医院、基层医疗卫生机构医疗全要素生产率变化及其影响因素分析*

张玉韬 冯俊文

【提 要】 目的 研究我国医院与基层医疗卫生机构的医疗效率年度之间如何变化,以及效率变化受到哪些政策性因素的影响。方法 综合运用Malmquist指数和面板数据分析方法,分析2009-2014年我国东、中、西部14个省市的医院和基层医疗卫生机构的全要素生产率变化,并结合政府投入、机构数量和医保参保率等方面对全要素生产率变化的影响因素进行分析。结果 我国医院的Malmquist指数整体变化不大,医院效率处于稳步缓慢增长的状态;而基层医疗卫生机构的Malmquist值变化较大,效率虽一直处于增长的状态,但增长幅度上下起伏;政府补贴对基层医疗卫生机构Malmquist指数的影响大于对医院的影响,基层医疗卫生机构数量的变化对其Malmquist指数的影响较为显著,居民医保参保率对医院Malmquist指数的影响较为显著。结论 政府应不断加大对基层医疗卫生机构的补贴力度;医保部门需要采取合理的支付方式,针对医院和基层医疗卫生机构设置区分度更加明显的保障额度;适当增加基层医疗卫生机构尤其是社区医院数量,形成规模效应。

医院与基层医疗卫生机构卫生资源严重不平衡是我国医疗领域长期以来存在的问题,从而导致医院过度拥挤,而基层医疗卫生机构资源闲置。为促进优质资源向基层医疗卫生机构分配,患者向基层医疗卫生机构分流,近年来,国家出台了一系列关于深化城市医疗卫生体制改革,大力发展城市社区卫生服务的措施。根据2015年《中国卫生和计划生育统计年鉴》公布的数据,基层医疗卫生机构在人力资源配置方面有了较大的增长,提供医疗服务的数量也有了一定的提升。那么近几年来,通过国家政策引导,医院和基层医疗卫生机构医疗服务全要素生产效率分别产生了怎样的变化,导致效率变化的宏观因素和政策性因素分别有哪些？厘清以上问题能够为实施均衡医院与基层医疗卫生机构发展策略提供必要的借鉴。

本文将医院与基层医疗卫生机构分别作为研究对象,重点研究其医疗投入产出的效率变化,并对影响医院效率和基层医疗卫生机构效率变化的政策性因素和经济因素、医保普及率等宏观因素进行分析。首先,运用DEA方法计算我国14个省市2009-2014年间医院和基层医疗卫生机构各年度医疗效率变化的Malmquist指数,其次,运用面板数据回归分析方法,讨论政策性因素对医院和基层医疗卫生机构效率变动的影响。

资料与方法

1.医院、基层医疗卫生机构Malmquist指数计算

(1)投入产出指标选择及数据来源

根据数据的可得性,本文选取2009-2014 年中国东部、中部、西部共14个省市的医院和基层医疗卫生机构作为研究样本,数据来源为2010-2015年《中国卫生与计划生育统计年鉴》(2012年及之前为《中国卫生统计年鉴》)和14个省市统计年鉴。根据《中国卫生与计划生育统计年鉴》的解释,医院包括综合医院、中医医院、中西医结合医院、民族医院、各类专科医院和护理院,不包括专科疾病防治院、妇幼保健院和疗养院。 基层医疗卫生机构包括社区卫生服务中心(站)、街道卫生院、乡镇卫生院、村卫生室、门诊部、诊所(医务室)。但由于村卫生室设置数量较多,从业人员、设备相对落后,服务水平也相对很低,同时也不是医疗体制改革的主要对象,因此,在本文的统计中不包含村卫生室。

在计算医疗行业、医疗机构效率时,选择恰当的投入产出指标是必要的前提条件。结合既有研究[1-3]和数据的可得性,本文在计算医院和基层医疗卫生机构效率时选取的投入指标是床位数量(I1)和卫生技术人员数量(I2),产出指标是门诊数量(O1)和住院患者数量(O2)。但由于医院和基层医疗卫生机构提供的医疗服务质量上存在较大差异,如医院提供的住院、门诊服务难度明显高于基层医疗卫生机构,因此,在计算基层医疗卫生机构门诊数量和住院患者数量时,需要对其进行必要的调整,调整方法为:按照《中国卫生和计划生育统计年鉴》中各年度医院门诊与基层医疗卫生机构的门诊人均次医药费用比例和医院门诊与基层医疗卫生机构住院患者的人均次医药费用比例折算该年度基层医疗卫生机构门诊数量和住院患者数量。

