異地就醫便捷化與醫保基金風險——基于A縣的分析

何文炯 蔣可竟 朱云洲

(浙江大學 杭州 310058)

隨著基本醫療保險實現制度全覆蓋，并逐步走向人員全覆蓋，參保人員對醫療保障服務的需求進一步增加。部分地區在實現異地就醫便捷化方面出臺了若干探索性政策，并獲得了多方積極評價。然而，任何公共政策都有其兩面性，異地就醫便捷化政策也有其負面效應，即在一定程度上改變就醫流向，并可能增加基本醫療保險基金的運行風險。本文以某省鄰近省城的A縣為例，討論異地就醫便捷化政策對基本醫療保險基金（本文簡稱“醫?；稹保┑挠绊?。

1 異地就醫便捷化政策與A縣醫保基金支出變化

異地就醫便捷化政策是部分地區的探索，因而沒有統一的版本。A縣是較早實施基本醫療保險便捷化政策的統籌地區，且在多種政策方面都有探索實踐，因而具有一定的典型性。A縣常住人口80萬，基本實現全員參保。早期參保人員就醫主要在縣內，少數到省城就醫，到省城以外的外地就醫可以忽略不計。因此，下文所指A縣異地就醫是指A縣參保人員赴省城就醫。前幾年，A縣陸續實施定點醫院放開、異地就醫5%自付比率取消、“一卡通”異地結算等政策，使得異地就醫變得更加便捷。2007年之前，A縣在省城只有3家定點醫院，異地就醫需要經過較為嚴格的審批程序，并且不能聯網結算，因而限制了參保人員赴省城就醫。2007年，A縣在省城的定點醫院數量增加到28家，并且其中4家可以聯網直接刷卡，開始“一卡通”試點。2011年以后，又在省城大部分三級醫院實現異地刷卡即時結算，基本上放開了參保人員赴省城就醫的限制。

在上述背景下，A縣參保人員赴省城就醫的人次數明顯增多。2004年到省城就醫的人次數占總人次數的0.5%，而2013年這個比率提高到了11.5%。相應地，醫療總費用提高，醫保基金支出隨之增加。表1反映的是職工基本醫療保險（簡稱“職工醫?！保﹨⒈Ｈ藛T歷年赴省城就醫費用的相關分析。其中，總費用是指就醫所產生的全部費用，包括自理、自費、先付費用、基金報銷等；基金支出是指職工醫?；鹚摀牟糠郑磮箐N部分；次均基金支出是指一次就醫通過醫?；鹬Ц兜馁M用，是年度基金支出總額與就醫人次數之比。

從表1觀察到，2004-2006年，A縣赴省城就醫人次數、費用總額、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：就醫人次數11099次，環比增長149.86 %；基金支出達2031.76萬元，環比增長621.32 %；次均基金支出1830.58 元，環比增長188.68%。這套指標變化情況，充分體現了異地就醫便捷化政策的實施效果。

進一步分析可以發現，A縣赴省城就醫的次均基金支出經歷了先增長后下降的過程。異地就醫便捷化政策實施之初，赴省城就醫的次均基金支出逐年增加，于2010年達到最大值2198.00元。這一階段（2007-2010年）赴省城就醫的增量主要是發生大額醫療費用的大病、重病。2010年以后，赴省城就醫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療費用的病例在省城就醫人次數大幅增多，從而導致次均基金支出被稀釋。與當時的政策比對發現，2012年開始全面實行異地就醫“一卡通”，清除了制約異地就醫的各種障礙，不少參保人員不論大病小病，紛紛涌向省城就醫。

表1 A縣職工醫保參保人員歷年在省城就醫費用相關分析

2 異地就醫便捷化政策對醫療費用影響之估算

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

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

TP＝mp?Y＋bp＋ε

其中TP表示兩地醫療費用總和，Y為年份（2004-2012年），ε是期望為0的正態隨機漂移項，mp和bp為待估計參數。運用最小二乘法，我們可得到：mp＝3661.84，bp＝-7.34×106。

回歸相關系數為0.9225，這是一個很好的擬合。在異地就醫便捷化政策實施前（即2004-2006年），設A縣赴省城就醫醫療費用的三年平均值/兩地總醫療費用的三年平均值＝αp，則αp＝0.042699019。不妨假定，若異地就醫政策一直不變，則該比率αp基本不變。在這一假定之下，則A縣赴省城就醫的醫療費用可以按照如下公式計算：

