朱鳳梅

一、引言

我國城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(簡稱“職工醫(yī)?！?實施社會統(tǒng)籌和個人賬戶相結合，其中統(tǒng)籌基金主要用于支付住院和門診大病費用，個人賬戶主要用于支付普通門診費用。但個人賬戶風險防范功能較弱，加上普通門診報銷缺位，導致患者不管大病小病都傾向于通過住院獲得醫(yī)療服務，“社會性住院”“小病大治”現(xiàn)象突出。國家醫(yī)療保障局《2019年全國醫(yī)療保障事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報》顯示，我國職工醫(yī)保住院率18.7%，其中在職職工為10.1%，退休人員高達42.5%。為此，國務院辦公廳于2021年4月發(fā)布《關于建立健全職工基本醫(yī)療保險門診共濟保障機制的指導意見》(簡稱“指導意見”)，提出將門診費用納入職工醫(yī)保統(tǒng)籌基金支付范圍，改革職工醫(yī)保個人賬戶，建立健全門診共濟保障機制。但鑒于門診服務的特點，保障水平提高會導致患者門診服務利用明顯增加，并引發(fā)一定的道德風險。[1-2]由此引出的現(xiàn)實問題是，門診統(tǒng)籌是否會導致參保患者門診就診次數(shù)和門診醫(yī)療費用的大幅上升？是否會對職工醫(yī)?；鹬С鲈斐奢^大壓力？醫(yī)保部門如何在提高保障水平和防止過度醫(yī)療之間進行權衡？回答清楚這幾個問題，對促進各統(tǒng)籌區(qū)加快推進職工醫(yī)保門診共濟保障改革具有重要的現(xiàn)實意義和指導意義。

實證上檢驗上述問題，常用的方法主要有三種：一是利用自然實驗數(shù)據(jù)，研究成本分擔變動(個人共付水平或醫(yī)保共付率)對參保人醫(yī)療服務利用和醫(yī)療費用支出的影響[3-6]。二是直接觀察比較不同醫(yī)療保險計劃(不同成本分擔或不同支付水平)下，參保人的醫(yī)療服務消費情況，即醫(yī)療服務需求對價格的反應。大量研究發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療保健需求隨現(xiàn)金支付成本的增加而下降，價格彈性因人群和機構的不同而不同[3,7-11]。三是利用醫(yī)療保險隨機試驗數(shù)據(jù)，集中討論不同保險計劃對參保人醫(yī)療服務利用或醫(yī)療費用支出的影響。代表性研究是美國1974年至1982年間進行的蘭德實驗，其研究結果顯示：成本分擔變動對患者醫(yī)療服務利用和醫(yī)療支出具有顯著的影響，醫(yī)療保險共付率越高，門診或住院服務利用概率越低，從免費就醫(yī)到個人自付25%，就診率下降27%，住院率下降18%，醫(yī)療支出下降15%[2]。

鑒于中國職工醫(yī)保的參保特征和數(shù)據(jù)可得性，本文利用46個統(tǒng)籌區(qū)醫(yī)保部門2017年職工醫(yī)保參保患者就診實際報銷數(shù)據(jù)，以其中18個門診統(tǒng)籌地區(qū)作為準自然實驗，利用直接觀察比較的方法，實證檢驗門診統(tǒng)籌(即患者成本分擔變動)對醫(yī)療服務利用和費用支出的影響，對三種患者成本分擔機制(有起付線和封頂線、無起付線有封頂線、無起付線無封頂線)的政策效果進行比較，對職工醫(yī)保門診共濟保障改革提供實證支持，并對制定和完善門診統(tǒng)籌報銷政策提供借鑒。同時，本文從改革產生的社會效應和經濟效應出發(fā)，進一步研究了門診統(tǒng)籌及不同成本分擔機制對醫(yī)保部門全年醫(yī)保基金支出和參?；颊呷赆t(yī)療負擔可能產生的影響，為優(yōu)化醫(yī)保基金配置，提高醫(yī)?；鹗褂眯侍峁┪⒂^證據(jù)。

