患者成本分担变动对医疗费用和健康结果的影响：基于住院病案首页数据的经验分析.pdf

1 No. C2020002 2020-03-09 患者成本分担变动对医疗费用和健康结果的影响： 基于住院病案首页数据的经验分析 沓钰淇 傅虹桥 李玲 1 摘 要 利用 G 市高质量 住院病案首页数据 和 2018 年 1 月 1 日 G 市 城乡居民医保 报销政策 变动 的 外生冲击 ，本文研究了 降低 患者成本分担 程度 对 医疗费用 、 服务 利用 、风险保护 和健 康结果 的影响 。基于 双重差分法 的 估计 结果显示 ： （ 1） 降低患者成本分担 显著增加了 住院 总费用和 住院天数， 但对住院人次数没有 显著 影响 ；（ 2） 住院 费用 的价格弹性约为 -0.11， 并且 病情 严重程度越高、医院级别越高， 其费用的 价格弹性越低； （ 3） 医保 报销政策变动 对 住院患者死亡率没有显著影响，但显著降低了自付费用和自付比例，增加了风险保护。成 本收益分析 结果表明，适当降低 医保 起付线和 提高报销 比例 有利于 社会福利 改善 。 关键词 患者 成本分担 医疗费 用 健康结果 风险保护 1 沓钰淇 ， 北京大学国家发展研究院； 傅虹桥 （通讯作者），北京大学医学部公共卫生学院卫生政策管理 系，通讯地址：北京市海淀区学院路 38号北京大学医学部护理楼， 100191，电子邮箱： ； 李玲 ，北京大学国家发展研究院 。 作者感谢第四届 “中国劳动经济学者论坛 ”年会参与者的有益评论，感谢 北京大学卫生经济学 workshop 上师生的讨论。本文受到教育部人文社会科学重点研究基地重大项目 （ 16JJD79001）和北京大学医学部 “双一流 ”建设经费（ BMU2019XY003）的资助。当然，文责自负。 2 一、引 言 医疗保险对医疗费用 、医疗服务使用 、风险保护 和健康 结果 的影响一直是 学术界关心 的热点话题 。 目前学界关于 这部分的 研究可分为两大类：一是 研究是否参加医疗保险带来的 影响 (extensive margin)；二是 研究 患者成本分担程度变动（或者是医保报销政策变动 ）带来 的影响 (intensive margin)。 国内外已有不少 关于 是否 参加医疗保险对人群影响的研究 。例如，国际 上有大量关于 美国 老年医疗 Medicare 和穷人医疗 Medicaid 的研究 (Finkelstein, 2007; Finkelstein and McKnight, 2008; Card et al., 2008; Card et al., 2009; Finkelstein et al., 2012)。在我国实施全民医 保覆盖的过程中，国内 外学者 也有大量关于新型农村合作医疗的研究 (Lei and Lin, 2009; Chen and Jin, 2012; Wagstaff et al., 2009；程令国和张晔， 2012； 封进等， 2010)和城镇居民医疗保 险的研究 (潘杰等， 2013； Liu and Zhao, 2014)。 这些研究普遍发现，参保能够提高医疗服务 使用 ，增加医疗费用。但是，在医疗保险能否改善健康、降低自付费用和减轻经济负担方面， 相关研究的结论并不一致（ 潘杰和秦雪征， 2014）。 随着 医疗保险覆盖率的提高，患者成本分担变动对参保者的影响逐渐受到政策制定者 和学者的关注。患者成本分担 (cost-sharing)是指患者在医疗费用中需要承担的比重。医疗保 险计划中的起付线 (deductible)、报销比例 (reimbursement rate)和封顶线 (stop-loss line)等政策 设计直接决定了患者成本分担程度。在传统的道德风险模型中，由于降低了参保人面临的医 疗服务价格，降低患者成本分担可能会造成患者过度消费医疗服务。不少国家都试图通过提 高患者成本分担程度来控制医疗费用增长。然而，过高的 成本分担也会让患者承担过多的风 险，违背了医疗保险提供风险保护的初衷 (Baicker and Goldman, 2011)。因此，价格弹性系数 是设定最优的保障水平 (optimal health insurance)时非常重要的参数（ Chetty, 2006; Goldman and Philipson, 2007; Chetty and Saez, 2010; 赵绍阳等， 2015）。 目前，研究患者成本分担的实证研究主要集中在国外。