醫療保險預付制改革可以控制我國醫療費用的上漲嗎？
——基于PSM模型及CHARLS數據的實證分析

鮑震宇

內蒙古財經大學財政稅務學院 內蒙古呼和浩特 010070

·專題研究·

醫療保險預付制改革可以控制我國醫療費用的上漲嗎？
——基于PSM模型及CHARLS數據的實證分析

鮑震宇*

內蒙古財經大學財政稅務學院 內蒙古呼和浩特 010070

在當前我國醫療服務價格不斷上漲，居民就醫負擔仍然較重的背景下，改革醫療保險支付方式被認為是解決看病貴問題的重要抓手。評估醫療保險預付制改革對控制醫療費用及減輕疾病經濟負擔的成效具有重要現實意義。本文使用2011年和2015年CHARLS數據，借鑒DIDPSM思想，運用交互項模型與PSM模型相結合的分析方法，利用2012年新農合預付制支付方式由試點改革階段進入全面普及階段的一次自然實驗，研究發現：(1)預付制可以控制門診及住院費用上漲，即與改革初期未參保者相比，全面普及預付制改革后參保患者的門診和住院費用均有所下降；(2)預付制改革后，參保患者的門診和住院自付費用分別下降了17%和33%，說明醫療保險及其預付制改革一定程度上抵御了醫療費用的上漲，減輕了居民就醫負擔；(3)在PSM的基礎上，交互項模型系數的估計值和顯著性未發生改變，印證預付制改革效果良好。

預付制； 供方道德風險； 醫療費用上漲； PSM

1 引言

當前，我國醫療費用持續上漲。根據《2015年中國衛生和計劃生育事業發展統計公報》，以人均住院費用為例，2015年人均住院費用8 268.1元，按當年價格計算，比2014年(7 832.3元)上漲5.6%。若與1990年的人均住院費用(473.3元)相比，定基增長16.5倍。當然，同期居民的人均純收入也在遞增，以農村居民為例，由1990年的630元增至2015年的11 422元，定基增長18倍，僅略高于醫療費用增速，可以說居民收入增長被醫藥費用上漲抵消大半。醫療費用增速過快帶來的直接影響是居民就醫經濟負擔沉重，2015年人均住院費用相當于農村居民年均純收入的72%，住院1.4次即消耗一年辛勞所得。即使考慮保險的風險分擔作用，就醫負擔仍舊較重。根據《第五次國家衛生服務調查分析報告》，新農合平均實際報銷率為48%，住院自付費用占52%，則8 268.1元的住院費用中有4 300元需要自付，這相當于人均純收入的37.6%。按照世界衛生組織的研究結果，個人自付衛生支出比重降到純收入的15%～20%才能基本解決因病致貧和因病返貧問題。可見，就目前保險水平和醫療費用上漲幅度而言，保險的風險防范效果有限。

同時，醫療保險本身也可能引起大量的(醫療服務)供方反應進而帶來醫療費用上漲，有研究表明醫療保險報銷率提高10%，醫療服務價格即上漲10%，削弱了醫療保險風險分擔的福利效果。[1]其中的一個重要原因就是醫療保險使用了不正確的激勵機制來鼓勵醫院和醫生提供醫療服務。尤其是后付制即按服務項目付費的醫療保險支付方式，具有引導醫生和醫院提供過度醫療服務的導向，加之醫生和醫院的醫療信息壟斷優勢及收入最大化目標，形成了誘導需求型的供方道德風險，大處方、天價藥、診斷升級、分解住院、掛床住院等都是其表現形式。而供方誘導需求(physician-induced demand, PID)將引起醫療費用膨脹和醫療資源的浪費，導致醫療服務的低效率。可見，改善保險的醫療費用支付方式，控制供方道德風險引起的醫療費用不合理上漲十分必要。早在2009年的《深化醫藥衛生體制改革的意見》中，就首次明確提出進行醫療保險付費方式的改革，到2015年為止，各大部委共發布過6個文件部署實施支付方式改革，以規范醫療機構的服務行為、控制醫療費用不合理上漲；我國的醫療衛生體制改革也將其做為公立醫院改革的一個重點。

