集中带量采购和医保谈判政策对表皮生长因子受体酪氨酸激酶抑制剂药品采购的影响——以吉非替尼和奥希替尼为例

易洪彬 石丰豪 蒯丽萍 徐冬艳 韩 晟*

世界卫生组织国际癌症研究机构（International Agency for Research on Cancer, IARC）2020年全球癌症统计数据显示，肺癌在中国的新发病例数高达81万，位居中国癌症新发病例数第一位。同时，肺癌死亡病例数也明显高于其他癌种，高达71万，约占我国癌症死亡总人数的23.8%[1]。在确诊肺癌病例中，非小细胞肺癌（non-small-cell lung cancer, NSCLC）的比例是80%～85%，是最常见的肺癌亚型[2]。随着肿瘤分子生物学研究的深入，靶向治疗药物的研究和临床应用已成为目前NSCLC研究领域的热点，表皮生长因子受体酪氨酸激酶抑制剂（epidermal growth factor receptor tyrosine kinase inhibitors, EGFR-TKI）药品则是目前NSCLC治疗中最成熟和最重要的靶向治疗药品[3]。但EGFR-TKI药品价格和肺癌的治疗费用普遍较高，这对患者、家庭、社会和政府均是沉重的负担[4-6]。

医疗保障是减轻群众就医负担、增进民生福祉、维护社会和谐稳定的重大制度安排[7]。自2018年国家医疗保障局成立以来，国家医疗保障局实施了医保药品目录动态调整（包括调出、直接纳入和医保谈判/竞价谈判纳入）、药品集中带量采购和双通道等一系列医保政策，以减轻患者用药经济负担，提升药品可及性，满足患者临床用药需求。本文遴选2017—2021年集中带量采购政策和医保谈判政策中涉及的EGFR-TKI药品，利用间断时间序列模型评估政策对EGFR-TKI药品采购的影响，为集中带量采购和医保谈判政策的完善与推进提供实证参考。

1 资料与方法

1.1 目标药品

从医保药品目录调整来看，2017年医保药品目录调整，医保部门将吉非替尼和埃克替尼直接纳入2017版医保药品目录，厄洛替尼则通过医保谈判进入2017版医保药品目录；2018年，国家医疗保障局组织肿瘤药专项谈判，奥希替尼和阿法替尼两款EGFR-TKI药品谈判成功，被纳入医保药品目录；2020年阿美替尼谈判成功，进入2020版医保药品目录，这是上市后进入医保药品目录最快的EGFR-TKI药品；2021年，达可替尼和伏美替尼谈判成功，进入2021版医保药品目录。从集中带量采购政策来看，截至2021年底，吉非替尼是唯一一个涉及集中带量采购的EGFR-TKI药品，具体情况见表1。从医保药品适应证来看，目前纳入医保药品目录的EGFR-TKI药品适应证重叠严重（即大多数产品用于医保报销的适应证相同），仅埃克替尼与阿法替尼拥有独占的医保药品适应证。

表1 医保新政下的EGFR-TKI药品

由于吉非替尼是唯一一个涉及集中带量采购的EGFR-TKI药品，因此，以吉非替尼为例研究集中带量采购政策对EGFR-TKI药品的影响。此外，奥希替尼是目前使用量最大的EGFR-TKI药品，因此，以奥希替尼为例研究医保谈判政策对EGFR-TKI药品的影响。

1.2 资料来源

本研究数据主要来源于全国医药经济信息网（chinese medicine economic information, CMEI），从CMEI数据库中提取2017—2021年EGFR-TKI药品的季度使用数据（连续样本），样本数据包含539家三级医疗机构。

1.3 方法

当随机对照试验（randomized controlled trial,RCT）不可行时，间断时间序列分析（interrupted time series analysis, ITSA）是评估干预政策措施影响最常用的准实验设计[8]。ITSA也被视为稳健的观测设计之一，因为其可以控制许多卫生系统结果中存在的长期趋势[9-11]。本研究采用单组间断时间序列模型，其模型表达式如下：

Yt=β0+β1Tt+β2Xt+β3XtTt+εt

Yt是在每个等间隔时间点t测量的汇总结果变量，Tt是研究开始以来的时间（可以为年、季度或月份），Xt是代表干预（干预前阶段0，否则为1）的虚拟变量，XtTt是交互项，εt是误差项。

在单组模型中，β0代表结局变量的截距或起始水平，β1是政策干预引入之前结果变量的斜率或趋势，β2代表政策实施后瞬时的水平变化，表示干预前和干预后结果斜率（趋势）的差异。因此，具有显著P值的β2，可以表示瞬时的政策干预效果，具有显著P值的β3，可以表示随着时间推移的政策干预效果[12]。