(2)研究方法

Malmquist生产率指数由Caves,Christensen and Diewert (1982)[4]引入,目前,已在多个国家被用于测算医疗健康行业的效率变化测算[5-6]。

本文针对医院和基层医疗卫生机构效率变化指数的研究,由于产出(如住院数等)比投入(如医疗卫生技术人员数量等)更加不受医院管理部门的控制,所以采用产出导向型计算Malmquist生产率指数。

(3)计算工具

运用Coelli (1996)[7]研发的DEAP 软件包分别对医院和基层医疗卫生机构的Malmquist指数进行测算。

2.Malmquist指数变动影响因素计算

(1)数据来源与说明

本节使用的数据类型为省际面板数据。仍以上一节中选取的14个省市为研究对象,时间区间为2010-2015年,主要来源为2010-2015年《中国卫生和计划生育统计年鉴》。模型中各指标的含义和计算方法如表1所示。

走进新时代 开启新征程（褚先尧等） .............................................................................................................9-31

表1 各指标数据来源和计算方法

(2)方法与模型

本文结合已有研究,选择医院财政补助/基层医疗卫生机构财政补助、参保率、医院数量/基层医疗卫生机构数量作为解释性变量。此外,医疗效率仍可能受到其他因素的影响,如经济发达地区与经济欠发达地区患者对医疗服务要求的不同和选择医疗服务内容的差异等会对医疗效率产生影响,但这不是本文研究的重点,因此,选择可支配收入作为控制变量。由于被解释变量Malmquist指数代表的是效率变动情况,因此,控制变量和解释变量也同样地采用年度变动情况计算,这样,控制变量和解释变量分别为可支配收入变化(x1)、医院/基层医疗卫生机构数量变化(x2i)、医院/基层医疗卫生机构获得的政府财政补助变化(x3i)以及医保参保率变化(x4)。综上,本文建立医院和基层医疗卫生机构全要素生产率变动(yi,i=1,2分别表示医院和基层医疗卫生机构)的计量模型如下:

yit=αi+β1ix1t+β2ix2it+β3ix3it+β4ix4t+eit

(1)

下标i=1,2分别表示医院和基层医疗卫生机构,t表示时间维度,共有5个时间段,分别是2009-2010年、2010-2011年、2011-2012年、2012-2013年和2013-2014年。

(3)计算工具

运用Eviews 6.0 中的面板数据分析模块进行计算。

结 果

1.Malmquist指数计算结果

医院和基层医疗卫生机构2009-2014年各年度Malmquist指数见表2,表3。

表2 2009-2014年医院Malmquist指数

2.Malmquist指数变动影响因素计算结果

从宏观层面上来看,到底哪些因素对医院和基层医疗卫生机构效率变动产生影响,下面通过面板分析的方法分别对影响医院和基层医疗卫生机构效率变化的因素进行分析。

表3 2009-2014年基层医疗卫生机构Malmquist指数

(1)单位根检验

为避免单一检验可能产生的失误,本文选用了相同根单位根检验LLC和不同根单位根检验Fisher-ADF两种检验方法,检验结果是各变量都是在10%的显著性水平下拒绝了单位根假设,说明这些变量都是平稳的。

(2)协整检验

为了检验变量间的是否存在长期稳定关系,进行协整检验。由于各变量同阶单整,本文采用EG二步法进行协整检验,发现Panel PP-Statistic、Panel ADF-Statistic、Group PP-Statistic和Group ADF-Statistic均能够通过协整性检验,说明医院/基层医疗卫生机构的全要素生产率Malmquist指数与可支配收入变化、医院/基层医疗卫生机构数量变化、医院/基层医疗卫生机构获得的政府财政补助变化以及医保参保率变化之间存在长期稳定的关系。

(3)影响因素系统估计结果

采用Pooled Least Squares对变量进行回归分析。面板数据的影响形式有固定效应和随机效应,一般情况下,以样本自身效应为条件进行推论的可选用固定效应模型,故本文选用固定模型效应。采用变截距模型分别对医院和基层医疗卫生机构Malmquist指数影响因素模型进行估计,得到结果如表4和表5所示。