那么醫療保險預付制改革能夠實現制約供方道德風險、控制醫療費用不合理上漲的目標嗎？厘清這一問題可為我國醫療保險政策的制定及改革路徑的選擇提供經驗數據的支持。

2 文獻綜述

以供方道德風險的研究為線索展開綜述。Arrow開創性地提出醫療保險存在道德風險命題后的十幾年間[2]，美國公共衛生政策的核心都是控制需方道德風險，即醫療保險共付率的確定問題。直到Evans指出醫生所具有的專業知識及信息壟斷，致使大量的醫療服務需求其實是醫生誘導需求。[3]醫療保險帶來大量的供方反應引起了醫療費用的上漲。至此，供方道德風險(PID)進入公共衛生政策討論的中心，即醫療衛生資源配置的最有效途徑是控制需方醫療服務需求還是進行供方管制。隨著大量PID理論及實證研究的開展，答案逐漸明朗化，供方道德風險的控制及醫療保險支付方式的完善已主導著大量的公共衛生政策設計與改革。

在供方道德風險的理論研究方面，Starr認為20世紀初期以來，醫生執業方式的最大轉變就是借助診療工具與化驗手段了解患者健康狀況。[4]參保人對醫療服務的需求會受到醫生醫學知識的影響，患者無法評估醫生處方的有效性。最終造成醫生濫用信息優勢，誘導患者過度使用醫療服務。McGuire進一步指明醫生誘導需求的根本原因仍是信息不對稱，醫生擁有的市場力量使他們可以決定醫療服務提供的數量。[5]隨后，系列PID的理論研究對醫生與患者的委托代理關系、最優醫療保險支付水平模型、醫生的收入目標理論、醫生在壟斷競爭市場結構下的行為理論進行了深入理論探討。[6-9]Richardson將供方誘導需求定義為，不管結果如何，醫生根據自己的利益將患者醫療服務需求曲線向右移動的能力。[10]最近的研究證明，向左移動也是供方道德風險的表現。[11]

實證研究方面，學者們主要采用三類方法來驗證PID的存在。第一類使用各類醫生在總人口中的比例來估計誘導需求，其核心思想是醫生從業人數增加時，醫生競爭壓力增大使其接診量下降，為實現利潤最大化醫生會選擇增加醫療服務提供量來彌補接診量的下降，進而提高收入。[12-14]這種方法由于因果關系不緊密、數據噪聲大而飽受詬病，例如Dranove & Wehner通過估計婦產醫生數量對生育率的影響來證明這類方法不可能識別誘導需求。他們指出生育率不由婦產醫生數量決定，但計量模型卻能夠證明二者正相關，這正好說明這類方法的無效性。[15]不過，Gruber & Owings的研究是個例外，他們為這類方法應用于供方道德風險的檢驗，提供了有力的證據。他們用1970—1982年間美國生育率下降(約下降13.5%)來衡量婦產科醫生收入的外生環境變化，考察醫生面臨收入下降壓力時，是否會誘導患者消費。結果為，生育率每下降10%，剖腹產比率將提高0.6%，可見，剖腹產取代自然生產的抉擇中，醫生收入扮演著至關重要的角色。[16]

