2015 年 1 月 第 1 期 ( 总第 288 期 ) China Economic Studies Jan. 2015 No. 1 基本药物制度实施对药品价格和医疗费用的影响 基于医保报销数据的实证研究 杜念宇摇徐摇程摇舒摇艳摇刘国恩 内容提要 : 本文基于某市 2009 年 -2010 年住院病人医疗保险报销数据, 运用 DID 模型估计了实施国家基本药物制度对政府办基层医疗机构药品价格和患者医疗费用的影响 研究发现基本药物制度实施之后, 相对于非试点的基层医疗机构, 试点机构的基本药物价格下降约为 0. 2%, 非基本药物价格变化不明显 试点医疗机构住院总费用上升了 15% 左右, 同时住院床日数延长了接近 2 天 进一步研究发现药品费用中的甲类药品费用相对下降了约 19%, 乙类药品费用则相对大幅度增加约 67% 关键词 : 基本药物制度 ; 住院费用 ; 乙类药品 ;DID 模型 一 引言 ( 一 ) 研究背景公立医疗机构依靠销售药品维持医院运转由来已久 解放之后, 政府放权给医疗机构允许将药品加价 15% 之后销售给消费者 1980 年之后由于政府预算减少, 这部分加成则成为维持医院正常运行和医生收入的重要组成部分 由于这一规定, 公立医院在处方行为和药品购销上存在众多问题, 重点体现在 : 第一, 医疗费用中药品费用所占比重很高 根据卫生统计年鉴的数据我们算得这一比率为 45%, 远远高于发达国家的 10% -20% ( 董国蕊,2012) 第二, 药品价格越高, 购销量越大 药品价格高, 医疗机构收入越高, 所以高价药越来越受医生的喜爱 为控制日益上升的医疗成本和促进药品的合理使用,2009 年 8 月 18 日, 卫生部与国家发改委等 9 部委联合发布了 关于建立国家基本药物制度的实施意见 和 国家基本药物目录管理办法 ( 暂行 ), 这也标志着我国基本药物制度建设正式启动 基本药物制度主要的内容是政府创办的基层医疗卫生机构要全部配备和使用基本药物, 并实行零差价销售 对于药品价格, 一个可能的结果是基本药物价格下降明显, 但是非基本药物的价格会有如何变化? 对于基层医疗卫生机构来说, 按基本药物制度要求实施诊疗会导致机构收入减少 根据基本药物制度实行情况进行的预期补偿可能会不到位 (Li,201), 医生行为会有什么变化? 医生作为理性人, 不希望自己的收入受到影响, 考虑到要尽量减少收入损失, 医生会不会改变诊疗行为, 如通过 收稿日期 :2014-05-06 基金资助 : 本文由中央高校基本科研业务费专项资金项目 (JBK140712) 和教育部人文社会科学研究项目 (1YJAZH108) 资助 作者简介 : 杜念宇, 西南财经大学公共管理学院, 博士研究生 ; 徐程, 西南财经大学公共管理学院, 博士, 副教授, 博士生导师 ; 舒艳, 西南财经大学经济与管理学院, 博士, 副教授, 博士生导师 ; 刘国恩, 北京大学国家发展研究院, 博士, 教授, 博士生导师 88
改变用药结构, 使用更多非基本药物来维持收入的不变? 实行基本药物制度对于医疗费用到底会有怎样的影响? 本文使用医疗保险报销数据, 对实施基本药物制度对药品价格和医疗费用的影响进行检验 对这一问题的研究有助于我们评价基本药物制度, 并对完善医疗改革政策提供理论依据, 有很强的现实指导意义 ( 二 ) 文献综述按照 WHO 对构建国家基本药物体系的建议, 世界范围内对基本药物的研究多集中在药品价格和合理使用领域, 而对药品价格和合理使用的研究则主要集中在方法学研究和效果评价方正 目前国际上广泛采用的调查方法是由世界卫生组织和卫生行动国家穴 Health Action International 熏 HAI 雪共同开发的 该方法获取的主要指标有可获得性 可负担性 中位价格比 价格组成等 效果评价主要是研究某一地区某一政策的实行对基本药物价格和使用量的影响, 例如 Uzochukwu 穴 2002 雪评价了 Ba 鄄 mako-initiative 穴 BI 雪药物周转资金项目对尼日利亚基本药物可及性和合理使用的影响 通过对比发现, 在实行了 BI 的医疗中心基本药物的种类, 库存以及平均处方药物种类均比附近没有实施这个项目的医疗中心多 Hamidi 穴 2008 雪研究了 1997 年 -200 年期间巴勒斯坦的 West bank 实施基本药物目录对公立医院 76 个药品组穴 Medicine groups 雪药品价格及使用量的影响 研究发现, 实施基本药物目录之后, 每年人均限定日剂量穴 defined daily doses 雪下降了 1. 7%, 每限定日剂量药价下降 0 郾 001 美元, 总共节约成本 56 百万美元 以上是和基本药物相关的研究, 还有些相关文献是研究医疗保险政策对药品价格的影响 2006 年美国通过了 Medicare Part D 计划开始对穷人使用的特定药品进部分报销 Duggan 穴 2010 雪用药品价格及销售数据研究发现 Part D 实行之后, 那些市场份额大的品牌药价格下降了 由于各国基本药物制度的具体规范不甚相同, 借鉴意义有限 国内对基本药物制度实施效果的评价很多, 主要集中在药品价格 医疗费用 业务量 合理用药等方面 彭倩 (2011) 的研究发现安徽和浙江两省的省级统一招标价格降幅范围在 25% -55%, 而 Xiao 穴 2012 雪的研究则发现某县的 186 种药品价格却升高 对基本药物制度实行之后医疗费用变化的研究也很丰富, 孙强等 (2012) 调查分析了安徽省三县乡镇卫生院在实施基本药物制度之后门诊和住院费用均明显下降, 其中平均门诊费用下降高达 49. 85% 李永斌 (2011) 的研究结果则显示, 实行基本药物制度的社区卫生服务中心门诊次均费用为 184. 10 元, 而未实行的社区卫生服务中心为 172. 59, 差异有统计学意义, 即在门诊平均费用方面, 实行基本药物制度的比没有实行的要高 在业务量方面, 一些研究发现与提高基层医疗服务利用相反, 实施基本药物制度之后, 很多病情复杂的患者选择去高级别的医院治疗, 而不去诊所和社区卫生中心 ( 杨慧云等,2012; 叶宜德等,2011; 孙强等,2012) 实施基本药物的目的之一就是促进合理用药, 这方面的研究多从单张处方药品种类变化 注射用药变化 抗生素使用变化和激素使用变化等角度来研究 Chen 穴 2014 雪使用 DID 方法对来自全国 8 家基层医疗机构的 2007 年和 2010 年的 16 万个处方分析发现药品使用的相关变量没有显著变化 在试点的医疗机构中, 抗生素过度使用依然普遍存在, 但是处方费用有所下降 由于使用样本数据来源不同, 这方面的研究结果差异很大, 没有得到一致的结论 ( 金承刚等,2012; 王洪涛等,2012; 祝小英等,2011; 单楠等,2011; 李新泰等,2011; 李新荣,2011;Yang et. al. 熏 2012) 先前文献中研究方法过于简单, 得到的证据作用相对有限 很多研究仅仅比较了实施基本药物制度前后的变化, 没有控制不实行该项政策而可能发生的变化趋势 本文在借鉴已有研究成果的基础上, 利用城镇基层医疗机构大样本数据, 使用 DID 模型, 同时控制其他相关因素的作用, 检验中国基本药物制度实施对基层医疗机构药品价格和住院费用的影响 二 数据和研究方法 ( 一 ) 数据来源 本研究所使用数据主要来源于三个数据库 : 城镇职工住院保险报销数据 卫生机构统计数据 统 89