所有原始数据的处理在Microsoft Excel中进行，所有模型的构建和分析在RStudio（Version 1.4.171 7）中进行。同时，使用杜宾-沃森检验（Durbin-Watson test, DW test）检验模型是否存在自相关[13]，并使用Prais-Winsten方法对自相关进行校正[14]。

1.4 研究设计

1.4.1结局变量本文采用EGFR-TKI药品的限定日费用（defined daily dose cost, DDDc）、采购金额和使用强度（defined daily doses, DDDs）作为模型的结局变量。DDDs=总用药量/限定日剂量（defined daily dose, DDD），反映药品的使用量；DDDc=该药年总用药金额/该药DDDs，反映药品价格。药品的DDD值来源于世界卫生组织（World Health Organization,WHO）[15]，并由CMEI邀请临床药学专家进行核对。

1.4.2政策干预点的选取分别选取吉非替尼和奥希替尼纳入研究，使用间断时间序列模型分别评估集中带量采购和医保谈判政策对其DDDc、DDDs和采购金额的影响。吉非替尼参与集中带量采购的政策执行时间是2019年3月底，考虑到政策滞后的影响[16]，选取2019年第二季度作为干预点，模型的观测期为2017年第一季度至2021年第四季度。奥希替尼参与医保谈判的时间是2018年10月，同样考虑政策滞后的影响，选取2019年第一季度作为干预点。此外，由于奥希替尼于2017年3月才在国内上市，所以模型的观测期为2017年第二季度至2021年第四季度。

2 结果

2.1 集中带量采购政策对吉非替尼的影响

集中带量采购政策实施前，吉非替尼的DDDc呈下降趋势（β1=-4.784，P＜0.05）。集中带量采购政策实施时，吉非替尼的DDDc显著下降85.173元（β2=-85.173，P＜0.001）。此外，集中带量采购政策改变了吉非替尼DDDc的变化趋势，与集中带量采购政策实施前相比，集中带量采购政策实施后，吉非替尼的DDDc下降趋势增大，但差异无统计学意义（β3=-1.829，P＞0.05）。结果见图1，模型参数结果见表2。

图1 集中带量采购政策实施前后吉非替尼DDDc的变化

表2 吉非替尼DDDc的ITSA结果

集中带量采购政策实施前，吉非替尼的DDDs呈上升趋势（β1=4.017，P＜0.01）。集中带量采购政策实施时，吉非替尼的DDDs显著增加22.61万（β2=22.610，P＜0.01）。此外，集中带量采购政策改变了吉非替尼的DDDs变化趋势，与集中带量采购政策实施前相比，集中带量采购政策实施后，吉非替尼的DDDs呈下降趋势（β3=-6.590，P＜0.01）。结果见图2，模型参数结果见表2。

图2 集中带量采购政策实施前后吉非替尼DDDs的变化

集中带量采购政策实施前，吉非替尼的采购金额呈上升趋势（β1=588.55，P＜0.001）。集中带量采购政策实施时，吉非替尼的采购金额显著升高2 920.81万元（β2=-2 920.81，P＜0.001）。此外，集中带量采购政策改变了吉非替尼采购金额的变化趋势，与集中带量采购政策实施前相比，集中带量采购政策实施后，吉非替尼的采购金额呈显著下降趋势（β3=-1119.95，P＜0.001）。结果见图3，模型参数结果见表2。

图3 集中带量采购政策实施前后吉非替尼采购金额的变化

2.2 医保谈判政策对奥希替尼的影响

医保谈判政策实施前，奥希替尼的DDDc呈上升趋势，但差异无统计学意义（β1=6.239，P＞0.05）。医保谈判政策实施时，奥希替尼的DDDc显著下降1 205.926元（β2=-1 205.926，P＜0.001）。此外，医保谈判政策改变了奥希替尼DDDc的变化趋势，与医保谈判政策实施前相比，医保谈判政策实施后，奥希替尼的DDDc呈下降趋势，但差异无统计学意义（β3=-36.934，P＞0.05）。结果见图4，模型参数结果见表3。

图4 医保谈判政策实施前后奥希替尼DDDc的变化

表3 奥希替尼DDDc的ITSA结果

医保谈判政策实施前，奥希替尼的DDDs呈上升趋势，但差异无统计学意义（β1=0.219 5，P＞0.05）。医保谈判政策实施时，奥希替尼的DDDs上升，但差异无统计学意义（β2=1.887 1，P＞0.05）。此外，医保谈判政策改变了奥希替尼DDDs的变化趋势，与医保谈判政策实施前相比，医保谈判政策实施后，奥希替尼DDDs的上升趋势增大（β3=11.441 0，P＜0.05）。结果见图5，模型参数结果见表3。

