宿遷市民營醫院發展與醫療服務供給的實證研究

田磊，馬愛霞

中國藥科大學醫藥產業發展研究中心，江蘇 南京，211198

我國醫療衛生資源的動員嚴重跟不上高速經濟增長帶來的對衛生醫療服務高需求增長的需要。醫療衛生領域保留著非常鮮明的短缺經濟的特征，這也使得人民群眾看病難成為醫療衛生領域的主要問題之一[1]。

隨著醫療服務市場出現的供給短缺，社會資本進入醫療市場就成了一種迫切的需求。為了適應這種要求，2000年以來，民營醫院迅速發展，宿遷、昆明等地都是民營醫院發展的排頭兵。

民營醫院在發展的過程中，對于其作用的說法眾說紛紜。國內學者對民營醫院也有很多研究，但大多是定性的分析，有的是對民營醫院本身的分析，很少有民營醫院能否增進醫療服務供給的實證研究。本文以江蘇省宿遷市為例，對民營醫院對醫療服務供給的作用進行雙重差分的分析，旨在研究民營醫院進入醫療市場是否能夠增加醫療服務供給。從而為相關的衛生政策決策提供依據，有一定的現實意義。

1 宿遷市政府發展民營醫院政策實踐

早在2000年，江蘇省宿遷市政府就出臺了《關于鼓勵社會力量興辦醫療衛生事業的意見》，就此拉開了民營醫院發展的序幕。市政府一方面鼓勵社會資本進入醫療市場，大力發展民營醫院，另一方面對原有的公立醫院進行產權置換，通過社會化和股份制改造，達到改制目的。經過幾年的改革，宿遷市通過資產置換、招醫引資、擴大醫療資源總量，新辦醫院59家，對全市124個鄉鎮公立醫院和11個縣級以上的公立醫院進行產權置換，通過社會化和股份制改造，使大量的社會資本進入醫療領域。到2006年，宿遷成為了全國首個社會醫療資產大于政府醫療衛生資產的地級市。

民營醫院經過了幾年的快速發展，在數量和規模上相對比較穩定。在之前成績的基礎上，宿遷市政府開始將重心放到質量和政策環境等方面。2006年2月，政府再次出臺《關于進一步加快民營醫院發展的意見》。更加注重在政策上給予支持，在硬件和軟件上為民營醫院創造良好的條件，促進醫療市場的良性發展。

綜上所述，我們將宿遷市民營醫院的發展看成是兩個階段。第一個階段是2000年到2006年，為民營醫院快速發展的時期；第二個階段是2006年至今，民營醫院從前一階段數量上的變化發展到質量上和政策環境上的變化，醫院發展進入了一個新的階段。這也是我們將2006年的政策作為“treat”來進行雙重差分的主要原因。

2 基于江蘇省宏觀數據的實證分析

2.1 研究設計 本研究采用2005～2011年江蘇省各地級市的相關統計數據，其來源主要有：關于醫療服務利用和醫療費用的相關數據，來自《江蘇衛生年鑒》；其他數據如人均GDP等來源于江蘇省統計局網站等公布的相關數據。

我們的基本假設是，排除了其他因素的影響，通過比較，宿遷市通過2006年出臺的《關于進一步加快民營醫院發展的意見》(以下簡稱政策)促進了民營醫院發展，通過有效的市場競爭機制，使得醫療服務供給增加，醫療服務利用提高。

在方法論上，本研究借助2006年政策在宿遷市推行的特點，借鑒計量經濟學“雙重差分”模型的方法估計政策的實施對于醫療資源供給所產生的因果效應大小。我們利用雙重差分模型的基本想法是：政策一方面制造了同一地區相關指標的差異，另一方面又制造了在同一時點上實行該政策和不實行該政策地區之間的差異。我們在模型中不僅要考慮發展民營醫院政策對于宿遷市的影響，還需要考慮政策實行前后由于其他原因帶來的全省各地級市的醫療服務情況的變化。綜合考慮這兩種差異的方法，就是計量經濟學中的雙重差分模型。相對于最小二乘法來說，這種方法的優勢在于避免了政策影響作為解釋變量所產生的內生性的問題。換句話說，就是控制了因變量和解釋變量之間的相互影響的效應。而本研究的數據又帶有面板數據的特征，即控制了不可觀測的個體異質性對于因變量的影響[2]。