计年鉴 城镇职工住院报销数据库是随机抽取的该市十分之一的城镇职工住院数据情况, 即城镇职工医保编码尾数为 8 并且在 2009 年 1 月到 2010 年 10 月有过住院经历的人的详细住院信息, 主要包括个人信息 ( 个人编码 性别 年龄 个人账户余额等信息 ) 住院信息( 就诊编码 入院时间 出院时间 住院床日数 乙类药品费用, 出院诊断等详细信息 ) 卫生机构统计数据包含了医疗机构的详细信息, 比如经济类型 所在区域 人员编制情况 医疗服务提供情况 医疗机构的资产配置情况等等 我们主要根据市统计年鉴各区 ( 县 市 ) 的 GDP 和人口数计算得到人均 GDP 由于研究内容的不同, 我们对数据的处理也不同 当研究对药品价格的影响时, 我们先将药品明细数据库根据就诊编码与职工住院结算数据库进行合并, 接着根据医疗机构编码以及人力资源和社会保障局网站公布的定点保险医疗机构数据合并, 我们有患者具体就诊机构的名称, 再将试点机构名单合并进去, 并且只保留政府办基层医疗机构 经济类型编码为 11 和 12 的社区卫生服务中心和乡镇卫生院 最后我们将从市医保局获得基本药物和非基本药物的精确分类信息合并进去, 去掉不可识别的药品如未入库的乡级目录可报销药品 ( 占 0. 5% ), 去掉只在制度实施前或者实施后使用的以及只在试点机构或者非试点机构的药品, 即数据库中的药品是在基本药物制度实施之前的试点医疗机构和非试点医疗机构 政策实施之后的试点医疗机构和非试点医疗机构都使用过的 最后得到的数据是非平衡面板数据, 数据库中共 28585 条记录包括 59 种药品淤, 其中国家基本药物 444 种, 非基本药物 149 种 所有分布在 19 个区 ( 县 市 ) 的 212 家政府办医疗机构中, 执行基本药物政策的医疗机构有 14 家于, 数据的时间跨度为 2009 年 1 月到 2010 年 10 月 当研究对像为药品费用时, 由于基本药物制度规定是在政府办基层医疗机构 社区卫生服务中心以及乡镇卫生院中试点实行, 我们去掉了在经济类型为 17( 私营 ) 的基层医疗机构和非基层医疗机构诊治的患者样本 (552 条记录 ) 基本药物制度实施时间为 2010 年 2 月, 为了对比时间上的一致性, 我们选取了 2009 年 02 月 -2009 年 10 月以及 2010 年 02 月 -2010 年 10 月出院病人为研究对象 在上述时间段内共有来自 212 家政府办社区卫生中心和乡镇卫生院的 629 人次的住院详细信息 在和医疗机构信息数据库进行合并时, 有 52 条记录没有医疗机构信息与之对应, 并且有 69 条记录中医疗机构信息不全, 所以最后我们使用的是来自 205 家基层医疗机构的含有 5701 条记录的两期截面数据 ( 二 ) 模型选择本文的研究目的是考察实施基本药物制度对基层医疗机构药品使用价格 医疗费用的影响 要识别出这种效应需要控制其他因素对试点医疗机构药品使用价格 医疗费用造成的系统冲击, 因此在模型中我们包含了时间效应来捕捉所有被解释变量的时间趋势 在这里实验组就是试点实行国家基本药物制度的基层医疗机构, 而相应的对照组则是其他基层医疗机构 我们使用倍差法 ( DID) 来评价这项政策的影响 倍差法是一种研究政策影响常用的方法, 当被解释变量为药品价格时, 由于政策要求对基本药物实行零差价, 那么这样我们就有试点医疗机构与非试点医疗机构, 政策实施前后两个维度的结果, 所以对于基本药物和非基本药物价格的影响我们可以分别使用 DID 模型 模型具体形式如下 : 摇摇 ln P ijt = 茁 0 1 EML t 2 TREAT j EML t * TREAT j 4 lnpergdp jt + 茁 5 Staff jt 6 lnasset j 7T + 着 ijt (1) 上式中,i 表示药品 ( 药品代码 ),j 表示医疗机构 ( 医疗机构代码 ),t 表示月份,P ijt 表示药品 i 在 j 医疗机构 t 月的平均价格 EML 是二元变量, 医疗机构配备使用基本药物管理办法( 试行 ) 里规定 淤这里药品种类数是药品编码的数量, 药品编码主要由药品通用名, 生产厂家, 剂型, 规格决定 于 关于印发 2009 年实施国家基本药物制度的县 区 ( 市 ) 基层医疗卫生服务机构名单的通知 中确立了 8 家医疗机构实行基本药物制度, 但由于一些医疗机构只有门诊业务, 而且我们是根据患者编码抽样的, 有些医疗机构没有包含在数据库中 90
本办法自 2010 年 2 月 1 日起施行冶, 所以在 2010 年 2 月及以后 EML 值为 1, 其他为 0 关于印发 2009 年实施国家基本药物制度的县 区 ( 市 ) 基层医疗卫生服务机构名单的通知 确定了市首批实行基本药物制度的试点卫生机构, 如果医疗机构 j 出现在名单中那么 TREAT 为 1, 否则为 0 根据表 1 展示的 DID 模型的估计策略, 我们感兴趣的系数是茁, 它反应了基本药物制度的实施对药品价格的影响 一年的不同月份药品价格可能会有差异, 所以我们控制了时间固定效应 T 我们还控制了其他可能影响药品价格的医疗机构和区域特征变量, 如该医疗机构的初期在职职工数 ( Staff) 资产规模 (lnasset) 以及医疗机构所在区域当年的人均 GDP(ln 值 ) 我们通过表 1 来说明 DID 模型的估计策略, 倍差估计量茁 便是基本药物制度实施对药品价格影响的估计值 表 1 DID 估计策略 试点医疗机构 ( Treat group) 非试点医疗机构 ( Control