例如，兰德实验通过随机实验的 方式研究了患者成本分担程度对医疗费用和医疗服务利用的影响。其结果表明，相比于免费 利用医疗服务的群体，成本分担较高的群体的医疗服务需求更低 (Manning et al., 1987)。其 3 计算的医疗服务价格弹性（约等于 -0.2）成为美国政府制定卫生政策的重要依据 (Aron-Dine et al., 2013)。近年来，学者大多利用医疗保险报销政策的外生变动来研究患者成本分担的影 响 (Chandra et al., 2010a; Chandra et al., 2010b; Shigeoka, 2014; Chandra et al., 2014; Fukushima et al., 2016; Brot-Goldberg et al., 2017)。例如， Chandra et al.(2010a)发现加州退休公职人员补 充保险中门诊和开处方药自付金额的上升会显著降低参保者看医生和开药的概率； Chandra et al. (2010b; 2014)利用 马萨 诸塞州低收入群体医疗保险自付金额提高的外生冲击，发现成本 分担程度提高会显著减少低收入 群体的医疗服务利用。又例如， Shigeoka (2014)利用日本老 年人年满 70 岁后门诊和住院服务自付比例显著下降这一事件，使用断点回归研究了患者成 本分担下降对服务使用、死亡率和风 险保护的影响。这些文献计算出的价格弹性对估计最优 医疗保障水平有较为 重要的意义 。 相比之下，国内的相关研究较少。 Huang and Gan(2017)利用 1998 年底城镇职工基本医 疗保险取代劳保医疗制度所带来的自付比例上升这一政策冲击，探究成本分担变动对医疗 费用和自评健康的影响。结果显示，受到政策影响的人群的门诊服务使用和费用有显著 下降 ， 自评健康没有显著变化 。但是，文章没有计算出价格弹性和进行成本收益分析。赵绍阳等 （ 2015）利用某市差别缴费和报销政策的变动，考察不同医疗保险保障水平对医疗服务利用 的影响。其研究结果发现，住院服务的价格弹性约为 -0.4 至 -0.5。王贞等（ 2019）运用上海 市城镇职工医保退休前后住院报销比例的变动，采用断点回归研究医保报销比例对老年群 体医疗服务利用的影响。研究发现，上海男性老年群体医疗服务利用的价格弹性约为 -0.36。 赵绍阳等（ 2015）和王贞等（ 2019）对价格弹性的估计结果均 显著 高于 国际文献的估计结果， 其原因有待 进一步讨论 。并且，他们 没有考虑政策变动对健康结果的影响。 本文旨在 补充和丰富我国 关于患者成本分担变动对参保者影响的证据。 自 2003 年以来， 我国先后建立了新型农村合作医疗制度、城镇居民医疗保险制度以及城乡居民大病医保制 度，并逐步完善了城镇职 工医疗保险制度（ 雷晓燕和傅虹桥， 2018）。 截 至 2015 年，全国 社会 医疗保险 参保 率 达 95%以上 （ Li and Fu, 2017）。目前，覆盖 全体 城乡 居民的基本医疗 保障网已经初步建立 。 但与此同时，我国医疗卫生体系面临着医疗费用增长过快、资源浪费 和效率低下等问题（ Yip et al., 2012） 。 在此背景下， 进一步 发挥医保杠杆 作用 来 控制医疗费 用增长 和 提高医保资金使用效率 成为新的政策重点 。 其中， 患者成本分担 程度直接影响参保 人的医疗服务需求 ，也关系到参保者的福利水平， 研究其变动的政策效果对 完善我国医疗保 4 险政策具有重要的政策意义 。 利用 南方某大型省会城市 G 市 在 2018 年 1 月 1 日起降低城乡居民医疗保险自付比例和 起付线 这一 外生冲击 ， 本文 使用 高质量的 住院病案 首页 数据 和双重差分法，研究了患者成本 分担下降 对 医疗费用 、 医疗服务利用、 财务风险保护 和健康结果 的影响 ，并以此 计算 住院费 用的 价格弹性 和 进行 成本收益分析 。 主要研究结果如下： 第一， G 市降低住院起付线和提高 报销比例的政策使得城乡居民 医保 患者的单次住院 费用提高 1.53%，平均住院天数提高 5.6%， 但是对住院人次数没有明显影响； 第二，报销政策变动对医疗费用和医疗服务利用的影响在 不同级别医院、不同病情严重程度患者间存在较为明显的异质性。通过计算可以发现， G 市 城乡居民医保 住院患者的总体价格弹性约为 -0.11。