二、制度背景與文獻綜述

(一)制度背景

1998年2月，國務院頒布《關于建立城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險制度的決定》，提出建立基本醫(yī)療保險統(tǒng)籌基金和個人帳戶。職工個人繳納的基本醫(yī)療保險費，全部計入個人帳戶。用人單位繳納的基本醫(yī)療保險費分為兩部分，一部分用于建立統(tǒng)籌基金，一部分劃入個人帳戶。劃入個人帳戶的比例一般為用人單位繳費的30%左右，具體比例由統(tǒng)籌地區(qū)根據(jù)個人帳戶的支付范圍和職工年齡等因素確定。個人賬戶的設計對促進當時我國公費醫(yī)療和勞保醫(yī)療轉型發(fā)揮了重要作用。但經過二十多年的實踐表明，個人賬戶制度存在以下弊端：一是缺乏互助共濟，資金面臨貶值風險；二是資金浪費嚴重，使用效率低。

2011年2月，國務院辦公廳《關于印發(fā)醫(yī)藥衛(wèi)生體制五項重點改革2011年度主要工作安排的通知》提出積極探索職工醫(yī)保門診統(tǒng)籌。2011年5月，人社部《關于普遍開展城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險門診統(tǒng)籌有關問題的意見》提出，在推進居民醫(yī)保門診統(tǒng)籌的同時，有條件的地區(qū)可以調整職工醫(yī)保個人賬戶使用辦法，探索職工門診保障統(tǒng)籌共濟辦法。2012年3月，國務院《關于印發(fā)“十二五”期間深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革規(guī)劃暨實施方案的通知》要求穩(wěn)步推進職工醫(yī)保門診統(tǒng)籌。但由于國家政策文件要求不明確，地方在實踐探索中形成了不同的門診統(tǒng)籌形式。如青島、淄博等提取部分個人賬戶基金建立門診統(tǒng)籌；杭州、福州、廈門、廣州、深圳等利用統(tǒng)籌基金結余建立門診統(tǒng)籌[12]。同時，在門診報銷政策上也存在一定差異。2021年4月《指導意見》的出臺，明確了個人賬戶的計入辦法和門診統(tǒng)籌的資金來源，一是個人賬戶仍然保留；二是在職職工單位繳費全部計入統(tǒng)籌基金，不再計入個人賬戶；三是將多發(fā)病、常見病普通門診費用納入醫(yī)保報銷，政策范圍內支付比例從50%起步。這會直接帶來兩個結果：第一，統(tǒng)籌基金風險池的擴大，有助于資金互助共濟功能的增強；第二，門診基金和住院基金可以統(tǒng)籌使用，為優(yōu)化醫(yī)?；鹳Y源配置提供了可能。

(二)文獻綜述

醫(yī)療保險支付制度的不同決定了消費者、保險方和供給方不同的激勵機制。其中對需求方的激勵主要是道德風險，即成本分擔降低患者自付價格的同時，提高了醫(yī)療服務的消費數(shù)量。[13-14]需方道德風險又可以分為事前道德風險和事后道德風險。[15-16]除特別說明外，本文研究的道德風險均指事后道德風險。

關于門診成本分擔變動是否引發(fā)道德風險這一問題的研究，結論并不一致。一些早期研究發(fā)現(xiàn)，門診成本分擔變動對醫(yī)療服務利用有顯著影響。美國聯(lián)合礦山工人健康計劃實施后，門診成本分擔變化后(變化前：無起付線；變化后：共付率40%，家庭最高限額500美元)，不管是門診就診量還是門診費用均出現(xiàn)下降。[17]對美國加利福尼亞州醫(yī)療補助計劃的研究發(fā)現(xiàn)，相比起付線以上不需要額外支付費用的人群，需要支付一定共付費用的人群就診量出現(xiàn)下降，經人口差異調整后，就診人數(shù)約下降8%。[18，5]加拿大薩斯克徹溫省醫(yī)療保險共付制改革對醫(yī)生服務利用的影響，發(fā)現(xiàn)提高共付費用后，醫(yī)生服務利用量下降了6%-7%，其中下降最多的是全科醫(yī)生服務。[19]經估計，有學者認為美國醫(yī)療需求的價格彈性在-0.1至-0.2之間。[2，20-21]比利時九十年代患者醫(yī)療需求的價格彈性在-0.03至-0.13之間。[22]