被解釋變量：在醫療服務供給方面我們采用千人床位數以及千人衛生技術人員數作為主要變量，考察控制了其他變量以后政策對于醫療服務供給的影響作用。

主要解釋變量：設置城市為主要的虛擬變量。其中，宿遷取1，其他城市取0；此外，由于我們在前面的敘述中提到的實行此項政策是在2006年，我們認為在經歷了從2000年民營醫院的發展到2006年，完成了第一個發展階段，數量和規模相對穩定，民營醫院的發展進入了一個政策支持的新的階段，對于民營醫院進入醫療市場的影響也與之前有所不同。并且我們認為一般政策的施行在時間上有一定的滯后性，因此我們認為該項政策是在2007年開始產生效果。設置“試驗”虛擬變量， 2007、2008、2009年宿遷為1，其余為0；2004、2005、2006年都為0。

此外，根據相關文獻的研究，該地區人均GDP可能對醫療服務供給產生影響。在模型中，對上述變量進行了控制。考慮到消費水平的變化，數據中的人均GDP均以居民消費價格總指數調整到2005年。并且都做自然對數處理。

一般的雙重差分模型考察的是政策實施前后的兩個時期。令A為是否受政策影響的城市的虛擬變量，其中，受到政策影響的城市取1，其余取0；T為政策實施時間的虛擬變量，政策實施時期為1，其余為0。標準的雙重差分模型為：

其中，Y為被解釋變量，即我們所關心的結果變量，預計政策的沖擊將會對其產生影響。交叉項TA表示觀察值為實行政策的城市并且又處于政策沖擊期的虛擬變量，它的系數β3正是我們想要得到的政策效果，被叫做雙重差分估計量。

上述公式就是雙重差分模型的簡單形式。但是雙重差分模型的缺陷就源于其“自然實驗”的假設，即改革地區的選擇是完全隨機的，且不能考慮組間各樣本差異。對于本研究來說，宿遷市作為政策實施地區是有較強內生性的，這將直接影響到參數估計結果的精確度。所以我們需要控制與政策實施直接相關的控制變量。另外，我們還需要引入固定效應(Fixed Effect)模型以控制不可觀察的固定因素，得到一般化雙重差分模型如下：

表1 相關變量描述統計Tab 1 Describing statistics of related variables

其中，Yit是我們考察的醫療費用等因變量對城市i在t時期的值，t分別取0或者1表示改革前和改革后，β0為常數項，ai是各個城市的自身因素(即固定效應)，β1為時期參數，Ti是時期虛擬變量，Ai是改革虛擬變量，這樣Ti與Ai的乘積交叉項的系數β3就是政策效果。 Ci是與政策實施直接相關的控制變量，εit是隨機擾動項。

與標準雙重差分模型相比，一般化雙重差分模型既引入固定效應模型對不可觀察的固定因素進行控制，又加入了與政策實施直接相關的控制變量，以考察這些變量是否在決定了實施政策地區選擇的同時又會對政策沖擊后各城市的發展造成不同影響。這樣就可嚴格地估計政策沖擊對宿遷市民營醫院發展所產生的凈影響，以期對改革的政策效果做出最終評價[3]。

除固定效應模型之外，一階差分方程(First difference，FD)的方法也作為一種消除不可觀測效應的方法而被廣泛使用。所以，本部分除用固定效應模型進行估計之外，還使用了一階差分模型進行回歸，相當于對模型的穩健性檢驗[4]。

此外，在本部分研究中，考慮到政策實施產生的效果可能隨政策實施時間的深入而產生變化，我們分別報告分年的政策實施效果以及合并后的總的政策實施效果。

3.2 數據描述 表1描述了江蘇省各年份相關變量的描述性統計，包括了人均住院費用、人均門診費用、人均GDP、千人床位數、千人技術人員數的均值和標準差。

在費用方面，除2006年以外，人均住院費用在7年間一直保持著增長的勢頭，而且與之前省級數據相比，江蘇省人均費用遠遠高于全國平均水平，說明醫療費用水平很大程度上取決于經濟發展水平。與之相比，人均門診費用相對較穩定，在變化上也并沒有明顯的趨勢。

其他變量方面，人均GDP隨時間遞增；而代表醫療服務供給的千人床位數和千人技術人員數也隨著時間遞增。

3.3 宿遷醫療衛生情況描述 為了更加直觀地考察我們所關心的“處理組”宿遷的醫療衛生發展情況，我們根據人均GDP選擇了經濟狀況在江蘇省內與宿遷市較為接近的連云港市和淮安市作為對照組，并與全省的平均水平作比較。如圖1～圖4所示。

從圖中我們可以看出，無論是醫療費用還是醫療服務供給，宿遷市基本上都處于全省的最低水平，遠遠低于省平均值，并且也低于作為對照組的連云港市和淮安市。宿遷市在人均住院費用以及千人技術人員這兩個變量上的變化和全省平均值的變化一致。在人均住院費用和人均門診費用方面，宿遷市在政策實施的前兩年2006、2007年間這兩個變量都有一個下降的趨勢。在本研究中，由于宿遷市以民營醫院為主，考慮到其藥品在住院和門診中所占的比重以及相應的補償機制[5]與其他公立醫院為主的城市有所不同，可能有其他政策對估計產生影響，故本研究主要關注了醫療服務供給。

