醫保政策對住院人次的影響分析

曲 剛

大連大學附屬新華醫院，遼寧大連 116021

隨著社會進步，我國醫療衛生服務能力得到快速發展。2003年我國醫院門急診人次1149721835人次，床位總數2269505張，出院41103667人次，床位使用率為 65.3%[1]；2012年醫院門急診人次增為2483091057人次，床位總數增長為4161486張，出院127059628人次，床位使用率為90.1%[2]。10年間，醫院床位增長83.36%，門急診人次增長112.97%，出院人次增長209.12%。醫療服務數量快速增長有醫療技術進步、疾病得到更多治療，居民健康需求增加，人口老齡化、疾病譜改變等原因，但不容否認，我國社會基本醫療保險制度（含新農合）也對其產生了很大影響。隨著醫保制度普及率提高，相關惠民政策不斷推出，社會醫療需求不斷增加，醫院作為醫療供給主體在經營壓力下主動擴張規模、加大供給，甚至收治無住院指征患者“過度醫療”，從而形成一面醫院不斷擴張，一面醫院人滿為患的局面。

醫保政策對住院病人次的影響，引發眾多學者關注?，F以大連市為例，探討門診統籌、住院病人平均支付標準（醫保支付標準）、起付指標等政策調整對住院人次的影響。

1 門診統籌對住院人次的影響分析

所謂門診統籌作為醫療保險支付政策的特殊形式，是把某些規定疾病的普通門診費用歸到參保人員的統籌報銷范圍內，使基本醫療保險統籌基金與個人共聯合承擔普通門診費用。目前大連市實行門診統籌的是經過鑒定確認、伴有并發癥的慢性疾病。下面以高血壓慢性病為例，對同年內門診統籌與非門診統籌患者年多次住院比例差異分析。

1.1 高血壓的門診統籌與相近病種非門診統籌年多次住院比例差異分析

提取大連市某三級甲等醫院的高血壓門診統籌與相近病種非門診統籌年住院人次數據，如表1所示。這里的住院兩次人次比例指年住院兩次人次數占年住院一次人次數的百分比，同理可得住院三次及以上人次比例。

統計結果顯示，門診統籌政策對高血壓門診統籌患者及相似病種非門診統籌患者的住院情況的影響，可得2008年后該病癥非門診統籌患者同年內多次住院人數增長率要顯著高于門診統籌患者，即高血壓門診統籌降低患者住院率。

提取表1的后兩列數據，基于住院兩次和三次及以上兩種情況，分別對數據進行獨立樣本T檢驗，判定門診統籌政策對高血壓病癥的門診統籌與非門診統籌患者同年內多次住院人次的增長率差異是否顯著，分析結果如表2所示，其中包括方差齊性檢驗和均值t檢驗的檢驗結果。

方差齊性檢驗，旨在檢驗兩組樣本的方差是否具有同質性，Levene統計量F可由公式(1)計算得出，且服從自由度為ν1=k-1，ν2=N-k的F分布。

當 F≥F（α,k-1,N-k）時，則 P≤α,在 α 水平上認為各樣本方差不全相等。當 F＜F（α,k-1,N-k）時，則 P＜α,在 α 水平上認為各樣本方差齊性。這里α取值為0.05。

t檢驗，旨在判斷平均值間差異的顯著水平，其統計量t可參考公式(2)得出，且服從自由度為ν=n1+n2-2的t分布。

表1 1年內高血壓門診統籌及其相似病種非門診統籌住院人

表2 獨立樣本T檢驗表

表3 1年內多次住院人數與總住院人數對比表

表4 獨立樣本T檢驗表

當 t≥t（n1+n2-2）時，則 P≤α,在 α 水平上認為兩組樣本的均值不相等。 當 t＜t（n1+n2-2）時，則 P＜α,在 α 水平上認為兩組樣本的均值相等。這里α取值為0.05。

通過方差齊性檢驗可以得出，年內住院兩次的Levene統計量的F值等于4.2399，P=0.0852>0.05，未達到0.05顯著水平，須接受原假設，表示該樣本的方差不具有同質性。再有t檢驗的P=0.0489<0.05，達到0.05顯著水平，須拒絕原假設，接受備擇假設，表示該兩個組別平均值間的差異達到顯著水平。同理，年內住院三次及以上的兩個組別的平均值差異也達到顯著水平，這里不再一一贅述。

