医疗消费者视角下双向转诊制运行效果的实证分析

李桑桑 时松和 陈华楠 刘德臣 王 鸟

郑州大学公共卫生学院 河南郑州 450001

·专题研究·

医疗消费者视角下双向转诊制运行效果的实证分析

李桑桑*时松和 陈华楠 刘德臣 王 鸟

郑州大学公共卫生学院 河南郑州 450001

目的：基于医疗消费者视角探讨双向转诊制的运行效果。方法：利用倾向得分匹配建立2013年和2015年的平衡面板数据，并使用双重差分法评估双向转诊制对实际补偿比、年次均住院自付费用、高费用支出的可能性、年次均住院天数和年住院次数的影响。结果：双向转诊制使住院患者的实际补偿比增加11.3%(P<0.001)，年住院次数增加0.710次(P<0.001)。但政策并未显著降低高费用医疗支出的可能性和减少年次均住院天数、年次均住院自付费用。结论：双向转诊制在减轻患者住院成本和优化资源利用方面有一定程度的积极影响。

双向转诊； 住院； 双重差分； 实证分析

双向转诊制作为我国医疗服务体系改革的重点之一，主要指在各级医疗机构职能分工的基础上，通过契约化和信息化合理分流患者，基本实现“小病在基层，大病进医院，康复回社区”的目标，优化卫生资源配置。[1]河南省根据深化医药卫生改革的规划方案[2]，积极建立以医疗联合体为机制的双向转诊制，在试点县内各级医疗机构契约协作，并加强县外医疗机构对县域内的契约帮扶，责任利益共担，利于双向转诊制有效运行。

迄今为止，对双向转诊制的研究多基于医疗服务提供方视角探讨其模式和机制，但医疗服务的供需关系是相互的，从医疗消费者视角多维度探讨双向转诊制的研究相对较少。[3]双向转诊制是否减轻了居民疾病经济负担，是否提高了优良医疗资源的可及性，亟需进行实证研究。本研究从医疗消费者视角探讨双向转诊制运行效果，并为医疗服务体系改革的研究提供新思路。

1 资料与方法

1.1 资料来源

数据来源于河南省某县级市2013—2015年居民医保信息管理平台和转诊平台。研究对象为该地区15岁及以上医保住院患者。根据出台的《河南省深化医药卫生体制改革2014年主要工作安排》,该市自2014年试点分级诊疗。故以2013年政策实施前期未参与双向转诊而2015年政策实施后期需要并参与双向转诊的1 245人为干预组，2013 和2015年均未参与双向转诊的人群为对照组。对照组原始人群为9 824人，经倾向得分匹配(Propensity Score Matching, PSM)后为1 253人。

1.2 研究方法

因为是否参与项目存在自我选择的过程，如疾病状态严重者常常需要参与双向转诊以得到更好的治疗，而疾病状态较好者并不需要参与双向转诊，干预组和对照组初始状态存在选择偏差，故直接比较2015年两组的政策运行效果存在有偏估计。同时为了消除不可观测的变量特征的影响，满足干预组和对照组不可观测的组间异质性有相同的时间趋势的假定[4]，研究采用双重差分倾向匹配得分法估计双向转诊制度对干预组的处理效应τ。

双重差分法(Difference-in-difference,DID)估计的处理效应τ要根据结局变量的分布类型调整，若结局变量经转换后不满足正态分布的条件，根据其分布特点选择广义线性模型[5]；估计值的标准误使用 Bootstrap自助法[6]，与初始样本数量一致的基础上进行400次自助抽样。PSM应用前干预组和对照组只有存在较好的共同支持域，才能得到可靠的倾向分数[7]；其协变量包括性别、年龄、首次住院机构级别(乡镇、县级和县外)、政策内补偿费用、起付线、年龄加权的查尔森合并症指数(Age-combined Charlson Co-morbidity Index, ACCI)以及是否患高血压。ACCI包括16种慢性病共患病，被广泛用于评估病人的年龄相关的慢性病健康状态及1年生存率，但在评分过程中高血压并未列入其中。[8]

下面就非线性模型对DID原理进行阐述。[9]基于Probit的DID举例如下。

(1)

