財政補助收入水平對山西省公立醫(yī)院醫(yī)療費用的影響

閆娟娟 胡安霞 裴中陽 孟津鑫

1山西中醫(yī)藥大學(xué)健康服務(wù)與管理學(xué)院，晉中，030619；2山西省衛(wèi)生健康委員會統(tǒng)計信息中心，太原，030013

隨著公立醫(yī)院補償機制改革的深入，財政補助成為公立醫(yī)院公益性的制度保證。目前財政投入相關(guān)研究主要集中在財政補償機制、內(nèi)容等方面的定性研究[1-2]，基于客觀數(shù)據(jù)的定量研究，尤其是財政補助對患者醫(yī)療費用影響的實證分析非常有限[3-4]。本文以山西省174家公立醫(yī)院為研究對象，分析財政補助收入水平對公立醫(yī)院醫(yī)療費用的影響，為緩解群眾醫(yī)療負擔(dān)和優(yōu)化財政補償機制提供參考。

1 資料來源與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于山西省衛(wèi)生健康委員會統(tǒng)計信息中心醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)年報表，包括2010-2018年各公立醫(yī)院總診療人次、出院人數(shù)、總收入、總支出、財政收入、固定資產(chǎn)、在職職工數(shù)、實有床位數(shù)、病床使用率等。剔除存在數(shù)據(jù)缺失、邏輯錯誤、離群值以及回歸分析中各年度指標(biāo)值不連續(xù)等問題的樣本，納入的研究樣本包括30家城市公立醫(yī)院和144家縣級公立醫(yī)院，共計174家公立醫(yī)院。

1.2 研究方法

1.2.1 描述性統(tǒng)計分析。對樣本醫(yī)院2010-2018年財政投入占比和具體情況進行統(tǒng)計描述與趨勢分析。

1.2.2靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。分別以次均門診費用(aoe)、人均住院費用(ape)為被解釋變量，以財政收入占總收入比(fin)為核心解釋變量建立基本模型。為了避免核心解釋變量與隨機擾動項之間可能存在較強的相關(guān)性，導(dǎo)致模型估計有偏，將公立醫(yī)院異質(zhì)性的主要影響因素在職職工數(shù)、實有床位數(shù)、總收入、總產(chǎn)出、固定資產(chǎn)、病床使用率等納入到實證模型中[5-6]，構(gòu)建靜態(tài)面板模型如下：

(1)

(2)

其中，aoe和ape代表各公立醫(yī)院患者醫(yī)療費用負擔(dān)，其分布呈偏態(tài)分布，對數(shù)轉(zhuǎn)換成近似正態(tài)分布變量；下標(biāo)i和t分別表示公立醫(yī)院和年份；control是一系列控制變量，j表示控制變量的數(shù)量，μi和τi分別表示公立醫(yī)院個體固定效應(yīng)，反映的是一些無法觀察到的個體變量的影響，εit和ωit表示各自的隨機擾動項。納入模型的各變量情況如表1所示。通過豪斯曼檢驗(Hausman Test)來驗證隨機效應(yīng)模型中的個體影響與解釋變量是否相關(guān)，從而確定采用固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型。

1.2.3 動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。靜態(tài)面板模型不能體現(xiàn)被解釋變量具有的滯后效應(yīng)，然而公立醫(yī)院醫(yī)療費用負擔(dān)受到醫(yī)療衛(wèi)生政策的影響，表現(xiàn)出一定的慣性，是一個動態(tài)調(diào)整過程，前一期的結(jié)果通常會影響當(dāng)期結(jié)果。在靜態(tài)面板模型中，引入次均門診費用、人均住院費用的滯后一期為解釋變量，得到動態(tài)面板模型[7]：

(3)

(4)

其中aoeit-1和apeit-1分別表示次均門診費用和人均住院費用的一階滯后項，其他變量與靜態(tài)面板模型解釋相同。由于動態(tài)面板模型中引入被解釋變量的滯后項后可能存在內(nèi)生性，因此采用系統(tǒng)廣義矩(SYS-GMM)方法進行回歸分析。本文使用Sargan檢驗來判斷模型是否過度識別，如果拒絕原假設(shè)“所有工具變量都是外生”，則認為至少某個工具變量不是外生的，與隨機擾動項有關(guān)，模型估計結(jié)果無效。同時采用AR(1)和AR(2)對隨機擾動項是否存在序列相關(guān)進行檢驗，即原假設(shè)為“隨機擾動項無自相關(guān)”，在原假設(shè)下經(jīng)過差分轉(zhuǎn)換后的擾動項差分一定存在一階序列相關(guān)，如果不存在二階序列相關(guān)，則可判定原假設(shè)成立。實證分析中主要關(guān)注隨機擾動項的一階差分是否存在二階序列相關(guān)，即AR(2)是否顯著[8]。

