李詩晴，褚福靈

(中央財經大學 保險學院，北京 102206)

我國社會醫(yī)療保險制度自1998年建立以來取得了顯著的成效，醫(yī)療保險制度廣覆蓋的目標基本實現。但各地普遍采用按服務項目付費的支付方式，由此帶來醫(yī)療服務提供方的道德風險問題，過度醫(yī)療現象普遍存在，從而導致醫(yī)療服務費用不合理增長的同時醫(yī)療保險欺詐現象頻發(fā)，既浪費了寶貴的醫(yī)療資源，又阻礙了醫(yī)療保險制度的正常運行。在此背景下，為遏制醫(yī)療資源的浪費，我國于20世紀90年代末開始探索醫(yī)療保險支付方式改革。在醫(yī)療保險支付方式改革的初級階段，總額預算管理作為一項重要的改革方式被推廣。2012年11月14日，人力資源和社會保障部、財政部、衛(wèi)生部三部門聯(lián)合出臺了《關于開展基本醫(yī)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(tǒng)籌地區(qū)范圍內開展總額預算管理改革工作。

總額預算管理是指政府或保險機構通過對服務地區(qū)的歷史數據、人口密度、醫(yī)院規(guī)模、服務數量和質量、設施設備等因素進行綜合考察和測算之后，與醫(yī)療服務機構協(xié)商確定年度預算總額的支付方式。如果實際發(fā)生費用超支，超支部分由醫(yī)療服務機構自己承擔，因此能有效地控制醫(yī)療費用增長?？傤~預算管理改革的另一項重要目標在于通過控制過度醫(yī)療行為來激勵醫(yī)療服務機構提高服務效率，從而高效配置醫(yī)療資源，促進我國醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)的健康發(fā)展。

目前，醫(yī)療保險支付總額預算管理已經在全國絕大多數的醫(yī)療保險統(tǒng)籌地區(qū)得以實施。2019年，全國97.5%的醫(yī)療保險統(tǒng)籌地區(qū)完成了總額預算管理改革(1)參考數據來源：《2019年醫(yī)療保障事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計快報》。。改革是否真正提高了醫(yī)療服務效率？本文首先建立關于醫(yī)療保險支付方式改革下醫(yī)療服務行為的經濟學模型，提出總額預算管理改革對醫(yī)療服務效率影響的假設，并以2013年某省級職工醫(yī)療保險由按服務項目付費制向總額預算管理改革這一自然實驗為研究對象，通過混合模型、靜態(tài)個體效應面板模型和斷點回歸模型檢驗總額預算管理改革對住院人次、平均住院日等醫(yī)療服務效率指標的影響。

一、文獻述評

總額預算管理改革起源于20世紀80年代美國老殘人社會醫(yī)療保險制度(Medicare)住院醫(yī)療保險支付的預付制改革。Chulis G S(2)Chulis G S, “Assessing Medicare's prospective payment system for hospitals”, in Medical Care Review, Vol.2(February 1991), pp.167-206.、Guterman S(3)Guterman S, “Dobson A. Impact of the Medicare prospective payment system for hospitals”, in Health Care Financing Review, Vol.3(March 1986), pp.97-114.、Russell L B(4)Russell L B, Manning C L, “The effect of prospective payment on Medicare expenditures”, in New England Journal of Medicine, Vol.7(July 1989), pp.439-44.等研究了1982年的預付制改革(Perspective Payment System，PPS)對醫(yī)療服務行為的影響，通過簡單的統(tǒng)計數據分析證明預付制在實施的前五年內平均住院日大幅降低，減少了醫(yī)療成本，就診人數并未增加。21世紀以來，學者們對預付制改革影響進行分析時，開始采用更為科學的理論模型和計量經濟學模型。Sood等(5)Sood N, Huckfeldt P J , Grabowski D C , et al., “The effect of prospective payment on admission and treatment policy: Evidence from inpatient rehabilitation facilities”, in Journal of Health Economics, Vol.5(July 2013), pp.965-979.發(fā)現平均補償的增加將提高醫(yī)療服務提供者接診病人的概率和診療過程中提供的醫(yī)療服務水平，但邊際補償的減小將降低接診病人的概率和醫(yī)療服務水平。隨后，Huckfeldt P J(6)Huckfeldt P J, Sood N, Escarce J J, et al., “Effects of Medicare payment reform: Evidence from the home health interim and prospective payment systems”, in Journal of Health Economics, Vol.3(March 2014), pp.1-18.沿用了Sood等人提出的模型，通過實證研究中發(fā)現，1997年實施的臨時付費系統(tǒng)(Interim Payment System，IPS)降低了接診人數的概率和診療過程中提供的醫(yī)療服務水平；2000年實施的預付費制(Prospective Payment System，PPS)減少了接診病人的概率，且醫(yī)療服務水平僅有輕微的提高。Huckfeldt P J與Sood等的研究結果一致的是，在改革前后患者的結構并未發(fā)生變化，說明醫(yī)療機構并不存在受利益趨勢而主觀選擇高收益患者的“逆向選擇”行為，同時改革并未影響死亡率和再住院率。

