医疗保险费用过度增长的影响因素

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摘 要 ：本文采用辽宁省城镇居民时间序列数据建立计量模型,对供给诱导需求和医药价格因素与医疗支出的相关性进行Granger因果关系检验和协整检验,探究各变量间的长期与短期关系和引起医疗保险费用增长的深层次原因,即各影响因素背后的体制性缺陷.结论认为,医疗保险机构作为医疗费用的“买单者”,在控费方面有着不可推卸的责任.建议建立买单者直接监督医疗服务和参与药品采购两大机制,使医疗保险机构在约束医疗支出方面的重要作用得以发挥.

关 键 词 ：医疗保险；费用增长；协整检验；Granger因果关系检验

中图分类号：F8406文献标识码：A文章编号：1000176X(2012)05005506

一、引言

近年来,辽宁省人均基本医疗保险基金支出快速攀升,从2002年的2504元,上升至2009年的1 0713元,年均增长6112%,远远超过同期城镇居民可支配收入的年均增长速度3451%.人均医保基金支出数据来源于各年的《辽宁统计年鉴》,人均可支配收入数据来源于各年的《中国统计年鉴》.

收稿日期：20120312

基金项目：辽宁经济社会发展课题“医疗保险费用的增长与控制研究――基于辽宁省城市居民医疗保险的实证研究”（2011 lslktx-116）

作者简介：王萍（1963-）,女,山东肥城人,博士,副教授,主要从事劳动经济学和发展经济学方面的研究.:wpmts@dufeedu人均医保基金支出过快的主要原因在于人均医疗费用的过度增长,日益膨胀的医疗费用支出不仅给居民、尤其是低收入人群的经济生活带来了沉重的负担,而且导致了医保基金收支面临赤字,严重影响了我国医疗保障体系的可持续性.2009年1月,发布《关于深化医药卫生体制改革的意见》和《2009―2011年深化医药卫生体制改革实施方案》,将控制医疗费用的过度增长确定为医疗体制改革的重要目标之一.

医疗费用过快上涨是一个世界性难题,由此引发的财政危机几乎成了各国经济社会发展的障碍.目前还没有任何一个国家宣称自己已经有效解决了这一问题.对引起医疗费用增长的因素进行理论和实证分析,进而提出有效的控制政策是深化医药卫生体制改革的一项重要研究课题,也是控制医保基金过度支出的主要研究方向.

二、理论分析

国内外有很多学者对医保费用影响因素做过研究.Murthy和Ukpolo［1］、郑［2］采用CMHS的样本数据研究了美国营利医院所有制与医疗保险费用增长的关系,结论认为,营利医院费用高于非营利医院.Hitiris和Post［3］、姜吉信等［4］研究认为,药品上市价格过高、医药流通环节过多、医疗卫生体制与医保制度改革取向背离等因素是影响医疗保险费用增长的主要原因.Okunade和Murthy［5］、朱军武［6］认为,病种、住院天数、是否手术、抢救次数、年龄、疗效是影响住院医疗总费用的重要因素.于伟荣［7］、王［8］认为,医保患者医疗费用明显高于非医保患者.马蔚姝［9］研究认为,住院天数、个人负担比例、医院类别、病种、药品费用、其他临床特征、患者社会经济特征均会对医疗保险费用产生影响.

综合来看主要有三个方面原因即：医疗服务领域中的供给诱导需求(Supply-Induced-Demand)；药品流通领域中的隐易；体制性弊端.

供给诱导需求是指医疗服务的供给方――医生为了个人利益,滥用与需求方――患者之间的委托代理关系,从而导致患者消费的医疗服务背离其自身利益最大化所决定的数量的行为.供给诱导需求现象普遍存在于各个国家之中,被国内外学者一致认为是影响医疗费用的重要因素.

