家庭醫生簽約服務：經濟績效還是健康績效

高 鵬 周 彩 楊翠迎

上海財經大學公共經濟與管理學院 上海 200433

醫療衛生服務利用不僅要考量經濟績效，健康績效亦是重要的因素[1]，但是既有的文獻未能將家庭醫生簽約服務對居民的醫療經濟負擔和健康提升的影響程度展開探討和分析。據此，本文在對家庭醫生的政策變遷和文獻進行回顧的基礎上，利用CHARLS2018微觀數據實證檢驗家庭醫生簽約服務的經濟績效和健康績效。借鑒程令國[1]等學者的研究思路，本文將經濟績效定義為家庭醫生簽約服務對居民的醫療總費用和個人醫療支出的影響，健康績效定義為家庭醫生簽約服務對健康的影響，研究家庭醫生簽約服務在降低居民醫療費用支出、健康改善、慢性病管理方面的作用，從不同區域、城鄉、年齡和人口的角度考慮異質性和穩健性檢驗，并提出對策建議。

1 文獻綜述

既有的研究從家庭醫生簽約服務在強化基層醫療機構、優化醫療資源配置的作用和意義層面展開了豐富的研究。李偉權等運用“激活—應用”分析框架，從家庭醫生的簽約效率、醫生的個體需求、患者需求與實際的差異等角度提出對策建議。[2]朱仁顯等通過分析了廈門市家庭醫生簽約制度效果時建議增強部門間縱向與橫向聯動機制、擴充家庭醫生數量與提升家庭醫生職業吸引力；[3]張田等以社區內醫療聯合體團隊家庭醫生簽約制的實施效果和可行路徑為研究對象進行分析，研究發現家庭醫生簽約服務能夠提高居民對基層衛生服務能力的認可度,但這一模式能否增強簽約居民患者體驗需要進一步分析。[4]李熹等分析了社區家庭醫生制的實施對醫養結合服務的影響程度，認為基層醫療衛生服務中心的頂層設計需要考慮到社區衛生服務中心轄區居民的需求以及機構服務能力,制定老年人統一照護需求評估標準，驗證了家庭醫生簽約服務對于醫養結合模式具有促進作用。[5]

理論上，家庭醫生是一項龐大而復雜的系統工程，其效果的評價應當從供給、需求和服務支付等多個角度展開。康建忠等通過分析對比家庭醫生和社區居民建立“1+1+1”醫療機構組合簽約服務,提供分級診療服務,并對效果進行評估，研究發現家庭醫生在控制費用、管理健康、提高滿意度等方面具有作用。[6]魯於等通過家庭醫生的二元主體行為與實際的調查情況為分析切入點，分析了家庭醫生簽約服務的實施效果。[7]Mikol F et al.認為家庭醫生簽約服務的實施應當注重家庭醫生在不同人群中所發揮的作用。[8]張琪等在克服內生性問題后驗證了家庭醫生對于健康的積極作用[9]，但未能從分析探討家庭醫生簽約服務其影響機制及對不同群體的影響。

既有的文獻也從理性人的角度剖析了家庭醫生在目前的現狀背景，并試圖分析家庭簽約服務的實際作用。練璐等以雙因素理論分析了家庭醫生的激勵機制，建議應當建立健全合理規范的管理制度和薪酬制度、增加工作成就感、建立職業發展平臺,完善激勵機制,提升家庭醫生團隊成員工作的積極性。[10]祁晶等認為除了從績效角度入手實現考評機制外，應當注重家庭醫生自身的行為與主觀能動性對家庭醫生簽約服務的影響。[11]盧慧敏等認為通過提高家庭醫生的職業認同感是提升家庭醫生簽約服務有效事項的基礎。[12]綜上所述，既有的研究對于家庭醫生簽約服務的實施作用與效果展開了豐富的研究并取得了豐富的研究成果，但既有的研究過度注重供給側改革，但忽視了家庭醫生簽約服務的需求側的效果評估，難以客觀評估家庭醫生的實際效果。