第二類采用準社會實驗方法，對比支付方式改革前后(通常由后付制轉為預付制)醫療服務需求的變化。這類方法興起于20世紀80年代末，其核心思想是由于支付方式相對供方、需方而言都是外生的[9]，進而可以通過醫療服務需求變化來識別支付方式對醫生醫療服務提供行為的影響，考察醫生誘導需求問題。[17]這種方法由于邏輯的嚴密性和準實驗方法受到學者的推崇。Hickson et al.通過隨機試驗的方法研究供方道德風險。他們將患者隨機分配到不同的支付方式及其對應的醫生中，一組醫生領取固定的工資，另一組醫生按照服務量和服務項目多少發放工資(即后付制)。研究結果是按服務項目付酬的醫生組的患者，就診率高于固定工資制醫生組的就診率，說明醫生存在誘導需求的現象。[18]Davidson et al.觀測了家庭醫生的醫療服務提供行為，他們發現后付制下，醫生接診的頻率及醫療費用都高于按人頭付費制。[19]Miller & Luft發現健康維護組織(HMO)可使住院天數、專家門診、手術數量下降。[20]Dijk et al.利用荷蘭一次醫療保險制度的改革——取消了私人保險計劃的共付制，并在社會保險中增加了后付制，觀測需方醫療服務和供方誘導需求的變化。結果發現，供方道德風險確實存在，但需方道德風險證據有限。[11]Kantarevic & Kralj使用委托代理理論模型研究加拿大安大略省醫生支付方式的改革對醫生行為的影響。這次改革由以前的單一后付費制改為多元付費制，既有預付制，又有按服務項目付費制，而醫生可以自由選擇。他們發現，預付制下醫生提供的醫療服務數量明顯少于后付制。[21]

第三類則是通過醫療信息壟斷識別PID。Currie J. et al.使用模擬實驗研究了中國抗生素泛濫的原因。他們設定了一個流行感冒的模擬患者去醫院就診的場景。就診時，A類模擬病患表現出對抗生素充分了解但非常抗訴，B類模擬病患僅描述病情。結果發現患者掌握抗生素知識時，醫生這類處方藥的開出率減少了25%并使診療費用下降，但醫患互動受到負面影響。證實濫用抗生素不是患者而是醫生導致的，為PID的存在提供證據。[22]

雖然以上研究結論表明后付制有過度服務的激勵，而預付制支付方式可以減少醫療服務需求，控制供方誘導需求，但學者們也發現，預付制并非完美的支付方式。Newhouse、Barros認為預付制除了必要醫療服務提供不足外，還導致撇脂問題，即為節省成本，大幅減少健康狀況稍好的患者的醫治；[23-24]Gaynor & Gertler也認為預付制會減少醫生投入的工作努力程度，例如支付方式從FFS轉為CAP時，醫生每周接診量就會下降。[25]Schmidt et.al則是給出了更為中立的答案，他們指出醫療服務提供量同時決定著醫生收入及患者利益，因而醫生需要權衡個人收入最大化與患者利益最大化目標。這樣通過實驗室實驗研究后付制(FFS)和預付制(CAP)對醫生醫療服務供給量的影響。結果發現，預付制下，醫生提供的服務量比后付制少33%，這符合理論設想——后付制使醫生過度提供醫療服務，而預付制使醫生醫療服務供給不足；但就高醫療服務需求水平患者的健康收益而言，后付制優于預付制。[26]當然，也有學者認為支付方式與醫生醫療服務供給行為沒有關聯。例如，Hutchinson et al.發現FFS和CAP下，加拿大安大略省住院率沒有差異。[27]Grytten et al.認為支付方式對挪威醫生行為的影響非常有限。[28]