group) Before(2009 年 1 月 -2010 年 1 月 ;EML = 0) 茁 0 2 茁 0 After(2010 年 2 月 -2010 年 10 月 ;EML = 1) 茁 0 1 2 茁 0 1 Difference(After-Before) 茁 1 茁 1 DID(Diff T -Diff C ) < 茁 > 影响医疗费用等变量的因素很多 参照 Winnie Yip(2001) 的模型, 我们使用的模型具体形式如下 : 摇摇 Y jt = 兹 0 + 兹 1 EML t + 兹 2 TREAT j + 兹 EML t * TREAT j + 兹 4 lnpergdp jt + 兹 5Female + 兹 6Age + 兹 7 Staff jt + 兹 8 lnasset jt + 兹 9 M t + 兹 10ICD + 棕 jt (2) 上式中,j 表示医疗机构,t 表示时间 ( 月份 ) Y 表示我们感兴趣的变量淤, 如住院费用 医保报销费用 住院床日数 药品费用 各分类药品费用等 EML TREAT 的定义和 (1) 式中相似 两元交叉项的系数兹 是我们最关注的, 它反应了相对于基本药物制度实施之前, 实行基本药物制度之后试点基层医疗机构相对于非试点医疗机构医疗费用的变化 我们还控制了其他可能影响医疗花费的变量,ln 鄄 pergdp 是医疗机构所在区域当年的人均 GDP, 经济水平较高的地方医疗花费可能会比较大 Female 表示患者是否为女性,Age 表示患者的年龄 医疗机构的规模也可能会影响费用负担, 我们控制了医疗机构的初期在岗职工数 (Staff) 和资产规模 (lnasset), M t 为时间固定效应 影响患者住院花费的一个重要因素是疾病种类, 不同的病种治疗方式使用药品可能会有差别, 所以我们将出院诊断和国际疾病伤害及死因分类标准第十版 ICD10 于进行匹配得到了患者的疾病种类 需要说明的一点是, 我们假设在政策实施后人们不会倾向于到试点医疗机构住院 原因有以下几点 : 首先, 患者可能不知道有医疗机构实行基本药物制度, 因为试点医疗机构并没有明显的公告告知患者 其次, 即使知道有家医疗机构实行基本药物制度, 但不一定就是该患者的医保定点医疗机构 ; 再次, 对于比较危急的患者, 他们通常会选择最近的医疗机构而不太会考虑是不是试点医疗机构 综上所述, 我们认为基本药物政策主要影响的是医疗机构及医生的行为, 而对患者的就医选择影响可以忽略 淤除了住院天数, 其他费用变量都是取其自然对数值 于 CD10 是指国际疾病伤害以及死因分类标准第十版, 是世界卫生组织依据疾病的某些特征, 按照规则将疾病分门别类, 并用编码的方法来表示的系统 如果出院诊断中有若干种疾病, 第一种是引起患者住院的主要疾病, 所以将诊断的第一种疾病的 ICD 的大类作为其疾病种类 91
三 实证结果 ( 一 ) 药品价格 1. 描述性统计在我们的样本中基本药物约占 80. %, 在政策实施后使用的药品大约有 62. 5% 由于试点医疗机构只有 14 家, 在试点医疗机构使用的药品大约只占 22%, 约 9. 2% 的药品是试点机构在实行基本药物制度之后所使用的基本药物 使用 DID 模型研究政策变化影响的一个前提假设是在政策发生变化之前, 控制组和处理组感兴趣的变量的变化趋势一致 我们通过图 1 来看下基本药物的平均价格趋势 : 试点机构是在 2010 年 2 月开始实行试点的, 在此之前, 基本药物的平均月度价格走势基本相似 ( 除 2009 年 2 月 ), 平均价格基本集中在 元到 5 元之间, 但是 2010 年 1 月之后, 尤其是从 4 月份开始, 试点机构的基本药物平均价格下降, 在 2 元到 2. 5 元之间, 而非试点医疗机构中基本药物的平均价格变化不明显, 走势趋于平坦 图 1 摇 基本药物平均价格时间趋势图 2. 回归结果表 2 报告了 DID 估计的结果 第 (1) 和第 (4) 列是普通 OLS 回归的结果 变量 EML*TREAT 的系数显著为负, 这说明相对于非试点医疗机构, 试点医疗机构的基本药物价格在基本药物制度实施后显著下降了 0. 2% 左右 该结果表明基本药物制度的实施, 即行政力量取消基本药物加成, 确实在价格方面取得了一定的成效 基本药物制度主要是针对基本药物, 那这一制度的实施有没有带来溢出效应, 即对非基本药物有没有影响呢? 我们又对基本药物制度的实施对非基本药物的影响进行了估计 与基本药物的变化相反,EML*TREAT 的系数为正, 即相对于非试点医疗机构, 试点医疗机构的非基本药物价格在基本药物制度实施后上升了约 17. 5%, 但是在 10% 水平下都不显著 这说明基本药物政策的实施对基本药物目录之外的药品价格影响不明显 为了检验结果的稳健性, 我们同时汇报了标准误为异方差 - 稳健标准误和医疗机构集群标准误的结果, 显著性几乎没有变化, 这说明我们的结果是比较稳健的 另外, 我们还发现医疗机构里的在岗职工数越多, 总资产越大, 即规模越大的医疗机构的药品价格越高些 92
摇 摇 表 2 基本药物制度对基本药物和非基本药物价格影响的 DID 估计 基本药物 非基本药物 (1) (2) () (4) (5) (6) lnp lnp lnp lnp lnp lnp EML -0. 152 *** -0. 152 *** -0. 152-0. 2241 *** -0. 2241 ** -0. 2241 (0. 0444) (0. 0454) (0. 14) (0. 0865) (0. 087) (0. 1526) TREAT 0. 1219 * 0. 1219 * 0. 1219-0. 4755 *** -0. 4755 *** -0. 4755 (0. 0674) (0. 0681) (0. 2281) (0. 1165) (0. 118) (0. 576) EML*TREAT -0. 016 *** -0. 016 *** -0. 016 ** 0. 1751 0. 1751 0. 1751 (0. 0768) (0. 0755) (0. 107) (0. 120) (0. 1281) (0. 1978) Staff 0. 0070 *** 0. 0070 *** 0. 0070 *** 0. 0042 *** 0. 0042 *** 0. 0042 (0. 0005) (0. 0005) (0. 0020) (0. 0009) (0. 0009) (0. 0041) lnasset 0. 