的權(quán)重，激勵醫(yī)療機構(gòu)為調(diào)整醫(yī)療資源供給結(jié)構(gòu)而主動引導(dǎo)患者需求的合理流動。同時，為避免總額預(yù)付制下推諉醫(yī)保病人和誘導(dǎo)醫(yī)保病人放棄醫(yī)保補償?shù)默F(xiàn)象發(fā)生，應(yīng)完善配套的激勵約束措施，如細化相關(guān)的監(jiān)督評價辦法，對醫(yī)院符合引導(dǎo)患者合理就醫(yī)的行為進行額外補償或獎勵，對于推諉醫(yī)保病人和誘導(dǎo)醫(yī)保病人放棄醫(yī)保補償?shù)男袨檫M行懲罰。

實現(xiàn)分級診療需要醫(yī)療資源需求端政策與醫(yī)療資源供給端政策、醫(yī)保支付制度、主要制度與配套措施等多方面相互配合，各個環(huán)節(jié)相互促進。

5 本研究的局限性

受限于數(shù)據(jù)的可得性，本文以省級層面預(yù)付制的推行力度來衡量患者面臨的預(yù)付制實施環(huán)境；以省級層面的人均醫(yī)療機構(gòu)數(shù)量、單位醫(yī)療機構(gòu)醫(yī)師數(shù)量衡量患者面臨的醫(yī)療資源供給環(huán)境。在進一步的研究中，可以采取微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，獲得基于個體層面患者面臨的預(yù)付制環(huán)境，并對預(yù)付制通過影響醫(yī)院進而影響患者的路徑進行量化分析；同時可以進一步優(yōu)化研究方法，考察政策實施前后患者基層就診概率的改變。

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(編輯 劉博)

An empirical analysis of the effect of global budget and efforts to increase local community healthcare resource on tiered healthcare system: Based on the CHARLS

LIUXiang-rong

AntaiCollegeofEconomicsandManagement,ShanghaiJiaoTongUniversity,Shanghai200030,China

Different compensated rates for health care resources requirements and supply distribution adjustment have been applied under tiered health care system which guides the patients flow to primary health care institutions to use healthcare resources more efficiently. The main purpose is to address the social problems of expensive and hard-to-visit a doctor. This paper runs a Logit regression model to analyze the prepaid system in the global budget and examine whether efforts to increase primary health care resource have led patients to receive local treatment at the primary level based on CHARLS Data of 2013. Empirical findings show that applying global budget policy of increasing total amount and local physicians per primary medical institutions significantly increase the attendance probability while simply increasing the number of per capita primary medical institutions has no apparent effects. This paper suggests the follow-up policies to balance the health care resources requirement and supply in order to further improve the total prepaid system in the global budget policy and improve the primary health care resource quality, and guide the medical treatment for patients with changing rules. This will also help in achieving the balanced tiered health care system.

Tiered health care system; Global budget; Primary health care

863計劃項目(2015AA020105)；國家自然科學基金(71273176，71573175)

劉向容，女(1990年—)，碩士研究生，主要研究方向為醫(yī)療保險。E- mail: liuxiangrong@sjtu.edu.cn

R197

A

10.3969/j.issn.1674-2982.2016.04.003

2015-12-13

2016-01-15