其中，二级医院住院患者的价格弹性约为 -0.07，一级医院住院患者的价格弹性约为 -0.14，三级医院住院患者的价格弹性 更小 。分手术 级别和 年龄调整的 查尔 森指数的回归结果显示，病情越严重的患者对政策变动的反应程度 越小； 第三，降低患者成本分担程度在短期 内 对住院患者的死亡率没有显著影响 ，但使 患者 实际 自付费用下降了 10.7%，使 自付比例下降了 4.43 个百分点 。 成本收益分析结果表明， G 市降低患者成本分担的政策 有利于社会福利 改善 。 相比以前的研究，本文具有以下贡献。 第一，利用外生的政策冲击 和高质量住院病案数 据 ，本文更为精确地计算了 16 岁 及 以上人口的住院费用价格弹性，并分析了价格弹性在不 同级别医院、不同人群、不同病种之间的异质性。相比于国内的其他文章，本文考虑了全自 费项目、部分自费项目、起付线等我国医保政策中的实际情况，通过构建 “反事实 ”的自付费 用变动来计算价格弹性，其结果更为可靠。相比之下，利用政策变化前后的实际报销比例的 变动或者医保目录内报销比例的变动来估计价格弹性可能会高估价格弹性。第二，本文全面 研究了患者成本分担变动对医疗费用、服务利用、风险保护和健康结果的影响，并进行了相 应的成本收益分析，丰富了国内关于患者成本分担变动对参保者影响的 学术研究。与此同时， 在我国基本实现全民医保覆盖的情况下，研究结果对进一步完善我国医保政策具有启示意 义。第三，本文还研究了各级医院报销比例相对变化对住院患者就医选择的影响，其结果对 完善分级诊疗政策具有启示意义。 本文余下部分 安排如下 。 第 二 部分介绍 G 市的医疗保险政策 和进行理论分析 。 第 三部 分介绍数据和实证策略。 第 四部分汇报主要回归结果。 第 五 部分进行 稳健性分析和安慰剂检 验。 第 六 部分 是结论和讨论 。 二 、 政策背景 与理论分析 （一）政策背景： G 市医保报销政策 变动 5 G 市是位于中国南 方 的 某大型 省会城市 ，经济发展水平较高 。 2015 年以前， G 市有 城 镇职工医疗保险、城镇居民医疗保险和新型农村合作医疗 三类医疗保障 。 2015 年 1 月 1 日， G 市将 原有的 城镇居民医疗保险与新型农村合作医疗 进行制度整合 ， 建立了 统一的城乡居 民医疗保险 ， 标志着 “三保 ”体系转变为 “两保 ”体系 。 其中， 城镇职工医疗保险主要覆盖 企事 业单位、政府 机关、社会团体 的 职工和退休人员 。 城乡居民医疗保险 主要 覆盖 未参加职工医 疗保险的城乡居民 ，包括 大中专院校学生、中小学生 、 未成年人 (未满 18周岁的非在校学生 )、 灵活就业人员、非从业人员以及老年居民 等 。 为了进一步缓解群众 “看病难、 看病贵 ”问题，自 2018 年 1 月 1 日 起， G 市医保部门调 整了城乡居民医疗保险的住院报销政策。 表 1 展示了城乡居民医疗保险 （下称城乡 居民 医 保） 住院 报销政策 的具体 变动 情况 。 2018 年以前 ， 城乡 居民 医保普通 参保者在一级医院、 二级医院、三级医院的 住院起付标准分别为 300 元、 600 元和 1000 元 ，政策范围内住院费 用（不含全自费和 部分自费 项目）报销比例分别为 85%、 70%、 55%。 未成年人及学生参保 者的住院起付线 与普通城乡居民相同，但在二级医院和三级医院住院 的 报销比例 比普通城 乡居民 高 5 个百分点。 2018 年 1 月 1 日 以后 ， 城乡居民医保参保者在 一级医院、二级医院 和三级医院 的住院 起付线 分别降低 150 元、 300 元和 500 元 。与此同时， 在 一级医院、二级 医院和三级医院 的住院费用 报销比例 比原来 分别提高 5 个百分点 、 10 个百分点 和 5 个 百分 点 。 而在 同一时期内， G 市 城镇职工医保 的住院报销政策没有发生变化 。 