總額預付制醫療保險支付方式改革對醫療費用的影響：基于斷點回歸設計

李詩晴 褚福靈

醫療保險是國家社會保障體系的重要組成部分。在醫療保險體制完善的過程中，對醫療費用的控制尤為重要。如何有效控制醫療費用的過快上漲，維護醫療保險體系的正常運行，是亟待研究解決的重要課題。國內外的研究及實踐經驗表明，對醫療服務提供方進行費用控制已成為世界各國醫療保險改革的重要趨勢。

醫療保險支付方式是對醫療服務提供方實施費用管理的重要措施。在醫療費用快速增長的背景下，我國通過總額控制為突破口的醫療保險支付方式改革等舉措，探求降低醫療費用、彌補醫療保險基金缺口的可行之路。20 世紀90 年代末，人力資源和社會保障部提出完善醫療保險支付方式的改革方向，將其作為醫療保險體制改革的重要組成部分。2012 年11 月14 日，人力資源和社會保障部、財政部、衛生部三部門聯合出臺了《關于開展基本醫療保險付費總額控制的意見》，提出用兩年左右的時間，在所有統籌地區范圍內開展總額控制工作。

自總額預付制改革開展以來，國內許多學者對改革的歷程及現狀進行了詳細的介紹，但是大多數研究限于簡單的定性分析，缺少科學的理論模型和實證分析。針對現有研究的不足，本文首先建立符合我國國情的社會醫療保險支付的理論模型，以此為基礎提出具有科學依據的研究假設；其次，針對上述假設，利用某省級職工醫療保險于2013 年進行總額預付制支付方式改革這一自然實驗的真實微觀數據，采用在政策效應評估方面廣泛使用的斷點回歸方法（Regression Discontinuity，簡稱RD），分析總額預付制改革在醫療費用方面產生的實際影響。

一、理論分析

（一）理論模型

20 世紀70 年代，Gabel 和Redisch 通過經濟學模型分析了按服務項目付費、按人頭付費和按工資付費三種不同支付方式下醫生的不同行為選擇，證明了醫療支付方式對醫療系統的良性運轉有重要作用①Jon Gabel， Michael Redisch， "Alternative Physician Payment Methods： Incentives， Efficiency， and National Health Insurance，" Milbank Memorial Fund Quarterly Health & Society， 1979， 57（1）.。在我國，王蘇生等最早建立了醫生、患者、保險機構三者的委托代理模型，研究不同支付方式下醫生效用的均衡解②王蘇生等：《雙重目標下的最優醫生激勵機制設計》，《預測》2009 年第5 期。。廖藏宜借鑒該模型分析了按服務項目付費制和總額預付制對醫生診療行為的激勵約束效果③廖藏宜：《醫療保險付費對醫生診療行為的激勵約束效果——經濟學解釋與政策機制》，《財經問題研究》2018 年第3 期。。上述模型構成了通過經濟學模型分析不同醫療保險支付方式下醫療服務機構診療行為的基本思路。本文參考上述模型并進行優化，基于我國城鎮職工醫療保險中的住院醫療保險支付的現實情況，建立我國社會醫療保險支付模型。

在我國城鎮職工醫療保險中，住院醫療保險支付的過程涉及被保險人（患者）、醫療服務機構和醫療保險機構三者之間的相互關系。被保險人患有不同的住院病種前往醫療服務機構就診，醫療服務機構通過投入醫療資源對其進行住院治療。我國城鎮職工醫療保險的住院費用采用“統籌賬戶”與“個人賬戶”共同支付的方式，因此，住院醫療過程中產生的醫療費用由醫療保險機構的統籌基金和個人共同支付。統籌基金通過按服務項目付費制或總額預付制的醫療保險支付方式進行支付，醫療服務機構在不同的支付方式下根據自身效用實施相應的診療行為。

