就医选择

就医选择（精选6篇）

就医选择 篇1

实现医疗保险异地就医即时结算是一项复杂的系统工程。在业务流上, 需要跨政策经办;在信息流上, 需要跨系统交互;在资金流上, 需要跨区域结算。笔者结合各地探索, 就异地就医即时结算的政策、技术和资金清算等关键性问题谈谈个人见解。

1 政策路径:选择就医地政策、参保地政策还是制定统一的异地就医即时结算制度

1.1 政策基本路径。

异地就医即时结算政策主要包括异地就医医疗费用支付标准 (包括住院医疗费用起付线、支付比例、统筹基金最高支付限额等, 下同) 和异地就医医疗费用支付范围 (包括医疗保险药品、诊疗项目和服务设施, 以下简称“三个目录”) 。从目前各省的推进情况看, 主要有三种基本路径:一是异地就医医疗费用按参保地政策即时结算。二是异地就医医疗费用按就医地政策即时结算。三是异地就医医疗费用按统一政策即时结算。按统一政策即时结算在实现上可以有两种形式:一种是随着医疗保险统筹层次的提高, 在全省 (或全国) 范围内建立统一的医疗保险制度;另一种形式是在当前统筹层次较低的情况下, 由省或国家专门制定仅适用于参保人员异地就医的医疗保险政策。

1.2 政策路径选择的原则和条件。

党的十八大提出, 社会保障体系建设要“以增强公平性、适应流动性、保证可持续性为重点”。实现异地就医即时结算是适应流动性的一项重要措施, 但适应流动性, 不能损害公平性, 最终目的要保证可持续性。异地就医的流向, 多是由经济不发达地区流向经济发达地区, 由医疗技术较落后地区流向医疗技术较先进地区, 这是医疗保险流动性的基本特征。在经济发展水平较低的地方参保缴费, 到经济发展水平较高的地方就医, 会给经济发展水平较低的地方医疗保险基金形成冲击, 如果异地就医的参保人员超出一定比例或一定范围, 甚至还会造成医保基金出险, 危及医保制度的可持续性。因此, 异地就医必须是适度的, 异地就医即时结算必须是有条件的。异地就医只能限制在特定人员、特定病情, 并通过特定手续, 按特定政策结算。特定人员是指异地安置人员;特定病情是指因参保地医疗仪器设备条件或技术方面原因, 必须转异地就医的病情;特定手续是指参保人员异地就医必须办理异地安置或转诊转院手续;特定结算政策, 就是医疗费用支付标准和支付范围的上限绝不能高于参保地政策, 必要时还应适当降低。

1.3 政策路径的现实选择与目标走向。

在当前医疗保险统筹层次较低的情况下, 异地就医医疗费用按参保地政策即时结算是实现全国异地就医即时结算的现实选择。在支付标准上, 按参保地政策计算参保人员异地就医医保待遇, 包括个人账户资金使用、门诊特殊慢性病管理、住院医疗费用起付线、支付比例、统筹基金最高支付限额、大病补充医疗保险及民政救助等;在支付范围上, 按参保地的医保“三个目录”确定参保人员异地就医医疗费用的结算范围。今后, 随着统筹层次的提高, 医保政策差异逐步缩小, 异地就医即时结算政策最终目标是走向统一, 在国家层面建立统一的医疗保险政策。当前, 最紧迫的工作是要统一全国医保“三个目录”的编码, 在此基础上, 对就医地与参保地医保经办机构的“三个目录”进行匹配, 满足实现异地就医即时结算医疗费用信息交互的需要, 也可以考虑建立全国异地就医即时结算基准目录, 凡是异地就医的医疗费用均按基准目录进行结算, 以此排除异地就医医疗费用信息匹配和交互的障碍, 提高即时结算的效率。

2 技术路径:选择点对点技术、平台对平台技术还是建立统一的医疗保险信息系统

2.1 技术路径及信息交互的实现。

异地就医即时结算技术路径有三条:一是点对点的技术。参保地医保经办机构直接与就医地医保经办机构或定点机构进行联网, 就医地定点机构通过就医地医保信息系统或直接将异地就医信息传输至参保地医保信息系统, 由参保地医保经办机构确认参保人员信息、审核医疗费用, 并进行医保待遇计算。二是平台对平台的技术。参保地医保经办机构通过上级异地就医结算平台与就医地经办机构进行联网, 就医地定点机构通过异地就医结算平台将异地就医信息传输至参保地医保信息系统, 由参保地医保经办机构确认参保人员信息、审核医疗费用, 并进行医保待遇计算。其信息交互的具体过程是:通过建立异地就医结算平台, 各级医保经办机构按照共同认可的数据编码传输医疗费用信息, 参保人员异地就医发生的医疗费用信息, 由就医地定点机构传输至异地就医结算平台, 由异地就医结算平台转发至参保地医保信息系统, 在参保地医保信息系统中进行待遇计算, 然后将计算结果再经异地就医结算平台返回就医地定点机构。三是建立统一的医保信息系统。即建立全国统一的医保信息系统, 实现医保数据全国大集中, 参保人员无论在本地还是在异地都通过全国医保信息系统进行信息交互和医保待遇计算, 在技术上实现全国无异地就医。