药品流通领域中的隐易则是指,医疗机构从药品招标采购中心公布的中标目录中选择药品,并以高出出厂价数倍甚至数十上百倍的价格购入,再加价卖给患者的行为.购入价高出成本价的部分,被制药企业用于非正规流通环节的隐易者――代理商打通寻租的通道.由于我国药品经营的流通环节多,分销集中度低,这就使得药品的流通成本异常高昂.当一种药品在某医院进行临床促销时,该药品的零售价等于医院领导的“门槛费”+医生开处方的“劳务费”+药局负责人的“管理费”+代理商提成+医院加价+药品实际成本（包括研发费用、税等）.握有处方权的医生会优先选择回扣大的药品,而本应监督医生行为的医院领导和医生结为一体,共同构成了内部利益集团,收取巨额的灰色收入,扭曲了医疗市场的价格体系.最终,流通成本转化为昂贵的医药费用,由医疗保险机构（以下简称医保机构）及患者个人来承担.

体制性弊端则是导致供给诱导需求和隐易的更深层次原因.我国现行医疗卫生体制涉及卫生部、人保部、财政部、发改委、商务部、食品药品监督管理局等十八个部门,卫生部独自承担举办、监管、购买、规划调控等多种职能.中国大部分医院都是公立医院,绝大部分公立医疗机构在组织上或行政上都是各级卫生行政部门的下属机构,卫生部工作的重点是维持医院的发展壮大,以此为前提的监管并不能有效进行.为维护下属的垄断地位和其自身在行政体系中的位置,卫生行政部门工作人员不可避免要在医疗服务和药品招标采购的监管上有所偏袒.随着“管办分离”的呼声日益强烈,医保机构的“第三方购买者”地位得到初步重视.目前我国公立医疗机构内部大都设有医保科,但医保科的工作人员绝大多数隶属于医院,监督效率低下；而药品招标的主体主要是卫生行政部门,在一定程度上代表了医疗机构的利益,也缺乏约束的动力.

本文采用辽宁省城镇居民时间序列数据建立计量模型,对供给诱导需求和医药价格因素和医疗支出的相关性进行Granger因果关系检验和协整检验,探究了各变量间的长期与短期关系,以及引起医疗保险费用增长的深层次原因,即各影响因素背后的体制性缺陷,并提出对策建议.

三、实证研究

1变量选择与数据来源

参考国际上较为常见的实证结论,根据数据的可获得性,本研究尝试将收入与人口老龄化程度作为两个重要的不可控因素纳入计量经济模型.由于医疗费用是医疗数量与医疗价格的乘积,医疗费用的增长应当包括数量与价格两方面的基本因素,因此将供给诱导需求和医药价格作为另外两个可控因素重点考虑.为消除人口规模变化对医疗费用增长的影响,模型的被解释变量采用了人均医疗保健支出指标S.解释变量中收入因素选用了人均可支配收入变量Y；人口老龄化因素则用65岁以上老人占总人口的比例P来表示；有文献采用每千人口医疗机构床位数或者每千人口医师数来代表供给诱导需求的情况,但实证结果并不一致,本文认为每百诊疗人次的入院人数指标N更具有代表性,在一定程度上比前两者更能从侧面反映过度医疗的严重程度；医药价格因素则用居民消费价格指数中的医疗保健价格指数I表示,并以第一年为基期依次对各年数据作出调整.综上,最初的模型包含了人均可支配收入Y、65岁以上老人占总人口的比例P、每百诊疗人次的入院人数N和医疗保健价格指数I四个解释变量.

本文选取的数据为1990―2009年的辽宁省城镇居民年度时间序列数据.其中,人均可支配收入、65岁以上老人占总人口的比例和医疗保健价格指数数据选自各年《中国统计年鉴》,每百诊疗人次的入院人数数据取自各年《中国卫生统计年鉴》和《辽宁统计年鉴》.

