投資進入規制改革是否提升了公共醫療服務質量？

趙建國，李賢儒

(東北財經大學 公共管理學院，遼寧 大連 116025)

一、問題的提出

醫療服務業是一種特殊行業，同時具有經濟性與社會性，這要求醫療服務市場的效率原則應以基本醫療服務“人人可得”的公平性為前提。政府對醫療服務行業規制，既要解決公共產品供給市場機制失靈問題，也需保障基本醫療服務的分配公平問題。中國醫療衛生體制改革經歷了三十多年的曲折歷程，醫療衛生體制改革已進入全面深化階段。總體來看，醫療衛生體制改革雖取得一定成效，但尚未完全達到民眾滿意的目標，公共醫療服務中的績效與資源配置公平性問題依舊突出，片面的市場化籌資方式使醫、藥產生互補性，醫院通過資源壟斷參與藥品價格分利，導致看病難、看病貴矛盾凸顯，醫療體制改革帶來的社會福利改善被醫療服務費用過快上漲所抵消[1]。費太安[2]認為，由于醫療市場的不完全契約狀態，如果不能準確界定政府與市場的功能邊界，醫療服務市場資源配置效率難以實現。Bech等[3]提出，由于政府單一化模式導致的醫療服務支出劇增等問題，使得政府醫療服務規制面臨嚴峻挑戰。因此，Brekke等[4]與Lisac等[5]認同引入競爭機制來改善醫療服務績效問題。

世界范圍內，不同國家的醫療衛生體制雖有差異，但基本都是朝向政府規制與市場機制相結合的方式發展[6]。Jofre-Bone[7]與Andritsos和Tang[8]認為，私立醫院和公立醫院共存的混合市場具有效率優勢，可以有效地降低政府的公共醫療支出，提升醫療服務質量。國外相關研究一直對市場進入規制的有效性持懷疑態度。Ford和Kaserman[9]對醫療機構投資審核制度的實證研究表明它對降低醫療成本起效甚微，甚至會降低醫療服務質量[2-10]。在中國醫藥衛生體制改革進程中，鼓勵社會資本進入醫療服務領域，促進非公立醫療機構發展始終是政府醫療體制改革的重要舉措。引入競爭機制，鼓勵或推進民營醫療機構發展，改變現有醫療服務市場的寡頭競爭結構，對解決看病難、看病貴問題具有重要意義。曲振濤和楊愷鈞[11]運用可競爭市場和產業結構理論認為，政府相關的市場進入規制不應消除市場競爭，在充分發揮市場作用前提下，可以利用規制政策消除進入退出障礙和沉沒成本。李玲和江宇[12]認為，中國現有政策要求每個地區重點建設1—2所公立醫院，很容易形成自然壟斷地位。劉小魯[13]認為，醫療市場的競爭機制能夠打破壟斷，提高醫療服務績效。劉君和何夢喬[14]與石磊[15]認為，鼓勵社會資本進入醫療市場是醫療服務體系改革的路徑之一，充分的市場競爭機制能夠在一定程度上滿足醫療服務的特殊性，從而提高醫療資源的配置效率。應降低進入壁壘，放松醫療服務進入規制，引入市場競爭提升醫療服務質量。王曉玲[16]認為，進入規制中的政策歧視致使民營醫院的準入門檻過高，民營醫院的醫療資源便無法實現優化配置，導致浪費。周小梅[17]對中國醫療服務行業市場化改革進行研究發現，旨在提高醫療服務效率的市場化改革仍存在諸多不足，并提出政府應制定有效的管制政策對醫療服務市場進行管制。綜合來看，通過重新評審已批準的醫療執業機構，并對營利性和非營利性醫療執業機構分別進行準入管制[18-19]，才能有效提高醫療服務質量。

鑒于此，雖然進入規制仍然是醫療服務業普遍存在的規制措施，但參考國內外相關研究，政府投資進入規制的有效性值得懷疑。學者們普遍認為放松政府投資進入規制，可以提高醫療服務的市場化程度。但對降低公共醫療衛生支出，提升醫療服務質量的實際影響尚存爭議。因此，本文可能的學術貢獻主要體現在三個方面：首先，進一步深入研究政府投資進入規制的政策影響，對政府醫療服務領域的政策調整具有實際意義。其次，通過分析政府規制改革對降低醫療成本、提高醫療服務質量的實際影響，對政府醫療服務進入規制改革也具有重要的參考價值。最后，更為深化政府規制改革，優化政府規制政策，提供經驗借鑒和理論支持。