2.2 技术路径选择的分析与比较。

点对点的技术路径, 信息传输由统筹地区之间点对点进行, 无须构造复杂的信息交互平台和网络系统, 比较容易实现。但这种路径只能解决点对点的问题, 不能解决点对面和面对面的问题, 实现异地就医即时结算的地域范围和定点机构有限, 只能实现两个统筹地区或一个统筹地区与几个定点机构之间的异地就医即时结算, 无法实现省内各统筹地区之间、省与省之间和全国范围内的异地就医即时结算。平台对平台的技术路径, 由于建立了一个异地就医结算平台, 克服了点对点技术的缺陷, 其扩充性大大增强, 可以将异地就医即时结算的范围扩大到各级医保经办机构和定点机构, 有利于异地就医即时结算的全面推进。但这种方式对网络和信息系统的要求较高, 平台建设的投入较大, 不过一旦建成, 制约异地就医即时结算的技术“瓶颈”就可以迎刃而解。正因为此, 2013年国务院印发的《关于促进信息消费扩大内需的若干意见》 (国发[2013]32号) 提出:“建设医保费用中央和省级结算平台, 推进医保费用跨省即时结算”。

2.3 技术路径的现实选择与发展趋势。

考虑到我国医保政策、信息系统架构和技术标准差异较大的实际情况, 目前实现全国异地就医即时结算的现实选择是平台对平台的技术。根据“金保工程”建设规划, 设区市要建立统一的医保信息系统, 实现医保数据市级集中。因此, 原则上设区市不再建立异地就医结算平台, 应在实现市级统筹的基础上, 通过建立全市统一的医保信息系统, 实现同城无异地就医。通过国家和省级异地就医结算平台的建设, 使各地的医保信息系统互联互通, 实现参保人员持卡直接在异地定点机构就医, 按照参保地政策即时结算。

3 清算路径:选择直接清算、全额清算还是实行差额清算方法

3.1 清算路径及资金拨付的流程。

异地就医医疗费用清算方法包括三种。一是直接清算。异地就医医疗费用由参保地医保经办机构直接支付给就医地定点机构, 仅适用于点对点的异地就医即时清算。二是全额清算。指在一定的结算周期内本地参保人员在异地就医发生的医疗费用, 由本地医保经办机构全额支付给异地医保经办机构;异地参保人员在本地异地就医发生的医疗费用, 由异地医保经办机构全额支付给本地医保经办机构的清算方式。三是差额清算。指在一定的结算周期内本地参保人员在异地就医发生的医疗费用与异地参保人员在本地异地就医发生的医疗费用的差额, 由本地或异地医保经办机构对其差额医疗费用进行支付, 是医保经办机构之间实行异地就医医疗费用互为垫付并按差额方式拨付的清算方法。

3.2 清算路径选择的主体和财务关系。

直接清算比较简单, 清算主体明确, 仍然是参保地医保经办机构与就医地定点机构, 但这种清算方法难以满足不断增加的异地就医需要, 很难想象一个医保经办机构怎么应对成千上万个定点医疗机构、一个定点医疗机构怎么应对成百上千个医保经办机构异地就医医疗费用的清算。与直接清算相比, 差额清算和全额清算均属于间接清算, 其共同点是清算主体发生了变化, 异地就医医疗费用由参保地医保经办机构与定点机构直接清算, 演变为由就医地经办机构与定点机构间接代为清算。参保地经办机构不同异地定点机构直接发生财务关系, 财务关系演变为就医地定点机构同就医地医保经办机构, 以及就医地经办机构与参保地经办机构之间。其不同点是异地就医医疗费用清算的流向不同, 账务处理的办法不同, 差额清算实行的是基金收支一条线管理, 全额清算实行的是基金收支两条线管理。

3.3 清算路径的现实选择与实施措施。

实行差额清算方法, 可以减少医保基金的占用和流动, 有利于提高基金的使用效率, 全国异地就医医疗费用选择差额清算的方法会更加便捷和高效。在实施措施上, 异地就医医疗费用差额清算应实行分级管理, 由国家医保经办机构负责各省之间异地就医医疗费用清算工作;省级医保经办机构负责辖区各统筹地区之间异地就医医疗费用清算工作;各统筹地区医保经办机构负责本地区定点机构异地就医医疗费用结算工作。为了保障异地就医医疗费用及时、准确和顺畅清算, 各级医保经办机构应设立清算专用账户, 专门用于异地就医医疗费用的清算;国家和省应成立异地就医医疗费用清算中心, 并根据异地就医医疗费用情况, 建立全国异地就医即时结算周转金。即时结算周转金可以从国家社会保障基金中划拨, 也可以从各地医保基金结余中提取, 交由国家医保经办机构管理。就医地经办机构根据年度异地就医医疗费用预算额, 向省级经办机构申请结算周转金, 由省级经办机构向国家经办机构统一申请并逐级核拨。就医地经办机构按本地区医疗费用结算流程, 完成与定点机构的对账、医疗费用的审核和结算, 按时将异地就医医疗费用从结算周转金中拨付给定点机构, 形成国家、省、市三级异地就医医疗费用清算、拨付机制, 保障异地就医医疗费用的审核、拨付和清算畅通, 实现异地就医各项业务制度化。