我國自2012年總額預算管理改革在各地逐步實施以來，國內醫(yī)療領域的學者主要通過實地調研和描述性統(tǒng)計分析改革對醫(yī)療機構行為的影響。直到近年來，才有少數經濟學領域的學者開始對總額預算管理改革建立經濟學模型和開展實證研究。杜創(chuàng)(7)杜創(chuàng)：《動態(tài)激勵與最優(yōu)醫(yī)保支付方式》，《經濟研究》，2017年第11期。利用經濟學模型證明，總額預算管理改革下的主要問題是診療不足，出現推諉病人或者重病輕治等現象。廖藏宜(8)廖藏宜：《醫(yī)療保險付費對醫(yī)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。通過經濟學模型解釋了在嚴格實施總額預算管理的情況下，醫(yī)院會減少醫(yī)療服務要素投入水平，包括減少對醫(yī)療成本過高的醫(yī)療保險支付患者提供服務。覃英華(9)覃英華：《醫(yī)保付費總額控制對醫(yī)院經濟運行的評價研究》,廣西醫(yī)科大學碩士論文，2016年第11期。利用中斷時間序列模型和倍差法評價了廣西某醫(yī)院實施的總額預付控制的運行效果，發(fā)現總額預算管理提高了普通住院人次，降低了糖尿病的平均住院日。

總體來看，國外關于總額預算管理改革對醫(yī)療服務行為的影響研究較早，而我國還處于起步階段且研究成果有限。因此本文在建立科學的經濟學模型的基礎上，通過實證檢驗總額預算管理改革對醫(yī)療服務效率影響的實際效果。

二、理論模型與研究假設

(一)模型基礎

本文中醫(yī)療保險支付模型以我國城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險中的住院醫(yī)療保險支付為基礎，基本假設為：假設社會醫(yī)療保險中的所有患者均為參保人，所患疾病包含重度病種和輕度病種兩個住院病種，僅有一家醫(yī)療服務機構提供醫(yī)療服務。醫(yī)療費用由醫(yī)療保險機構的統(tǒng)籌基金和個人共同支付，其中統(tǒng)籌基金通過按服務項目付費制或總額預算管理的醫(yī)療保險支付方式對醫(yī)療服務機構進行支付。醫(yī)療服務機構在不同的支付方式下將根據自身效用最大化原則實施診療行為。

1．醫(yī)療服務機構的效用函數

公立醫(yī)療服務機構的公益性既是國家的大政方針，也是學者們的一致共識，本文中醫(yī)療服務機構的效用函數包括了其公益性效用和營利性效用，分別由醫(yī)療服務總量和總利潤進行衡量。

醫(yī)療服務機構的公益性效用由醫(yī)療服務總量(Q)衡量，包括醫(yī)療服務數量和質量。醫(yī)療服務數量包括治療重度病種患者總數(I)和治療輕度病種患者總數(J)。I∈[I0，I+]，J∈[J0，J+]，I0和J0代表醫(yī)療服務機構根據制度規(guī)定必須治療的重度病種和輕度病種的最低患者數，包括強制接收的轉院病例、重點病例等；I+和J+代表實際需要獲得治療的重度病種和輕度病種的最高患者數。醫(yī)療服務質量指每位患者的治愈水平，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。因此，醫(yī)療服務總量可以表示為醫(yī)療服務數量和質量的函數，即Q=Iq1+Jq2

醫(yī)療服務機構的營利性效用由醫(yī)療服務機構的總利潤(R)衡量，為醫(yī)療服務機構通過醫(yī)療服務獲得的經濟價值，等于其總收入(S)減去總成本(C)：R=S-C