F(·)是条件分布函数(严格单调)。Y1和Y0分别指有无干预时的可能结局。T和G分别表示时期和分组，T=1表示政策实施后的时期,否则为0；G=1表示个体选择接受干预，否则为0。变量G不意味着干预，因为在基期两组都未接受干预。G=1时，TG=1，否则为0。X为协变量向量，E[·]为期望值，α、β和γ为参数向量。

处理效应τ或差分估计量(differences estimator，DD)为：

(2)

τ实际为交互项系数的增加效应，即结局变量Y1政策实施前后的差异与反事实(假设政策干预组未接受干预)结局变量Y0政策实施前后的差异的差别。由于F(·)为严格单调函数，故处理效应值等于模型的时间和组别的交互项系数值γ，且该结论适用于F(·)为严格单调函数的所有非线性模型。

根据《河南省国民经济与社会发展公报》[10]，以2013年货币为现值，利用河南省居民医疗保健消费价格指数(CPI=103.4)对2015年消费支出进行贴现。

1.3 相关定义

住院服务利用的指标：年住院次数与年次均住院天数；

实际补偿比=年实际补偿总金额(元)/年住院总支出(元)；

双向转诊：对符合标准和规范(当地医疗机构制定)的病患，在相关协作医疗机构间经绿色通道实现向上和向下级医疗机构转诊，或同级别间转出和转回原医疗机构。

高费用住院病人：年度 (或单次) 医疗费用超过当地平均费用水平4倍的住院病人。[11]

1.4 软件实现

本研究为平衡面板数据，应用Stata 12.0进行统计学分析，检验水准α=0.05。

2 结果

2.1 基本情况

为减少可能的选择偏差的影响，本研究使用k近邻匹配法(k=1)进行匹配。基期共有2 498名15岁及以上的居民，其中男性1 260人，占50.44%，年龄为62.24±13.20；女性1 238人，占49.56%，年龄为57.93±14.61。首次住院医疗机构级别为县级的人数为1 451人，占58.09%；乡镇为837人，占33.51%。病人的临床疾病状态，包括ACCI和高血压，ACCI≥5分者有65人，占2.60%，表明中重度年龄加权的慢性病患病状态的人群在总人群中占比小；患高血压142人，占5.68%；高费用病人217例，占8.69%。研究中需要使用的变量基本类型描述见表1。

表1 变量的基本类型描述

2.2 倾向匹配得分

2.2.1 匹配前后核密度图

从图1可以看出，匹配前干预组和对照组共同支持域较高，则在重叠部分利用logistic得到的倾向分数是可靠的，能进行较为可靠的近邻匹配。图2显示匹配后两组可比性较好。匹配后得到平衡面板数据，干预组和对照组分别为1 245人和1 253人。

图1 倾向得分匹配前的核密度图

图2 倾向得分匹配后的核密度图

2.2.2 平衡检验

匹配后所有的变量标准偏误都较小，且对照组和干预组的变量差异大幅减小(P≥0.05)，表明各变量在两组之间平衡性良好。

表2 匹配前后的平衡性检验结果

(续)

2.3 双重差分结果

表3中各差分估计值根据一般线性模型和Probit模型所得，表4中各估计值根据广义线性模型所得。三种模型的协变量共同为性别、年龄、年龄的平方、首次住院机构级别(乡镇、县级和县外)、政策内补偿费用、起付线、ACCI及是否患高血压。为双重差分法所估计的处理效应。

2.3.1 实际补偿比和次均住院自付支出

基于一般线性回归模型得到政策对实际补偿比的处理效应为0.113(P<0.001)，表明干预组实际补偿比高出对照组11.3%。

基于一般线性回归模型得到政策对年次均住院自付费用的处理效应为0.007，但无统计学意义。

基于 Probit模型得到处理效应为-0.068，表明政策使住院患者支出属高费用类别的可能性降低6.8%，但无统计学意义。

表3 政策干预前后实际补偿比和自付费用的变化

2.3.2 卫生服务利用情况

年次均住院天数为右偏态分布，故选择分布类型为伽玛分布，连接函数为对数，得到住院天数的DID估计值为-0.019，但并无统计学意义，尚不能认为政策对居民住院天数有影响。