参考文献

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网络时代，如何正确选择就医渠道 篇2

医学上有一类治不好的疾病，叫作绝症。意思是，以现有的医疗认识水平，我们没有办法治好它。

比如各种恶性肿瘤，来源于上皮组织的俗称癌，来源于间叶组织的俗称肉瘤。我们无比敬爱的周总理死于肾癌，《白鹿原》的作者著名作家陈忠实死于舌癌，魏则西死于平滑肌肉瘤。

无论伟人、名人还是普通人，疾病从来不加选择地把他们一视同仁为人类。只要得了病，就会成为发病率中的分子，描述命运走向的就只有治愈率、五年生存率、十年生存率……再不忍，再不舍，这就是残酷的事实。

时常会看到人类情感战胜病魔的故事，让人感动，但事实上我们从未战胜过死神。医生的所有努力都是在跟死神讨价还价。金钱不是万能的，但是有时的确可以用来修改一下死神的时间表，仅仅只是有时，而且还需要付出承受副作用和失败的代价。

有很多被诊断多系统萎缩的患者专程找到我，说网上都说只有你能治。我会首先告诉他们，这个病我也治不了。但是我可以帮你们复核一下诊断，同时告诉你们哪些是我们能做的。医生们从不拒绝奇迹，但我们绝不宣扬奇迹。毕竟，如果奇迹能够随心所欲地复制，那就不是奇迹了。

注意信息的来源

在门诊，间或有患者拿出精心保存的剪报，上面写着某某医院已经攻克了帕金森病的治疗难题，用某某治疗手段治疗的有效率高达一个无限接近1的数字。通常，我会很礼貌地把目光在纸上停留几秒钟，然后告诉对方：这个，不可靠。

如果是一张充斥着广告的报刊，做出这种判断通常不难。比较难辨的是借用大媒体的平台，九句真话搭配一句假话。这时候，通常非专业人士无从判断真伪，普通业内人士也可能会被蒙蔽。

这时，就只能借助真的专家了。因为通常他们对本行业的国内外进展跟得比较紧，了解行业动态和客观评价的能力也远远高于各类非专业媒体。遇上负责任的医生，还会帮你去查专业网站，比如pubmed，uptodate等。我的两篇科普文章，“帕金森病患者能怀孕吗？”“蚕豆能治疗帕金森病吗？”都是在门诊和网上遇到类似问题后专门检索了相关资料而写的。

除了检索，还要思辨，这是需要专业背景和独立思考能力的。否则，尽信书不如无书。对网络检索非常熟悉的人可能会发现，有些信息其实是抄来抄去的。在学术上，我们经常引用前人的研究，但是在成文的时候绝对不可以整段抄录，否则就是抄袭。

所以，如果在网上看到“科学信息”被不同的网站几乎原封不动且不加引号地成篇转载，看不到原文出处，八成不用信。遇到包治百病的、对正规医院医生都说治不了的病确保治好的，更不用说，绝对一票否决！

术业有专攻，温度替代不了深度

病友群的存在我一直以为是抱团取暖，但是我一直本能地抵触着。一个年轻的新诊断的帕金森病患者加入了病友群，本来就紧张焦虑的她更加焦虑了。除了各种疾病远期的样子把她吓到了之外，她说“各种疾病群里都卧底着商家和无良医院，推销手术和药品”。

的确，物以类聚，人以群分。有些情绪或许只有相似的人能懂。但是疾病加诸于身，心理不可能无动于衷——怨天尤人、自怨自艾、愤世嫉俗、阴郁低沉。真正走出来能上一个人生新台阶的，那不是一般的智慧。而这些人通常不选择向多数人倾诉，他们会选择过相对正常的生活，不会去扮演心灵救赎的角色。更何况，这种救赎既要牺牲自己的时间和精力，还要承受难以预料的心灵垃圾。

说到底，对待网络上的医疗资讯一定要擦亮眼睛。有毒的蘑菇通常有着鲜亮的外衣，虚假的广告也通常说着完美的空话。

医疗靠的是技术和诚信，医生通常会向你交代最坏的可能，然后做最好的努力。如果多数患者都能明白这一点，这种从网络中上当受骗的机会估计就会小了。但骗子永远不会绝迹，只要人性中还有贪婪、善良和无知。

就医选择 篇3

1 资料与方法

1.1资料来源

资料来源于2013年6-9月《海南省新型农村合作医疗制度卫生服务利用与医疗费用调查研究》的横断面调查数据。采用多阶段分层随机抽样方法,按照区域分布(东、南、西、北、中5个方位),采用多阶段整群抽样方法,每个方位抽取1-3个县(市),共抽取11个县(市),每个县市随机抽取1-3个乡镇,每个乡镇随机抽取1-3个行政村,每个行政村整群抽取常驻家庭,对抽取家庭中所有18岁及以上农村居民进行面对面询问式调查,主要包括人口学个人基本信息、健康状况、慢性病患病情况、调查前12个月医疗服务利用情况、就医选择等。

1.2统计方法

采用Epi Data 3.1进行资料录入,SPSS19.0软件进行统计处理与分析。单因素分析采用卡方检验,选择α=0.05作为检验水准;多因素分析采用logistic回归分析,选择α=0.05作为因素剔除水平。