3.4 醫療服務供給的雙重差分回歸結果 以上分析只是基于數據的一般性描述，只能給我們一個初步的判斷。進一步利用7年的面板數據做模型回歸，能夠控制各地區間的不可觀測變量和其他相關變量對醫療費用的影響，從而使我們得以考察宿遷市發展民營醫院政策實施對醫療供給產生的實際影響。

圖1 宿遷市與對照城市人均門診費用比較(單位:元)Fig 1 Comparision of the medical expense per outpatient between Suqian and other cities

圖2 宿遷市與對照城市人均住院費用比較(單位:元)Fig 2 Comparison of the medical expense per inpatient between Suqian and other cities

圖3 宿遷市與對照城市千人床位數比較(單位:張/千人)Fig 3 Comparision of the number of beds per thousand between Suqian and other cities

圖4 宿遷市與對照城市千人技術人員數比較Fig 4 Comparision of the number of medical technician per thousand between Suqian and other cities

表2 政策效應對每千人床位數的回歸Tab 2 Regression of the policy effect and the number of beds per thousand

從每千人床位數的回歸結果中(見表2)我們可以看出，無論是每一年的政策效果還是總的政策效果，都對醫療服務的供給有一個正向的影響，但是我們也應該看到，這樣的影響都不是顯著的，說明政策沖擊對于醫療服務供給的提高并不明顯，在差分模型和固定效應模型中我們得到了相似的系數，也進一步驗證了我們的結論。我們還應該看到的是，政策效果隨著年份在不斷提高，也就是說，政策對于醫療服務供給的提高效果越來越好。

從每千人衛生技術人員數的回歸結果中(見表3)我們可以看出，大體的趨勢上與前一個回歸結果基本相似，政策沖擊對于人員供給上的提高并沒有顯著的正向影響。但隨著時間深入，政策效果在2008年產生波動，差分模型和固定效應模型得出的結論也基本一致。

表3 政策效應對每千人衛生技術人員的回歸Tab 3 Regression of the policy effect and the number of medical technician per thousand

表4 蘇北5市千人病床數(張)增長情況Tab 4 Growth of the number of beds per thousand in five cities of northern Jiangsu

表5 蘇北5市千人衛生技術人員數(人)增長情況Tab 5 Growth of the number of medical technician per thousand in five cities of northern Jiangsu

4 小結和討論

本部分研究得出的結論并不顯著，這不符合我們對于宿遷市民營醫院快速發展的一般概念。我們回過頭再來看一下宿遷市從民營醫院改革開始十幾年來醫療衛生服務供給的增長情況，我們把經濟發展情況相似，同處蘇北地區的徐州、連云港、淮安、鹽城4個城市作為對照組，考察各市在十幾年間醫療服務供給的變化。

表4和表5分別描述了1999～2010蘇北5市在兩個供給指標上的變化。從表中我們可以很清楚地看到，十幾年來宿遷市醫療資源的增幅在蘇北五市中處于最高的水平，并且也顯著高于江蘇省的平均水平。

政策沖擊并沒有帶來醫療服務供給的顯著性提高，而數據表明十幾年來宿遷市在醫療衛生資源增長方面一直走在全省的最前列。很有可能的原因就是在2000～2006年民營醫院在數量上飛速發展的階段實現了醫療服務供給的跨越式發展。而政策的沖擊在這個方面沒有起到明顯的作用，但在醫療衛生服務這個整體的系統中，有可能是完成了對其他方面的改進，這我們從政策的內容中就可以看出，例如：民營醫院可以自愿選擇營利或非營利醫院性質，并享受相應稅收優惠；完善社會保障機制，解除民營醫院職工后顧之憂；統一不同性質醫療機構人事管理，順暢公立醫院與民營醫院人才自由流動等。政策更多的是在軟環境方面為民營醫院的發展創造良好的條件。而政策究竟為民營醫院發展在哪些方面帶來了實質性的提高，還需要進一步的研究。

[1]周其仁.醫療服務資源的動員—醫改系列評論之三[N].經濟觀察報,2007-1-29.

[2]封進,劉芳,陳沁. 新型農村合作醫療對縣村兩級醫療價格的影響[J].經濟研究,2010,11:131-132.

[3]聶輝華,方明月,李濤.增值稅轉型對企業行為和績效的影響[J].管理世界,2009,5:4-5.

[4]周黎安,陳燁. 中國農村稅費改革的政策效果:基于雙重差分模型的估計[J].經濟研究,2005,8:48-50.

[5]田磊. 關于基本藥物制度下公立醫院補償機制的設想[J].藥品評價,2011,8(6):7-10.