2 數據、變量與識別策略

2.1 數據來源

本文使用北京大學中國健康與營養追蹤調查(CHARLS)2018年數據。2018年CHARLS調查數據與2015年的相比增加了許多新的變量指標，如是否實現家庭醫生簽約服務、是否享受居家和機構養老服務、長期護理保險和籌資補貼等，為展開豐富的研究奠定了基礎。原始數據中給出了受訪者的較為全面的基本個人信息，本文對原始數據進行了清洗和缺失處理，并按照家庭醫生的服務內容進行了變量篩選，保留了全年齡階段的樣本，剔除了不符合要求和存在缺失的樣本，最終參與回歸的樣本為9 474個，以保證樣本數據的準確。

本文需要考察家庭醫生簽約服務實施的經濟績效和健康績效。根據國家政策文件中對于家庭醫生簽約服務對象的定義，家庭醫生簽約服務對象優先覆蓋老年人、孕產婦以及患有糖尿病、高血壓與肺結核等慢性或精神疾病等重點患者，截至2017年，簽約覆蓋率提升擴大至全人群，形成長期穩定的簽約服務關系。本文在對原始數據進行清洗后，剔除了部分醫療支出的極端值、異常值和個人樣本信息存在嚴重缺失等情況的樣本，以保證分析結果的準確性。

2.2 變量來源與說明

2.2.1 解釋變量

在CHARLS2018數據中，給出了“是否接受有償的家庭醫生簽約服務”作為衡量家庭醫生服務享受與否的指標，其中1代表有簽約，0代表沒有簽約。家庭醫生簽約服務均是由簽約居民根據自己的健康狀況選擇并支付一定比例簽約服務費用的連續性簽約服務，因此亦可用于作為家庭醫生的核心解釋變量。

2.2.2 被解釋變量

本文的解釋變量包括家庭醫生服務的“經濟績效”和“健康績效”兩項指標。結合CHARLS數據的可獲得性和本文的研究，并參照相關研究中的處理辦法，將被解釋變量分為三類：健康的衡量指標分為自評健康、ADL受損情況和慢性病患病情況[13]；對于經濟績效的衡量，分別通過實際醫療費用支出和醫療費用個人負擔來衡量。其中，醫療費用個人負擔是根據受訪者所提供的醫療總費用中扣除醫保報銷后實際個人承擔的部分。從變量的定義來說，自評健康、ADL受損和慢性病的患病情況均為健康的衡量指標，可以從多個維度來衡量受訪者的健康情況，避免單一指標衡量的滯后性。而對于經濟績效而言，則能夠直接展開估計。

2.2.3 影響醫療服務利用和健康的其他因素

Grossman[14]提出的健康需求投資模型能描述對健康行為的具體影響機制，并提出了相應的識別策略，對于醫療服務利用和健康因素的識別較為成熟。2009年，Leibowitz[15]對Grossman的健康需求理論模型進行了擴展，對健康變化需求函數的外在因素中增加了內在生活環境變化量和其他影響生活環境的外在因素。本文的上述模型在結合Grossman健康需求的基準模型和Leibozitz擴展模型的基礎上，借鑒李華等[16]的研究，確定了個體因素層面、生活習慣層面、醫療服務條件層面與醫療服務質量層面作為理論分析框架。基于數據的可獲得，選取了婚姻、年齡、居住地、教育程度、戶口、慢性病特征、精神健康特征、是否接受上門醫療服務、病屬性、醫保屬性、醫療服務滿意程度等個體屬性作為控制變量。