2 结果

2.1调查对象基本情况

本次调查共发放问卷2 500份,回收有效问卷2 409份,有效应答率为96.36%,其中,汉族地区调查人口为1 287人(53.4%)、少数民族地区1 122人(46.6%)。调查对象中,男性1 227人(50.9%),女性1 182(49.1%);18-40岁人口占59.7%,60岁及以上人口占9.7%。慢性病患病率为11.3%,调查前12个月门诊就诊率为22.7%,住院率为4.7%。87.6%的调查人群患病时首选医疗机构级别为基层医疗机构。22.3%存在应就医未就医情况,12.0%存在应服药未服药情况。见表1。

2.2就医选择单因素分析

以就医机构选择为因变量(Y),基层医疗机构=1,县级及以上医疗机构=2。以性别、年龄、民族、婚姻状况、教育程度、家庭年收入、健康状况、是否患有慢性病患病、调查前12个月是否有应就医未就医情况、调查前12个月是否有应服药未服药情况、住处到最近医疗机构距离、地区分类为自变量进行单因素分析。结果显示性别、年龄、民族、教育程度、婚姻、是否患有慢性病、住处到最近医疗机构距离、地区分类的就医机构选择差异有统计学意义(P<0.05)。见表2。

2.3就医选择多因素分析

以就医机构选择为因变量(Y),基层医疗机构=1,县级及以上医疗机构=2。以单因素分析有统计学意义的变量(性别、年龄、民族、教育程度、婚姻状况、是否患有慢性病、住处到最近医疗机构距离、地区分类)为自变量,进行Logistic回归分析。结果显示,年龄、民族、教育程度、婚姻、是否患有慢性病、住处到最近医疗机构距离是影响农村居民就医选择的因素。见表3。

教育程度为高中及以上的选择县级及以上医疗机构是初中的1. 832 倍( OR,1. 832; 95% CI,1. 347 - 2. 493) 、小学及以下的2. 106 倍( OR,2. 106; 95% CI,1. 371 - 3. 234) ; 离异或丧偶的选择县级及以上医疗机构是在婚的1. 937 倍( OR,1. 937; 95%CI,1. 064 - 3. 524) ; 患有慢性病的选择县级及以上医疗机构是未患慢性病的1. 610 倍( OR,1. 610; 95% CI,1. 092 - 2. 372) ; 住处到最近医疗机构距离大于3 公里的选择县级及以上医疗机构是距离小于3 公里的3. 326 倍( OR,3. 326; 95% CI,2. 568 -4. 309) 。少数民族选择县级及以上医疗机构少于汉族( OR,0. 606; 95% CI,0. 411 - 0. 895) ; 60 岁及以上的选择县级及以上医疗机构少于18 - 40 岁年龄组( OR,0. 433; 95% CI,0. 236 -0. 793) 及41 - 60 岁年龄组( OR,0. 491; 95% CI,0. 272 -0. 887) 。

3 讨论

3. 1 本次调查显示,患慢性病的比未患慢性病的农村居民更倾向于去县级及以上医疗机构就诊( 约为1. 610 倍) 。长期以来,由于我国农村地区基层医疗机构人力资源匮乏、人员学历、职称和执业化程度较低且分布不合理,从而造成农村地区基层医疗机构普遍存在医疗质量欠佳等现象、卫生服务能力不足甚至出现滑坡现象[4,5],因而慢性病诊疗仍集中于县级及以上医疗机构。政府应完善双向转诊制度、提高基层卫生服务机构的医疗以及慢性病健康管理服务能力,促进“首诊在社区,大病进医院,康复回社区”目标的实现。

3. 2 住处到最近医疗机构距离较近的( 小于3 公里) 农村居民比住处到最近医疗机构距离较远的( 大于3 公里) 更倾向于到基层医疗机构就诊,此外,60 岁及以上农村居民比18 - 40 岁和41 - 60 岁的更倾向于到基层医疗机构就诊。近年来,海南省重视乡镇卫生院、村卫生室标准化建设和管理,并于2013 年7 月调整了新农合对村卫生室一般诊疗费的补偿比例,即村卫生室一般诊疗费为每人次6 元,其中新农合支付5. 5 元,个人支付0. 5 元,补偿比例为91. 67% ( 资料来源: http: / / www. wst. hainan. gov. cn / zwgk / jgsz / nwc / tzgg / index_1. html) 。这些举措不但极大地方便了农村居民特别是农村地区老年人看病就医,还进一步提高了基层医疗服务在经济上的可及性,对合理分流新农合病人起到了积极的作用。

3. 3 多因素分析结果显示少数民族选择县级及以上医疗机构少于汉族。有关研究显示,参合农民在县级医疗机构的次均门诊和住院费用均远远高于乡镇卫生院及村卫生室[6],而长期以来,少数民族人口由于历史、社会和自然环境等因素,与汉族人口在收入方面仍存在较大差异[7,8],因此,到县级医疗机构就诊的医疗负担较重。政府应继续管关注农村少数民族群体,不断提高其收入水平,以缩小就医的民族差异性。