國內研究者對于供方道德風險給醫療保險的實施效果帶來的不利影響達成共識。例如，于長永在評估新農合的實施績效時，指出農民大多認同新農合的福利性，但由于報銷率低、醫生誘導需求降低了滿意度，在提升制度績效時，除了提高補償比例外，重點是防止供方道德風險。[29]在監管供方道德風險時，呂國營提出可以通過醫療保險機構的信息和威懾功能來解決醫療保險市場上的信息不對稱問題，以抑制供方行為扭曲帶來的醫療服務價格上漲問題。[30]與此相近，胡西厚等以博弈理論為基礎，提出通過加強醫生職業素質教育、建立信息公開透明機制規避城鎮居民醫療保險中的供方道德風險問題。[31]相比信息及道德建設，大量學者提倡通過更直接的醫療保險支付方式改革對供方道德風險加以約制。[32-35]相比對策建議類的規范分析，國內供方道德風險方面的實證研究較少，寧滿秀和劉進的文章是國內為數不多的對供方道德風險及支付方式改革成效的實證研究成果。寧滿秀等使用2012年福建省400戶入戶調查數據進行分析，其PID識別策略是在模型中控制一些供方誘導需求因素，包括醫療保險支付方式、醫患之間的信息不對稱、高科技醫療服務利用、住院天數。結果表明新農合預付制支付方式(按病種付費及總額預付制)使住院支出顯著減少42.9%，對自付住院費用影響不顯著；并指出影響不顯著的原因可能是福建省的支付方式改革處于試點期，效果尚需觀察；而住院天數、醫院擁有高科技醫療服務及設備都顯著提高醫療服務利用率及農戶自付醫療費用，證實了供方道德風險的存在。[36]

總之，國內外的研究普遍證明醫生可以影響患者的醫療服務需求量，如果不對醫療服務供方的誘導需求行為加以控制，反而完全使用后付制這一不正確的激勵機制，醫療保險必將引起大量的供方反應進而帶來醫療費用的上漲。而預付制支付方式雖然不是完美的激勵機制，但畢竟有利于控制醫療費用的上漲，因而預付制改革已然是各國衛生政策改革的重要內容之一。當前，我國正處于醫療衛生體制改革的深化階段，為了回答支付方式改革是否可以起到控制醫療費用不合理上漲的作用，本文利用我國2012年實施的一次全國范圍內的新農合支付方式改革所提供的自然實驗，借鑒倍差模型思想通過構建交互項評估預付制支付方式改革的成效。本文的研究空間是目前國內醫療保險預付制改革成效的實證評估尚顯不足，本文對此進行了開拓及有益嘗試。

3 實證策略

3.1 基準模型——交互項模型

新農合支付方式改革最早開展于2010年，當時選取了全國10%的統籌地區作為試點，參照云南祿豐縣的“兩個付費機制”(門診統籌基金和住院按床日付費)進行初步探索，目標是將醫藥費用控制在較低水平；在此基礎上，2012年5月原衛生部、國家發展改革委、財政部出臺了《關于推進新型農村合作醫療支付方式改革工作的指導意見》，將新農合支付方式改革由之前的試點階段轉為在全國范圍全面推行的深化階段。主要內容是推行以總額預付為主、探索實施按人頭付費、特殊病種定額包干的門診費用支付方式改革，以及按病種付費、按床日付費為主，探索疾病診斷相關組(DRGs)等住院費用支付方式改革。改革主旨是轉變了2012年以前的單純按服務項目付費的支付方法，由后付制改為預付制，實現醫療機構補償機制和激勵機制的轉換。

這次由初步試點轉為全面開展的支付方式改革，使我們獲得了一個識別供方道德風險、評估預付制改革成效的自然實驗契機。為此，本文借鑒倍差模型思想，通過構建保險與改革階段的交互項作為核心解釋變量，觀測預付制改革的控費效果。具體而言，交互項模型構建如下：

yit=α0+β1Ti+β2Git+β3Ti·Git+γXit+si+μit

(1)

其中，yit表示結果變量，第一類是門診、住院醫療服務利用，發生為1，否則為0；第二類是門診、住院及自付醫療費用的對數；Ti表示改革階段變量，2015年(深化改革階段)為1，2011年(初步試點階段)為0；Git是組別變量，參保者為1，否則為0；Xit是一系列控制變量；si是地區固定效應。