表 1 G 市城乡居民医疗保险和城镇职工医疗保险住院报销政策 城乡居民医疗保险 2015 年 -2017 年 2018 年 住院起付标准 住院报销比例 住院起付标准 住院报销比例 未成年人 及学生 一级医院 300 85% 150 90% 二级医院 600 75% 300 85% 三级医院 1000 65% 500 70% 普通城乡 居民 一级医院 300 85% 150 90% 二级医院 600 70% 300 80% 三级医院 1000 55% 500 60% 城镇职工医疗保险 2015 年 -2017 年 2018 年 住院起付标准 住院报销比例 住院起付标准 住院报销比例 在职职工 一级医院 400 90% 400 90% 二级医院 800 85% 800 85% 三级医院 1600 80% 1600 80% 退休人员 一级医院 280 93% 280 93% 二级医院 560 89.50% 560 89.50% 三级医院 1120 86% 1120 86% 数据来源： G 市人力资源和社会保障局网站 图 1 展示了城乡居民医保 和城镇职工 医保患者 在政策变动前后 实际 自付比例 的变化情 6 况。 从图 1 可以看出，城乡居民 医保患者 的自付比例在 2018 年 1 月及以后呈 下降趋势。 其 中 ， 二级医院 住院 患者 的自付比例下降幅度最大，从 2017 年 8 月的 46%左右 下降到 2018 年 5 月的 37%左右 。相比之下， 城镇职工 医保患者 的自付比例在 2018 年 1 月 前后没有明显 变化： 三级医院维持在 30%左右，二级医院和一级医院维持在 20%左右。 为了探究上述政策变动 对患者 成本分担程度 的 潜在 影响，本文利用医疗保险报销加总数 据 对政策变动前后的患者自付费用 进行了模拟计算。根据 G 市 医疗保险报销政策，患者的 总 自付 医疗费用由全自费项目费用、部分自费项目 自付 费用、起付线和共付段 自付 费用四个 部分组成。其中，全自费项目是由患者全部自付的项目， 比如 PET-CT 检查 、部分进口药等 ； 部分自费项目是患者需要先自付 20%左右， 然后医保基金按相应比例进行报销的项目， 比如 CT， MRI 检查、乙类 目录药品等 ； 共付段的 自付 费用 是患者在缴纳起付线 和 医保 基金 按相 应比例进行 报销以后，患者 需要自付的费用 。 附录 1 描述了如何利用 G 市医疗保险报销加 总数据计算城乡居民医保住院患者 政策变动前后在一级、二级和三级医院自付费用 的 潜在 变化。 G 市医疗保险报销加总数据来自 G 市医疗保障管理部门，分别记录了 每个月每一家 医院城乡居民医疗保险参保人群住院实际结算的 全自费项目费用、部分自费项目的自付费 用、起付线、共付段自付费用、报销人次等信息 。 利用这些信息和改革前后的医保报销政策， 可以构建 “反事实 ”的自付费用变动 2。附录 1 展示了详细的计算过程和相应的公式，表 2 展 示了最终的计算结果。 如表 2 所示， 在假设 患者没有对报销政策变动做出响应的 情况下，政 策变动将带来自付费用下降 14.22%。其中，三级医院、二级医院和一级医院的 自付费用 将 分别下降 11.40%、 30.16%和 29.21%。 2政策变动后的城乡居民医保患者的实际自付费用已经包含了患者对成本分担变动的响应。换句话说，观测 到的 2018 年以后的自付费用已经是患者对政策响应后的结果。简单利用前后数据计算自付费用下降程度可 能会低估患者面临的实际价格变动，从而高估价格弹性。因此，本文需要利用政策变动前的数据来计算政 策变动后的反事实自付费用。 7 图 1 城乡居民医疗保险和城镇职工医疗保险住院患者自付比例的变动 数据来源： G 市医疗保险报销加总数据 表 2 G 市次均住院自付医疗费用在政策变动前后的潜在变化情况 城乡居民 (1) (2) (3) 2017.7.15-2017.12.31 2018.1.1-2018.5.14 (2)/(1)-1 总体 6642.43 5697.59 -14.22% 三级医院 8298.11 7352.04 -11.40% 二级医院 3230.15 2255.66 -30.16% 一级医院 2054.56 1454.26 -29.21% 注 :单位为元； (1)为 2017 年 7 月 15 日至 12 月 31 日城乡居民医疗保险参保人实际的次均住院自付费用； (2)为根据住院报销政策变动情况构建的 2018 年城乡居民医疗保险参保人反事实的次均住院自付费用， 详细计算过程详见附录 1。 （二）理论分析 G 市报销政策 变动 降低 了城乡居民医保 患者 的 成本分担程度 ，从而 可能会 提高 医疗费 用和 增加 服务利用 。 一方面， 降低成本分担 程度 会 使得患者面临的医疗服务价格 下降 ， 导致 患者 需求增加 。 另一方面，当得知患者报销比例提高以后，医疗机构 也 可能基于自身经济动 机提供更多医疗服务，从而导致医疗费用增加（ Finkelstein, 2007; Currie et al., 2014）。 