綜上，研究發現門診統籌能有效減少患者住院數量。合理選擇病種實行門診統籌是降低住院率、減少住院人次虛增引發的過度醫療的有益選擇。

2 起付線調整對住院人次的影響分析

2008年底，大連市對這一年度內兩次以上包括兩次的住院患者進行了不同程度的下調起付線標準：初次住院患者在三級醫院、二級醫院以及一級醫院的起付準分別為850元、500元、為300元。一年內第二次住院起付標準將在以上基礎的一半。若一年內第三次住院或以上起付標準分別為三級醫院為300元，二級醫院及?？漆t院為200元，一級醫院為100元。由大連市醫保中心提取年內（自然年）多次住院人次數據，如表3所示?？紤]到參保人數、發病率等客觀因素存在，數據已連續年度截取，并將數據以比例形式進行比較。這里的住院兩次的比例指年住院兩次人次數占總住院人次數的百分比，同理可得住院三次及以上的比例[3]。

通過2006—2011期間醫院年多次住院情況的數字變化趨勢，可明顯看出，在2008年起付標準調整之后多次住院所占比重明顯增加。從2008年起，基于住院兩次和三次及以上兩種情況，應用T檢驗對調整前后的住院比例數據進行分析，從而對2次和3次及以上住院比例在起付標準調整前后，變化是否顯著得出結論，從表4可以觀察出，其中包括方差齊性檢驗和均值t檢驗。

通過方差齊性檢驗可以得出，2次住院人次，Levene統計量的F值等于8.6446，P=0.0424<0.05，達到0.05顯著水平，須拒絕原假設，表示該樣本的方差不具有同質性。再有t檢驗的P=0.0106<0.05，達到0.05顯著水平，須拒絕原假設，接受備擇假設，表示該兩個組別2008年前后平均數間的差異達到顯著水平。同理，可得3次及3次以上住院人次的兩個組別平均值間的差異具有統計學意義。

綜上所述，多次住院人數在起付線調整前后出現明顯增加，即起付線下調為反復住院患者減輕經濟負擔同時，又使部分門診患者多次選擇住院，導致醫院住院患者的增加。

3 醫保指標調整對住院人次的影響分析

當醫保指標較高時，醫療機構及其從業人員能夠利用重復檢查、使用新醫療技術或給患者使用高附加值的藥品或耗材從而獲得高于平均價值的額外經濟收入；當醫保指標較低時，醫院經常有將住院指標降低收治病人（收治輕病人）、不收重癥病患，床位規模不斷擴大，多次住院（醫院在住院患者尚未痊愈的前提下，為病人辦理多次出院、住院手續的行為）等增加醫院收入現象[4]。見表5。

表5 醫保指標與開放床位數、住院人次對應表

提取該市6年內的三級醫院9家和二級醫院11家開放的床位數以及住院患者人數、次數和醫保指標作為數據源，由表5可知，醫保標準上升的同時，開放床位數、住院人次也隨之增加。應用SPSS對醫保指標與開放床位數兩組數據進行相關性分析，可以得出，開放床位數和醫保指標的相關系數為0.993**，且統計量的P=0.007<0.01，拒絕原假設，表明開放床位數與醫保指標對比具有顯著統計學意義（P<0.01），在統計學意義上證實了隨著醫保指標的上調，開放床位數增加。住院人次和醫保指標的相關系數為0.942**，且統計量的P=0.005<0.01，拒絕原假設，表明住院人次與醫保指標對比具有顯著統計學意義（P<0.01）。在統計學意義上證實了隨著醫保指標的上調，住院人次有所增加，直接促使醫保基金支出增加[5]。

4 結論

通過以上研究發現，在其他醫保政策一樣條件下，門診統籌患者（以高血壓為例）年內多次住院人數增長率明顯低于非統籌患者，即門診統籌有利于降低住院人次；起付線（門檻費）向下調整后，年內多次住院患者增加，且非門診統籌患者年內多次住院增長率高于統籌患者，起付線下調政策減少了患者負擔的同時，也誘導部分非必須住院患者選擇住院；醫保指標與開放床位數、住院人次密切相關，增加醫保指標則住院人次增多?？傊?，醫保政策對住院人次增加影響較大，寬松醫保政策政策必然會帶來過度醫療。

[1]衛生部.中國衛生統計年鑒2004[M].中國協和醫科大學出版社，2004.

[2]衛生計生委.中國衛生統計年鑒2013[M].中國協和醫科大學出版社，2013.

[3]衛生計生委.2012年度中國衛生和計劃生育事業發展統計公報[M].衛計委信息中心，2013.

[4]人力資源社會保障部.2012年度人力資源和社會保障事業統計公報[N].人民日報，2013.

[5]涂洪誼.不同等級醫院醫保老年患者住院費用分析[J].中國公共衛生，2009.