考慮在不同的改革階段、保險狀態下，有下列表達式：

用Δ深化改革表示深化改革階段醫療保險帶來的醫療服務利用及支出的差異；用Δ改革初期表示改革初期醫療保險帶來的醫療服務利用及支出的差異。則：

式(6)與式(7)相減就得到關鍵估計量β3代表的供方道德風險(PID)：Δ深化改革-Δ改革初期=β3，β3<0說明支付方式改革有效。

3.2 基于PSM的交互項模型

交互項模型有效的前提是，處理組和對照組除了在參合方面存在差異外，其他方面應盡可能相似，如果二者存在不可觀測的樣本選擇偏誤，將導致回歸結果有偏；同時，是否參加新農合不是隨機決定的，而是自我選擇的結果，那么交互項模型也不能解決自我選擇偏差問題。為了解決上述內生性問題，并找出處理組的“反事實組”，本文運用PSM與交互項相結合的方法評估預付制改革的成效。具體而言，首先假設個體i是否參合、是否可觀測因素決定的，使用logit模型對其參合概率，即傾向得分(PS)進行估計：

pi(x)=pr(insurance=1|Xi)=F[h(xi)]

(8)

Xi表示個體i成為參保者的特征變量，包括戶主性別、年齡、教育水平、婚姻狀態，家庭人均年收入，是否患心臟病、高血壓、癌癥、糖尿病、自評健康，是否體檢，是否飲酒。

根據得出的PS值，為參保者尋找最相近的“反事實”個體(未參保者)，獲得了經過匹配后的處理組和對照組樣本，進行方程(1)的回歸分析。

4 數據與變量

4.1 數據說明

本文使用的數據是中國健康與養老追蹤調查(CHARLS)，這是一套代表中國45歲及以上中老年人家庭和個人的高質量微觀數據。CHARLS提供的2011年及2015年的兩期面板數據，因其分別代表支付方式改革的初期試點階段(2011)及深化階段(2015)，正好可以用于醫療保險支付方式改革成效評估。

4.2 變量

被解釋變量為門診及住院醫療服務利用與支出，門診及住院自付費用。為消除異方差，門診及住院總醫療支出、自付費用轉換為對數形式。核心解釋變量是：保險變量(參保=1；未參保=0)、改革階段變量(2015=1；2011=0)及保險與改革階段的交互項。根據已有理論和經驗研究結論，其余控制變量為：第一類，人口學特征，包括戶主性別、年齡、教育水平、婚姻狀態及家庭人均年收入；可以用來控制對結果變量有影響的家庭特征。第二類，醫療服務需求變量，是否患心臟病、高血壓、癌癥、糖尿病、醫院的性質、藥費。第三類，健康變量，自評健康、最近兩年是否體檢、是否飲酒。第四類，地區固定效應，用來識別不同地區醫療保險政策帶來的差異。

4.3 描述性統計

表1列出了樣本總體、參保組(實驗組)、無保組(控制組)的被解釋變量及核心解釋變量的基本情形。門診服務利用方面，無保組門診服務利用率為14%，比參保者低5.1%；無保者門診支出平均為1 271元，比參保者高352元；自付門診醫療支出比參保組高76.9元；住院服務利用方面，參保組平均住院率為10.1%，無保組較低為7.9%；參保組直接住院費用為18 857元，比無保組高3 274元；而住院自付支出為5 523元，比無保組低5 867元，說明保險可以降低住院費用負擔。初步印證，參保可使農村居民利用更多的醫療服務，減輕了參保者的醫療負擔，且未使醫療支出變得更高，很可能是醫療保險支付方式改革發揮了較好的控費作用。同時，面板數據構成中，未參保者數量較少，僅占9.8%。在未參保的原因中，17.8%的人選擇“不需要”，23.5%的人“支付不起保險費”，12.3%的人“不知道該去哪辦”，2.4%的人“不相信健康保險機構”，3.2%的人“沒有合適的保險項目”，13.8%的人“從沒有想過這個問題”；27.1%的參保者選擇 “其他原因”( Charls未提供其詳細信息)。由此可見，即使在全民醫保背景下，自我選擇等內生性問題仍舊存在。說明運用交互項模型與傾向得分匹配相結合的方法是合理的，這樣才可控制時間效應、分組效應以及自選擇效應，解決內生性問題。