二、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本文所有指標的原始數據主要來自于全國各省、自治區、直轄市的統計年鑒、中國衛生統計年鑒、中國工業統計年鑒、EPS全球統計數據分析平臺、中經網統計數據庫及Wind數據庫。由于相關指標的統計數據在2004年之前存在不同程度的缺失，因此，筆者選擇以2004—2016年13年的各省份相關原始數據進行經驗分析。其中，醫療衛生行業固定資產投資額、人均門診檢查費用和人均門診藥品費用、住院總費用和人均可支配收入均以2000年的水平為基期進行平減，以消除價格波動等因素對變量的影響。

(二)變量定義

被解釋變量是醫療服務質量，它有狹義和廣義之分。狹義僅指醫療質量，即醫療服務的規范程度和醫療效果；廣義既包括基本醫療結構、診療過程和醫療結果等多維內涵，也包括醫療機構運行的技術質量、運行效率和產出結果等。當然，越來越多的醫療服務機構的綜合評價開始注重顧客感知服務質量，強調醫療服務過程中消費者的顧客感知。但本文主要依據非感知性指標來衡量醫療服務質量。原因基于：首先，消費者感知存在主觀性，年齡和收入差異距致認知偏差大，甚至同一消費者不同時空內的感知存在較大差異。其次，研究所需的面板數據中，難以獲得各省份的時間序列數據，即使存在不同的調查數據，由于抽樣范圍存在差異，樣本代表性也面臨不足。最后，價格規制代理變量是以政府規制的直接結果來衡量的，其他醫療機構具體行為因素不予考慮。綜合參考國內外相關文獻，醫療服務質量相關研究中，主要從人均費用和不同病種死亡率進行實證分析。本文基于研究可行性考慮，主要選擇住院死亡率(inhdr)、孕產婦死亡率(prdr)、家庭衛生服務次數(fas)、次均門診費用(hsp)和人均住院自負費用(inhsp)五項指標來衡量醫療服務的技術質量、運行效率和產出結果。

解釋變量是進入規制(eregu)。郭蕾和肖有智[20]認為，根據進入規制定義一般選擇如下幾類指標：第一類指標為相關產業的社會總投資。第二類指標為投資新進入醫療單位與現有單位的數量比。第三類指標為非公立醫療機構的總產值與公立醫療機構的總產值比，或非公立醫療機構總資產與公立醫療機構總資產比。如果選擇第二類指標衡量，會存在一定爭議。早期，大多數實證研究都用某一特定時期內行業內的數量凈變化來衡量進入情況的[21-22-23]。但這在兩個方面存在缺陷：首先，它無法衡量進入或退出的規模變化。其次，簡單地計算數量的凈變化，難以反應已經進入市場的產能擴張或收縮[9]。因此，本文選擇第一類和第三類指標分別作為進入規制的替代變量進行分析。

控制變量是城市化率和人均可支配收入。城市化進程對城市醫療服務水平具有促進作用，城市化進程對醫療產品的供給數量、效率都具有顯著影響。人均可支配收入反映了不同地區經濟發展水平，也體現處于不同社會層次的居民收入差距，收入水平直接影響居民對醫療服務的需求水平。本文將城市化率(urban_rate)和人均可支配收入(icp)作為擾動因素指標納入模型中，以控制不同地區、不同收入群體的經濟差異對醫療服務(產業)質量的影響。具體的變量定義如表1所示。

表1 變量定義表

(三)模型設定

本文選擇動態面板廣義矩估計(GMM)法來進行經驗分析。動態面板數據模型參數估計可以采用最小二乘法或一階差分后最小二乘法。由于醫療服務質量的影響因素諸多，研究過程中可能存在遺漏變量而產生內生性，擾動項也存在一定的異方差或自相關問題。常用的解決方法是采用工具變量(IV)法或廣義矩估計(GMM)法，工具變量(IV)法實際上是廣義矩估計(GMM)法的特例，當廣義矩估計(GMM)中方程個數等于參數個數時，兩者等價。而廣義矩估計(GMM)在估計參數時，并不要求隨機誤差項滿足一定的確定分布，且允許誤差項存在異方差和自相關，可以有效克服研究中的內生性等問題，參數估計結果更有效。傳統的動態面板模型為：