假定2007年之后A縣職工醫保異地就醫政策不變，則αp繼續保持不變，可得到2007-2013年A縣赴省城就醫醫療費用自然增加額的估計值（見表2）。用2007-2013年異地就醫便捷化政策實施后A縣赴省城就醫醫療費用的實際值減去醫療費用自然增加額的估計值，即為由于異地就醫便捷化政策放開所導致的赴省城就醫醫療費用的增加額。

3 異地就醫便捷化政策對醫?；鹬С鲇绊懼浪?/h2>

估算異地就醫便捷化政策對醫保基金支出的影響，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的醫?；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為兩地醫保基金支出總和，Y為年份（2004-2012年），ε是期望為0的正態隨機漂移項，mF和bF為待估計參數。運用最小二乘法測算方程的參數值為：mF＝2400.25，bF＝-4.81×106。

此時的回歸相關系數為0.9253,說明該線性方程能夠進行很好的擬合。在異地就醫便捷化政策實施之前，即2004-2006年，設A縣赴省城就醫費用在醫?；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。可以假定，若異地就醫政策一直不變，則該比率αF基本不變。如果異地就醫政策一直不變，則A縣赴省城就醫費用的醫?；鹬С隹梢园凑杖缦鹿接嬎悖?/p>

αF?(mF?Y)

于是，我們可以構建表3，即假定2007年之后A縣職工醫保異地就醫政策仍然不變，則αF也保持不變，可得2007-2013年赴省城就醫的醫?；鹬С鲎匀辉黾宇~估計值（見表3）。用2007-2013年異地就醫便捷化政策實施后赴省城就醫費用在醫?；鹬С龅膶嶋H值減去醫?；鹬С鲎匀辉黾宇~的估計值，即為由于異地就醫便捷化政策所導致的A縣赴省城就醫費用在醫保基金支出中的增加額。

表2 2007-2013年A縣赴省城就醫醫療費用估算

表3 2007-2013年A縣赴省城就醫費用的醫保基金增支額估算

表4 2007-2013年A縣職工醫保基金收支情況

表5 2014-2016年A縣職工醫?；鹗罩Р铑~預測（單位：萬元）

4 醫保基金對異地就醫便捷化政策承受能力分析

前述分析表明，基本醫療保險異地就醫便捷化政策的實行，會增加醫?；鸬闹С?。因此，需要討論以下問題：醫?；鹉芊癯掷m支撐這樣的異地就醫便捷化政策？

由表4，我們可以通過一元線性回歸方程對基金收支情況進行測算?？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的正態隨機漂移項，mE和bE為待估計參數。則此時線性回歸方程為：

TE＝mE?Y＋bE＋ε

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

此時，回歸的相關系數為0.9728。

通過上述回歸方程，我們可以預測未來幾年（即2014-2016年）A縣職工醫保基金支出的情況，具體預測結果見表5。

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

TR＝mR?Y＋bR＋ε

需要指出的是，為應對國際金融危機的沖擊，政府通過降低社會保險費率的方式，減輕用人單位的社會保險繳費負擔，因而2009年醫保基金收入較2008年減少。所以，我們將2009年醫?；鹗杖胱鳛槠娈慄c不列入回歸方程中。采用2007、2008、2010、2011、2012、2013年的數據，通過最小二乘法，得到模型相關系數為0.9849，待估計參數為：mR＝4092.17，bR＝-9.83×106。

通過上述回歸方程，我們可以預測未來幾年（2014-2016年）A縣職工醫保基金的收入情況，具體預測結果見表5。

根據上述兩個回歸方程的預測結果，我們列出了2014-2016年A縣職工基本醫療保險基金的收入預測、支出預測以及收支差額預測情況。可以看出，從2014年開始A縣職工醫?；鹗杖雽⑿∮诋斈甑尼t保基金支出，并且從2014年到2016年醫?；鸬氖罩Р铑~逐年擴大，進而導致醫?；鸬睦塾嫿Y余逐年減小。若按照此趨勢繼續發展，職工醫保基金的累計結余終會在未來某一時間點全部消耗殆盡，這對醫?；鸬陌踩\行將產生不利影響。因此，異地就醫的便捷化政策需要從多方面考察和評價，并加以完善。

5 結束語

根據上述分析，要全面認識異地就醫便捷化政策的正面和負面效應，統籌兼顧滿足群眾需求與制度可持續性，進一步完善基本醫療保險異地就醫政策。要把基本醫療保險待遇穩定在適度水平，建立健全異地就醫約束機制，保持參保人員就醫選擇的適度自主權，完善醫?；鹬Ц督Y算制度，實現基本醫療保險制度長期持續健康運行。

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