因此， 本文预测， G 市降低患者成本分担的政策 可能会导致 医疗 总 费用 增加 。 其 增加幅度 取决于医 疗服务的价格弹性，并且可能 在 不同 级别 医院 、 不同 病情 严重程度 患者间 存在异质性。 例如， 相对于二级和一级医院而言 ， 三级医院 的住院患者 病情更为严重 ，且 三级医院已经较为拥挤 ， 因此 其 供方和需方的道德风险相对较小。 降低患者成本分担程度也可能对患者的风险保护和健康结果产生影响。对于风险保护 （自付住院费用） 而言，其 影响结果 是 不确定 的 ，取决于住院总费用的增长幅度和相应的价 格弹性。如果住院总费用增长幅度较低（价格弹性较小），我们将观察到 患者 自付费用下降。 相反，如果住院总费用增长 幅度 较大（价格弹性较 大 ），我们可能会观察到自付费用不变甚 至有所增加。 与此同时，本文无法判断患者成本分担变动能否改善患者健康。 更慷慨的医疗 保险会带来更多的 医疗服务 利用 ,从而 有可能 改善健康结果 (Sommers et al., 2017)。 但是，相 对于生活方式、环境和基因而言，医疗服务对健康的影响相对较小 (Marmot et al., 2008)， 过 多的医疗服务 甚至 可能会对健康带来负面影响 (Fisher, 2003)。综上所述 ， 本文无法 从理论上 8 预测 G 市 患者 成本 分担 变动对 风险保护和 健康的影响 ，其结果 有待实证 检验 。 三 、 数据 和 实证方法 （一） 数据 来源 本文主要 使用 G 市 住院病案首页数据 来 研究医保报销政策 变动对医疗费用和健康结果 等方面 的影响 。 住院病案首页数据 记录了住院病人的就诊信息 ， 包括住院病人 的费用 、诊断 治疗 和基本信息 。 相较于 入 户 调查数据 ，住院病案首页数据 有 三 个 优 点 。一是病案首页数据 不仅有住院病人的总费用信息，也 有细项 费用 信息 。二是费用数据的准确性比回溯性入户调 查 高。三是病案 记录了患者所患疾病的类型（ ICD-10）和手术操作编码（ ICD-9-CM-3），使 我们能够较好地控制住患者疾病严重程度和治疗操作难度，提高分析结果的准确性。 但是， 相比于入户调查数据，病案首页 数据只记录 病人有限的个人信息，包括性别、住址、国籍、 民族、婚姻和职业类别，没有记录患者的受教育程度和收入信息。 本文将 G 市 城乡居民医保患者设定为实验组，城镇职工医保患者为对照组，并将 样本 的时间范围 限定在 2017 年 7 月 15 日至 2018 年 5 月 14 日。 将样本限定在此时间范围内主 要基于以下三个方面考虑。 第一， G 市在 2017 年 7 月 15 日 起 实行公立医院综合改革 ，取消 了 药品加成 和 调整 了 医疗服务价格。 去掉 2017 年 7 月 15 日前的样本可以 避免因 价格调整 而带来 的影响 。 第二， G 市在 2018 年 6 月 1 日 起 推行社会医疗保险医疗联合体总额付费制 。 付费方式改革可能会带来医疗机构和患者行为的改变 。 第三，我们只获得了 G 市截止到 2018 年 5 月 14 日的医疗保险报销 加总 数据，为保证住院病案首页 数据 和医疗保险报销 加总 数据 在时间上具有可比性， 本文 对病案首页 的 时间 范围 做了限定 。另外，根据劳动法的规定，满 16 周岁才能参加工作 。 因此 ， 本文将 城乡居民医保患者 的 样本年龄限定为 16 岁及以上 。 值得注意的是， 虽然 病案首页 数据记录了患者的自付金额，但是 其 自付金额 信息 存在约 20%的缺失 或 零值。 并且 ， 这些缺失或零值 在各级医院 和各类人群中并不 是 随机分布的 。 因 此， 我们 使用 G 市 医疗保险报销 加总 数据 来研究自付费用和自付比例的变化 。医疗保险报 销 加总 数据是一个加总 在医院层面的 数据， 记录了 G 市 每家 医院 每个月 城乡居民 医保 和城 镇职工 医保住院患者的 费用 结算 情况，包括自费 金额 、报销人次 和医院级别 等 信息 。 （二）变量和描述性统计 本研究的被解释变量包括 住院费用、医疗服务使用、 财务风险 保护 和健康结果 四个 维 度的变量 。在医疗费用方面， 核心变量包括住院 总费用 、 服务费用、药品费用、检查耗材费 用和其他费用。 