192 *** 0. 192 *** 0. 192 ** 0. 006 0. 006 0. 006 (0. 0252) (0. 0257) (0. 0910) (0. 045) (0. 0468) (0. 2246) lnpergdp -0. 2708 *** -0. 2708 *** -0. 2708 0. 9779 *** 0. 9779 *** 0. 9779 *** (0. 021) (0. 02) (0. 1748) (0. 0619) (0. 061) (0. 2892) M Y Y Y Y Y Y _cons 1. 0546 *** 1. 0546 *** 1. 0546-9. 6065 *** -9. 6065 *** -9. 6065 *** (0. 787) (0. 75) (1. 6040) (0. 7169) (0. 718) (2. 624) r2 0. 0265 0. 0265 0. 0265 0. 0955 0. 0955 0. 0955 r2_a 0. 0258 0. 0258 0. 0258 0. 0927 0. 0927 0. 0927 N 2226 2226 2226 5479 5479 5479 摇 摇 注 : 表中括号内的数据为标准误 *** ** * 分别表示估计系数在 1% 5% 和 10% 的水平上显著 第 (1) 和 (4) 列是 普通 OLS 的结果 ; 第 (2) 和 (5) 列括号中报告的是异方差 - 稳健标准误 ; 第 () 和 (6) 列括号中列示的是医疗机构集群 标准误 由于部分医疗机构的在职职工数和固定资产有缺失, 所以样本量小于 28585 ( 二 ) 医疗费用 1. 描述性统计 表 主要变量的样本均值和标准差总样本描述性统计 变量名称及意义 全样本 Expen( 本次住院医疗总费用 ) 216. 748(1929. 66) Program( 职工基本医疗保险支付部分 ) 1780. 540(172. 49) Out-P( 自费总额 ) 8. 208(27. 849) LOS( 住院床日数 ) 9. 708(8. 591) JLdrug( 甲类药品 ) 1. 195(567. 616) YLdrug( 乙类药费 ) 804. 56(1166. 79) ZFdrug( 自费药品 ) 25. 8(199. 872) Female( = 1 表示女性 ) 0. 61(0. 487) Age( 患者年龄 ) 67. 42(15. 622) EML( = 1 表示政策实施之后 ) 0. 678(0. 467) TREAT( = 1 表示是试点医疗机构 ) 0. 114(0. 18) EML*TREAT ( = 1 表示患者在政策实施之后的试点医疗机构住院 ) 0. 077(0. 267) ICDJ ( = 1 表示是呼吸系统疾病 ) 0. 8(0. 486) 9
续表 变量名称及意义 全样本 ICDK ( = 1 表示是消化系统疾病 ) 0. 145(0. 52) ICDI( = 1 表示是循环系统疾病 ) 0. 085(0. 279) ICDN( = 1 表示是泌尿生殖系统疾病 ) 0. 074(0. 262) ICDM( = 1 表示是肌肉骨骼系统和结缔组织疾病 ) 0. 071(0. 258) 观测样本值 5701 摇 摇 注 : 括号内数值为标准差 从表 中我们可以看出样本中平均住院费用为 2178. 7 元, 其中城镇职工医疗保险支付部分平均为 1794. 9 元, 大约占平均总费用的 82. % 在总费用中, 接近一半的费用是药品费用, 占比为 47. 6% 平均药品费用中, 甲类药品 乙类药品淤和自费药品分别为 14. 9 元 747. 元 25. 2 元 所有患者的平均住院床日数为 9. 8 天 患者的平均年龄为 67. 4 岁, 其中女性偏多, 占 61. % 政策实施之后的样本量占 67. 6% 在试点医疗机构中住院的患者数量占 11. % 患病率较高的五种疾病分别为呼吸系统疾病 ( 占 8. % ) 消化系统疾病( 占 14. 5% ) 循环系统疾病( 占 8. 5% ) 泌尿生殖系统疾病 ( 占 7. 4% ) 肌肉骨骼系统和结缔组织疾病( 占 7. 4% ) 表 4 TREAT = 0 TREAT = 1 试点非试点医疗机构在不同期间的描述性统计 变量名称 EML = 0 EML = 1 Mean Std. Dev. Mean Std. Dev. 总费用 210. 47 1771. 6 208. 45 1741. 55 医保报销费用 1704. 86 151. 18 1677. 19 1585. 52 自付总额 98. 61 477. 71 61. 26 216. 85 LOS 10. 79 10. 84 9. 18 7. 71 甲类药品 541. 6 6658. 0 216. 18 22. 47 乙类药品费用 816. 02 1005. 67 719. 94 1086. 54 自费药品费用 40. 40 62. 96 20. 8 59. 6 N 1625 424 总费用 298. 97 2180. 65 244. 25 07. 24 医保报销费用 2000. 15 1998. 84 2755. 09 27. 15 自付总额 98. 82 240. 1 489. 16 74. 87 LOS 9. 15 5. 7 10. 05 6. 1 甲类药品 86. 428. 78 191. 16 298. 25 乙类药品费用 801. 91 1146. 50 1416. 60 1911. 56 自费药品费用 12. 1. 01 11. 61 45. 25 N 210 442 表格 4 是四个分样本的描述性统计 我们可以看出在政策实施之前的 2009 年, 试点医疗机构的 住院总费用 城镇职工基本医疗保险支付费用的平均值都比非试点医疗机构的高, 但患者自付费用 淤乙类药品是可供临床治疗选择使用 疗效好 同类药品中比甲类药品价格高的药品, 这种需要患者先支付一部分, 如 20%, 其余部分和甲类药品一起按相应比例报销 94