3. 4 教育程度较高的调查对象( 高中及以上) 比教育程度较低的( 初中、小学及以下) 更倾向于选择县级及以上医疗机构就诊。研究表明,城乡居民的收入是随着其受教育程度的提高而上升的[9,10]。一方面,教育程度较高的农村居民由于收入较高因而医疗费用的支付能力也较高,因此较多选择县级及以上医疗机构就诊; 另一方面,目前我国推进乡村卫生服务一体化管理的力度不够、效果不明显,如人员、财务和药品等一体化管理流于形式、缺乏公益性等[11],未能满足这部分群体的医疗服务需求。此外,调查显示离异或丧偶的选择县级及以上医疗机构是在婚的1. 937 倍,可能的原因是家庭结构不完整对健康的不良影响。有关研究认为在婚人群健康状况好于离异和丧偶人群[12],加之基层医疗服务能力和医疗质量的局限性,因此健康状况较差的离异和丧偶人群更多选择县级及以上医疗机构就诊。

参考文献

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[10]王宾.文化教育程度与农民工收入的相关性研究[J].农业经济,2013,(4):15-16.

[11]李彬,赵黎明,向璨.乡村卫生服务一体化管理模式比较与分析[J].中国卫生事业管理,2012,29(10):768-770.

就医选择 篇4

关键词：就医选择行为,医保种类,多项Logistic回归

近年来, 随着卫生体制改革的深入进行, 国家鼓励发展民营医院, 各类医疗机构层出不穷。这些医疗机构的出现为满足居民多方位的医疗服务需求提供更多选择。据《中国卫生统计年鉴》2013卷数据显示, 2012年度各类医疗卫生机构诊疗人次数为688832.9万人次, 其中各类医院 (综合医院、中西医院、专科医院等) 诊疗人次数为254161.6万人次, 基层医疗卫生机构 (社区卫生服务中心、乡镇卫生院、诊所等) 诊疗人次数为410920.6万人次, 专业公共卫生机构 (专科疾病防治院、妇幼保健院、急诊等) 诊疗人次数为22736.4万人次, 其他医疗机构诊疗 (疗养院) 人次数为1014.4万人次。那么患者在面对这些层出不穷的医疗机构时, 是什么因素在影响其做出理智的选择。

根据国内外学者对就医行为的研究, 影响患者就医选择行为的因素主要来自两个方面: (1) 医疗服务提供方, 即医疗机构特性, 包括机构的可及性、医务人员态度、医疗服务质量、医疗服务价格等因素都会影响患者就医选择; (2) 医疗服务需求方, 即患者特性, 包括收入水平、健康自评、是否参保及人口学因素等会影响患者就医选择。本文将从医疗服务需求方 (患者) 角度展开分析。

对于是否参保这一影响因素, 多数研究都是在早些年完成, 一般将居民是否参与某一保险作为自变量。但是医疗保险推进这么多年, 医保覆盖率已经相当高。据《中国卫生统计年鉴》2013卷数据显示, 截止2012年底, 8.05亿人参加新型农村合作医疗保险, 2.71亿人参加城镇居民基本医疗保险, 2.65亿人参加城镇职工基本医疗保险。这一数据表明我国已基本实现基本医保全覆盖, 人人都能享受看病报销。目前未参保的只是一小部分人群, 继续将是否参保作为影响患者就医选择行为的一个因素已经不合适。同时由于在现有医疗市场除了三大基本医保, 还存在大量商业医保、公费医保和其他的一些保险类型, 不同的保险类型医疗费用补偿率不尽相同, 本文基于中国营养与健康调查数据库CHNS (2011) 的数据, 通过一个多选项Logit回归模型考察医保种类对就医选择行为的影响。

1 数据来源与研究方法

1.1 数据来源

本文实证部分的数据来自CHNS数据库, 采用的是2011年数据。由于未成年人的就医行为一般由其监护人决定, 基本不存在自主选择, 在数据整理时首先剔除18岁以下样本数据, 保留成年人的数据。在个体健康状态下, 对身体状态满意, 不存在就医选择, 此时如果对其就医选择行为进行调研并不贴近真实情况;而在身体健康状况不佳时, 对健康需求激增, 此时做出的就医决策能反映实际情况, 因此整理数据时选择过去四周发生过生病 (包括急慢性疾病) 或受伤的样本。对于样本中存在逻辑错误和信息缺失的情况剔除该样本数据, 最终获得1154条记录。

1.2 变量说明

1.2.1 被解释变量

针对所有样本, 结合调查量表中“当你感到不舒服时, 你怎么做?M26”和“你在哪个医院看的病M27b”两个问题的作答将样本分为六类:完全不在意、自我治疗、诊所就医、乡镇医院就医、县级医院就医和市级及以上医院就医, 统计结果见表1。从统计结果上看, 患者对自己的健康状态越来越重视, 身体不舒服时一般都会选择就医或自我治疗, 仅4%的患者完全不在意。