其中，总费用是指 患者一次 住院期间发生的所有医疗费用； 服务费用 是 指住 院 期间发生的所有 治疗 服务类 费用，包括 诊疗费 、治疗操作费、手术治疗费、非手术治疗费、 中医治疗费、护理费、康复费 等 ；药品费用包括西药费、中草药费和中成药费；检查耗材费 用 包括 医用 耗材 费、病理诊断费、实验室诊断费、影像学诊断费 等费用 ；其他费用 是指上述 9 费用 以外的 医疗 费用。在医疗服务使用方面，本文选择住院天数和住院人次数来衡量 患者的 医疗利用情况 。在健康结果 方面 ， 本文使用 死亡率 作 为衡量健康结果的 指标 （ Card et al., 2009; Chang, 2009; Shigeoka, 2014）。 针对 财务 风险保护 ，本文使用 医疗保险报销加总数据的 实际 次均 自付费用 和 自付比例作为 变量。 表 3 展示了基于病案首页数据的描述性统计结果。 表 3 数据描述性统计 变量 2017 年 7 月 15 日 -12 月 31 日 2018 年 1 月 1 日 -5 月 14 日 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) 全样本 实验组 对照组 t 值 (3)-(2) 实验组 对照组 t 值 (6)-(5) 次均费用和利用 总费用 14241.14 12289.59 14746.40 2456.81* 12776.22 14873.53 2097.31* 服务费用 4330.63 3736.22 4452.39 716.17* 3919.56 4552.56 633.01* 药品费用 3662.85 3311.51 3840.19 528.68* 3265.97 3710.96 444.99* 检查耗材 5384.40 4547.04 5439.50 892.46* 5018.21 5774.35 756.13* 其他费用 863.27 694.82 1014.32 319.50* 572.47 835.66 263.18* 住院天数 8.93 8.36 9.07 0.71* 9.08 8.94 0.14* 个人特征 年龄 58.46 58.43 58.03 -0.41* 59.75 58.60 -1.15* 是否男性 41.82% 38.35% 42.09% 3.74%* 40.18% 43.41% 3.23%* 是否汉族 99.53% 99.82% 99.44% -0.38%* 99.81% 99.42% -0.38%* 中国国籍 99.86% 99.98% 99.87% -0.11%* 99.93% 99.78% -0.15%* 观测值 849808 113071 360502 95080 281155 注：（ 1）数据来自 G 市住院病案首页；（ 2） *、 *、 *分别表示在 1%、 5%、 10%水平下显著；（ 3） 实验组指参加城乡居民医疗保险的住院患者，对照组指参加城镇职工医疗保险的住院患者。 其中，实验组指参加城乡居民医保的住院患者，对照组指参加城镇职工医保的住院患 者。第 (1)列为全样本的描述性统计。第 (2)列和第 (3)列展示了实验组和对照组在 2018 年以前 的的描述性统计结果。第 (5)列和第 (6)列展示了实验组和对照组在 2018 年以后的描述性统计 结果。第 (4)列和第 (7)列则各自报告了实验组和对照组在两个时期相关变量统计检验结果。 从表 3 可知，城乡居民医保患者和城镇职工医保患者的各项费用（除其他费用外）在政策变 动前后呈现上升趋势，但城乡居民医保患者的费用上升幅度更大。并且，城乡居民医保患者 和城镇职工医保患者在住院费用和住院天数方面的差距在缩小。上述结果表明，起付线降低 和报销比例增加可能增加了医疗总费用。在个人特征方面，虽然实验组和对照组在年龄、男 性比例、汉族和国籍上有显著差异，但是这些差异在政策冲击前后没有发生明显变化。 （ 三 ） 实证 策略 利用 G 市 医保 报销 政策变化 的 冲击，本文采用双重差分法 (Differences-in-Differences) 10 来 研究 患者成本分担 程度 变化 对医疗费用、医疗服务利用、财务风险 保护 和健康结果 的影响 。 双重差分法是常见的政策评估研究方法，在国内外研究中广泛应用 。 使用住院病案首页数据 时， 本文 的 回归模型如下所示： = + + + + + +（ 1） 其中， i 表示 住院患者， h 指医院， t 指患者出院时间 。 