在我國現行的社會醫(yī)療保險體系中，醫(yī)療服務機構的收入主要由政府補貼(Z)、統(tǒng)籌基金支付的醫(yī)療費用(T)和個人支付的醫(yī)療費用(G)三部分組成。因此，醫(yī)療服務機構的收入函數為

S=Z+T+G

醫(yī)療服務機構的成本可以分為兩類，一類為固定成本(N)，固定成本總額是確定的，不會隨著治療患者數的增加而增加；另一類為非固定成本，為治療患者過程中投入的人均醫(yī)療服務量和醫(yī)生努力程度產生的成本。p為人均醫(yī)療服務量的平均單位成本。E(e)為醫(yī)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，E″(e)>0。該負效用隨著醫(yī)生付出努力程度的增加而單調遞增，且隨著努力程度的增加邊際效應遞增，因此E(e)為上凹的單調遞增函數E(e)>0，E′(e)>0，。因此，醫(yī)療服務機構的成本函數為

C=N+I[pm1+E(e1)]+J[pm2+E(e2)]

營利性效用在醫(yī)療服務機構總效用中所占的比重由逐利偏好(a)決定。0

綜上，醫(yī)療服務機構的效用函數為

Ux=(1-a)Q+aR=(1-a)Q+a(S-C)

下面將推導按服務項目付費制和總額預算管理下醫(yī)療服務機構的效用。

2．按服務項目付費制下醫(yī)療服務機構的效用

在按服務項目付費制下，醫(yī)療服務機構的醫(yī)療費用收入總額為人均醫(yī)療服務量的成本加一定的醫(yī)療服務加成率(z)。本文假設重度病種和輕度病種醫(yī)療費用中個人支付的自付比例為g1和g2，統(tǒng)籌基金支付的比例為t1和t2，t1+g1=1，t2+g2=1。另外，因城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險中個人自付比例隨著醫(yī)療費用的增加而降低，而重度病種的醫(yī)療費用通常高于輕度病種，因此假設重度病種的自付比例低于輕度病種，g1

S=Z+T+G=Z+(1+z)p(Im1+Jm2)

此時，醫(yī)療服務機構的最大化效用函數為

=(1-a)[Iq1(m1,e1)+Jq2(m2,e2)]

+a{Z+(1+z)p(Im1+Jm2)-N-I[pm1+E(e1)]-J[pm2+E(e2)]}

=(1-a)[Iq1(m1,e1)+Jq2(m2,e2)]

+a{Z+I[zpm1-E(e1)]}+J[zpm2-E(e2)-N]}

3．總額預算管理下醫(yī)療服務機構的效用

在總額預算管理下，統(tǒng)籌基金支付按照提前確定的預算總額(A)向醫(yī)療服務機構支付醫(yī)療費用，T=A。個人支付的醫(yī)療費用依然隨人均醫(yī)療服務量而變化。G=(1+z)p(Im1g1+Jm2g2)。因此，醫(yī)療服務機構的收入函數為S=Z+A+(1+z)p(Im1g1+Jm2g2)

此時，醫(yī)療服務機構的最大化效用函數為

=(1-a)[Iq1(m1,e1)+Jq2(m2,e2)]

+a{Z+(1+z)p(Im1+Jm2)-N-I[pm1+E(e1)]-J[pm2+E(e2)]}

=(1-a)[Iq1(m1,e1)+Jq2(m2,e2)]

+a{Z+I[zpm1-E(e1)]}+J[zpm2-E(e2)-N]}

(二)理論分析及研究假設

1．總額預算管理改革后人均醫(yī)療服務量變化的假設

綜上，在人均醫(yī)療服務量方面，按服務項目付費制下存在過度醫(yī)療的問題，但是總額預算管理改革后存在醫(yī)療服務不足的問題。由此得出假設一。

假設一：實施按服務項目付費制向總額預算管理改革后，人均醫(yī)療服務量降低。

2．總額預算管理改革后治療患者數變化的假設

按服務項目付費制下，關于和的最大化一階條件為

假設二：實施按服務項目付費制向總額預算管理改革后，治療患者數降低。

3．總額預算管理改革后不同病種間人均醫(yī)療服務量變化程度差異的假設

假設三：實施按服務項目付費制向總額預算管理改革后，重度病種人均醫(yī)療服務量的降低幅度大于輕度病種。

三、數據、變量與描述性統(tǒng)計

(一)數據來源

本文數據來自某省級職工醫(yī)療保險參保人員2009—2016年的住院數據，共計205910個病例。該數據包含了某省級政府機關所有參保人員在247家定點醫(yī)療服務機構的全部住院數據，數據具有真實性和代表性。