2009 年3 月發布的《中共中央 國務院關于深化醫藥衛生體制改革的意見》中指出：“從改革方案設計、衛生制度建立到服務體系建設都要遵循公益性的原則”。與此同時，醫療服務機構獲得醫療服務收入，由此產生經濟收益。因此，本文中醫療服務機構的效用包括了公益性效用和收益性效用。

醫療服務機構的公益性效用由醫療服務總量（Q）衡量，Q=Iq1+Jq2。I 代表治療重度病種患者總數，J 代表治療輕度病種患者總數，重度病種患者的治愈水平為q1，輕度病種患者的治愈水平為q2。重度病種和輕度病種的治愈水平函數為q1= q1（m1，e1），q2= q2（m2，e2）。m1、m2代表重度病種和輕度病種治療投入的醫療服務量。因重度病種治療所需的最低和最高醫療服務量通常高于輕度患者，所以m1> m2。e1、e2代表重度病種和輕度病種治療投入的醫生努力程度，醫生努力程度指醫生為治療付出的時間和精力。

醫療服務機構的收益性效用由醫療服務機構的總利潤（R）衡量，R=S-C。S 代表其總收入，C 代表其總成本。醫療服務機構的收入函數為S=Z+T+G。Z 代表由國家或地方政府向醫療服務機構直接劃撥的政府補貼。醫療服務收入通過醫療服務機構向參保人提供醫療服務獲得，由統籌基金和個人共同支付。T 代表統籌基金支付的住院費用，G 代表個人支付的住院費用。醫療服務機構的成本函數為C=N+I[pm1+E（e1）]+J[pm2+E（e2）]。N 代表醫療服務機構運營費用、設施購置費用、器材維護費用等固定成本，p為醫療服務量的平均單位成本。E（e）為醫生付出的努力產生的負效用，包括工作總量和強度增加帶來的壓力、疲勞和其他負面影響。因此，醫療服務機構的總效用為UX=（1-a）Q+aR=（1-a）Q+a（S-C）。a 代表逐利偏好，表示收益性效用在醫療服務機構總效用中所占的比重，0

在按服務項目付費制下，醫療服務機構根據其提供的醫療服務項目總量獲得醫療服務收入，收入總額為醫療服務量的成本加一定的利潤率（z）。本文將z 定義為醫療服務加成率。我國現行的城鎮職工醫療保險中，對于醫療保險支付范圍內的住院費用，起付線以下的醫療費用由個人承擔，起付線以上、封頂線以下的住院費用由統籌基金和個人按照比例共同支付，封頂線以上的住院費用由個人承擔；對于不屬于醫療保險支付范圍內的費用，全部由個人承擔。假設重度病種和輕度病種醫療費用中個人支付的整體自付比例為g1和g2。相應重度病種和輕度病種醫療費用中統籌基金支付的比例為t1和t2，t1+g1=1，t2+g2=1。因此，在按服務項目付費下，統籌基金支付的醫療費用函數為T=（1+z）p（Im1t1+Jm2t2），個人支付的醫療費用函數為G=（1+z）p（Im1g1+Jm2g2），醫療服務機構的收入函數為S=Z+T+G=Z+（1+z）p（Im1+Jm2）。因此，醫療服務機構的效用函數為：

在總額預付制下，統籌基金支付按照提前確定的預算總額向醫療服務機構支付醫療費用，統籌基金支付的醫療費用函數為T=A，A 代表預算總額。個人支付的醫療費用依然隨醫療服務量而變化，個人支付的醫療費用函數為G=（1+z）p（Im1g1+Jm2g2）。醫療服務機構的收入函數為S=Z+A+（1+z）p（Im1g1+Jm2g2）。因此，醫療服務機構的效用函數為：