是被解释变量，包括 在 t 时 间 住院 患者 i 的医疗费用 （包括 总费用和 各 细项费用）、住院天数以及 是否死亡 等变量 。 在 分析中， 所有 费用指标取对数，其他指标则使用绝对值进行分析。 是 医疗保险类型 虚拟变量， “1”表示患者是城乡居民医保患者 ， “0”表示患者是城镇职工医保患者 。 是 核心解释变量。它是医疗保险类型与是否在 2018 年 1 月 1 日 及 以后 出院的 交互项。 对于 城乡居民医保 参保者 而言，如果其 出院时间是 2018 年 1 月 1 月 及 以后，那么 该变量的值 等于 1，否则等于 0。对于城 镇职工医保参保者而言，该变量 一直等于 0。本文 关心的 系数是 ，它反映 了 患者成本分担变动 对 医疗费用、医疗服务 和 健康结果的影响 。 是 一 系列人口学特征和疾病严重程度 指标 ，包括患者的 年龄 、 年龄的 平方 、 性别 、 是否是汉 族 、 是否是中国 国籍、 婚姻状况 、 职业状况 、 主要诊断 3ICD-10 四位亚目 编码 4、手术操作类 型 ICD-9-CM-3 编码 前两位 以及 是否受到按病种分值付费影响 5等 变量 。 指 患者 所在 医院 的 虚拟变量 ，以控制医院固定效应 。 为 一系列 月份 虚拟变量 ， 用于控制 时间趋势。同时， 考虑到观测值在医院和时间维度可能存在 相关性， 本文 采用聚类 在医院 -月度 层面的 稳健标 准误 (Lien et al., 2008)。 为了 分析住院人次数的变化 ，本文将住院首页数据加总到 医院 -天 -医保 类型 层面 ，得到 每家医院每一天的每一种医疗保险 类型的住院人次数 。具体模型设定如下 ： = + + + + + （ 2） 其中， p 指医疗保险的类型（城乡居民医保 或 城镇职工 医保 ） ， h 是指医院， t 指 出院 时间 。 指 医院 h在时间 t的医保类型 p的 住院人次数 ，并取对数进行分析 。 的定义 与公式（ 1）类似 ， 它 是城乡居民医保 虚拟变量 （ ） 与是否 2018 年 1 月 1 日 及 以后 出院的交互项 。 为医院固定效应， 为 时间 固定效应 。该回归同样采用聚类在医院 -月度 层面的稳健标准误 。 分析政策变动对自付费用和自付比例影响时，本文 使用医保报销 加总数据并 采取同公式（ 2）类似的回归设定。 3 主要疾病诊断是指本次住院对 患者健康危害最大、消耗医疗资源最多、住院时间最长的疾病诊断。 4 ICD 是 WHO 制定的国际统一的疾病分类方法，它根据疾病的病因、病理、临床表现和解剖位置等特性， 将疾病分门别类，使其成为一个有序的组合，并用编码的方法来表示的系统。四位亚目编码的标准格式是 XXX.X，针对所有疾病类型进行了亚分类。例如，急性心肌梗死（ I21）的四位亚目编码包括前壁急性透壁 性心肌梗死（ I21.0）、下壁急性透壁性心肌梗死（ I21.1）、急性心内膜下心肌梗死（ I21.4）等七类。 5 G 市在 2018 年实行了按病种分值付费，本文将 2018 年所患疾病在按病种分值付费目录里的患者记为受 到按病种分值付费的影响。 11 四 、 主要 结果 （一） 医疗费用和医疗服务利用 图 2 展示了 2018 年 前后城乡居民医保 患者 和城镇职工 医保患者 的次均住院费用以及两 类医保每日 住院人次数的 变化趋势 。从 图 2 左 图中可以看出，在 2018 年 1 月前，城乡居民 医保患者 和城镇职工 医保患者 的费用趋势基本一致 ；在 2018 年 1 月以后，城乡居民医保患 者的医疗费用呈现上升趋势，而城镇职工医保患者 的费用 基本保持不变。从右图可以看出， 无论是城乡居民医疗保险还是城镇职工医疗保险，其 每日 住院人次数在短期内都没有发生 明显的变化 。从以上结果可以推测， 降低 患者成本分担程度 在一定程度上增加了医疗费用， 但是对住院人次数没有显著 影响。 图 2 城乡居民医疗保险和城镇职工医疗保险住院患者次均总费用和两类保险每日住院人 次数的变化趋势 。 数据来源： G 市住院病案首页数据 1. 医疗费用 表 4 报告了 对 医疗费用的回归结果。 第（ 1）列 -第（ 5）列的被解释变量分别为 住院 总 费用、药品费用、服务费用、检查耗材费用、其他费用的对数值。由表 4 可知， 相比于城镇 职工医保患者 ，城乡居民医保患者 的住院 总费用在 政策变动 后 显著提高 1.53%6。