(二)變量

1．被解釋變量(Yi,t)

在被解釋變量選取方面，選擇住院人次作為治療患者數的衡量指標，平均住院日作為人均醫(yī)療服務量的衡量指標。住院人次是指每年的住院患者次數，平均住院日指每一出院者的平均住院時間。本文不僅采用了變量的絕對值，還計算了變量的年增長率，以同時考察總額預算管理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。

2．解釋變量(reformt)

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算管理改革的虛擬變量。在2013年及之后的年份，reformt=1；在2013年之前的年份，reformt=0。

3．控制變量(Zi,t)

控制變量包括年齡結構變量、在職狀態(tài)結構變量、性別結構變量、醫(yī)院等級結構變量、時間趨勢變量和個體效應變量等。

具體變量定義見表1。

表1 變量定義

(三)描述性統(tǒng)計

表2的描述性統(tǒng)計報告了未對變量做取對數處理前2009—2016年8年間290個病種的平均數據。

四、混合模型

最直觀的實證檢驗方法是假設所有病種具有同樣的回歸方程，通過最小二乘法(OLS)進行混

表2 變量的描述性統(tǒng)計

合模型回歸。建立混合模型如下：Yi,t=α+βreformt+γZi,t+δt+εit

混合模型的回歸結果見表3?；貧w結果顯示，在住院人次模型中，改革變量的估計系數為正但不顯著，但在住院人次增長率模型中，改革變量的估計系數為負且顯著。在平均住院日模型及平均住院日增長率模型中，改革變量的估計系數均為負數且顯著。結果表明，總額預算管理改革降低了住院人次的增長率，且降低了平均住院日及增長率。上述混合模型采用了控制變量和時間趨勢變量，但沒有考慮到病種的個體效應，結果通常有偏。因此本文將建立面板模型。

表3 總額預算管理改革對醫(yī)療服務效率及增長率的影響(混合模型)

五、靜態(tài)個體效應面板模型

對于本文中截面數據(N)遠大于時間序列(T)的短面板數據，通常采用靜態(tài)面板模型。建立模型如下Yi,t=α+βreformt+γZi,t+δt+μi+εit

固定效應和隨機效應的聯(lián)合顯著性檢驗表明，被解釋變量為住院人次和平均住院日時，固定效應模型和隨機效應模型均優(yōu)于混合模型。被解釋變量為住院人次和平均住院日的增長率時，混合模型優(yōu)于固定效應模型和隨機效應模型，因此本文不再對被解釋變量為增長率的模型進行板模型估計。首先對住院人次模型和平均住院日模型進行豪斯曼(Hausman)檢驗，顯示應當采用隨機效應模型，但對誤差項進行檢驗，發(fā)現住院人次模型存在序列相關和截面相依，平均住院日模型存在序列相關和異方差，因此傳統(tǒng)的豪斯曼檢驗不再適用，采用“輔助法”判定是否應采用固定效應模型或隨機效應模型(10)陳強：《高級計量經濟學及Stata應用》，北京：高等教育出版社，2010年版，第163頁。。輔助法表明住院人次模型應當選擇隨機效應模型，平均住院日模型應當采用固定效應模型。采用異方差、序列相關以及截面相關一致標準誤對住院人次和平均住院日的模型進行估計。面板模型的回歸結果顯示，住院人次模型中改革變量的估計系數為正但不顯著，平均住院日模型中改革變量的估計系數為負且顯著。結果表明，總額預算管理改革顯著減少了住院天數。

在靜態(tài)個體效應面板模型中，我們采用了控制變量、病種的個體效應變量、時間趨勢項變量，但是仍無法避免遺漏變量的問題，例如醫(yī)療技術水平發(fā)展，醫(yī)療服務的價格調整等。為避免遺漏變量的內生性問題，本文將采用斷點回歸模型。

六、斷點回歸模型

在本文中，作為干預變量的政策為總額預算管理改革，因此選擇改革實施的2013年作為斷點，采用清晰斷點回歸分析。斷點回歸通常采用參數估計和非參數估計兩種方法實現，本文主要采取權重函數為三角核的非參數估計，并通過最小化均方誤差(Mean Square Error，MSE)選擇最優(yōu)帶寬。