（二）研究假設

1.關于統籌基金支付醫療費用的假設

在按服務項目付費制下，統籌基金支付的醫療費用為T=（1+z）p（Im1t1+Jm2t2），總額預付制下，統籌基金支付的醫療費用為T=A。在模型參數未知的情況下，無法直接比較兩種支付方式下統籌基金支付的醫療費用。但是，按服務項目付費造成醫療費用上漲的現實得到了國內外學者的一致認同。Morrisey 等①Michael Morrisey， et al.， "Medicare Prospective Payment and Posthospital Transfers to Subacute Care，" Medical Care， 1988， 26（7）.認為按服務項目付費制存在供方誘導需求的激勵機制，必然導致過度醫療和醫療費用增加；王冬指出長期以來我國醫療保險采用的按項目付費的支付方式引起了醫療費用上漲②王冬：《基于價值醫療的醫療保險支付體系改革創新》，《社會保障評論》2019 年第3 期。。而總額預付制在降低醫療費用方面的效果在國內外均得到了實證證明。在1982 年美國老年人社會醫療保險制度（Medicare）率先實施預付費制度（Perspective Payment System，PPS）改革后，Chulis 等③George Chulis， et al.， "Assessing Medicare's Prospective Payment System for Hospitals，" Medical Care Review， 1991， 48（2）.、Guterman 等④Stuart Guterman， et al.， "Impact of the Medicare Prospective Payment System for Hospitals，" Health Care Financing Review， 1986， 7（3）.、Russell 等⑤Lora Russell， et al.， "The Effect of Prospective Payment on Medicare Expenditures，" New England Journal of Medicine， 1989， 320（7）.研究了其在醫療費用控制方面的效果，發現預付制對住院費用減少的作用非常明顯；高峰調研了哈爾濱市總額預付制醫療保險支付方式改革前后的數據，發現改革降低了醫保支付的人均住院費用的增長率⑥高峰：《醫保費用總額預付制支付方式的實施效果實證分析》，《中國衛生經濟》2017 年第12 期。；胡佳等調研了福建省尤溪縣混合式醫療保險支付方式改革的主要數據，發現改革后住院病人的人均醫藥費用的增長率顯著下降⑦胡佳等：《福建省尤溪縣醫保支付方式改革及效果研究》，《中國衛生政策研究》2019 年第5 期。。另外，因醫療保險總額預付制改革的主要目的包括避免過度醫療、節約醫療保險基金，某省級職工醫療保險總額預付制改革要求預算總額的設定低于往年按服務項目付費制下統籌基金支付的醫療費用。基于上述分析，提出假設一。

假設一：實施按服務項目付費制向總額預付制改革后，統籌基金支付的醫療費用將降低。

2.關于個人支付醫療費用的假設

按服務項目付費制和總額預付制下，個人支付的醫療費用均為G=（1+z）p（Im1g1+Jm2g2），在醫療服務加成率等其他外生變量不變的情況下，個人支付的醫療費用與自付比例相關。按照醫療保險支付制度規定，自付比例應當為外生變量。但在實際情況中，自付比例可以成為內生變量。這是因為當醫療信息不對稱時，醫療服務機構能夠自主決定提供醫療保險報銷范圍內或范圍外的醫療服務。醫療保險報銷范圍內的醫療服務由統籌基金和個人共同支付，范圍外的醫療服務完全由個人支付。因此，如果減少醫療保險報銷范圍內的醫療服務并增加報銷范圍外的醫療服務，自付比例將提高。如果自付比例的提高能夠增加醫療服務機構的效用，醫療服務機構將提高自付比例，個人支付的醫療費用將隨之提高。按服務項目付費制下，醫療服務機構治療單個重度病種患者和輕度病種患者的效用為：

治療單個患者的效用對自付比例的偏導數為：

醫療服務機構治療單個患者的效用對自付比例的偏導數均為零，說明自付比例對醫療服務機構的效用不產生影響，因此，醫療服務機構不需要通過提高自付比例增加效用。在按服務項目付費制下，無論醫療服務在報銷范圍內由統籌基金和個人支付，還是在報銷范圍外全部由個人支付，醫療服務機構均能獲得相應的收入，對醫療服務機構不會產生影響。總額預付制下，醫療服務機構治療單個重度病種患者和輕度病種患者的效用為：