另一些文獻則發(fā)現(xiàn)，與美國等早期證據(jù)不同，門診成本分擔變動對醫(yī)療服務利用沒有影響。德國法定醫(yī)療保險門診共付制的引入并沒有顯著降低患者的門診就診次數(shù)。[23]瑞典共付水平的變動沒有對初級保健醫(yī)生的就診次數(shù)產生顯著的影響。[24]同樣，一項針對法國的研究顯示，普通人群全科醫(yī)生門診就診完全沒有價格彈性。[25]

在此基礎上，一些延伸性的文獻研究則認為，試圖通過患者付費限制患者醫(yī)療服務的可得性是不公平且無效的。[26]一方面會增加與收入有關的健康利用方面的不平等。[27]另一方面從長遠來看，可能會惡化人口健康，提高醫(yī)療成本。研究發(fā)現(xiàn)，門診服務共付費用的上升與住院率的上升有關。[28]這一現(xiàn)象被稱為“抵消效應”，即一項服務的減少被另一項替代服務的增加所抵消，或者說門診服務與住院服務存在正交叉價格效應。[29]而這種抵消效應更可能發(fā)生在健康狀況較差的低收入人群和老年人群中。[2, 30-32]

目前基于中國醫(yī)療保險道德風險的研究很多，但關于門診道德風險問題的研究還很少。[33-34]有學者分析門診統(tǒng)籌對門診概率和住院概率的影響，發(fā)現(xiàn)門診統(tǒng)籌顯著提高了門診概率，同時降低了住院概率，且門診服務和住院服務存在替代效應。[35]還有學者研究某市門診起付線降低對醫(yī)療服務利用和醫(yī)療費用的影響，發(fā)現(xiàn)起付線下降1%,患者平均的醫(yī)保基金支出增加約為2%,但起付線政策對于健康需求程度不同的參保人有不同的影響。[36]與之不同的是，本文重點考察門診統(tǒng)籌對門診服務利用和門診費用支出的影響，特別是門診報銷下，成本分擔機制的不同對門診服務利用和門診費用支出的影響，以及由此帶來的政策效果，包括對患者醫(yī)療負擔和醫(yī)?；鹳Y源配置的總體效果?；诖?，結合上述文獻分析，本文提出以下假設：

假設1：門診統(tǒng)籌對參?；颊吣觊T診次數(shù)和年門診醫(yī)療費用支出具有顯著的正向影響。

假設2：不同成本分擔機制下，參?；颊叩尼t(yī)療服務需求存在顯著差異。

假設3：基于假設1和“抵消效應”，門診統(tǒng)籌對醫(yī)保基金支出具有顯著的正向影響，其中對住院醫(yī)?；鹬С鼍哂酗@著的負向影響。

三、數(shù)據(jù)、樣本及實證模型

本文數(shù)據(jù)來源于“中國醫(yī)療保險研究會2017年基本醫(yī)保抽樣數(shù)據(jù)庫(CHIRA)”。CHIRA數(shù)據(jù)由地方醫(yī)保部門直接上報，上報樣本量原則上直轄市不少于2%、省會城市和地級城市不少于5%。所有被抽到的享受待遇患者包含其“自然年內所有門診和住院記錄信息”。本文研究對象為職工醫(yī)保患者，因此剔除城鄉(xiāng)居民醫(yī)保(含新農合)患者，并將每位職工醫(yī)保患者一年內的所有就診信息合并為一條數(shù)據(jù)，并對其就診情況、費用支出、基金報銷等進行加總，得到年門診次數(shù)、年住院次數(shù)、年門診費用支出、年住院費用支出、年醫(yī)療總費用支出、年門診基金支付、年住院基金支付等，共計4137481條數(shù)據(jù)。