乙类药品费用以及住院床日数则要相对低些 政策实施之后, 试点组和非试点组在住院总费用 城镇职工基本医疗保险支付费用方面的差异依然存在 同时我们可以看到其他变量包括患者自付费用乙类药品费用以及住院床日数则发生大转变, 数值上试点机构的要比非试点机构的大, 特别是乙类药品费用差距非常明显, 试点医疗机构的平均乙类药品费用是非试点机构的接近两倍 另外一个变化是没有使用乙类药品的患者数量, 基本药物制度实施前,210 位患者中有 24 人 ( 约占 11. 4% ) 没有使用乙类药品, 而实施之后这一比例下降到 0. 9% 这说明在基本药物制度实施之后, 医生的用药结构发生了改变, 更倾向使用较贵的乙类药品 2. 回归结果从第一列到第六列解释变量相同, 被解释变量分别是患者住院总费用 ( 对数形式 ) 医保基金支付部分费用 ( 对数形式 ) 患者自付费用( 对数形式 ) 淤 住院床日数和药品费用 ( 对数形式 ) 我们感兴趣的变量 EML*TREAT 系数都为正且非常显著 这说明相对于非试点的基层医疗机构, 实施基本药物制度之后, 试点基层医疗机构患者住院医疗花费和住院时间都有所增加 住院总费用和医保报销费用均增加了约 15%, 患者自付费用增加少些为 11% 住院床日数则相对增加了接近 2 天 同时药品费用增加比例较高约为 1% 由此可见, 实施基本药物制度的医疗机构的各类费用没有下降反而都有所上升 另外, 区域经济发展水平越高, 那么住院费用越高, 人均 GDP 上升 1%, 住院费用大约上升 0. 08% 左右, 医保支付费用增加 0. 11%, 药品费用则要增加 0. 17% 女性患者的住院费用要比男性低, 同时年龄越大的人住院费用和医保支付越高 此外, 那些医疗机构规模越大, 患者的住院费用越多 表 5 中的结果显示, 在其他条件不变的情况下, 相对于非试点医疗机构, 试点医疗机构在实施基本药物制度之后住院患者的药品费用增加了 1% 那具体药品的使用结构是如何变化的呢? 如果医生们按照基本药物制度的要求给患者提供医疗服务, 那么医疗机构的收入进而医生的收入会减少, 政府对因实施基本药物制度而减少的收入进行补贴 面对预期收入减少和不确定的补贴, 医生作为理性人可能会通过药品结构的转变或者医疗服务的替代来尽量缩小收入的减少额度 比如医生也有可能给患者使用更多的乙类药品或者自费药品, 但是由于自费药品医疗保险不予支付需要患者完全自己负担, 如果使用患者可能比较敏感, 所以这种方法可能在实际操作中比较少 乙类药品相对适用症相同的甲类药品价格高, 医生可能通过给患者用更多的乙类药品来保持收入不变或者增加收入 下面我们来检验一下试点医疗机构医生有没有使用更多的乙类药品 表 5 EML TREAT EML*TREAT lnpergdp Female 实施基本药物制度对医疗费用影响的回归结果 (1) (2) () (4) (5) lnexpen lnprogram lnout-p LOS lndrug -0. 058 *** -0. 0562 ** -0. 0415 *** -1. 8586 *** -0. 4900 *** (0. 0225) (0. 0272) (0. 019) (0. 2878) (0. 00) -0. 1877 *** -0. 2062 *** -0. 1081 *** -. 559 *** -0. 628 *** (0. 0520) (0. 0620) (0. 08) (0. 4878) (0. 0790) 0. 149 ** 0. 1488 ** 0. 1086 *** 1. 9290 *** 0. 110 *** (0. 0608) (0. 0721) (0. 095) (0. 55) (0. 0955) 0. 078 *** 0. 1062 *** -0. 0095 0. 6805 *** 0. 1716 *** (0. 0197) (0. 022) (0. 0120) (0. 2519) (0. 0279) -0. 0951 *** -0. 1187 *** -0. 02 *** -0. 6279 *** -0. 0467 (0. 0197) (0. 026) (0. 0122) (0. 2420) (0. 0292) 淤 部分 在这里自付费用是指全部自费的部分而不是起付线和基本医疗保险之外的费用, 即住院总费用减去医保支付 95
续表 (1) (2) () (4) (5) lnexpen lnprogram lnout-p LOS lndrug Age 0. 0021 *** 0. 005 *** -0. 001 *** 0. 0015 0. 0029 *** (0. 0006) (0. 0008) (0. 0004) (0. 0075) (0. 0009) Staff 0. 005 *** 0. 0060 *** 0. 00 *** 0. 0262 *** 0. 007 *** (0. 000) (0. 0004) (0. 0002) (0. 000) (0. 0005) lnasset 0. 0227 * 0. 0179 0. 0410 *** 0. 0665 0. 067 ** (0. 0120) (0. 0142) (0. 0078) (0. 1195) (0. 0174) M Y Y Y Y Y ICD Y Y Y Y Y _cons 5. 7812 *** 5. 0675 *** 5. 521 *** 1. 1990. 8518 *** (0. 268) (0. 2777) (0. 141) (2. 5727) (0. 7) R 2 0. 1858 0. 170 0. 1784 0. 0847 0. 178 R 2 _A 0. 1809 0. 1680 0. 174 0. 0792 0. 1688 N 5701 569 5700 5701 5701 摇 摇 注 : 括号中列示的是估计系数的稳健标准误 *** ** * 分别表示估计系数在 1% 5% 和 10% 的水平上显著 由于在我们的样本中有部分患者分类药品费用为 0, 如果直接取 ln 会损失一部分样本 所以我们使用两种方法来处理这一问题 第一种直接使用分类药品费用为非 0 的样本 另外一种是借鉴赵忠 (2012) 在处理医疗费用为 0 时的做法, 将被解释变量设定为 ln( 药品费用 +1) 来规避缺失 表 6 汇报了两种方法的回归结果 前三列不考虑为 0 的情况 后三列则是被解释变量为 ln( 药品费用 +1) 的结果 两种方法交叉项 EML*TREAT 的系数除了在绝对值有些不同, 在符号和显著性上是一致的 相对于非试点医疗机构, 试点机构患者的甲类药品费用在实施基本药物制度之后下降了 19%, 在 10% 置信水平上显著 相反, 患者乙类药品的费用则增加了约 67% 和甲类药品和乙类药品均不同, 患者自费药品的使用则没有什么变化, 回归结果显示下降了 11%, 但是不显著 从结果来看, 医生给患者使用的药品结构确实发生了变化, 乙类药品费用增加, 而相对便宜的甲类药品费用降低了 表 6 EML TREAT EML*TREAT lnpergdp Female Age Staff 实施基本药物制度对各类药品费用影响的回归结果 (1) (2) () (4) (5) (6) lnjldrug lnyldrug lnzfdrug lnjldrug lnyldrug lnzfdrug -0. 