图5 医保谈判政策实施前后奥希替尼DDDs的变化

医保谈判政策实施前，奥希替尼的采购金额呈上升趋势，但差异无统计学意义（β1=1 005.9，P＞0.05）。医保谈判政策实施时，奥希替尼的采购金额显著上升（β2=8 170.1，P＜0.05）。此外，医保谈判政策改变了奥希替尼采购金额的变化趋势，与医保谈判政策实施前相比，医保谈判政策实施后，奥希替尼的采购金额上升趋势增大，但差异无统计学意义（β3=405.4，P＞0.05）。结果见图6，模型参数结果见表3。

图6 医保谈判政策实施前后奥希替尼采购金额的变化

3 讨论

3.1 集中带量采购降低了吉非替尼的价格和采购金额，增加了使用量

研究结果表明，在集中带量采购政策实施时，吉非替尼的DDDc显著下降，即药品价格显著下降，且从政策实施后价格的长期变化趋势来看，吉非替尼的价格也在不断下降，这些变化将有助于减轻患者的经济负担。采购金额的显著下降，则有助于节约医院的采购支出和医保基金。此外，集中带量采购政策的实施显著增加了吉非替尼的DDDs，出现了“量升价降”的现象。上述变化均符合集中带量采购政策“以量换价”的逻辑[17]。虽然集中带量采购政策使得吉非替尼在短期内实现了“放量效应”，但从政策实施后的长期趋势变化来看，吉非替尼的DDDs呈下降趋势，所以，如何保障其长期的放量和供应值得医保部门重点关注。

3.2 医保谈判降低了奥希替尼的价格，增加了使用量和采购金额

研究结果表明，医保谈判政策实施时，奥希替尼的价格显著下降，明显减轻了患者的经济负担。此外，从政策实施后价格的长期变化趋势来看，奥希替尼的价格还在持续下降，这将进一步提高患者的可负担性。奥希替尼的采购金额显著上升，且医保谈判政策实施后奥希替尼的DDDs呈显著上升趋势，这些变化说明奥希替尼在临床的DDDs显著上升，极大地满足了患者的临床用药需求。

3.3 集中带量采购和医保谈判对EGFR-TKI药品影响的异同点

从研究结果来看，集中带量采购与医保谈判政策对EGFR-TKI药品的影响存在异同点。相同点在于集中带量采购与医保谈判政策均使得EGFR-TKI药品的DDDc显著下降，DDDs上升，即减轻了患者经济负担的同时满足了其的临床用药需求。

不同点在于集中带量采购使得EGFR-TKI药品的采购金额显著下降，而医保谈判使得EGFR-TKI药品的采购金额显著上升，这种差异与政策和EGFR-TKI药品本身的差异有关。1）药品集中带量采购政策侧重于控费，而医保谈判政策侧重于提高患者可及性；2）集中带量采购的对象是拥有仿制药（或生物类似药）的EGFR-TKI药品，而参与医保谈判的EGFR-TKI药品则是独家品种，医保谈判后，EGFR-TKI药品价格大幅度下降，且可以医保报销，患者的可负担性和可获得性大幅度提升，临床使用量显著增加，所以其采购金额也随之显著增加。

3.4 研究局限性

本研究存在以下局限性：1）样本医院代表性：研究选取的样本均为三级医疗机构，代表性有限。2）数据局限性：由于研究数据为季度数据，政策干预效果的评估结果可能和使用月度数据评估的结果存在差异，还需要进一步使用月度数据进行研究。3）样本局限性：本研究仅纳入了吉非替尼和奥希替尼作为案例进行研究，并不能完全代表所有EGFR-TKI药品受政策的影响。

对于集中带量采购的EGFR-TKI药品，价格降低和使用量增加的政策效果已非常明显，医保部门应该完善药品质量监督体系以保证集中带量采购中标的EGFR-TKI药品质量，完善集中带量采购药品供应保障体系，防止集中带量采购药品出现短缺问题。由于医保谈判会显著降低EGFR-TKI药品价格和增加采购金额，医保部门需要完善医保谈判药品“双通道”管理机制，以提高医保谈判EGFR-TKI药品的可及性。此外，对于通过医保谈判的EGFR-TKI药品，在考虑医保基金承受能力的同时，医保部门应该加大监管力度，警惕医患共谋产生的道德风险[18]，以防止医保基金的流失。