2.3 描述性統計

從表1可以看出，從家庭醫生服務的簽約率為4.1%，反映出家庭醫生的簽約率整體處于較低的水平，但由于數據的調查是處于全樣本的隨機狀態所獲得的，因此該變量亦能夠客觀反映出家庭醫生簽約服務的真實情況。受訪者的健康自評分平均在3.087，說明調研群體總體的健康程度處于中等偏上的層面，與家庭醫生所提供的主體服務對象基本吻合。受訪者的平均年齡為61.743歲，說明了雖然家庭醫生簽約服務目前已經向全體年齡段人群開放，但老年人依然是簽約服務的主要對象。在醫療費用方面，個人醫療費用支出雖然顯著低于醫療總支出費用，但二者的差距并不大，說明了醫療經濟負擔在我國現階段仍然處于較高的水平。

表1 樣本統計性表述

2.4 識別策略

本文構建如下計量模型來識別家庭醫生簽約服務的經濟和健康績效：

Yjts=α0+αifam+xiβi+σi+εi

(1)

其中，Y代表個體i在t地區s時間點的被解釋變量，代表家庭醫生簽約患者的健康狀況、醫療服務利用情況和個人醫療費用支出。fam代表個體i在t地區s時間段內是“是否有償簽約家庭醫生”的虛擬變量，其中1為簽約，0為未簽約。βi代表個體一系列控制變量，包括年齡、教育、婚姻、子女數量、醫保狀況等。σi代表地區固定效應，εi代表隨機擾動項。

3 結果

3.1 基本回歸

家庭醫生簽約服務每增加一個單位，對于患者的自評健康、慢性病管理和身體機能(ADL)均有顯著的促進作用，且回歸系數在1%～5%的水平上顯著(表2)。回歸結果中添加了受訪者的個體特征、居住特征和健康水平、醫保等一系列控制變量，初步論證了家庭醫生簽約對居民健康存在正向影響，且影響程度較高。在經濟績效方面，家庭醫生簽約對個人醫療費用和醫療總支出的作用呈現負向影響，且在1%的水平上顯著為負，初步說明家庭醫生簽約有利于降低居民的個人醫療支出和醫療費用總支出，但醫療費用經濟負擔存在多種影響因素，因此需進一步進行分析。

表2 基準回歸結果

3.2 工具變量法(IV)檢驗

為進一步排除內生性問題所帶來的估計偏誤，本文采用工具變量法來進行估計。根據既有文獻的做法，分別選用“患者是否接受上門醫療服務咨詢”和“受訪者醫保報銷比例”作為家庭醫生的工具變量進行兩階段最小二乘檢驗。工具變量從理論上應當滿足與內生變量高度相關且與隨機誤差項不相關的特點。選用該工具變量的依據在于，患者可能會因為自身的原因而選擇家庭醫生簽約服務，但上門醫療服務咨詢是由社區為患者提供的醫療護理服務，而患者實際享受的報銷比例與家庭醫生簽約服務亦不存在相關性，具有外生性。設定回歸模型如下：

模型(2)、(3)是工具變量法的第一階段回歸結果，模型中的因變量是居民的健康水平和醫療費用經濟負擔，工具變量consultsh和bilis代表居民是否接受過社區衛生服務機構提供的上門咨詢和實際的報銷比例；模型(4)、(5)工具變量法第二階段的回歸結果，因變量是家庭醫生簽約，Statues_health_exp和Statues_exp是模型(2)和(3)所估計出的健康水平與醫療經濟負擔，其中θ1和θ2是我們所關注的重點，代表家庭醫生簽約服務對于健康水平與經濟負擔的影響。