(一)解釋變量：門診統(tǒng)籌

門診統(tǒng)籌是一個改革虛擬變量，本文根據(jù)樣本地區(qū)是否有公開可查的政策文件進行定義。如果患者i所在參保地自2009年新醫(yī)改至2017年期間，在政府官網或其他網絡渠道公開發(fā)布過職工醫(yī)保門診統(tǒng)籌政策文件，那么對該患者的門診統(tǒng)籌變量賦值為1；否則，賦值為0。為保證樣本均衡性，提高數(shù)據(jù)可比性，本文剔除北京、上海和廣州(三者均是實施門診統(tǒng)籌的經濟發(fā)達地區(qū))，以及樣本量在1萬以下的地區(qū)，最后得到46個地區(qū)共計3524007條樣本數(shù)據(jù)。

為考察患者成本分擔機制對醫(yī)療服務利用的影響，本文對18個門診統(tǒng)籌地區(qū)政策文件進行梳理，將各地在醫(yī)保門診報銷(起付線、報銷比例和封頂線)上的政策設計簡單歸納為3類：“有起付線和封頂線”“無起付線有封頂線”“無起付線無封頂線”①?！坝衅鸶毒€和封頂線”是醫(yī)保支付制度常用的，也是被公認的可以防止過度消費的一種政策設計，研究樣本中有10個地區(qū)采用這一政策設計。采用“無起付線有封頂線”的門診統(tǒng)籌地區(qū)有深圳、大連、福州、長春和金華，通過無起付線的設置，在醫(yī)療服務可得性上實現(xiàn)起點公平，但一般會選擇按年、按季或按月設置最高報銷額度，即封頂線。而采用“無起付線無封頂線”的主要是東莞、廈門和杭州，這些地區(qū)的共同特征是經濟發(fā)達，且人口結構較年輕。其中廈門和杭州是在個人賬戶用完后，實施無起付線報銷，本文將其看作無起付線。

(二)描述性統(tǒng)計分析

最終樣本的統(tǒng)計性描述如表1所示。本文分別匯報了門診未統(tǒng)籌樣本和統(tǒng)籌樣本的變量情況，其中統(tǒng)籌地區(qū)患者樣本占比34%。在控制變量中，我們還統(tǒng)計了患者所在參保地人社部門②主要領導(書記、局長)的任期情況，并根據(jù)其任職時間長短(短則1年多，長則5年及以上)和國家關于職工醫(yī)保門診統(tǒng)籌文件的出臺時間進行判斷，如果門診統(tǒng)籌文件出臺前后2年內，人社部門主要領導未發(fā)生變動，則認為任期連續(xù)，否則為不連續(xù)。同時，我們還統(tǒng)計了職工醫(yī)保參保人數(shù)占當?shù)貐⒈？側藬?shù)的比例，將占比在60%及以上的地區(qū)賦值為1，否則為0。其中，領導任職情況來源于人社部門官網和可查詢的網絡公開信息。職工醫(yī)保參保人數(shù)及總參保人數(shù)來源于各地2017年國民經濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報，總參保人數(shù)缺失的地區(qū)根據(jù)各地常住人口和全國95%的平均參保率進行估算。

表1 樣本統(tǒng)計性描述

(三)實證模型

本文考察的核心被解釋變量主要有兩個：一是職工醫(yī)?；颊叩哪觊T診次數(shù)；二是職工醫(yī)?；颊叩哪觊T診費用支出。本文根據(jù)被解釋變量的數(shù)據(jù)特征，分別構建不同的實證模型。

1.醫(yī)療服務利用模型

年門診次數(shù)是典型的計數(shù)資料，含有大量的“0”值，參?；颊呔歪t(yī)決策可以分2個階段進行，首先決定是否選擇門診治療，這相當于一個二值選擇問題；其次決定年門診就診的次數(shù)，這是一個“取正整數(shù)”問題。本文采用零膨脹泊松回歸進行分析，即被解釋變量年門診次數(shù)Vi服從如下“混合分布”。