表1 變量描述統計

注：本表僅給出被解釋變量及關鍵自變量的描述性統計

5 實證結果

5.1 交互項模型回歸結果

5.1.1 預付制改革對門診服務需求的影響

首先使用樣本選擇差分模型進行估計，結果發現選擇方程和支出方程不相關，λ=-0.875(p=0.758)，說明不存在樣本選擇偏差。這時使用廣義線性模型(GLM)進行估計，交互項模型估計結果見表2。交互項估計量的符號顯著為負，識別出了供方道德風險的同時，說明門診預付制改革顯著降低門診服務利用率及門診醫療費用。深化改革后，與基組(改革初期的未參保者)相比，門診支出下降了3.7%，相當于使平均門診醫療費用減少了1 041元。

改革變量對門診就診決策、門診支出有顯著正向影響。就門診支出而言，無保者改革后的門診支出比改革前上漲1.4倍；而參保者改革后的門診支出卻比改革前下降了15.1%(β1+β3)。這樣看來，雖然醫療費用仍然呈增長態勢，但預付制改革具有一定的控費效果。

保險變量表示實驗組與控制組本身的差異，即使不進行支付方式改革這一差異也照常存在。與未參保者相比，參保可使門診就診概率顯著提高5.5%(邊際效應)，但大多對門診支出的促進作用卻并不顯著，可以理解為參保者與無保者的門診支出無顯著差異。原因是門診統籌保險保障水平較低進而道德風險效應較小，以呼和浩特市為例，新農合的一般門診治療只限在鄉鎮衛生院、村衛生室、社區衛生服務中心(站)使用，普通門診費用按60%報銷，年度封頂線僅為100元，保險的保障能力有限，因而與未參保者無顯著不同。

其他控制變量方面，60歲及以上老人的門診利用率沒有顯著高于60歲以下個體。男性的門診率、門診支出顯著地低于女性3.5%、7.6%；婚姻狀況、教育年限、收入對門診服務需求無顯著影響；患高血壓、糖尿病、心臟病、癌癥等慢性病使門診就診概率分別顯著提高1.7%、6.3%、3.7%及7.1%，但對門診支出無顯著影響(糖尿病，使門診支出提高13.8%)。值得注意的是，藥費每提高1%，門診支出就增加0.94%；在公立醫院就診使得門診支出提高14%。健康較差將門診就診概率顯著提高了12.2%

(邊際效應)，使門診支出增加1.1%，但并不顯著；從健康行為來看，近兩年體檢使門診利用率提高4%，門診支出比未體檢者增加15.2%，如果據此推斷體檢導致醫療服務需求增加進而應減少體檢是不可靠的，因為早發現早治療才能避免釀成大病；最后，實證結果驗證了飲酒傷身，將使門診支出顯著提高13.9%。

5.1.2 支付方式改革對住院服務需求的影響

首先使用樣本選擇差分模型進行估計，結果仍舊發現住院服務選擇方程和支出方程不相關，λ=-2.042(p=0.495)，可見住院服務也不存在樣本選擇偏差，同樣使用GLM模型進行分析(表2)。

從新農合與改革階段交互項的回歸系數來看，住院費用支付方式由后付制轉為預付制后，醫療服務需求的系數顯著為負，識別出住院醫療服務同樣存在供方誘導需求，且加速推進預付制支付方式改革可以控制住院費用上漲。