2单位根检验

本研究以Eviews60为操作平台,对各变量的相关性进行定量分析.为避免数据的剧烈波动,对各序列进行对数化处理.为避免“伪回归”,对模型中的各时间序列进行平稳性检验.根据Eviews软件ADF检验中生成的麦金农（Mackinnon）临界值,检验结果如表1所示.

表1 ADF检验结果（1）变量

名称ADF

统计量5%

临界值（c,t,q）检验

结果水平项lnS-283-371（1,1,2）不平稳lnY-261-371（1,1,2）不平稳lnP-289-367(1,1,0)不平稳lnN-171-303（1,0,0）不平稳lnI 085-196（0,0,0）不平稳注：c,t分别表示是否带有截距项和趋势项（0表示不带有,1表示带有）；q表示滞后阶数,由SIC准则确定,MAXLAG等于4.

表1结果表明各序列均存在单位根.对各变量的一阶差分项的平稳性进行检验,结果显示,各序列一阶差分后均为平稳序列,如表2所示.

表2ADF检验结果（2）变量名称ADF

统计量检验结果结论一阶

差分项lnS-459平稳一阶单整lnY-381平稳一阶单整lnP-583平稳一阶单整lnN-448平稳一阶单整lnI-223平稳一阶单整

3协整检验

由上面的分析可知,ln、ln、ln、ln、ln均为一阶单整的变量,满足协整检验前提.考虑各变量间是否存在协整关系,建立辽宁省城镇居民人均医疗保健支出函数：

lnSt等于c+αlnYt+βlnPt+γlnNt+δlnIt+μt（1）

OLS回归结果如下：

lnS^等于－885+022lnYt+038lnPt+258lnNt+158lnIt（2）

s等于(170)(032)(093)(065)(028)

t等于(-522)(068)(041)(398)(562)

R2等于099R-2等于098F等于26514DW等于189

结果显示,该模型的R2值很高,F检验值为26514,明显显著.但是,lnY与lnP系数的t检验均不显著,这表明模型很可能存在严重的多重共线性.通过相关系数检验法来判断多重共线性,得到的各变量间相关系数矩阵如表3所示.

表3相关系数矩阵变量lnSlnYlnPlnNlnIlnS100097092097086lnY097100096097077lnP092096100096065lnN097097096100074lnI086077065074100

由相关系数矩阵可以看出,各解释变量相互之间的相关系数较高,证实确实存在多重共线性.为了对模型进行修正,采用逐步回归法剔除产生多重共线性的变量.修正多重共线性影响后的回归结果如下：

lnS^等于－726+331lnNt+162lnIt（3）

s等于(099)(020)（022)

t 等于(-731) (1640)(741)

R2等于098 R-2等于098F等于54731DW等于206

利用White检验方法与偏相关系数法对回归式（3）进行检验,结果表明,在005的显著水平上,模型不存在异方差性与自相关性.

若变量序列lnS、lnN与lnI间存在协整关系,则残差序列E应具有平稳性.对E做单位根检验,ADF检验结果如表4所示.

表4ADF检验结果（3）变量名称ADF

统计量计算得出的

5%临界值（c,t,q）检验结果水平项E-465-419（1,0,0）平稳ΔEt等于－109Et－1（4）

s等于(023)

t等于(-465)

R-2等于054 DW等于203

由于OLS回归会导致残差的方差极小,从而拒绝零假设的比率比实际情形大,因此采用经公式（Cα等于β0+β1T-1+β2T-2）计算得出的麦金农（Mackinnon）临界值对结果进行检验.由于ADF统计量小于5%水平下的麦金农协整检验临界值,因此残差序列E为平稳序列.所以lnS、lnN与lnI间存在长期稳定的均衡关系,式（3）即为协整关系所对应的长期均衡方程.