治療單個患者的效用對自付比例的偏導數為：

因（1+z）apm1>0，（1+z）apm2>0，自付比例的上升均會提高醫療服務機構治療單個患者的效用，所以醫療服務機構通過提高自付比例可以獲利。在總額預付制下，統籌基金支付的總費用是提前確定的，因此，提供醫療保險報銷范疇內的醫療服務無法從統籌基金中獲得額外的補償，僅能獲得個人按照自付比例支付的部分補償；而提供醫療保險報銷范疇外的醫療服務，個人將全額提供補償。因此，提供報銷范圍外醫療服務產生的收入高于報銷范圍內醫療服務，自付比例的上升將導致個人支付的醫療費用上升。該結論與一些學者們的研究結果相符。劉小魯通過經濟學模型證明，在我國存在價格管制的情況下，總額預付制強化了醫院向醫保患者推廣自費項目的現象①劉小魯：《價格上限管制、總額預付制與醫療保險下的金融風險》，《世界經濟》2014 年第11 期。；徐偉等對徐州市總額預付制改革的實際效果進行研究時發現，雖然次均住院費用降低，但自費占比卻有所增長，醫療機構可能通過推薦自費藥品和自費診療服務來增加醫院自費收入②徐偉、郝梅：《城鎮職工醫保總額預付效果評價——以徐州市為例》，《中國衛生事業管理》2015 年第9 期。。基于上述分析，提出假設二。

假設二：實施按服務項目付費制向總額預付制改革后，自付比例上升將導致個人支付的醫療費用上升。

另外，在總額預付制下，因m1>m2，可得（?UX/?I）/（?g1）>（?UX/?J）/（?g2），重度病種的自付比例對治療單個患者效用的影響大于輕度病種，因此，醫療服務機構提高重度病種自付比例的動機高于輕度病種，由此提出假設三。

假設三：實施按服務項目付費制向總額預付制改革后，其對重度病種個人支付的醫療費用的影響更明顯。

二、實證設計

（一）數據來源與處理

本文數據來自某省級職工醫療保險2009—2016 年的住院數據，共計205910 個病例，屬于超大規模微觀樣本集。該數據庫不僅包括了醫療保險統籌基金支付的總費用，還包括了個人支付的總費用，以及兩者的明細費用，便于從全局角度研究總額預付制改革對不同種類費用的影響。

本文在數據處理過程中首先刪除了部分數據為空或診斷不明確的病例，在此基礎上選取了2009—2016 年間住院人次總數最高且每一年均有住院病例的290 個病種的所有病例，并以病種為單位計算了被解釋變量和控制變量的平均值。本文未將樣本病例直接作為數據單位的原因在于，單個病例的醫療費用較大程度上受到個人體質、經濟狀況、治療意愿等多重因素的影響，且難以在控制變量中涵蓋所有的影響因素，而以病種為單位取平均值將避免上述個體差異的影響。

（二）變量與描述性統計

在被解釋變量（Yi，t）選取方面，本文包括了統籌基金支付的醫療費用和個人支付的醫療費用。我國住院費用主要由醫藥費用、檢查費用和材料費用等構成，因此，本文中被解釋變量包括總費用、醫藥費用、檢查費用和材料費用。本文不僅采用了上述變量的絕對值，還計算了上述變量的年增長率，以同時考察總額預付制改革對變量及其變化速度的影響。為消除異方差問題，對所有被解釋變量取對數。

本文的主要解釋變量為改革變量（reformt），代表t 年度是否實施總額預付制改革的虛擬變量。控制變量包括年齡結構變量、在職狀態結構變量、性別結構變量、醫院等級結構變量。變量的選擇主要基于相關文獻。