改革階段變量對住院支出的邊際效應顯著為正，表明深化改革后無保者的住院支出比改革前上漲105%。而參保者深化改革后的住院支出卻比改革初期下降了38.2%(β1+β3)；再與基組相比，深化改革后參保者的住院支出也減少了28.1%。這意味著預付制改革發揮著控制住院醫療費用上漲的作用。樣本均值可以印證這一結論，2010年*Charls數據訪問的是“最近一個月最近一次門診支出”以及“過去一年最后一次住院支出”，因此2011年及2015年的Charls數據集提供2011及2015年的門診支出、2010年及2014年的住院支出。參合者的平均住院費用為6 575.3元，無保者的平均住院費用為5 528元，參保者比無保者高1 047元；2014年，參合者的平均住院費用為9 276元，無保者的平均住院費用為13 218元，參保者比無保者低3 942元；因此，深化改革與改革初期相比，參保者比無保者的住院費用減少了4 989元，預付制改革具有控費效果。

保險變量表示實驗組與控制組本身的差異，即使不進行支付方式改革這一差異也照常存在。參保者住院率比無保者顯著高出3.6%，住院支出提高10.1%，但不顯著。仍可說明醫療保險降低住院醫療服務的邊際成本，增加了保險人群的醫療服務需求，是道德風險的體現。

其他影響因素中，60歲及以上個體的住院服務利用率顯著比60歲及以下者高1.7%，住院支出基無差異，但結果不顯著；男性的住院支出比女性高7%，

但住院服率顯著地低于女性5個百分點；婚姻狀態教育年限、收入對住院的影響不具有統計顯著性；糖尿病、心臟病、癌癥患者住院率分別高出2.9%、3.0%、4.4%，其住院費用也高出20%～25%。住院藥費每提高1%，住院支出增加0.7%；公立醫院的醫療費用比私立醫院顯著高出21.9%。最后，從健康行為來看，體檢可使住院服務利用率顯著提高2.7%，但對住院醫療支出無顯著影響，結合門診服務需求的結果來看，體檢可對大病防患于未然，預防保健是減少醫療服務需求的重要途徑；而飲酒是不值得提倡的生活習慣，不僅提高門診支出，還將使住院支出提高33.5%，提示國人少飲酒，多進行預防性體檢。

表2 支付方式改革對門診及住院醫療服務需求的影響

注：括號中為穩健標準誤；

*P<0.1;**P<0.05;***P<0.01

5.1.3 預付制改革對疾病經濟負擔的影響

使用同樣的控制變量估計了普遍推廣預付制改革后，個體門診及住院自付費用的變化(表3)。結果發現，預付制改革后患者自付醫療負擔得以減輕，與基組相比，門診自付費用減少16.8%，住院自付費用減少32.6%；改革階段變量系數表明2015年的門診自付支出是2014年的1.4倍，2014年的住院自付支出是2010年的1.9倍。其他控制變量方面，藥費每上漲1%，門診自付費用提高0.9%，住院自付費用提高0.6%；公立醫院就診，門診及住院自付費用比私立醫院提高5%及10%(不顯著)；體檢可使門診自付支出顯著提高12%，對住院自付費用影響不顯著，再次證明體檢的積極預防意義。

5.2 基于PSM的交互項模型估計

為解決不可觀測樣本自我選擇帶來的內生性問題，使參保者與未參保者具有可比性，這里采用傾向得分匹配與交互項模型相結合的方法重新估計預付制改革的控費效果。使用logit模型估計受訪者參合的傾向得分，為每個參保者找到未參保的反事實個體，對各匹配變量的平衡性檢驗表明(表4)，PSM后消除了參保者和未參保者的個體特征差異，增強了兩組樣本的可比性，保證了交互項模型的可靠性。