式（3）中各回归系数估计值均大于零,说明人均医疗保健支出与每百诊疗人次的入院人数、医疗保健价格指数存在一种长期的正向关系.在这种长期的均衡关系中,每百诊疗人次入院人数每增加一个百分点,人均医疗保健支出将平均增加331%,说明了如果医生提供不必要的医疗服务,就会在损害了患者利益的同时,加大了医疗费用的支出；医疗价格指数每增加一个百分点,人均医疗保健支出将平均增加162%,由于医务人员劳务价格增长缓慢,故药品价格增长是推动医疗费用上涨的重要因素.R-2等于098,说明长期关系模型的拟合优度很高,回归方程的解释能力高达983%.F值及t值均大于5%显著水平下的临界值,表明回归模型的总体及单个回归系数都是显著的,在长期上,供给诱导需求及医药价格均对医疗费用有显著性影响.

4Granger因果关系检验

对各变量进行Granger因果关系检验,结果如表5所示.

表5Granger因果关系检验结果原假设F统计量P值lnN不是lnS的Granger原因555002lnS不是lnN的Granger原因023080lnI不是lnS的Granger原因770001lnS不是lnI的Granger原因577002注：滞后长度为2.

如表5所示,在5%的显著水平下,拒绝“lnN不是lnS的Granger原因”,而不能拒绝“lnS不是lnN的Granger原因”；拒绝“lnI不是lnS的Granger原因”,且拒绝“lnS不是lnI的Granger原因”.结论显示,每百诊疗人次入院人数与医疗保健价格指数都是推动人均医疗保健支出增长的原因,而医疗保健支出的增长反过来也推动了医疗保健价格指数的增加.

模型的不足之处在于：第一,影响医疗费用的个别不合理因素实际上是非定量的,因而无法在模型之中得到充分体现；第二,由于早期统计数据的空白,或者难以取得统计口径统一的数据,使得一些变量在模型中被省略.

5误差修正模型(ECM)

以上分析说明各序列间存在协整关系,变量将在某一个时期内进行调整并重新回到均衡状态.为了探究各变量间的短期动态关系,以残差序列为误差修正项ECMt,建立误差修正模型：

ΔlnSt等于c+αΔlnNt+βΔlnIt+γECMt－1+μt（5）

回归结果如下：

ΔlnS^t等于008+226ΔlnNt+115ΔlnIt－084ECMt－1（6）

s等于(006)(091)(046)(029)

t等于(130)(247)(251)(-293)

R2等于048 R-2等于038 F等于468DW等于197

回归式（6）反映了lnS受lnN与lnI影响的短期波动规律.模型的拟合优度一般,但其量的符号与长期均衡关系的符号一致,ΔlnN与ΔlnI参数均通过显著性检验,DW值表明不存在序列相关性,说明短期模型的总体评价水平良好.回归结果表明,每百诊疗人次入院人数与医疗保健价格指数的短期变动对人均医疗保健支出存在显著的正向影响,每百诊疗人次入院人数与医疗保健价格指数每增加1%,短期内人均医疗保健支出将分别增加226%和115%.其中误差修正项系数为负,符合反向修正机制,表明每年实际发生

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（6）实证结论

模型的主要结论总结如下：

其一,人均医疗保健支出与每百诊疗人次的入院人数、医疗保健价格指数存在一种长期的正向关系.在这种长期的均衡关系中,每百诊疗人次入院人数每增加一个百分点,人均医疗保健支出平均增加331%,说明,医生提供不必要的医疗服务,不但损害了患者利益,而且加大了医疗费用的支出；医疗价格指数每增加一个百分点,人均医疗保健支出将平均增加162%,由于医务人员劳务价格增长缓慢,故药品价格增长是推动医疗费用上涨的重要因素.

其二,每百诊疗人次入院人数与医疗保健价格指数的短期变动对人均医疗保健支出存在显著的正向影响,每百诊疗人次入院人数与医疗保健价格指数每增加1%,短期内人均医疗保健支出将分别增加226%和115%.误差修正项系数表明每年实际发生的人均医疗费用与长期均衡值的偏差中的837%被修正,当短期波动偏离长期均衡时,将以（-084）的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态.