斷點回歸模型的基準回歸結果見表4。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，兩者結論一致。

回歸結果顯示，住院人次模型中改革變量的估計系數為正，住院人次增長率模型中改革變量的估計系數為負，但兩者均不顯著。結果表明，總額預算管理改革對住院人次及其增長率沒有顯著影響。平均住院日及增長率模型中改革變量的估計系數均顯著為負。結果表明，總額預算管理改革降低了平均住院日。

表4 總額預算管理改革對醫(yī)療服務效率及增長率的影響：基準回歸(斷點回歸模型)

下面進行不同病種間的異質性分析。重度病種所需的治療成本和人均醫(yī)療服務量通常高于輕度病種，由此產生的醫(yī)療費用也高于輕度病種，因此本文選擇統(tǒng)籌基金支付的總費用作為病種嚴重程度的衡量指標。之所以沒有將統(tǒng)籌基金和個人支付的合計總費用作為病種嚴重程度指標，原因在于個人支付的費用中涵蓋了超出醫(yī)療保險報銷范圍的自費醫(yī)療項目及藥品，可能包括了非正常治療所需的醫(yī)療費用，而非由病種嚴重程度造成的醫(yī)療費用。將290個病種中統(tǒng)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。斷點回歸模型的異質性檢驗的回歸結果顯示，在平均住院日模型及增長率模型中，重度病種組和輕度病種組的Lwald估計值均為負且顯著，且重度病種組的Lwald估計值均低于輕度病種組，證明總額預算管理改革后重度病種平均住院日的減少幅度大于輕度病種，即證實了假設三，實施按服務項目付費制向總額預算管理改革后，重度病種人均醫(yī)療服務量的降低幅度大于輕度病種。

另外，重度病種組在住院人次模型中改革變量的估計系數為負值但不顯著，在住院人次增長率模型中改革變量的估計系數在1%的顯著性水平上為負。輕度病種組在住院人次模型及住院人次增長率模型中，改革變量的估計系數為正且不顯著。該結果表明，實施按服務項目付費制向總額預算管理改革后，重度病種的住院人次在一定程度上有所減少，但輕度病種的住院人次并沒有顯著增加。

下面進行穩(wěn)健性檢驗。檢驗結果顯示(因篇幅原因，表格略)，基本上所有控制變量在最優(yōu)帶寬下的斷點處均連續(xù)，僅在住院天數及增長率模型中，三級醫(yī)院占比及二級醫(yī)院占比在較低的顯著性水平(10%)上顯著。去掉三級醫(yī)院占比及二級醫(yī)院占比這兩項控制變量后進行非參數估計的斷點回歸，結果顯示，結論沒有發(fā)生顯著變化。在最優(yōu)帶寬為0.8倍和1.2倍的情況下進行非參數估計，結果顯示，結論沒有發(fā)生顯著變化。將斷點改為2015年進行斷點回歸非參數估計進行安慰劑檢驗，結果顯示，改革變量的估計系數均不顯著。

七、結論與政策建議

本文基于某省級職工醫(yī)療保險于2013年實施醫(yī)療保險總額預算管理改革這一自然實驗，利用2009—2016年的參保人員住院數據，通過混合模型、靜態(tài)個體效應面板模型和斷點回歸模型分析總額預算管理改革實施的實際效果。本文得出以下主要結論和政策建議：

1．模型一致表明，總額預算管理改革顯著降低了平均住院日，因此證實了假設一，即實施按服務項目付費制向總額預算管理改革后，人均醫(yī)療服務量降低。長期以來，按服務項目付費制導致的過度醫(yī)療行為一直是我國醫(yī)療衛(wèi)生領域的難題，造成了平均住院日居高不下，醫(yī)療資源浪費嚴重，醫(yī)療費用上漲過快。而在總額預算管理下，受預算總額限制，過度醫(yī)療行為得到了有效的控制，因此平均住院日縮短，表明人均醫(yī)療服務量降低，醫(yī)療服務效率提高。同時需要注意的是，總額預算管理改革后，為避免醫(yī)療服務機構為節(jié)約成本而過度降低平均住院天數，更應加強醫(yī)療服務質量的監(jiān)督，例如需要對不同病種建立基本檢查項目等人均醫(yī)療服務量標準，并設定嚴格的患者出院標準，確保在制約過度醫(yī)療的同時避免發(fā)生醫(yī)療不足的問題。