在第一階段回歸結果中，我們發現兩個工具變量的回歸系數為0.018、0.1174和0.123 9，且均在1%的水平上顯著(表3)。此外，我們還檢驗了工具變量第一階段的的F值，根據Staiger and Stock提出經驗法則的臨界值(10)和Stock and Yogo提出的檢驗臨界值，以上兩個工具變量的檢驗結果均超過上述臨界值，拒絕了兩個工具變量是弱工具變量的原假設，證明了工具變量的有效性。在第二階段的回歸中，(1)列為自評健康的工具變量估計結果，(2)、(3)列為總體和個人醫療經濟負擔的實證結果見表4。我們重點關注回歸系數的顯著性和符號問題。(1)列的回歸結果中自評健康的回歸系數顯著為正，(2)、(3)列顯著為正和負，上述回歸結果經濟意義大于基準回歸中的OLS估計結果，是因為工具變量回歸能夠糾正OLS中內生性導致的系數偏誤，而回歸結果的符號和顯著性水平與基準回歸相同，說明了OLS估計結果中潛在的內生性問題并未對研究結論產生較大影響，OLS估計的結果亦能客觀反映所研究的實際問題。對于醫療費用總支出工具變量的估計結果與主回歸的方向相反的情況，反映了家庭醫生簽約服務的經濟績效的影響具有不確定性，但家庭醫生簽約服務對于健康績效結論與基本回歸一致，為進一步深入分析家庭醫生簽約服務的實際政策效果提供了新研究視角。(1)工具變量回歸中的健康績效選用了“慢性病”做為代理變量進行檢驗，用其他代理變量后依然能通過工具變量檢驗且符合實證結果預期。

表3 工具變量第一階段回歸結果

表4 工具變量第二階段回歸結果

3.3 異質性檢驗

為進一步驗證以上實證結果的有效性，結合家庭醫生簽約服務的定義和主體的服務對象，分別從年齡層面、戶籍性質、慢性病情況和是否為殘疾人群體等角度展開異質性檢驗，以分析家庭醫生簽約服務在不同年齡階段人群的經濟績效和健康績效，對家庭醫生簽約服務展開更為精確的評估。

3.3.1 不同年齡層面

表5和表6分別為65歲以上和65歲以下兩個階段人群中家庭醫生簽約服務的經濟績效和健康績效(2)既有的一些文獻在進行不同年齡組的差異分析過程中，通常選擇65周歲為中間值。邁入60周歲的成年人雖然是老齡化的劃分標準，但其身體機能、行動能力等條件與50多歲的沒有邁入老年群體的人差異較小，相比較選取65周歲做為年齡分層更具有說服力。。從健康績效的角度來看，家庭醫生簽約服務對于65周歲以上人群的健康改善程度要高于65周歲以下的人群，尤其是在慢性病控制和身體機能改善方面。從經濟績效來看，家庭醫生對于65周歲以下人群的個人醫療費用支出和醫療費用總支出呈現出顯著為負的情況，65周歲以上的人群也呈現負向影響，但回歸系數不顯著，說明家庭醫生服務對于任何年齡階段的老年人，未能發揮降低醫療支出的作用。

表5 年齡小于65周歲樣本

表6 年齡大于65周歲樣本

3.3.2 不同戶籍性質

表7、表8分別為家庭醫生簽約服務對于農村戶籍和城鎮戶籍人群經濟和健康的影響。在健康績效方面，農村居民的健康自評、身體機能和慢性病控制均有顯著提高，而城鎮戶籍樣本則不顯著，反映了家庭醫生簽約服務對于農村戶籍人群的健康改善程度優于城鎮戶籍的人群。進一步考察其經濟績效，無論是農村戶籍還是城鎮戶籍，家庭醫生簽約服務均有利于降低其醫療總費用，且對于城鎮戶籍人群的影響更顯著，反映了家庭醫生簽約服務在不同戶籍性質群體的異質性，也說明了家庭醫生簽約服務在降低居民醫療費用經濟負擔方面的作用并不顯著。