其中，λi=exp(x′iβ)，θ>0與β為待估參數(shù)。我們使用Logit模型來估計二值選擇問題，即年門診次數(shù)Vi=0或Vi>0，使用最大似然函數(shù)(MLE)估計上述模型。為檢驗零膨脹泊松回歸是否可靠，文中同時給出了泊松回歸的結果。

2.醫(yī)療費用支出模型

對于年門診費用支出來說，只有當年門診次數(shù)Vi>0時，年門診費用yi才有可能被觀察到。

本文參照托賓(1958)和克拉格(1971)，構建“兩部分模型”：[37-38]

f(y|x)=

為保證f(y|v=1,x)為取值為正的隨機變量的密度函數(shù)，我們對年門診費用作對數(shù)處理。其中，對第一階段的決策(是否選擇門診)建立Probit模型。對第二階段采用最小二乘法進行估計。

四、實證結果、穩(wěn)健性檢驗與異質性分析

(一)門診統(tǒng)籌的特征性事實

本文將門診統(tǒng)籌看作是準自然實驗，即是否門診統(tǒng)籌，患者無法自由選擇，完全取決于所在參保地醫(yī)保部門的政策決策。同時，門診報銷政策的不同，也意味參?；颊哂兄煌某杀痉謸鷻C制。

從表2可以看出，統(tǒng)籌地區(qū)年門診次數(shù)明顯高于未統(tǒng)籌地區(qū)。統(tǒng)籌地區(qū)年門診次數(shù)在“11次及以上”的患者占比超過25%，未統(tǒng)籌地區(qū)僅為7.2%。相反，統(tǒng)籌地區(qū)年門診次數(shù)在“1次”的患者占比僅為17.1%，未統(tǒng)籌地區(qū)高達37.2%。門診報銷政策不同，患者就診行為也存在一定差異。其中，有起付線和封頂線的，年門診次數(shù)在“11次及以上”的患者占比超過30%，無起付線無封頂線的略高，而無起付線有封頂線的僅為19.7%。三種報銷政策下，年門診次數(shù)在“1次”的患者占比分別為16.5%、19.3%、13.9%。

表2 統(tǒng)籌與未統(tǒng)籌地區(qū)年門診次數(shù)分布

(二)門診統(tǒng)籌對醫(yī)療服務利用的影響

表3中(1)-(3)列匯報了門診統(tǒng)籌對醫(yī)療服務利用的影響結果。其中(1)列泊松回歸結果顯示，樣本標準差接近期望的2倍，不滿足使用泊松回歸的前提條件，(2)列零膨脹泊松回歸結果也顯著拒絕了“泊松回歸”(Vuong統(tǒng)計量為230.51，遠遠大于1.96)。因此，本文選擇零膨脹泊松回歸分析門診統(tǒng)籌對年門診次數(shù)的影響?？梢钥闯觯鄬τ谖磳嵤╅T診統(tǒng)籌，門診統(tǒng)籌對年門診次數(shù)具有正向影響，且在1%的水平上顯著。給定其他變量，門診統(tǒng)籌地區(qū)年平均門診次數(shù)比未統(tǒng)籌地區(qū)多65%(發(fā)生率比IRR為1.65)。

表3 門診統(tǒng)籌對醫(yī)療服務利用的影響

(4)和(5)匯報了年門診費用兩階段回歸結果。其中(4)列選擇方程表明，門診統(tǒng)籌對門診選擇有正向作用，且在1%的水平上顯著。(5)列費用方程顯示，門診統(tǒng)籌顯著提高了年門診費用，使得年門診費用上升了95.2%(exp(0.669)-1，下同)。