1.年齡結構變量選擇平均年齡。王燕對基本醫療保險數據的統計分析顯示，參保人的人均醫療費用支出和年齡之間有著密切的相關關系①王燕：《基本醫療保險人均醫療費用支出的時間序列分析》，《統計與決策》2009 年第11 期。。因此，選擇平均年齡作為控制變量，為消除異方差問題，對其取對數。

2.在職狀態結構變量選擇退休人數占比。Wallman 通過13 年的追蹤調查發現，男性退休人群對醫療服務的使用率顯著高于同齡的非退休人群②Thorne Wallman， "Health Care Utilisation before and after Retirement Due to Illness，" Scandinavian Journal of Primary Health Care， 2004， 22（2）.。Bíró 等則發現女性勞動者的退休將導致其在短期內降低醫療費用。因此，選擇退休人數占比作為控制變量③Anikó Bíró， et al.， "How does Retirement Affect Healthcare Expenditures？ Evidence from A Change in the Retirement Age，" Health Economics， 2018， 27（5）.。

3.性別結構變量選擇女性人數占比。黎楚湘等證明了不同性別患者的醫療資源利用率和醫療費用支出有所不同，女性的兩周臥床率高于男性，但是醫療費用低于男性④黎楚湘等：《我國不同性別患者醫療費用支出的差異》，《中國衛生經濟》2006 年第2 期。。因此，選擇女性人數的占比作為控制變量。

4.醫院等級結構變量選擇三級醫院占比和二級醫院占比。陳燕凌等⑤陳燕凌等：《單病種住院費用影響因素在不同級別醫院的差異研究》，《西南國防醫藥》2008 年第3 期。、封辰葉等⑥封辰葉等：《不同等級醫院非重癥社區獲得性肺炎治療現狀比較分析》，《中國實用內科雜志》2014 年第3 期。發現相同病種在不同等級醫院的醫療費用具有顯著差異。因此，選擇三級醫院病例占比和二級醫院病例占比作為醫院等級結構的控制變量。表1 報告了主要變量未做取對數處理前的描述性統計情況。

表1 變量的描述性統計

（三）識別策略與實證模型

20 世紀90 年代以來，斷點回歸逐漸成為政策評估的重要手段之一。斷點回歸于1960 年由美國西北大學心理學家Thistlethwaite 和Campbell①Donald Thistlethwaite， Donald Campbell， "Regression-discontinuity Analysis： An Alternative to the Ex Post Facto Experiment，" Journal of Educational Psychology， 1960， 51（6）.提出，是一種擬隨機試驗方法。斷點回歸的主要思想為，當研究樣本隨機分布在臨界值（即斷點）附近時，通過研究臨界值兩側一定范圍（即帶寬）內小于臨界值的樣本（控制組）和大于臨界值的樣本（實驗組）的差別，來考察干預變量（如政策）與結果變量之間的關系。斷點附近的同質性樣本能夠提供有效的反事實觀察，同時避免樣本選擇偏差和參數估計內生性的問題②David Lee， "Randomized Experiments from Non-random Selection in U.S. House Elections，" Journal of Econometrics， 2008， 142（2）.，因此廣泛運用于社會學、經濟學領域中的政策效應評估。

斷點回歸的分析方法分為精確斷點回歸與模糊斷點回歸。精確斷點回歸（Sharp Regression Discontinuity）假設在斷點x=c 處，個體得到處理的概率從0 跳躍為1，即處理變量從0 變為1。模糊斷點回歸（Fuzzy Regression Discontinuity）假設在斷點x=c 處，個體得到處理的概率從a 跳躍到b，其中0c 時，處理變量不一定從0 變為1，但是得到處理的概率存在不連續的跳躍。某省級職工醫療保險總額預付制改革的概率是完全從0 變動為1，因此，采用精確斷點回歸分析更為合理。