2．斷點回歸模型的異質性分析表明，總額預算管理改革后重度病種平均住院日的減少幅度大于輕度病種，證實了假設三，即實施按服務項目付費制向總額預算管理改革后，重度病種人均醫(yī)療服務量的降低幅度大于輕度病種。重度病種治療的復雜性和專業(yè)性更強，患者與醫(yī)療服務機構之間的信息不對稱更大，且重度病種的治療費用和利潤率通常更高，因此在按服務項目付費制下，醫(yī)療服務機構更傾向于在重度病種中實施過度醫(yī)療，重度病種的人均住院天數中的誘導住院行為更為明顯。因此，總額預算管理改革實施后，對重度病種的誘導住院行為的糾正效果更明顯，緩解了重度病種治療對醫(yī)療保險基金和個人帶來的支付負擔，同時改善了醫(yī)療資源利用結構的不合理性。

3．面板模型和斷點回歸模型表明，總額預算管理對住院人次無顯著影響，因此無法證實假設二，總額預算管理改革導致醫(yī)療服務機構降低了治療患者數。實證結果與理論分析不符的原因在于，理論分析中，總額預算管理下治療患者的效用低于按服務項目付費制，因此推論治療患者數將降低；但在實際情況中，某省級職工醫(yī)療保險的總額預算管理改革中的總額確定過程中將參考上一年度的就診人次、住院人次和費用總額等因素。因此，醫(yī)療服務機構如果刻意降低當年的住院人次，將導致次年獲得的預算總額下降，相當于獲取了短期利益但損失了長期利益，因此醫(yī)療服務機構不會全面降低住院人次。由此可見，科學合理的預算總額確定方式是總額預算管理的重點。通過在預算總額確定過程中加入對住院人次因素的考量，能夠有效避免拒診病人、推諉病人等現象，促進醫(yī)療服務機構合理實施醫(yī)療行為。

4．斷點回歸模型的異質性分析表明，實施按服務項目付費制向總額預算管理改革后，重度病種住院人次的增長率顯著降低，說明可能存在一定程度的推諉重病病人住院現象。這是因為重度病種患者所需的醫(yī)療服務成本更高，而在總額預算管理下無法獲得額外的收入補償，因此對預算總額的占用程度更大，甚至在重度病種患者過多的情況下可能造成醫(yī)療服務機構的經濟虧損。因此，在實施總額預算管理的同時，應當結合按疾病診斷組付費制(DRGs)、按床日付費等復合式支付方式，使得醫(yī)療服務機構治療不同病種病例均能獲得相應的合理補償，保證重度病種患者能夠正常住院并獲得合理的醫(yī)療服務。

5．斷點回歸模型的異質性分析還表明，實施按服務項目付費制向總額預算管理改革后，輕度病種住院人次沒有明顯變化，說明誘導輕度病種住院的現象并不明顯。理論而言，誘導輕度病種住院有助于增加當年的住院人次以獲得次年更高的預算總額，同時不會大幅增加當年的醫(yī)療費用成本，醫(yī)療服務機構可能通過采用此類行為獲利。但實際情況中，因采取了醫(yī)療大數據監(jiān)控等技術手段和賞罰制度，此類不合理醫(yī)療行為得到了有效的限制。因此，為了避免醫(yī)療服務機構通過引導輕病住院、分解住院次數等方式提高當年住院人次以獲得次年更高的預算總額，還需加強醫(yī)療服務過程管理與監(jiān)督。

總體而言，實證分析證明，總額預算管理并沒有導致住院人次整體下降的普遍拒診患者的現象，也未引發(fā)輕病住院人次上升的誘導輕病住院行為，且有效降低了整體的平均住院日，特別是降低了重度病種的平均住院日，證明了總額預算管理在提高醫(yī)療服務效率方面取得了良好的效果。為了進一步完善醫(yī)療保險支付方式改革，應當在繼續(xù)實施總額預算管理的基礎上，加強醫(yī)療服務質量監(jiān)督和醫(yī)療服務過程管理，探索精細化、科學化的預算總額確定方式，并且結合按疾病診斷組付費制(DRGs)、按床日付費等復合式支付方式，全面保障各類病種患者的醫(yī)療權益，促進醫(yī)療保險體系的健康發(fā)展。