其三,每百诊疗人次入院人数与医疗保健价格指数都是推动人均医疗保健支出增长的原因,而医疗保健支出的增长反过来也推动了医疗保健价格指数的增加.

模型的不足之处在于：第一,影响医疗费用的个别不合理因素实际上是非定量的,因而无法在模型之中得到充分体现；第二,由于早期统计数据的空白,或者难以取得统计口径统一的数据,使得一些变量在模型中被省略.

四、政策建议

公共卫生领域、医疗保险领域、医疗服务领域与药品生产流通领域被认为是新医改的“四梁”,共同构成了中国医疗改革的基本框架.但是,目前我国的医疗保险、医疗服务及药品采购三者之间尚未形成可操作的协调机制,医保机构无法对医疗机构及医务人员的不合理行为发挥制约作用,致使医药费用异常高昂,患者的健康受到损害.由于我国商业医疗保险机构力量薄弱,缺乏与医疗机构平等博弈的能力,因此,当前管理医保的人力资源与社会保障部门,应该负责建立有效的制约机制,站在买单者的立场上维护患者的利益.

1逐步为实现买单者驻院监督医疗服务与药物使用创造条件

理想的买单者监督医疗服务的机制是：由人保部门组织成立专门的医疗费用监督管理部门,在符合要求的医疗机构中设立下属医疗费用监管科室,以取代目前各医院内部效率低下的医保科.驻院监管团体须由具备专业知识的临床医师、药师,以及有医院管理经验的专业人士组成,医师负责审查医生处方及患者的病历资料,药师负责对药品、医疗器械、化学试剂及医用卫材的入院环节及临床使用进行监督,相关管理人员对医疗机构可能的逃避路径能够充分认识并采取应对策略.科室的工作人员全部独立于医院,工资由医疗费用监督管理部门直接发放,主要职责是对医疗机构的费用情况进行监督审查,而不直接干预医疗机构的重大决策.在扣除了虚假、不合理及过度浪费的支出项目后,医保机构再对剩余的正常支出予以结算.对于超出预订量化标准的部分,医保机构可以不予偿付,同时对医疗机构或医护人员处以多倍罚款.另外,医保机构驻院监管也有助于医保费用弹性管理的实施,通过驻院专家对实际情况的及时掌握与评估,可以视不同情形对医疗机构合理的超额工作量给予豁免或补偿.

但是,在相应的医院配备具有专业医学知识的监督团体需要政府政策的支持：首先是财政上的支持,政府投入的一部分将作为驻院监管团体的工资；其次,将医疗机构中整个医保科划归医保部门又面临着来自卫生机构方面的阻力,这又需要政府从中协调.建议,在改革的初级阶段,可以先尝试采用隶属医保机构的医保科长辅之以医保会计人员流动核算的机制.医保科长在管理医保科的同时监督会计人员的工作,在各个医疗机构流动的会计人员直接对医保部门负责,而不对同属医保部门的医保科科长负责,并且定期分别向科长和部门进行汇报.新机制为实现买单者驻院监管创造了条件,一方面可以节省开支,另一方面也可以在一定程度上避免医疗机构与医保科结成利益共同体.随着未来驻院监管方式的不断转变,将逐步形成同时包含管理人员、会计人员、临床医师与药师在内的新型驻院监管团体.

2继续推进医保支付方式改革与弹性结算,促使医疗机构自发减少医疗服务与药物使用中的逐利行为

目前,学术界针对各种支付方式的探讨尚无一致定论,因为每一种支付方式都存在弊端,无论何种支付方式都有其复杂性与不确定性.实践证明,单一的支付方式在使医保费用得到控制的同时,都会不可避免地带来额外的不良效应,这些后果最终还是会转嫁到患者身上,而解决这些问题往往超出传统监管机构的能力范围,善后可能会花费更巨大的成本.西方发达国家采取的几种主要的支付方式都是以较为健全的制度为基础,不能直接照搬到我国来,符合我国实际情况的支付方式应是多种支付方式相结合.