表4 医院Malmquist指数影响因素计量模型计算结果

*：F=430.6042，P<0.001

表5 基层医疗卫生机构Malmquist指数影响因素计量模型计算结果

*：F=395.7524，P<0.001

结论与建议

结果显示,医院数量的多少对其Malmquist指数的影响并不显著(P=0.8318),而基层医疗卫生机构数量的多少对其Malmquist指数的影响较为显著(P=0.0029)。政府补贴的变化对基层医疗卫生机构Malmquist指数的影响大于对医院的影响,这与大部分研究结论一致,政府补贴的增加无论对医院医疗效率的增长(P<0.001)还是基层医疗卫生机构(P<0.001)都有比较显著的影响,但从影响的系数来看,对基层医疗卫生机构的影响程度更高(β32=0.334289,β31=0.055795)。随着医保参保率的增加,医院Malmquist指数也随之增加,影响程度较为显著(β41=0.042501,P<0.001),而相反地,医保参保率对基层医疗卫生机构Malmquist指数的影响则是反向的(β42=-0.09577,P<0.001)。此外,目前普遍认为,人们生活水平的提高增加了对健康服务的需求,但是,从分析结果看,随着居民可支配收入的增加,医院的门诊和住院服务会有显著的增加,进而Malmquist指数提高(β11=0.026101,P=0.0443);而基层医疗卫生机构Malmquist指数的变化受居民可支配收入变化的影响并不显著(P=0.0843)。这与上海社科院社会调查中心与上海社科院社会学研究所联合发布的《2014年上海居民医疗、健康状况调查报告》[8]中提供的结论一致。居民可支配收入的提高带来的是对更优质医疗服务的追求,如果不加以政策引导,医院与基层医疗卫生机构之间的差距将日益加大。

针对上述结论,提出以下建议。

(1)在基层医疗卫生机构投入方面,近几年医改方案明确提出,建立政府主导的多元卫生投入机制,确立政府在提供公共卫生和基本医疗服务中的主导地位。由于医院收入中只有不到8%的收入来自政府补贴,而基层医疗卫生机构对政府补贴的依赖程度则相对较高,因此,为进一步提高基层医疗卫生机构的服务效率,政府应不断加大对基层医疗卫生机构的补贴力度。另一方面,为了促进医疗资源合理分配,国家“十二五”发展规划中提出了“医联体”的概念。但是,当前我国大部分医院与基层医疗卫生机构的合作处于一种比较松散的模式。由于医院和基层医疗卫生机构双方都以经济利益为目的,缺乏长期目标和合作意识,不能形成长效的合作机制和制度保障,为找到三级医院的帮扶动力,国家需要额外为医院下拨补贴以保证医院的服务效率和“医联体”的有效运行。

(2)目前的城镇居民参保率变化对基层医疗卫生效率变化影响不显著，而对医院效率变化影响显著，表明目前医保的支付方式在患者选择医院还是基层医疗卫生机构方面的区分度不大。患者具有选择医疗机构的自主权,他们选择医疗机构考虑的首要因素是医疗质量,其次是医保支付力度和支付方式。因此,促使患者自主选择基层医疗卫生机构的条件之一是制定合理的医疗保障措施。对于医院和基层医疗卫生机构来说,要促进纵向联合的自主性,医保部门需要采取合理的支付方式,如按总额预付、病种管理、DRGs(疾病诊断相关分类)、按人头付费等。

(3)医疗体制改革将社区医疗推上了非常重要的位置,本文研究结果显示,基层医疗卫生机构数量的增加与基层医疗卫生机构效率的提升有较为显著的关系,因此,适当增加基层医疗卫生机构尤其是社区医院数量,形成规模效应,是现阶段提高我国基层医疗卫生机构效率的一个必要措施。如,逐步将改革中生存空间减小的部分一级和二级医院改为社区医院,鼓励多种力量参与举办社区医院等。此外,社区医院服务效率的提升需要依靠更加优质的医疗资源,政府在不断加大对社区医院人力、设备等投入的同时,要建立医院与基层医疗卫生机构间的有效合作机制,让在基层医疗卫生机构就诊的患者有更多的机会享受优质的医疗服务,在基层医疗卫生机构数量增加的基础上,用医疗合作集团的品牌效应推动基层医疗卫生机构的发展。