表1 變量描述性統(tǒng)計

2 結(jié)果

2.1 樣本公立醫(yī)院基本情況

以2018年為例，樣本醫(yī)院規(guī)模大于全省公立醫(yī)院平均水平，醫(yī)療費用略高于全省公立醫(yī)院平均水平，總收入和總支出高于全省公立醫(yī)院平均水平。因此，在滿足面板模型對數(shù)據(jù)要求的基礎(chǔ)上，樣本公立醫(yī)院具有較好的代表性(表2)。

表2 2018年樣本醫(yī)院與全省公立醫(yī)院基本情況比較

注：全省醫(yī)院均值依據(jù)2018年全省公立醫(yī)院運行數(shù)據(jù)計算。

2.2 樣本公立醫(yī)院財政補助收入情況

公立醫(yī)院財政補助主要包含彌補人員工資、政策性虧損等的基本支出補助和補償醫(yī)療設(shè)備、學(xué)科建設(shè)、基礎(chǔ)建設(shè)等的項目財政補助。雖然樣本醫(yī)院財政收入占比在2016年后呈下降趨勢，但總量仍呈逐年遞增，基本支出補助占比呈逐年下降，2018年僅為69.94%(表3)。

2.3 面板模型分析結(jié)果

采用統(tǒng)計軟件Stata 14.1進行回歸分析，如表4所示。以次均門診住院費用模型1和3為例，由于Hausman檢驗拒絕原假設(shè)，因此選擇固定效應(yīng)模型，假設(shè)各公立醫(yī)院個體效應(yīng)在組內(nèi)是固定不變的。由于系統(tǒng)GMM估計方法一定程度上消除了變量內(nèi)生性，同時將水平方程和差分方程納入工具變量中，有效解決了弱工具變量問題，相比差分GMM具有更好的準(zhǔn)確性。因此，以模型3的估計結(jié)果討論。次均門診費用的滯后項在1%統(tǒng)計水平上顯著為正，說明上一期次均門診費用對當(dāng)期的次均門診費用具有明顯的促進作用，也表明動態(tài)面板模型分析的可行性。財政收入占比的系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負，表明財政收入占比提高1%，次均門診費用下降0.70%；在職職工數(shù)的系數(shù)為0.06，通過1%的顯著性檢驗，表明在職職工數(shù)增加有增加門診醫(yī)療負擔(dān)的作用，可能與職工人數(shù)的增加并不能使診療人次的增長速度高于門診收入；有關(guān)總收入和總支出在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，系數(shù)分別為0.13和0.03，可能的原因是診療不規(guī)范，公立醫(yī)院財政補償效率不高等[9]；固定資產(chǎn)的系數(shù)為0.02，通過1%的顯著性檢驗，可能與固定資產(chǎn)投資過度，并未優(yōu)化資源配置而促進門診服務(wù)效率提高有關(guān)。與城市公立醫(yī)院相比，縣級公立醫(yī)院低此均門診費用38.59%，說明患者基層就診在降低醫(yī)療費用方面具有優(yōu)勢。

人均住院費用模型2和模型4主要反映財政收入占比與人均住院費用之間的數(shù)量關(guān)系。同理，人均住院費用模型以模型4結(jié)果為代表。財政收入占比的系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平下顯著為負，表明財政收入占比提高1%，人均住院費用下降0.38%；除出院人數(shù)外，其他所有控制變量均通過1%的顯著性檢驗。在職職工數(shù)系數(shù)為-0.17，通過1%的顯著性檢驗，可能的原因是，在職職工中衛(wèi)生技術(shù)人員的增加，可提高疾病治愈率，降低出院者平均住院日，進而降低人均住院費用，也說明公立醫(yī)院人力資源有效配置是醫(yī)院運行效率的基礎(chǔ)；實有病床和病床使用率的系數(shù)分別為0.46和0.23，可能與提高病床數(shù)和病床使用率促使醫(yī)療機構(gòu)住院收入增加有關(guān)；出院人數(shù)的系數(shù)為0.02，表明出院人數(shù)增長并不能降低人均住院費用。

表3 2010-2018年樣本醫(yī)院財政補助收入構(gòu)成情況

注：財政收入占比為財政補助收入占總收入比。

表4 靜態(tài)與動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)報告穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；*、**、***分別表示在10%、5%和1%統(tǒng)計水平上顯著；Hausman、Sargan、AR(1)和AR(2)報告P值。