斷點回歸的成立還需兩個前提條件。首先，斷點附近的樣本除需考察變量以外，其他不含處理效應的控制變量的分布是連續的，不存在斷點處的跳躍。在本文中，如果不實施總額預付制改革，病例的醫療費用在斷點處不會有明顯區別。該前提在后續的穩健性檢驗部分中得到了驗證。因此，如果醫療費用在間斷處存在不連續性，即可以被認為是由總額預付制改革帶來的。其次，樣本在斷點附近的分布是隨機的，不存在自選擇問題，樣本是否接受處理不能由主觀操縱。本文中的驅動變量是時間，是否受到總額預付制改革的影響僅受到病種所在年份的影響，而無法由參保人員或者醫療服務提供方等主觀決定，因此，樣本不存在自選擇問題。

在本文中，處理變量為改革變量reformt。設d 為驅動變量，因某省級職工總額預付制改革于2013 年正式實施，所以設置d=t-2013。在2013 年及之后的年份（d ≥0），reformt=1；在2013年之前的年份（d<0），reformt=0。顯然，處理變量為年份的函數，記為reform（t）。reform（t）在t=2013 處非連續，因此可以利用這個斷點估計reformt 對被解釋變量的影響。也就是說，本文將估計在t=2013 附近的局部處理效應（Local Average Treatment Effect），即

其中，limt↓2013和limt↑2013分別表示從2013 年右側和左側取極限值。這種估計思路通常采用參數估計和非參數估計兩種方法實現。Lee 和Lemieux 提出，參數估計和非參數估計在實踐中能夠得出較為一致的結果①David Lee， Thomas Lemieux， "Regression Discontinuity Designs in Economics，" Journal of Economic Literature， 2010， 48（2）.。但是鑒于參數估計沒有確定樣本的范圍，并且結果依然依賴于具體的函數形式，本文主要采取非參數估計，采用權重函數為三角核的回歸，并通過Imbens 和Kalyanaraman 方法選擇最優帶寬。另外，為驗證非參數估計的結果，本文將在穩健性檢驗部分中匯報參數檢驗的結果。

三、實證結果

（一）基準回歸分析

基準回歸結果見表2 和表3，分別顯示了總額預付制改革對醫療費用的絕對值和增長率的影響。實證結果顯示了在不加入控制變量和加入控制變量時的非參數估計模型回歸結果，兩者結論基本一致，并且加入控制變量后部分局部沃爾特（Lwald）估計值的顯著性水平有所提高。

回歸結果顯示，統籌基金支付的費用模型中改革變量的估計系數全部為負，個人支付的費用模型中改革變量的估計系數全部為正。在1%的顯著性水平下，改革降低了統籌基金支付的總費用的增長率、醫藥費用的增長率、檢查費用及其增長率，增加了個人支付的醫藥費用的增長率、檢查費用的增長率、材料費用及其增長率。結果表明，總額預付制改革總體上降低了統籌基金支付的醫療費用，增加了個人支付的醫療費用。

表2 總額預付制改革對醫療費用的影響：基準回歸

表3 總額預付制改革對醫療費用增長率的影響：基準回歸

（二）異質性分析

為了考察總額預付制對醫療費用的影響是否因病種本身的特質而產生差異，本文進行了異質性分析。異質性檢驗結果見表4 和表5。

1.癥狀嚴重程度的影響異質性

重癥病種的住院天數通常高于輕癥患者，因此，本文選擇住院天數作為癥狀嚴重程度的衡量指標。將290 個病種中人均住院天數高于或等于中位數（16 天）的作為重癥病種組，低于中位數（16 天）的作為輕癥病種組，并分組進行回歸。結果顯示，部分模型下重癥病種和輕癥病種組的改革變量的估計系數存在差別。整體來看，總額預付制改革對重癥病種在增加個人支付的醫療費用方面的影響更明顯，對輕癥病種在降低統籌基金支付的醫療費用方面的影響更明顯。