540 *** -0. 5888 *** -0. 2484 *** -0. 5506 *** -0. 6879 *** 0. 1050 ** (0. 057) (0. 048) (0. 0791) (0. 047) (0. 054) (0. 0527) -0. 2914 *** -0. 989 *** -0. 1202-0. 2989 *** -0. 924 *** -0. 71 *** (0. 0999) (0. 1167) (0. 219) (0. 0982) (0. 1299) (0. 1198) -0. 2071 * 0. 701 *** -0. 2475-0. 1886 * 0. 6721 *** -0. 1095 (0. 1112) (0. 189) (0. 2494) (0. 1095) (0. 1564) (0. 17) 0. 0251 0. 642 *** -0. 275 *** 0. 074 0. 2891 *** -0. 2805 *** (0. 004) (0. 0448) (0. 0701) (0. 001) (0. 0505) (0. 0462) -0. 0274-0. 0817 * 0. 0254-0. 08-0. 0497 0. 0979 ** (0. 01) (0. 0464) (0. 0704) (0. 004) (0. 0522) (0. 0457) -0. 0006 0. 0060 *** 0. 0058 *** -0. 0004 0. 0075 *** 0. 004 *** (0. 0010) (0. 0015) (0. 0022) (0. 0009) (0. 0017) (0. 0015) 0. 006 *** 0. 010 *** 0. 0042 *** 0. 006 *** 0. 0100 *** 0. 0006 (0. 0005) (0. 0008) (0. 0011) (0. 0005) (0. 0009) (0. 0008) 96
续表 (1) (2) () (4) (5) (6) lnjldrug lnyldrug lnzfdrug lnjldrug lnyldrug lnzfdrug lnasset -0. 017 0. 008 0. 0264-0. 0140 0. 0411 0. 152 *** (0. 0169) (0. 0281) (0. 042) (0. 0167) (0. 00) (0. 027) M Y Y Y Y Y Y ICD Y Y Y Y Y Y _cons 4. 9702 *** 1. 0627 * 4. 6151 *** 4. 8779 *** 1. 4271 **. 0020 *** (0. 552) (0. 5512) (0. 8428) (0. 504) (0. 6206) (0. 560) R2 0. 0949 0. 1417 0. 0445 0. 0982 0. 1259 0. 088 R2_A 0. 0894 0. 16 0. 047 0. 0928 0. 1207 0. 01 N 5696 547 48 5701 5701 5701 摇 摇 注 : 括号中列示的是估计系数的稳健标准误 *** ** * 分别表示估计系数在 1% 5% 和 10% 的水平上显著. 稳健性检验 在我们的样本中, 试点医疗机构和非试点医疗机构的就诊人群的年龄和性别均有差异, 如表 7 试 点医疗机构的患者年龄要更大一些, 并且更多的是女性患者 表 7 Age Female 不同医疗机构在不同期间的患者结构 EML = 0 EML = 1 TREAT = 0 TREAT = 1 TREAT = 0 TREAT = 1 66. 75 69. 900 67. 445 69. 080 (15. 516) (15. 972) (15. 494) (16. 694) 0. 58 0. 686 0. 620 0. 650 (0. 49) (0. 465) (0. 485) (0. 478) 摇摇注 : 每组两列数字中上面的是平均值, 括号中是标准差 这种患者结构上的差异可能会导致 DID 模型有偏差 因此我们使用 PSMDD 方法, 首先尽量消除样本偏差, 再计算基本药物政策的影响 PSMDD 会先根据选择的控制变量 ( 在这里我们选择的是患者的性别 年龄 疾病种类和就诊时间 ) 进行 probit 回归, 得到倾向得分之后进行匹配, 再用匹配的样本计算政策效应 结果如表 8 所示 : 除了自费药品费用结果和 DID 结果在显著性上有差异外, 其他变量的结果和 DID 中的结果在数值和显著性上均差别不大 这表明, 尽管我们的样本可能存在不可避免的偏差, 但是这并没有影响本文结论的稳健性 表 8 PSMDD 估计结果 被解释变量 lnte lnybzf lnzzf LOS lndrug lnjlyp lnylyf ln 穴 ZFYP+1 雪 Diff-in-Diff 0. 178 *** 0. 184 *** 0. 12 *** 1. 957 *** 0. 67 *** -0. 146 ** 0. 848 *** -0. 19 ** Std. Error 0. 047 0. 055 0. 0 0. 426 0. 072 0. 067 0. 105 0. 089 R2 0. 0279 0. 025 0. 028 0. 008 0. 0115 0. 061 0. 0176 0. 0201 N 5687 5679 5686 5687 5687 5682 5459 5687 摇 摇 注 : *** ** * 分别表示估计系数在 1% 5% 和 10% 的显著性水平下显著 97