1.2.2 解释变量

保险种类变量直接从CHNS原始数据中得到, 从表1统计结果来看, 以三大基本医疗保险覆盖率更高, 其他各类保险覆盖率较低, 同时有部分人拥有两种及以上保险。

疾病严重程度变量, 这里认为是患者健康状态自评, 有三个取值水平:不严重、一般和相当重, 数据直接从CHNS原始数据中获得。

根据相关研究资料, 采用人均家庭收入作为收入变量引入回归模型。在CHNS (2011) 原始数据中没有直接数据, 根据家庭总收入和被调查人行号两个问题的结果计算得到。家庭总收入可以直接从CHNS数据库中获得。将被调查人行号作为家庭人口数需要进行简单处理, 根据家庭编号, 找到每户人家被调查对象中行号最大的那个, 将这个数据作为家庭总人口数。在这之前我们需要作出一个假设:假设在被调查期间, 这户人家没有人去世也没有因为婚姻状态改变或其他情况的户口迁出而使得家庭人数减少。在回归中采用人均家庭收入以10为底的对数作为变量引入模型。

控制变量中个体的社会人口学因素包括年龄、性别、户口种类和最高学历, 统计结果见表1。有学者研究表明患有慢性病对就医行为会产生影响, 但是在本研究中样本全部来自过去四周发生过生病 (包括急慢性疾病) 或受伤的个体, 即本文所研究的就医选择行为包括慢性病患者的就医选择行为, 因此回归模型中没有引入患有慢性病这一变量。

1.3 模型构建

关于就医选择行为的研究方法, 早期以描述性统计研究为主, 近年来出现了大批模型研究方法, 包括连立方程组、Probit方法、嵌套Logit方法等等, 但是应用最为广泛的还是多选项Logit方法。在本研究中, 采用多选项Logit方法进行回归分析。多项Logit模型根据被解释变量是否有序又分为无序和有序两种。当平行线检验 (Test of Parallel Lines) P<0.050或者专业上认为解释变量在各方程中对被解释变量影响不同时, 我们采用无序多选项Logit方法。本研究认为各种影响因素对患者就医选择行为的效应不同, 因此采用无序多选项Logit方法。

在本例中, 被解释变量有6个水平, 建立5个广义Logit模型, 定义“自我治疗π2”为参照水平, 对8个解释变量拟合5个广义Logit模型如下:

在SPSS软件中进行数据处理, 得出α和β的值, α表示基线状态下两水平反应变量概率比 (比数) 的自然对数值, β表示自变量Xi每改变一个单位, 比数的自然对数值改变量。SPSS在处理数据时同时产生优势比 (OR) 值, OR=exp (βi) , 表示自变量Xi每变化一个单位, 阳性结果出现概率与不出现概率的比值是变化前的相应比值的倍数。OR的特性决定OR是否大于1可以用作两种情形下发生概率大小的比较。

2 回归结果

2.1 保险类型

2.1.1 商业保险

根据表2的结果, 当患者购买商业保险, 其选择市级及以上医院就诊的概率是无商业保险者的2.365倍, 结果有显著性;患者选择其他医疗机构的概率没有表现出显著差异。本研究中70人有商业保险, 其中34人选择市级及以上医院就诊, 比例近50%;1084人无商业保险, 其中228人选择市级及以上医院, 比例为21%, 验证了Logit回归结果。目前商业医保有两类: (1) 住院津贴型, 保险公司以每天固定金额对被保险人住院期间损失进行补偿, 此类产品不与社保或其他类别商业保险重复。 (2) 费用报销型, 可以报销住院费用, 但报销范围依保险种类不同。部分商业医疗保险的保险合同规定, 实际医疗费用须在社保报销范围内才能报销, 其作用仅在于对社保报销后, 对需按比例自负的部分进行赔偿。而部分商业医疗保险则规定, 只要是实际发生的合理费用, 都可按比例或在一定免赔额后, 得到保险公司赔偿。对于后者保险范围, 由于商业保险大大降低了就医成本, 一般患者在患病需要治疗时更愿意选择医疗水平高, 服务好的市级及以上医院就诊, 而这一点与本研究结果是一致的。

2.1.2 公费医疗

当患者购买公费医疗保险时, 其选择县级医院就诊的概率是无公费医疗患者的3.263倍, 结果有显著性;患者选择其他医疗机构的概率没有表现出显著差异。

注: (1) 对照组设置为自我治疗; (2) 表中给出的数据为OR值, 括号中为标准误; (3) *指p<0.1, **指p<0.05, ***指p<0.01。

公费医疗制度是国家为属于享受公费医疗人员提供制度规定范围内的医疗补助政策。该制度实行定点医疗策略。以南京为例, 南京市公费医疗定点机构包括省属、市属和区属三级定点机构, 医院级别涵盖三级 (22家) 、二级 (20家) 、一级 (48家) 医院和部分专科医院。在本研究中公费医疗患者更倾向于选择县级医院就诊, 相当于区内的二级或者一级医院定点医院, 与政策引导大致一致。但是为什么在患者选择市级及以上机构就医没有显示出明显的差异性呢, 笔者观察到一个非常重要的问题。在2009年5月, 北京市平谷区率先试行公费医疗并入基本医疗保险改革;2010年后公费医疗改革在全面实施;南京市也于2013年初进行改革。本文研究的数据取自CHNS截止2011年的统计数据, 而截止2011年全国已有相当一部分地区完成了公费医疗制度的改革, 享受公费医疗的人员较之以往已是大大减少, 样本中仅49人 (4.16%) 享有公费医疗, 因此研究中可能会有偏移。随着公费医改进行, 以后这种制度将逐渐消失。