2.病例常見程度的影響異質性

罕見病種的住院人次通常少于常見患者，因此，本文選擇住院人次作為病種常見程度的衡量指標。將290 個病種8 年間住院人次總數高于或等于中位數（224 例）的作為常見病種，住院人次總數低于中位數（224 例）的作為罕見病種，并分組進行回歸。結果顯示，部分模型下常見病種和罕見病種組的改革變量的估計系數存在差別。整體來看，改革對常見病種在降低統籌基金支付醫療費用方面的影響更明顯，對罕見病種在增加個人支付醫療費用方面的影響更明顯。

3.病種嚴重程度的影響異質性

重度病種所需的治療成本通常高于輕度病種，由此產生的醫療費用也高于輕度病種，因此，本文選擇統籌基金支付的總費用作為病種嚴重程度的衡量指標。將290 個病種中統籌基金支出的總費用高于或等于中位數（9896 元）的作為重度病種，將低于中位數（9896 元）的作為輕度病種，并分組進行回歸。結果顯示，部分模型下重度病種和輕度病種組的改革變量的估計系數存在差別。整體來看，改革對重度病種在增加個人支付的醫療費用方面的影響更明顯。

表4 總額預付制改革對醫療費用的影響：異質性檢驗

表5 總額預付制改革對醫療費用增長率的影響：異質性檢驗

（三）穩健性檢驗

1.控制變量的連續性檢驗

斷點附近的樣本除需考察變量以外，其他不含處理效應的控制變量的分布應當是連續的，不存在斷點處的跳躍。本文通過非參數估計對所有控制變量在最優帶寬下進行連續性檢驗（因篇幅有限，文中不再呈現具體檢驗結果）。結果顯示，基本上所有控制變量在最優帶寬下的斷點處均連續，僅三級醫院占比及二級醫院占比在較低的顯著性水平（10%）上部分顯著。

2.去掉部分控制變量的檢驗

為避免三級醫院占比及二級醫院占比存在的跳躍性，去掉三級醫院占比及二級醫院占比這兩項控制變量后進行非參數估計的斷點回歸（因篇幅有限，文中不再呈現具體檢驗結果）。結果顯示，去掉該兩項控制變量后結論沒有發生顯著變化。

3.其他帶寬下的檢驗

帶寬選擇是斷點回歸的關鍵設定。通常情況下，帶寬越小，斷點兩側的樣本相似性越高，估計效果越好，但是帶寬過小會導致缺乏足夠的樣本量，方差變大；帶寬越寬，樣本量越大，方差變小的同時估計結果偏差也在加大。參考本文的樣本量，在最優帶寬為0.8 倍和1.2 倍的情況下進行非參數估計，回歸結果見表6 和表7。結果顯示，改變帶寬后結論基本一致，且1.2 倍帶寬下顯著性有所加強。

表6 總額預付制改革對醫療費用的影響：其他帶寬

表7 總額預付制改革對醫療費用增長率的影響：其他帶寬

4.參數估計

為驗證非參數檢驗的結果，本文同時采用參數估計檢驗其穩健性。建立參數估計斷點回歸模型如下：

其中，f（t）為（t-2013）的n 階多項式，μi代表病種的個體效應。對于多項式的階數選擇，可以通過AIC準則判斷，也可以通過觀察調整R2、檢驗加入更高階多項式后的聯合顯著水平等方法確定。多數學者采用4 階多項式或更低的階數。本文參考樣本量和帶寬采用不同的階數。同時，本文通過加入控制變量及選擇不同的帶寬以確保估計的穩健性。回歸結果見表8 和表9。參數估計與非參數估計的結果在大多數帶寬及多項式水平下一致。在絕對值作為被解釋變量的模型中，參數估計結果的顯著性整體上高于非參數估計。

表8 總額預付制改革對醫療費用的影響：參數估計

表9 總額預付制改革對醫療費用增長率的影響：參數估計

四、結論與政策建議

醫療保險支付方式改革在我國醫療保險體制改革中具有重大的戰略意義。本文基于某省級職工醫療保險于2013 年實施總額預付制改革的自然實驗，利用2009—2016 年的參保人員住院數據，運用斷點回歸方法分析總額預付制改革對醫療費用的實際影響。