為進一步分析門診報銷差異對醫(yī)療服務利用的影響，表4給出了患者不同成本分擔下的回歸結果。其中(1)-(3)列匯報了不同成本分擔對年門診次數(shù)的影響，結果顯示，有起付線和封頂線政策下，年平均門診次數(shù)增加91.2%，無起付線有封頂線政策下，年平均門診次數(shù)增加14.9%，無起付線無封頂線政策下，年平均門診次數(shù)增加95.8%。(4)和(5)列年門診費用兩階段回歸結果顯示，無起付線有封頂線對患者門診選擇的促進作用最大，但對年門診費用的影響最小，僅使得年門診費用上升了12.6%，而有起付線和封頂線使得年門診費用上升了130.7%，無起付線無封頂線使得年門診費用上升了26.9%。這一結果表明，無起付線盡管顯著提高了參?；颊哌x擇門診就醫(yī)的概率，但患者年門診費用支出并不比有起付線的高。

表4 不同成本分擔機制的政策效應比較

(三)門診統(tǒng)籌對醫(yī)保基金配置的影響

表5回歸結果顯示，門診統(tǒng)籌顯著提高了年門診基金支出和年基金總支出，但對年住院基金支出有顯著負向影響，平均而言，年住院基金支出下降了3.6%。這意味著，門診共濟保障制度改革后，一方面會引導部分患者選擇門診服務，另一方面還會帶來住院統(tǒng)籌基金的節(jié)省，節(jié)省的統(tǒng)籌基金有助于提高門診保障待遇。

表5 門診統(tǒng)籌對醫(yī)?；鹬С龅挠绊?/p>

患者成本分擔結果表明，起付線政策對年住院基金支出具有顯著的正向影響，而無起付線政策對年住院基金支出具有顯著的負向影響。同時，本文還發(fā)現(xiàn)，無起付線有封頂線政策能夠帶來年基金總支出的節(jié)省，而相比較而言，起付線政策并未表現(xiàn)出很強的控費作用。

(四)門診統(tǒng)籌對患者醫(yī)療負擔的影響

表6中(1)-(8)列分別匯報了門診統(tǒng)籌對年總自付、年總自付占人均可支配收入比例、門診實際報銷比例以及總實際報銷比例的影響結果。其中，門診統(tǒng)籌可使年總自付支出顯著上升28.3%，門診費用實際報銷比例上升24.9%，總醫(yī)療費用實際報銷比例上升13.7%，但同時導致患者落入較高自付支出占比的可能性也越高。患者成本分擔回歸結果則表明，無起付線政策對患者自付醫(yī)療支出具有顯著的負向影響，同時還顯著降低了患者落入較高自付支出占比的概率。

表6 門診統(tǒng)籌對患者醫(yī)療負擔的影響

(五)穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗估計結果的穩(wěn)健性，我們以年門診次數(shù)為例，采用三種方式進行：一是替換因變量，本文用患者年門診次數(shù)占年門診和住院總次數(shù)的比例替代年門診次數(shù)進行回歸檢驗。二是分樣本回歸，考慮到患者就診行為和醫(yī)療消費行為與其收入水平和當?shù)亟洕l(fā)展水平密切相關，我們根據(jù)患者所在參保地的城市類型(地級市、直轄市和省會)進行分樣本回歸。三是對樣本進行縮尾處理，由于樣本數(shù)據(jù)中患者年門診次數(shù)存在異常值，有可能影響本文的實證結果，因此我們對年門診次數(shù)進行1%分位上雙邊縮尾處理。三種穩(wěn)健性檢驗方法均顯示，門診統(tǒng)籌對年門診次數(shù)具有顯著的正向影響，其中，無起付線有封頂線政策對年門診次數(shù)的促進作用相對?、?。