2.1.3 城镇职工基本医疗保险

当患者购买城职保, 其选择乡镇医院的概率是无城职保患者的2.321倍, 结果有显著性;患者选择其他医疗机构的概率没有表现出显著差异。目前, 城职保医保基金分统筹账户和个人账户两块。在职人员门诊起付标准为1200元;退休人员起付标准为1000元。参保人员在社区医疗机构就医的, 个人支付比例为30%;在其他医疗机构就医的, 个人支付比例为40%。基金最高支付限额2000元。退休 (职) 人员在社区医疗机构就医的, 个人支付比例为25%;在其他医疗机构就医的, 个人支付比例为35%。基金最高支付限额3000元。在三级、二级、一级医疗机构发生的住院费用基金支付比例, 在职人员为90%、95%、97%;退休 (职) 人员为93%、97%、98%。卫生管理部门有意通过规定各级医院的起付线和基金支付比例引导患者去社区一级医院。本研究得出的结果是患者去乡镇医院的概率提高, 去县级市级医院概率也很高但是结果不显著, 这样的结果与政策引导是有关系的。

2.1.4 城镇居民医疗保险

当患者购买城居保时, 选择乡镇医院的概率为无城居保患者的5.013倍, 选择诊所就诊的概率提高4.622倍, 选择县级医院的概率提高2.783倍, 选择市级及以上医院的概率提高1.926倍, 结果有显著性。由于筹资水平低, 城居保补偿标准略低于城职保。学生儿童在门诊发生的费用, 0—300元之间, 在社区卫生服务机构就诊的, 基金支付60%, 在其他医疗机构就诊的, 基金支付50%。老年居民和其他居民在门诊发生的费用, 200—800元之间, 在社区卫生服务机构就诊的, 基金支付60%, 在其他医疗机构就诊的, 基金支付50%, 80周岁以上人员, 在社区卫生服务机构就诊的, 基金支付65%, 在其他医疗机构就诊的, 基金支付55%。本研究得出的结果与政策引导方向非常一致的, 即引导患者去报销比例高的社区就诊。与自我治疗相比, 城居保大大提高患者对医疗服务的需求。

2.1.5 新型农村合作医疗

表1结果表明, 购买新农合的患者选择诊所的概率是未参加新农合患者的4.318倍, 选择乡镇医院的概率提高4.055倍, 但是选择市级及以上医院的概率是未参加新农合患者0.292倍, 即新农合患者宁愿选择自我治疗不去市级及以上医院治疗, 结果有显著性。在本研究所有样本中, 43.09%的新农合参保人选择诊所, 仅14.1%的未参合患者选择诊所;18.7%的新农合参保人选择乡镇医院, 16.9%的未参合患者选择乡镇医院;31.1%的未参合患者选择市级及以上医院, 仅4.3%的新农合参保人选择市级及以上医院, 验证了Logit回归的结果。以南京市溧水区为例说明新农合报销水平: (1) 门诊。在镇社区卫生服务中心 (分中心) 、镇级定点专科医疗机构和一体化管理的社区卫生服务站就诊, 医药费用报销比例为40%, 每日限报30元;在本区级定点服务机构 (包括所属社区门诊部) 及本区外指定医疗机构, 所发生的门诊费用报销比例为10%, 每日15元封顶;本区外非指定医疗机构所发生的门诊费用不予报销 (外出务工和急诊除外) 。 (2) 住院。镇级定点医疗机构的起付线为200元, 区级定点医疗机构的起付线为400元, 省市级指定点医疗机构的起付线为600元, 非指定公立医疗机构起付线为300元;镇级定点医疗机构报销比例为85%, 区级定点医疗机构报销比例为75%, 区外省市级指定点医疗机构报销比例在45%-65%不同, 非指定公立医疗机构报销比例在20%。从报销政策上可以看出, 新农合设计宗旨“大病不出县”, 报销政策倾向本区内镇区级机构, 与本研究结果一致, 新农合报销政策很好的引导患者去基层医疗机构。

患者购买其他保险类型对就医选择行为影响不显著, 此处不再讨论。

2.2 疾病严重程度

当疾病非常严重时, 患者选择市级及以上医院的概率是疾病不严重时的14.722倍, 选择县级医院的概率是疾病不严重时的10.410倍, 选择乡镇医院的概率是2.012倍, 结果具有显著性;当疾病一般严重时, 患者选择市级及以上医院的概率是疾病不严重时的4.626倍, 选择县级医院的概率是3.428倍, 选择乡镇医院的概率是2.084, 选择诊所的概率是不严重时的2.100倍, 此时完全不在意的概率是不严重时的0.535倍 (即患者会选择进行自我治疗) , 结果具有显著性。总的来说, 疾病越严重, 患者选择到大医院就诊的概率越高, 这一结果与很多研究结果一致。

2.3 人均家庭收入

与自我治疗相比, 家庭人均每收入增长1% (对数形式) , 患者去诊所的概率提高1.101倍, 去乡镇医院的概率提高1.534倍, 去县级医院的概率提高1.322倍, 去市级及以上医院的概率提高1.040, 而降低了患者对自身疾病完全不在意 (0.919) 的概率, 但是仅选择乡镇医院存在显著性, 且显著性非常明显。