總額預付制度總體上降低了統籌基金支付的費用，達到了降低統籌基金支付醫療費用的效果。因此證實了假設一，實施按服務項目付費制向總額預付制改革后，統籌基金支付的醫療費用將降低。總額預付制改革的總額設定約束了醫療服務機構濫用統籌基金、提供過度醫療等行為，從而使得統籌基金支付的費用總體降低。同時，異質性分析表明，總額預付制改革對常見病種、輕癥病種在降低統籌基金支付醫療費用方面的影響更明顯，意味著總額預付制改革對大多數普通的病種都起到了明顯降低統籌基金支付醫療費用的效果。該結論證明了我國總額預付制改革成果的有效性，為我國進一步推行總額預付制改革提供了支持。在我國深化醫療保障制度改革的過程中，應該繼續實施總額預付制的預算管理辦法，這有助于解決醫療保險基金“收不抵支”的難題，提高醫療保險資金使用效率，保障醫療保險體制的長期運行。

值得注意的是，總額預付制在節約統籌基金支付的醫療費用的同時，個人支出的醫療費用有所上升。因此證實了假設二，實施按服務項目付費制向總額預付制改革后，自付比例上升將導致個人支付的醫療費用上升。所以，在實施總額預付制的同時，為了降低個人支付的醫療費用負擔，應當擴大統籌基金的支付范圍，降低個人醫療費用的自付比例，避免個人支付的醫療費用增長，更好地發揮社會醫療保險統籌基金互助共濟的職能。

同時，總額預付制改革對重癥病種在個人醫療費用方面的影響更明顯。因此證實了假設三，實施按服務項目付費制向總額預付制改革后，其對重度病種個人支付的醫療費用的影響更明顯。另外，總額預付制改革對重癥病種、罕見病種在個人支付的醫療費用方面的影響比輕癥病種、常見病種更明顯。在現實情況中，重癥病種、罕見病種、重度病種的診療過程需要更多的醫療服務項目，且更具專業性和復雜性，因此所需的醫療服務成本更高。但是，由于總額預付制提前確定了支付總額，醫療服務機構提供高成本的醫療服務將無法獲得相應的補償，導致醫療服務機構在該類病種的治療過程中更有可能提供醫療保險報銷范圍外的自費項目以避免虧損，因此增加了個人支付的醫療費用。由此表明，我國在進行醫療保險支付方式改革時，應當針對重大疾病的治療給予醫療服務機構額外的費用支付，避免醫療項目和費用向個人自付部分轉移。同時，我國應當繼續完善大病保險制度，緩解因重大疾病造成的個人醫療負擔。

總額預付制在我國醫療保險支付方式改革的初期發揮了重要作用，因其可行性和推廣性強，成為了我國諸多醫療保險支付方式改革試點地區最先采用的改革模式。多個地區的實踐證明，總額預付制在節約統籌基金方面的效果十分顯著。但是總額預付制并非一項完美的制度，上述理論模型和實證分析表明，總額預付制改革會引起個人醫療費用的上升。其原因在于，簡單的總額預付制支付方式過于粗放，難以對醫療機構提供精確合理的經濟補償，不利于醫療保險體系的長期穩定運行。因此，在總額預付制改革的推行取得初步成效的基礎上，2020 年3 月，中共中央、國務院發布《關于深化醫療保障制度改革的意見》，提出持續推進醫保支付方式改革，科學制定總額預算，推行以按病種付費為主的多元復合式醫保支付方式。該意見表明，醫療保險支付方式的改革方向由單一的總額預付制轉變為以總額預算為基礎、多種支付方式相結合的復合式支付方式。展望未來，我國需要進一步探索將總額預付制與按疾病診斷組付費制（DRGs）、按人頭付費、按床日付費等支付方式相結合，引導醫療保險支付向精細化、科學化方向發展，促進統籌基金和個人醫療費用的整體降低。