四 结论和讨论 国家基本药物制度是 2009 年底在基层医疗机构推出的一项旨在抑制 大处方冶 规范医生合理用药 减轻患者负担的政策 本文通过实证研究检验了实施基本药物制度对药品价格和医疗成本的影响 基本药物制度实施之后, 相对于没有实行基本药物制度的基层医疗机构, 试点医疗机构的基本药物价格下降约为 0. 2%, 非基本药物价格变化不明显 住院总费用 医疗保险费用以及自付总费用都有了不同程度的升高 住院总费用上升了 15% 左右, 医疗保险费用上升了约 14. 88%, 自付总费用则上升了接近 10. 86% 和费用方面一样, 住院床日数提高了接近 2 天 我们进一步检验了基本药物制度对患者乙类药品的费用影响, 结果发现乙类药品费用大幅度增加, 被解释变量为 ln( 乙类药费费用 ) 时为 7%, 当被解释变量为 ln( 乙类药费费用 +1) 时为 67. 21%, 但都非常显著 这可能是医生药品使用结构变化的结果, 实行基本药物制度之后医生更偏爱价格相对较贵的乙类药品 我们使用的是 2010 年 10 月之前的数据, 国家基本药物制度在试点医疗机构实施了九个月, 所以短期来看对基本药物价格的控制作用明显, 但是其他类型的药品尤其是绝大多数的乙类药品价格以及医疗成本的降低作用并不明显, 实际费用还有了一定程度的升高 本文通过使用住院报销数据中详细的药品数据比较系统地检验了基本药物制度对价格的影响, 与有些研究使用招标采购价格不同的是, 我们所使用的数据库中的药品价格是患者 ( 和医保基金 ) 真实负担的价格 需要指出的是, 我们数据库中的基本药物是指国家基本药物, 不包括省补充的基药目录, 这是因为增补药物目录数量相对较少而且时间相对较晚 (2010 年 10 月 ) 我国由于地域广阔, 人口众多, 基层医疗机构和基层医务人员数量庞大, 制定政策时要充分考虑基层义务工作者的情况与反应, 比如在实行基本药物政策的同时提高诊疗费 增加药事服务费, 体现医务工作者的劳动价值, 不然效果可能会受影响 本文的特点就是使用详细住院报销大样本数据, 并且在模型中尽量加入我们能找到的影响价格和费用的变量, 包括个人 医疗机构 区域等层面 当然我们的研究可能存在一些问题, 比如研究时间较短, 使用的只是城镇职工的数据 此外, 我们现在的研究考虑的是住院患者的费用, 将来我们会对基本药物制度对门诊费用和住院费用的长期影响做进一步的研究 参考文献 : [ 1 ] Chen M., L Wang, and Chen W., 2014, Does economic incentive matter for rational use of medicine? China 蒺 s experi 鄄 ence from the essential medicines program, 冶 PharmacoEconomics,2(): 245-255 [ 2 ] Duggan M., and F. S. Morton, 2010, The effect of medicare part D on pharmaceutical prices and utilization, 冶 Ameri 鄄 can Economic Review, 100(1): 590-607. [ ] Hogerzeil, H., A. Sallami, and Walker, G. A., 1989, Impact of an essential drugs programme on availability and ra 鄄 tional use of drugs, 冶 The Lancet, (860): 141-142. [ 4 ] Li Y., C. Ying, and Sufang G., 201, Evaluation in three provinces, of the introduction and impact of china 蒺 s national essential medicines scheme, 冶 Bulletin of the World Health Organization, 91(): 184-194. [ 5 ] Maiga F. I., Haddad and S. Fournier P., 200, Public and private sector responses to essential drugs policies:a multi 鄄 level analysis of drug prescription and selling practices in Mali, 冶 Social science & medicine, 57(5): 97-948. [ 6 ] Ratanawijitrasin S., Soumerai S. B. and Weerasuriya K., 2001, Do national medicinal drug policies and essential drug programs improve drug use? A review of experiences in developing countries, 冶 Social Science & Medicine, 5(7): 81-844. [ 7 ] Uzochukwu B. S. C., Onwujekwe O. E. and Akpala C. O., 2002, Effect of the bamako-initiative drug revolving fund on availability and rational use of essential drugs in primary health care facilities in south-east Nigeria, 冶 Health Policy and Planning, 17(4): 78-8. [ 8 ] Xiao Y., Zhao K, and Bishai D. M., 201, Essential drugs policy in three rural counties in China: what does a com 鄄 98