对于年住院次数，选择分布类型为负二项分布，连接函数为对数，得到住院次数的DID估计值为0.710(P<0.001)，干预组的平均住院次数高于对照组0.710次。

表4 政策干预前后住院服务利用情况的变化

3 讨论与建议

3.1 讨论

本研究利用倾向匹配得分和双重差分法实证分析了双向转诊制对减轻患者住院成本和优化资源利用方面的影响。

现行的居民医保补偿政策是采取低级别向高级别医疗机构递减的方式，理论上，向上转诊的实际补偿比降低，但经历双向转诊后是否降低，截至目前尚未发现有研究证实。本研究发现，政策使实际补偿比提高了11.3%，但是政策未显著降低患者住院自付费用，说明政策为住院患者就医创造了积极的补偿条件，一定程度上减轻了患者的住院成本，但收效有限。

有文献发现，双向转诊能有效减少患者的住院天数和住院费用。[12]本研究证实双向转诊制对医疗支出无显著的影响，与以往研究不一致。可能原因是此次调研地实行以协议合作为主的双向转诊模式，文献中研究的是“直管”模式的双向转诊；此外，本研究控制了选择偏倚和不可观测的因素，得到的是政策对住院天数和住院费用的净效应。这种对政策前后变化的净效应研究，实际上是一种自然实验，被广泛应用到评估政策和其他大型的干预方案的健康效应影响中，说服力类似于随机实验[13]，故研究结果可信。

政策的实施对住院天数的影响并不显著，但是能提高0.710次年住院次数，提示患者可获得不同级别医疗机构的医疗资源，提高卫生服务利用度。双向转诊时若向上转诊，住院费用一般在上级医疗机构即时结报，意味着在上转单位会被记为新入院患者，随后的向下转诊可能在首诊单位重新登记入院，也可能经过转诊平台登记，回首诊医疗机构不再被重新登记为入院患者；部分转诊患者不能在基层获得准确的诊断时，可凭单去上级医疗机构做确诊检查，后又回到首诊单位接受住院治疗。这就使得住院次数有所上升。此外，有文献发现新农合政策补偿比的增加会提高卫生服务利用率[14]，而双向转诊制有提高住院实际补偿比的作用在本研究中已被证实，可以推论，双向转诊制能通过提高实际补偿比间接影响住院次数。如当患者得知即使上转，自己的整体住院费用报销比例能得到保证，根据病情主观上愿意利用双向转诊绿色通道多机构就医，转诊过程使得住院次数可能增加。

综上，从医疗消费者视角看，双向转诊制使住院患者的实际补偿比增加，并提高了患者的住院利用次数，在一定程度上减轻了居民的疾病经济负担，提高了居民对优良医疗资源的可及性，有着积极的实施效果，但并未显著降低患者自付住院费用，可以认为运行的效果有限。

3.2 建议

一是加大医保政策扶持力度，适度提高住院补偿水平。较高的个人自付费用与医疗费用的增长、实际住院补偿比例较低有关，个人自付支出比是居民受益的重要指标，直接影响其对医疗服务的满意度。未来可依据卫生部门的相关要求，在规范转诊的基础上，结合城乡居民医保基金统筹能力，控制不可报销的费用在次均住院费用中的比例，将临床上成本效益较高和较成熟的治疗技术和药品等纳入补偿，合理地提高部分病种病人在就诊的各级医疗机构的名义补偿比。

二是强化分级诊疗宣传和基层能力建设工作，提升卫生服务利用水平。只有医患双方对分级诊疗制度充分了解，才能保证双向转诊有效运行。可以通过讲座、培训、宣传手册等健康教育方式，使医患双方提高对分级诊疗流程和受益情况的认知度，进而有利于引导患者合理分流就医。此外，基层的物力和人力资源应得到政府的大力支持，配备相应的仪器设备，加强全科医生队伍建设。

三是加快建设区域医疗信息共享平台，促进双向转诊制的推行。河南省居民个人健康档案应进行有效的电子化管理，逐步建立高效的计算机医疗信息共享平台，保证协作医疗机构间的信息交流与沟通，使各级医疗机构能够及时掌握上转或下转患者的信息，方便双向转诊通路的畅通。目前河南省在原有转诊平台基础上，已开始在区域医疗联合体内设计和应用医疗服务平台，促进区域信息网络共享，有利于广泛推行双向转诊制。

[1] 李晓波, 顾健, 仇华, 等. 社区慢性病管理过程中双向转诊的促进措施[J]. 中国卫生事业管理, 2013,30(8): 566-567.