(1)

本文檢驗過程中，將被解釋變量滯后一期作為解釋變量引入動態面板模型，以醫療服務業的總投資額作為投資進入規制代理變量，其具體形式為：

yi,t=αyi,t-1+β1total_ivi,t+β2total_ivi,t-1+β3icpi,t+β4urban_ratei,t+αi+εi,t

(2)

其中，0<α<1，i代表省份，i=1,2,…,32；t=2004年,2005年,…,2016年；αi為個體固定效應，yi,t為各類醫療服務質量，yi,t-1為各類醫療服務質量滯后一階項，xk,i,t為外生解釋變量，包括進入規制(total_ivi,t)和進入規制滯后一階項(total_ivi,t-1)及控制變量人均可支配收入(icpi,t)和城市化率(urban_ratei,t)。

以醫療服務業的總投資額作為投資進入規制代理變量可以從整體上反映醫療服務投資進入規制對醫療服務質量的宏觀影響，由于中國醫療服務業的進入規制政策集中于醫療服務市場的開放準入，即社會非公有資本的投資進入限制問題。因此，進一步研究中，以非公立醫療機構總資產與公立醫療機構總資產比作為投資進入規制代理變量，其具體形式為：

yi,t=αyi,t-1+β1R_pub/prii,t+β2R_pub/prii,t-1+β3icpi,t+β4urban_ratei,t+αi+εi,t

(3)

其中，yi,t為各類醫療服務質量，yi,t-1為各類醫療服務質量滯后一階項，xk,i,t為外生解釋變量，包括進入規制代理變量(R_pub/prii,t)和進入規制代理變量一階滯后項(R_pub/prii,t-1)以及控制變量仍為人均可支配收入(icpi,t)和城市化率(urban_ratei,t)。

三、經驗分析

本文在經驗分析過程中，首先，對主要變量進行描述性統計分析，結果如表2所示。由表2可知各主要檢驗變量的統計特征。其次，需要對樣本數據的平穩性進行檢驗，如果數據存在單位根，則數據不平穩，會出現偽回歸現象。經ADF檢驗可知，在原始序列中，ADF檢驗顯示除了icp不平穩外，其余均顯示平穩。PP檢驗顯示全部平穩。差分序列中，ADF和PP檢驗顯示全部平穩，表明數據屬于一階單整，滿足建模的基本要求，可以進行回歸分析。

表2 進入規制改革檢驗變量估計描述(N=403)

中國醫療服務業的投資進入規制改革實際上是產權改革和規制改革同步進行的。因此，本研究分別以醫療服務機構的總投資額(total_iv)和非公立醫療機構總資產與公立醫療機構總資產比(R_pub/pri)作為進入規制的代理變量進行分析。表3是模型(2)以醫療服務機構的總投資額為代理變量的分析結果。

表3 投資進入規制對醫療服務質量的影響(Ⅰ)

注：(1)L.表示一階滯后；(2)括號內為t值，***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，下同。

由表3可知，在對孕產婦死亡率、家庭衛生服務次數和次均門診費用的回歸方程中，進入規制前的系數值均在1%顯著性水平下顯著，而對住院死亡率和人均住院自負費用的影響不顯著。進入規制的滯后一期在1%顯著性水平下對孕產婦死亡率、家庭衛生服務次數和人均住院自負費用產生正向或負向影響，對住院死亡率和次均門診費用不顯著。進入規制及其滯后一期在對醫療服務質量指標的影響方向并不一致，這表明醫療服務的進入規制對醫療服務質量的確是有影響的，但當期和前期進入規制的影響方向存在差異。

具體看，醫療服務行業投資額變動并沒有對住院死亡率產生影響；當期進入規制會降低孕產婦死亡率，而前期進入規制卻提升了孕產婦死亡率；對家庭衛生服務次數而言，當期進入規制會提高家庭衛生服務次數，而前期進入規制降低了家庭衛生服務次數；當期進入規制對次均門診費用有顯著的正向影響，前期進入規制并沒有對次均門診費用產生顯著影響；當期進入規制對人均住院自負費用沒有顯著影響，前期進入規制對人均住院自負費用有顯著的負向影響。