3 討論

3.1 財政補助收入水平對公立醫(yī)院醫(yī)療費用有顯著影響

眾多學(xué)者關(guān)于財政補助收入對公立醫(yī)院醫(yī)療費用的影響研究結(jié)果并不一致。袁長海等的研究結(jié)果顯示政府補償增加并不能降低縣級公立醫(yī)院患者的醫(yī)療費用[5]。楊順心等認為財政補助水平越高的縣級公立醫(yī)院，次均住院費用越低，而對次均門診費用不存在影響[4]。段丁強等的研究結(jié)果表明政府對衛(wèi)生領(lǐng)域補貼越多，越有利于降低住院人均費用[10]。李志榮等認為財政補助收入水平越高，患者人均住院費用越高[3]。本文引入醫(yī)療費用的滯后一期作為解釋變量構(gòu)建動態(tài)模型，研究結(jié)果進一步證明政府對公立醫(yī)院的財政補助水平越高，在一定程度越能降低患者的醫(yī)療費用負擔(dān)。2015年，全國公立醫(yī)院財政補助收入占總收入比為9.4%，且地區(qū)之間存在差異[11]。同年，山西省財政投入占比總收入比達到30.09%，其中項目支出補助占比為25.99%，并逐年增加。同時，固定資產(chǎn)與醫(yī)療費用呈正相關(guān)。可能的原因是：公立醫(yī)院存在軟預(yù)算約束，醫(yī)院虧損越多，財政補助越多，更易導(dǎo)致過度投資，使醫(yī)院門診和住院醫(yī)療服務(wù)提供量相對更低，進而增加了患者醫(yī)療負擔(dān)。政府應(yīng)優(yōu)化醫(yī)療設(shè)備等資源配置，提高診療效率，緩解醫(yī)院資金壓力，進而降低患者醫(yī)療費用。但是，總診療人次對次均門診費用存在負向影響，出院人數(shù)對人均住院費用有正向影響，可能與取消藥品加成后，醫(yī)院增加門診服務(wù)并要求患者院外購藥有關(guān)，同時住院服務(wù)中存在“以檢養(yǎng)醫(yī)”、“以耗養(yǎng)醫(yī)”等情況，以彌補取消藥品加成導(dǎo)致的虧損。

3.2 醫(yī)療機構(gòu)屬性對醫(yī)療費用的影響存在差異

城市公立醫(yī)院主要提供急危重癥和疑難復(fù)雜疾病的診療服務(wù)，其患者醫(yī)療費用高于縣級公立醫(yī)院，符合分級診療制度對各級各類醫(yī)療機構(gòu)的診療服務(wù)功能定位。山西省開展縣鄉(xiāng)一體化緊密醫(yī)療體建設(shè)，完善分級診療，將有效緩解患者就醫(yī)負擔(dān)。本研究顯示，與中醫(yī)醫(yī)院相比，綜合醫(yī)院次均門診費用更低。山西省三級中醫(yī)醫(yī)院門診次均費用高于綜合醫(yī)院，二級中醫(yī)醫(yī)院則低于綜合醫(yī)院，且三級中醫(yī)醫(yī)院藥占比高于二級中醫(yī)醫(yī)院，2015年，達到66.65%[12]。可能的原因是：中醫(yī)醫(yī)院門診治療以藥物治療為主，或在未取消中藥飲片加成的情況下，“以藥養(yǎng)醫(yī)”現(xiàn)象依然存在。應(yīng)在引入門診單病種付費的基礎(chǔ)上，提高中醫(yī)院控費能力，引導(dǎo)三級中醫(yī)院開展門診優(yōu)勢病種治療。

3.3 醫(yī)療費用的增長具有慣性，醫(yī)療費用受多方面因素的影響

醫(yī)療費用的快速上漲不僅會導(dǎo)致社會醫(yī)療保險資金支付壓力增大，而且對醫(yī)療衛(wèi)生體系的正常運轉(zhuǎn)產(chǎn)生影響[13]。醫(yī)療費用受到宏觀社會經(jīng)濟、醫(yī)療服務(wù)供方、醫(yī)療服務(wù)需方和支付方等因素的影響。在對醫(yī)療費用影響因素回歸分析中應(yīng)納入醫(yī)療費用的滯后一期變量。在職職工數(shù)、實有床位、總收入、總支出、固定資產(chǎn)、病床使用率、總診療人次對醫(yī)療費用在1%的統(tǒng)計水平上有顯著影響，與冀路肖、王文娟等的研究結(jié)果一致[6,14]。應(yīng)該優(yōu)化公立醫(yī)院資源投入，提高醫(yī)院運行效率，推進分級診療，優(yōu)化就診人群結(jié)構(gòu)，實行醫(yī)保支付方式改革，提高醫(yī)院控費能力，進而調(diào)整醫(yī)療服務(wù)價格和服務(wù)利用量，控制醫(yī)療費用的不合理增長。