plexity lens add? 冶 Social Science & Medicine, 9: 220-228. [ 9 ] Yang L., Liu C, and Ferrier J A., 201, The impact of the national essential medicines policy on prescribing behav 鄄 iours in primary care facilities in Hubei province of China, 冶 Health policy and planning, 28(7): 750-760. [10] Yip W., and Eggleston K. 2001, Provider payment reform in China: the case of hospital reimbursement in Hainan province, 冶 Health Economics, 10(4): 25-9. [11] Younis M. Z., Hamidi S. and Forgione D. A., 2008, Implementing an essential medicines list: effects on pricing and utilization in West Bank, Palestine, 冶 Journal of Health Care Finance, 9():10-0. [12] 樊敏杰 刘国恩 李林,201, 医疗机构产权性质对医疗服务质量的影响 基于全国试点城市微观数据的实证分析冶, 中国经济问题, 第 5 期, 第 59-69 页 [1] 金承刚 杨洪伟 罗彬等,2012, 基本药物制度对浙江省试点机构门诊平均处方用药数的作用冶, 中国卫生经济, 第 1 卷第 1 期, 第 7-9 页 [14] 兰烯 刘国恩 李林, 2014, 医疗机构产权性质对医疗服务质量的影响 基于全国试点城市微观数据的实证分析冶, 中国经济问题, 第 2 期, 第 67-78 页 [15] 李新泰 王文华 尹爱田,2011, 山东省基本药物制度对乡镇卫生院合理用药的影响冶, 中国卫生经济, 第 0 卷第 4 期, 第 22-2 页 [16] 李永斌,2011, 社区卫生服务机构基本药物制度实施现状与成效研究, 武汉 : 华中科技大学出版社 [17] 单楠 傅鸿鹏,2011, 国家基本药物制度对基层医疗卫生机构抗生素使用的影响冶, 卫生软科学, 第 25 卷第 11 期, 第 782-784 页 [18] 孙强 左根永 李凯等,2012, 实施基本药物制度是否降低了农村居民的医疗费用负担 : 来自安徽三县区的经验冶, 中国卫生经济, 第 1 卷第 4 期, 第 65-67 页 [19] 王洪涛 唐玉清 刘云云等,2012, 我国基本药物制度政策效果评价 : 基于山东 湖北 四川三省的监测数据冶, 中国卫生政策研究, 第 5 卷第 4 期, 第 0-4 页 [20] 王伟 尹文强 魏燕等,201, 我国基本药物制度实施效果的文献研究与评价冶, 中华医院管理杂志, 第 29 卷第 7 期, 第 481-487 页 [21] 杨慧云 孙强 左根永等,2012, 基本药物制度实施后乡镇卫生院药品用量及结构的变化 : 以山东省三县为例冶, 中国卫生经济, 第 1 卷第 4 期, 第 59-61 页 [22] 叶宜德 朱霖 吴晓红等, 2012, 实施基本药物制度对新型农村合作医疗的影响研究冶, 中国农村卫生事业管理, 第 1 卷第 12 期, 第 1221-1224 页 [2] 祝小英 周旭东,2011, 基本药物制度实施前后乡镇卫生院小儿发热抗生素使用比较研究冶, 卫生经济研究, 第 10 期, 第 26-27 页 The Impact of National Essential Drug System on Drug Prices and Healthcare Expenditure: Evidence from Insurance Reimbursement Data DU Nianyu 1, XU Cheng 1, SHU Yan 1, LIU Guoen 2 1. Southwestern University of Finance and Economics, Chengdu, 61110 2. National School of Development, Peking University, Beijing, 100871 Abstract: Based on 2009-2010 insurance reimbursement data of city X, this study estimated the impact of National Es 鄄 sential Drug System on drug prices and inpatient expenditure of government-run grass-rooted primary health care institutions through DID model. We found that after the implementation of Essential Drug System, the prices of essential drugs have signifi 鄄 cantly decreased 0. 2% relative to non-pilot institutions, and prices of non-essential drugs had no significant change. Howev 鄄 er, the total cost of inpatient healthcare of pilot institution ( relative to non-pilot) has increased approximately 15% after the implementation (relative to before the implementation). In the meantime the length of stay has increased nearly two days. Fur 鄄 ther studies showed that expense of class A drug for inpatient in pilot institutions ( relative to non-pilot) has declined by about 19% after the implementation, while cost of class B drug has significantly increased approximately 67%. Key words: National Essential Drug System; inpatient expenditure; class B drug; difference-in-differences model 也责任编辑 : 靳摇 涛页也校对 : 邵红伟页 99