對于控制變量而言，人均可支配收入對住院死亡率具有顯著的正向影響，對家庭衛生服務次數具有顯著的負向影響。這種影響可能是由于在社會經濟快速發展過程中，收入的增加往往是以犧牲個人健康為代價的，而基層醫療服務機構在家庭衛生保健服務方面供給不足，病患往往是重病，導致入院病故率增大。人均可支配收入對次均門診費用和人均住院自負費用均有顯著的正向影響；城市化率在1%的顯著性水平下對住院死亡率和家庭衛生服務次數具有負向影響，在10%的顯著性水平下對次均門診費用具有負向影響，對人均住院自負費用有顯著的正向影響。

綜上所述，以醫療服務機構的總投資額為進入規制代理變量的經驗分析可知：投資進入規制對于孕產婦死亡率、家庭衛生服務次數、次均門診費用和人均住院自負費用具有影響，但進入規制的滯后一期卻產生了不一致影響，這表明政府的醫療服務投資進入規制沒有顯示出長期的一致性和穩健性。隨著城市化發展和人均收入的進一步提高，次均門診費用和患者住院自負費用反而增加，這意味著在中國醫療服務市場投資準入改革過程中，規制改革并未取得預期的效果，民眾對醫改成效的不滿更多是由于醫療費用過高，患者負擔不降反升，“看病貴”現象依舊存在。

四、進一步的分析

以醫療服務機構的總投資額為進入規制代理變量雖然能從總體上反映投資進入規制的影響，但總投資額的變化并不能反映市場中投資主體的特征，而中國醫療服務市場化改革過程中，允許民營資本進入醫療服務市場對提高市場競爭和提升醫療服務水平都具有積極意義。因此，以非公立醫療機構總資產與公立醫療機構總資產之比為進入規制代理變量進行經驗分析，可以進一步有效反映市場化進入規制改革對醫療服務質量的效果，如表4所示。

表4 投資進入規制對醫療服務質量的影響(Ⅱ)

由表4可知，對住院死亡率、孕產婦死亡率、家庭衛生服務次數的回歸發現，進入規制前的系數在1%的顯著性水平下顯著；進入規制在10%的顯著性水平下對均次門診費用影響顯著。進入規制滯后一期在1%顯著性水平下對家庭衛生服務次數、次均門診費用和人均住院自負費用均有正向影響，在5%顯著性水平下對住院死亡率和孕產婦死亡率產生正向影響。對于住院死亡率、孕產婦死亡率、家庭衛生服務次數、次均門診費用和人均住院自負費用當期進入規制和前期進入規制都有正向影響。對控制變量而言，城市化率對于相關醫療服務質量指標的影響與前述檢驗結果基本一致，表明本文的分析結果是穩健的。而人均可支配收入對住院死亡率和孕產婦死亡率都有正向影響，這與前文檢驗結果并不完全一致，個人收入的增加可能是以犧牲健康為代價的，但更合理的解釋是：醫療服務規制改革中，各地區醫療服務水平并未隨著經濟的增長而呈現出同步提升。進入規制及其滯后一期對住院死亡率和孕產婦死亡率的正向影響也更強化了這一解釋的說服力。次均門診費用和人均住院自負費用既反映了醫療服務的成本與效率，更體現患者的就醫負擔，當前與前期進入規制均對其產生正向影響。