表7 農村戶籍樣本

表8 城鎮戶籍樣本

3.3.3 是否有慢性病

表9、表10分別為家庭醫生簽約服務對于未患慢性病和患慢性病樣本的經濟與健康績效考察。對于患慢性病的樣本而言，家庭醫生簽約服務對其健康績效和經濟績效均不存在顯著的促進作用。對于未患慢性病的樣本而言，家庭醫生簽約服務對健康存在促進作用，但對其經濟績效的影響則不顯著。可以看出，家庭醫生簽約服務旨在為慢性病患者提供首診和健康管理，以增加醫療服務利用的可及性，但由于我國醫療資源結構和水平存在較大差異，單純靠家庭醫生簽約難以實現醫療費用的降低和身體健康的改善，而慢性病患者自身的身體健康狀況亦影響家庭醫生簽約對于健康和醫療費用經濟負擔的改善。

表9 不存在慢性病樣本

表10 存在慢性病樣本

3.3.4 殘疾人

表11、表12可以看出，對于非殘疾人的樣本而言，家庭醫生簽約服務對于健康呈現顯著正向作用；從其經濟績效角度來看，家庭醫生簽約服務對于非殘疾人樣本的醫療費用總支出和個人醫療費用支出都呈現負向顯著性影響。進一步來看殘疾人樣本，其經濟績效和健康績效均不呈現出顯著作用。這一研究結論反映出家庭醫生簽約服務對于殘疾人群體具有較強的個體異質性和政策的不確定性，同時也反映了殘疾人群體自身的身體健康狀況亦影響家庭醫生簽約對于其健康和醫療費用經濟負擔改善的局限性。

表11 不含殘疾人樣本

表12 含殘疾人樣本

4 討論和建議

隨著我國人口老齡化程度的不斷加劇，老年人的健康養老服務需求不斷攀升，家庭醫生簽約制度基于其提供連續、便捷和有效的醫療衛生服務的特點，亦能在分級診療、醫療聯合體建設和醫養結合服務中發揮重要的作用，探尋家庭醫生簽約服務的經濟績效和健康績效在現階段具有重要的實踐意義。

家庭醫生簽約服務基于其服務提供，能夠有效的提高和改善健康水平，但對于改善醫療費用經濟負擔不顯著，說明除了家庭醫生簽約服務在簽約服務的有效性和服務內容上存在局限性以外，現階段醫療衛生資源配置的不合理、患者個體的異質性和政策的局限性亦影響著家庭醫生簽約服務的作用發揮。隨著基層醫療衛生體制改革的不斷深入，我國在家庭醫生簽約的實踐中也取得了一系列成就。家庭醫生簽約服務通過健康引導、健康服務與健康管理等形式，能夠有效提升患者的健康水平，提高自我健康意識和健康狀態；但家庭醫生簽約服務規模、服務與診療水平有限，難以切實有效的實現對患者的健康管理，對于疾病的治愈和康復能力存在局限性，而不同機構間的診療水平、資源限制與潛在的道德風險等情況，對于簽約患者降低醫療經濟負擔方面存在一定的影響。

據此，家庭醫生簽約服務應當進一步細化服務，針對不同的人群提供差異化服務，并在服務內容、形式和水平上進行突破；同時，也應當借助醫療保險、藥品供給目錄和硬件資源配置，糾正家庭醫生簽約服務與資源的錯配，擴大家庭醫生服務的適用性、實用性，在提高健康水平并降低醫療費用支出方面發揮作用。另外，還應當從如下角度探尋家庭醫生簽約服務進一步的發展路徑：首先，以需求為導向，結合家庭醫生簽約患者的實際特點，構建家庭醫生簽約服務在待遇水平、服務內容和費用成本方面的動態調整機制。另外，注重家庭醫生人才培養，強化家庭醫生簽約服務的個性化發展，與其他醫療護理服務和機構在內容、形式和資源配置上形成銜接和差異。最后，應當注重完善醫療機構、醫療保險與家庭醫生間的制度性銜接，理順三方主體之間的利益訴求，實現醫療機構、醫療保險與家庭醫生制度的銜接，實現家庭醫生制度多方邏輯主體間的本位回歸，提高家庭醫生簽約服務的服務質量和績效水平。

作者聲明本文無實際或潛在的利益沖突。