[2] 马进. “十二五”期间深化医药卫生体制改革规划述评[J]. 卫生经济研究, 2012(5): 28-29.

[3] 徐晓丹, 吴文强. 我国城乡中老年群体基层就医的影响因素分析——基于CHARLS数据的实证研究[J]. 中国卫生政策研究, 2016, 9(4): 23-30.

[4] Dimick J B, Ryan A M. Methods for Evaluating Changes in Health Care Policy: The Difference-in-Differences Approach[J]. JAMA, 2014, 312(22): 2401-2402.

[5] Morris S, Hunter R M, Ramsay A I, et al. Impact of centralising acute stroke services in English metropolitan areas on mortality and length of hospital stay: difference-in-differences analysis[J]. BMJ, 2014, 349: g4757.

[6] Cheng S H, Chen C C, Tsai S L. The impacts of DRG-based payments on health care provider behaviors under a universal coverage system: a population-based study[J]. Health Policy, 2012, 107(2-3): 202-208.

[7] Cheng L, Liu H, Zhang Y, et al. The impact of health insurance on health outcomes and spending of the elderly: evidence from China’s New Cooperative Medical Scheme[J]. Health Econ, 2015, 24(6): 672-691.

[8] Piscator E, Hedberg P, Goransson K, et al. Survival after in-hospital cardiac arrest is highly associated with the Age-combined Charlson Co-morbidity Index in a cohort study from a two-site Swedish University hospital[J]. Resuscitation, 2016, 99: 79-83.

[9] Puhani P A. The treatment effect, the cross difference, and the interaction term in nonlinear “difference-in-differences” models[J]. Economics Letters, 2012,115(1):85-87.

[10] 河南省统计局. 河南省国民经济和社会发展统计公报[EB/OL]. [2017-03-15]. http://www.ha.stats.gov.cn/sitesources/hntj/page_pc/zfxxgkpd/zfxxgkml/qtxx/tjgb/list1.html

[11] 应晓华, 叶露, 胡善联, 等. 低收入人群中高费用病例经济负担的调查分析[J]. 中国卫生资源, 2002, 5(5): 223-225.

[12] 杨诗汝, 王世宏, 向小曦, 等. 大医院“直管”社区卫生机构转诊模式实施效果评价[J]. 中国医院管理, 2013, 33(11): 8-10.

[13] Craig P, Cooper C, Gunnell D, et al. Using natural experiments to evaluate population health interventions: new Medical Research Council guidance[J]. J Epidemiol Community Health, 2012, 66(12): 1182-1186.

[14] Zhang L, Wang Z, Qian D, et al. Effects of changes in health insurance reimbursement level on outpatient service utilization of rural diabetics: evidence from Jiangsu Province, China[J]. BMC Health Serv Res, 2014, 14: 185.

(编辑 薛云)

An empirical study on the effects of two-way referral system: A perspective of medical service consumers

LISang-sang,SHISong-he,CHENHua-nan,LIUDe-chen,WANGNiao

SchoolofPublicHealth,ZhengzhouUniversity,ZhengzhouHenan450001,China

Objective: To explore the effects of the bi-directional referral system from the perspective of the medical service consumer. Methods: A balanced panel data which was adjusted by Propensity Score Matching was employed to evaluate the effects of two-way referral system using difference-in-difference (DID) for the 2013 and 2015 data. The evaluation indicators including actual cost sharing ration, out-of-pocket cost per unit, the possibility of high cost, annual inpatient visits and length of hospital stay per unit were used. Results: Compared with the control group, the two-way referral system resulted in an 11.3% (P<0.001) increase in actual cost sharing ratio and an increase of 0.710 (P<0.001) annual inpatient visits in the intervention group. However, the policy did not significantly reduce the possibility of high-cost medical expenses and reduce the length of hospitalization and the annual cost hospitalization. Conclusion: Based on the key findings of the analysis of this study, the two-way referral system has beneficial effects on reducing inpatient financial burden and optimizing resource allocation.

Two-way referral; Inpatients; Difference-in-differences; Empirical analysis

河南省医学科技攻关计划(201503015)

李桑桑，女(1992年—)，硕士研究生，主要研究方向为医学数据挖掘与管理。E-mail：sangsangyouxiang@126.com

时松和。E-mail: zzussh@126.com

R197

A

10.3969/j.issn.1674-2982.2017.07.004

2017-05-05

2017-06-20