探索多种支付方式的最适合的组合形式是今后医保支付方式研究的重点.按病种支付、按人头支付、按项目支付及总额预付的结合使用需要视疾病种类及严重程度而定,且门诊和住院建议采用不同的支付方式.其中,分病种按人头支付的负面作用较小,将成为未来支付方式组合中的重要组成部分,但病种群数目庞大,我国目前只能先试行一些易于控制费用的病种,随着经验逐渐成熟,将逐步扩大按病种支付的覆盖范围.另外,医保费用弹性结算是今后医保管理的主要发展趋势：对于医疗机构工作量的合理增加,医保机构及其谈判人员应该对其超额部分予以豁免及补偿；对于结余较多的医院,医保机构将按结余比例给予不同程度的奖励.

3改革基本药品指导定价方式,改善药品流通领域的现状

药品价格控制一直是国家医疗控费政策的重点.为了通过竞争降低药品的购入价,各医疗机构使用的基本药品统一以省为单位、以卫生行政部门为主体进行公开招标采购；2009年新医改方案中又提到了“逐步改革或取消药品加成”.尽管政府已多次出台降低药价的政策,药品价格还是没有得到实际的控制,患者也未享受到降价带来的福利.主管部门的放任态度造成的监管缺位是导致政策失效的原因之一,另外一个重要的原因在于：目前实施的公开招标采购等政策并未触及到药品流通领域隐易的本质因素,因此不但无法解决药价虚高的问题,而且为商业贿赂提供了新的生存空间.另一方面,正是由于国家对药品实施限价的方式不当,致使这些药品在医疗机构中很少被使用,大量质优价廉的药品因而被迫退出了市场.

人力资源与社会保障部于2009年发布了《国家基本医疗保险、工伤保险和生育保险药品目录》,由发改委对《目录》中所涉及的药品按种类进行指导定价,其中的甲类药品可以得到医保机构的全额报销.在药品（尤其是新药）的指导价格制定上,基本药品目录的分类方式仍需要调整.按“作用类型”对基本药物进行分类,并结合“临床效果”对各类目下的药品进行指导定价,是未来基本药品定价改革的一个值得尝试的方向.明确的分类定价方式不仅能改变国内大批没有研发能力的药商依靠低水平模仿来生产仿制药的局面,减少降价药物改变次要成分或再包装后重新注册为价格昂贵的新药投入市场的现象,而且能够为药品招标采购制度提供新的改革途径.另外,在基本药品目录对新药的准入审核上,建议采取弹性的方式,由医保部门与药商进行谈判,在博弈中达成最终的准入价格协议.

4配套机制设计

从长远来看,仅从医疗保险方面出发对费用进行严格控制并不能完全遏制医务人员的逐利行为,关键还是在于如何改进医疗机构及其人员的补偿机制与激励机制.由于近年来政府财政投入不足,医疗机构不得不采取过度医疗以及收取商业贿赂等方式来获取额外补偿,因此学术界普遍呼吁抬高医务人员劳务价格.但是,国际上已有不少研究证明,医务人员服务费的提高短期内会造成医疗支出的快速膨胀,在社会中引起不良影响.建议先建立起以问责为导向、以增加政府投入为配套措施的绩效评估机制,将门诊每人次药品费、每住院床日药品费、基本药物占全部药物使用金额的比例及药品收入占全部业务收入的比例等几方面指标,作为评判医疗机构能否获得财政补助的重点考核标准,使投入最终能转化为有效的服务.在医疗费用的控制取得了初步成效、居民享受到了降价的福利之后,再逐步提高医务人员的服务价格,以减轻医保基金的长期压力.

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