(六)異質性分析

門診統(tǒng)籌的政策目標及可能產生的政策效應是釋放老年人的門診服務需求，以降低不必要的住院行為。因此，本文將患者年齡劃分為60歲及以上、60歲以下2個年齡段進行異質性分析。從表7結果可以看出，門診統(tǒng)籌顯著提高了兩類人群的門診次數(shù)和門診費用，但對60歲及以上老年人的影響更大。平均而言，門診統(tǒng)籌地區(qū)60歲及以上老年患者年門診次數(shù)接近未統(tǒng)籌地區(qū)的2.5倍，年門診費用上升125.9%；門診統(tǒng)籌地區(qū)60歲以下患者年門診次數(shù)接近未統(tǒng)籌地區(qū)的1.3倍，年門診費用上升85.7%。從不同成本分擔機制來看，門診報銷政策設計的不同對門診次數(shù)和門診費用也存在不同的影響，相比較而言，無起付線有封頂線政策使得老年患者年門診次數(shù)增加91.7%，年門診費用上升43.9%；卻使60歲以下患者年門診次數(shù)減少14.4%，年門診費用僅上升7.6%。

表7 分年齡異質性分析

五、結論與討論

本文主要發(fā)現(xiàn)有：門診統(tǒng)籌顯著提高了醫(yī)療服務利用，包括年門診次數(shù)和年門診費用；醫(yī)保報銷政策不同對醫(yī)療服務利用的影響存在差異，相比較而言，無起付線有封頂線政策并未導致年門診次數(shù)和年門診費用上漲的更多；門診統(tǒng)籌顯著提高了年醫(yī)?；鹂傊С觯@著降低了年住院基金支出；門診統(tǒng)籌會帶來患者自付支出和實際報銷比例的“雙升高”；基于年齡的異質性分析結果表明，老年人群受門診統(tǒng)籌的影響更大，對門診醫(yī)療服務的需求也更高。

首先，總體來說，職工醫(yī)保門診共濟保障改革會帶來患者醫(yī)療服務利用的上升，但這本身也是政策改革的初衷，有證據(jù)表明門診服務和住院服務存在替代效應。[35]其次，職工醫(yī)保門診共濟保障改革是否會對醫(yī)?；鹬С鲈斐奢^大壓力，一方面取決于醫(yī)保報銷政策設計，另一方面取決于參?；颊吣挲g結構。最后，職工醫(yī)保門診共濟保障改革有助于醫(yī)保資金優(yōu)化配置，減少住院基金支出浪費。但這一方面需要各統(tǒng)籌區(qū)在政策設計時把握好門診保障水平，門診保障不足或門診保障過度，可能都非良策。另一方面也有待于各醫(yī)療機構門診服務能力的提升，特別是包括社區(qū)衛(wèi)生服務中心在內的基層醫(yī)療機構。

基于此，本文提出以下政策建議：第一，為預防門診共濟保障制度引致的道德風險問題，實施按人頭、按病種的門診醫(yī)保支付方式，提高醫(yī)療機構門診醫(yī)療服務的積極性和健康管理的主動性，減少不必要的醫(yī)療服務供給。第二，老齡化問題是醫(yī)?；鹬С雒媾R的巨大挑戰(zhàn)，實施門診統(tǒng)籌的同時，還應協(xié)同推進長期護理保險制度，解決老年人群長期的、連續(xù)性的醫(yī)療照護需求，緩解醫(yī)?；鹬С鰤毫?。第三，以小范圍試點、大范圍鋪開的改革策略，推動無起付線有封頂線門診報銷政策的實施。第四，將門診醫(yī)保支付納入基金監(jiān)管范疇，打擊欺詐騙保，規(guī)范醫(yī)患行為，提高醫(yī)?；鹗褂眯?。

致謝

感謝中國醫(yī)學科學院信息研究所張小娟、葉媛、彭博、劉陽對本文數(shù)據(jù)資料整理工作的貢獻。

注釋：

① 這三種類型均設有不同的報銷比例。如有的地區(qū)根據(jù)在職職工和退休職工身份的不同分別設置不同的報銷比例，有地地區(qū)根據(jù)醫(yī)院等級(一、二、三級)的不同分別設置不同的報銷比例，有的地區(qū)結合患者身份和就診醫(yī)院等級分別設置不同的報銷比例。為了研究方便，本文進行了簡化處理。

② 2017年國家醫(yī)療保險局尚未成立，職工醫(yī)保仍歸屬人社部門管理。

③ 受篇幅限制，穩(wěn)健性回歸結果未列出，作者備索。