表3 預付制改革對門診及住院自付支出的影響

注：括號中為穩健標準誤；*P<0.1;**P<0.05;***P<0.01

表4 匹配變量平衡性檢驗結果

使用卡尺內的k近鄰匹配方法(一對四匹配，卡尺范圍為0.007)，對樣本進行傾向得分匹配后的交互項模型回歸分析，結果報告于表5。可見，根據傾向分匹配后，交叉項的估計系數均顯著為負，而且顯著程度幾乎不變，說明表2及表3的結果是穩健的，再次印證預付制改革具有良好的醫療費用控制效果。最后，本文選擇門診診療及住院診療的子樣本，使用卡尺匹配法再次進行上述分析(僅考察預付制改革對醫療費用的影響)，系數的估計值和顯著性基本類似(見表5的第二欄)，證明以上結果的穩健性。

表5 匹配交互項模型估計結果

注：括號中為穩健標準誤；*P<0.1;**P<0.05;***P<0.01；其它控制變量與表2相同，為簡明起見此處未報告其回歸結果。

6 結論

本文利用2012年新農合預付制支付方式由試點改革階段進入全面普及、加速推廣階段的一次自然實驗，評估了新農合支付方式改革的效果。結果發現，供方道德風險確實存在，預付制改革有效地控制了門診及住院費用上漲，減輕了參保者的就醫經濟負擔。實踐中，仍需不斷完善、全面推廣預付制改革，以期完全實現其控制供方道德風險帶來的醫療費用持續上漲的政策目標。

需要指出的是，雖然預付制改革是有效的，但不應忽視我國醫療費用仍舊上漲的現實。其中，健康需求、人口老齡化、醫療衛生體制的不合理之處、技術進步都扮演著重要角色。而改革醫療衛生體制、通過深化預付制支付方式改革撬動公立醫院改革，應是當前費用控制的重點；同時，在看待技術進步對醫療費用的影響時需要慎重，正如Stiglitz所言，醫療技術進步如果可以延長生命進而帶來社會福利改進，那這種花費是值得的。但如果由于保險的存在使全科醫院、鄉鎮醫院之間進行高科技醫療器械的裝備競賽，進而將成本轉嫁到患者身上，那么這種技術進步則需要嚴格管控。[37]

[1] 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): 127-140.

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(編輯 薛云)

CanprepaymentreformofmedicalinsurancecontroltheriseofmedicalexpensesinChina?EmpiricalanalysisbasedonPSMmodelandCHARLSdata

BAOZhen-yu

InnerMongoliaUniversityofFinanceandEconomics,HohhotInnerMongolia010070,China

At present, China’s medical service costs keep rising, and residents’ out-of-pocket medical expenses are also increasing heavily. The prepayment reform of medical insurance is considered as an important starting point to solve the problem. It is of great significance to evaluate the effect of prepaid medical insurance reform on controlling medical expenses and reducing economic burden when sick. In order to achieve the objective of this study, a use of CHARLS data 2011 & 2015 and DIDPSM theory, and a combination of the Interaction Item Model and PSM model, and make use of a natural experiment developed from experimental reform stage for the comprehensive promotion stage of new rural cooperative medical system (NCMS) in 2012, were very crucial. This paper finds that: (1) Prepayment system can control the rise in outpatient and inpatient expenses. Compared with those who did not participate in NCMS in the initial stage of reform, after the universal reform, outpatient and inpatient expenses dropped by 6.3% and 41%, the average decrease was 1041yuan and 2895yuan, respectively. (2) After the universal reform, the insured patients’ medical burden of outpatient and inpatient reduced by 17% and 33%. Prepayment system has, to some extent, resisted the rise in medical expense, and alleviated the burden of medical treatment. (3) On the basis of PSM, the estimated value and significance of coefficients have not changed, the effect of PPS reform is good. The policy implication is that accelerating the prepayment system reform is the key way to control the growing medical expenses.

Prepayment system; Suppliers’ moral hazard; Rising medical costs; PSM

內蒙古自治區高等學校科學研究項目(NJSY17146)

鮑震宇，女(1980年—)，博士，副教授，主要研究方向為農村社會保障。E-mail: bzy_gg@126.com

R197

A

10.3969/j.issn.1674-2982.2017.09.003

2017-04-27

2017-06-20