綜上所述，以非公立醫療機構總資產與公立醫療機構總資產之比為進入規制代理變量進行分析發現：投資進入規制對相關醫療服務質量指標均具有影響，且當期和前期進入規制的影響顯示出一致的正向影響，即投資進入規制顯示出長期的一致性和穩定性。但這種一致性和穩定性并沒有體現出醫療服務質量的提高或改善，反而投資進入規制增加了醫療成本和患者負擔，并降低了醫療質量。筆者認為，出現這一結果的原因在于：首先，投資進入規制改革過程中，民營資本的進入并沒有有效提高醫療服務市場的競爭。一方面，公立醫院在醫療服務市場中處于醫療服務和產品供應的壟斷地位，民營機構無法在市場上對公立醫院產生任何競爭性威脅；另一方面，民營資本往往進入一些風險小、成本低、利潤高的醫療服務領域，如成立各類專科醫療機構，并沒有意愿承擔過高投資風險而與具有市場壟斷地位的公立醫療機構直接競爭。其次，醫療服務機構作為醫療服務市場中最終產品的直接提供者，民營資本進入醫療服務市場的直接目的是盈利，在缺乏更完善社會性規制情況下，民營醫療機構更有可能為追求更高利潤而產生比公立醫療機構更嚴重的道德風險等問題。再次，由于高門檻和嚴格的審核政策，民營醫療機構往往很難成為醫保定點機構，在民營機構就診往往無法使用社會醫療保險來報銷部分費用，民營醫療機構就醫成本幾乎由患者個人完全負擔。最后，政府醫療服務投資準入規制尚不完善。自2005年起，公立醫療機構產權改革已完全止步，公立醫療機構在組織屬性和政策支持方面都具有優勢地位，單純強調市場競爭反而刺激其進一步擴張。目前，中國醫療服務規制改革還處于發展和完善階段，改革尚不徹底。國外經驗也表明，投資進入規制對降低醫療機構成本所起的作用甚微，甚至會降低醫療服務質量。醫療服務市場化改革應結合中國實際，在進一步明確公立醫療機構公益性價值取向的前提下，減少社會資本投資準入限制，完善醫療服務市場競爭機制，是中國政府醫療服務規制改革亟須解決的基本問題。

五、結論及啟示

本文研究了政府醫療服務投資進入規制對醫療服務質量的影響。總體來看，投資進入規制改革對醫療服務質量具有影響，但并沒有顯示出長期的一致性和穩健性，在中國醫療服務規制改革過程中，規制改革并未取得預期的效果，患者就醫成本增加。從醫療服務市場化來看，投資進入規制改革對相關醫療服務質量指標均具有顯著影響，且具有長期的一致性和穩定性，但并沒有體現出醫療服務質量的提高或改善，反而增加了醫療成本和負擔，并降低了醫療服務質量。這與國外學者對進入規制措施的評估結論基本一致：不必要的市場進入限制最終可能損害患者利益，這表明中國在醫療服務投資進入規制改革中存在“規制失靈”問題。

在理論上，中國的醫療服務規制改革歷經了三十多年的政策變遷，醫療體制改革始終是關系民生的熱點問題。對于醫療服務及產品供應方式，中國學者認為，將公共醫療服務和產品過度市場化可能導致政府失職和市場失靈，公共醫療服務應以政府為主導，強化政府責任和分配功能，擴展公費醫療體制。出現前述問題的根本原因是由于政府職能定位不清、市場化改革不完善導致的，應取消政府不合理的行政干預和行政壟斷，由競爭性的市場提供醫療衛生服務。本研究在一定程度上進一步說明，政府醫療服務投資進入規制改革如果片面強調市場化則會偏離公共醫療服務公益性目標，不考慮國情實際的私有化改革可能會造成嚴重的社會問題。因此，公共醫療服務規制改革應選擇一條適合中國國情的、以公益性為目的的改革路徑，在不影響服務質量的前提下，合理控制醫療成本，降低患者就醫負擔，提升民眾滿意度。

在實踐中，中國醫療衛生體制改革已進入全面反思重構階段。一方面，在前期(1983—2005年)的醫療機構產權改革實踐過程中，局部地區的產權私有化改革不適應中國公立醫院服務為主體的國情。如“諸城模式”“宿遷模式”等市場化改革經驗表明，社會資本和醫療服務的市場化改革必須首先確立政府與市場關系的邊界。另一方面，自2009年起的新一輪醫療體制改革，更強調政府主導和政府監管，通過政府與市場配合促進醫療服務行業發展。因此，醫療衛生體制改革應遵循醫療服務公益性原則，加大政府投入并放松投資準入規制，鼓勵外資及其他社會資本進入醫療服務市場，并賦予不同資本構成的醫療機構同等待遇，減少進入壁壘的制度障礙，形成競爭性市場格局，提高醫療服務行業整體效率。