基于表 2 的 估算结果， G 市城乡居民医保患者的住院 费用 价格弹性约为 -0.11（ 0.0153/-0.1422） 。 从细项 数据来看，城乡居民 医保 住院患者的 服务费用和检查耗材费用分别增加约 1.61%和 2.61%， 药品费用和 其他费用 没有显著 变化。 药品费用不显著可能与我国严控药品滥用并限制医院 药占比有 关 。 考虑到在 2017 年 7 月 -2018 年 5 月 G 市没有调整医院价格 ，费用的上升 也 间 接反映 了医疗服务使用的强度 增加 。 表 4 患者成本分担变动对次均医疗费用的影响：总样本 被解释变量 (1) (2) (3) (4) (5) 6 实际上，系数解释应该为 1。由于回归系数较小，其近似等于 100%。 12 ln(总费用 ) ln(药品费用 ) ln(服务费用 ) ln(检查耗材 ) ln(其他费用 ) Interaction 0.0153* 0.0124 0.0161* 0.0261* -0.0022 (0.005) (0.011) (0.006) (0.013) (0.088) 观测值 848,933 848,933 848,933 848,933 848,933 R2 0.545 0.515 0.509 0.549 0.624 注： * , * , * 分别对应 1%， 5%和 10%的置信水平。括号内汇报的是在医院 -月度层面聚类的标准误。 回归中控制了年龄、年龄的平方、性别、婚姻、职业、民族、国籍、 ICD-10 疾病编码（四位亚目）、手 术操作编码（ 2 位）、是否实行按病种分值付费、月份固定效应和医院固定效应。 由于 G 市医保报销政策变动在不同级别 医院 有差异，我们按 医院等级 进行分样本 回归 7。 如表 5 所示，三级医院 城乡 居民 医保患者 的住院费用在政策变动前后没有发生显著变化， 而 二级和一级医院 城乡居民医保患者 的住院 总费用分别增加 2.10%和 4.13%。 同样基于 表 2 的估算结果，我们计算出三级医院住院患者 的 价格弹性 为 0 (0.009/-0.114, 不显著 )，二级医 院住院患者的价格弹性约为 -0.07（ 0.021/-0.3016），一级医院住院患者 的 价格弹性约为 -0.14 （ 0.0413/-0.2921）。这一结果表明 更低级别医院的住院 费用 更具有弹性。这可能 与 不同级别 医院的患者疾病严重程度有差异 相关。以年龄调整的查尔森合并症指数为例 (Age-adjusted Charlson Index)8，三级医院 年龄调整的 查尔森指数 平 均值为 3.02，一级和二级医院 的 指数 均 值 为 2.48。 三级和四级手术 量 占 三级医院总手术量的比例 为 47%， 二级医院占比为 26%， 一级医院占比只有 6%9。 相比于二级医院和一级医院，三级医院接收 的病人更多是重病患者， 患者方的道德风险程度可能相对较轻。 从细项费用来看，各级医院的费用结构变动呈现不一 样的 情形 ： 患者 成本分担程度下降 并没有使三级医院的 细项费用 发生 变化 ； 而 二级医院 城乡 居民医保患者的 检查耗材费用上升 2.41%，一级医院 城乡居民医保患者的 服务费用上升 5.43%，其他费用增加 15.37%。 表 5 患者成本分担变动对次均医疗费用的影响：分医院级别 被解释变量 (1) (2) (3) (4) (5) ln(总费用 ) ln(药品费用 ) ln(服务费用 ) ln(检查耗材 ) ln(其他费用 ) 三级医院 Interaction 0.0092 0.0036 0.0113 0.0278 -0.0986 (0.006) (0.014) (0.008) (0.019) (0.131) 7 样本里还有在未定级医院就诊的医保病人，但是因为未定级医院报销政策较复杂且在未定级医院就诊病 人的比重不到 1%，因此本文只分析一级、二级和三级医院。 8 查尔森合并症指数最早是由 Charlson 等 (1987)提出，后加入患者年龄进行调整形成年龄调整的查尔森合 并症指数（ Charlson et al., 1994）。年龄调整的查尔森合并症指数通过对患者的合并症和年龄情况进行加权 求和，反映患者病情严重程度和预测死亡风险。本文参考 Charlson 等 (1994)和 Bannay 等 (2016)，利用病案 首页构建年龄调整的查尔森指数，详细构造过程请参考附表 1。 9 根据卫生