2.4 社会人口学因素

2.4.1 年龄

相对于自我治疗组, 随着年龄增长, 患者更愿意选择乡镇医院 (1.024) 和市级以上医院 (1.030) , 尽管差距不大但存在显著性, 与王目君等人的研究结果不一致。

2.4.2 户口类型

相对于农村户口患者, 城市户口选择诊所就诊的概率是其0.563倍, 即城市户口更倾向于选择自我治疗, 农村户口患者更愿意选择诊所就诊。

2.4.3 性别

在本研究中, 性别因素对患者的就医选择行为并没有显著影响, 这一结果与江金启 (2013) 的研究结果一致。

2.4.4 婚姻状况

除性别外, 本研究中婚姻状况对患者的就医选择行为也没有产生显著影响, 这一结果与王目君等人的研究结果一致。

2.4.5 最高学历

有小学学历的患者去市级及以上医院就诊的概率是未接受正规教育患者的1.981倍, 初中患者选择市级及以上医院的概率是未接受正规教育患者的2.106倍, 高中患者选择市级及以上医院的概率是其2.840倍, 大学生选择市级及以上医院的概率是其3.218倍, 由此可以看出, 受教育水平越高, 更愿意选择市级及以上医院就诊, 不过这一结论在研究生群体中不能成立。另外大学生患者选择诊所的概率是未接受正规教育患者的0.315倍, 结果具有显著性。

3 讨论

从以上结果分析可以看出, 一方面三大基本医疗保险首先实现了医保全覆盖, 而报销比例的不同又使得患者分流于各类医院。另一方面, 商业保险和公费医疗作为补充医疗很好的满足了人民多样化医疗需求。医保补偿制度引导方向非常明确, 就是要通过补偿率的杠杆来引导患者小病到社区, 大病进医院, 但是目前病人的分流依然没有到位, 大医院仍然一号难求, 小医院也是门可罗雀。这其中的原因:首先是医保补偿率在三级医院之间的区分度不是很大, 例如城职保在一级医院报销97%三级医院也能报销90%, 差异不大;其次, 目前医保目录并没有涵盖所有的药, 许多药品不在医保目录内就不能报销, 在这种情况下患者选择哪种医疗机构就没有政策导向性了。因此要想正真改变目前的状况, 在政策上, 卫生管理及相关部门还需要进一步地推进医保改革。

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就医选择 篇5

近年来,中国政府部门也在积极探索优化医疗资源配置的途径。如: 1) 调整医疗卫生投入的规模和流向,推进基层医疗卫生服务体系的建设; 2) 积极鼓励与引导社会资本办医,以期通过引入社会资本提供多层次的医疗服务,缓解医疗资源短缺问题; 3) 在医疗保障建设方面,政府部门全面推进了基本药物制度,提高基层医疗服务的医保报销水平。但是医疗资源投入因受地域限制难以在短期内提高整体的医疗水平; 医疗保险制度设计未能很好地实现分级诊疗作用; 政策上至今也并未完全放开私人资本进入,而且私营资本具有逐利特性而不能完全解决医疗市场资源配置的优化问题。总之,上述改革途径在长期中将发挥优化医疗资源配置的作用,但在短期内作用有限。

医疗卫生信息化具有优化医疗资源配置的巨大潜力。一方面,医疗信息化 可提高医 疗服务效 率,降低医疗 服务成本[1~3],并通过提高医院的管理效率而降低 医院的运 行成本[4]; 医疗信息化 还可加强 药物检测 以判定药 物的安全性[5~6]。另一方面,通过医疗卫生信息化整合区域内的医疗资源,实现医疗机构之间资源共享,从而弥补基层医疗机构优质资源不足的问题[7]。Dorsey et al. ( 2010)[8]利用临床随机试验,发现远程医疗系统在急性病抢救中具有积极作用。顾建文等( 2008)[9]发现在汶川地震重症伤员救治中利用卫星通信网络进行远程会 诊有效提 高了抢救 成功率。叶辉 和方序( 2009)[10]通过对浙江大学医学院附属第二医院的调查发现远程门诊平均节省诊疗费10% 以上。

医疗卫生信息化建设已成为我国新医改的重要组成部分,由于起步较国外发达国家晚,相关研究文献较为缺乏。王淑等( 2009)[11]为构建区域协同医疗信息系统提供了理论参考。曾宇平等( 2009)[12]分析了如何依托区域信息平台实现双向转诊系统。本研究以四川省汶川县的区域协同医疗模式为例,通过构建双重差分( Difference in Difference,DID) 模型估计区域协同医疗对居民就医选择的净效应。

1 数据来源和研究方法

1. 1 汶川县区域协同医疗模式简介

2008年的“5·12”大地震对汶川当地的经济发展造成了巨大影响,区域协同医疗信息系统作为灾后重建的重要部分。该系统在让单个医院实现内部高度医疗信息化的同时,将省医院、汶川县人民医院和各乡镇卫生院通过医疗网络相互连接。各医疗机构可以通过此网络进行电子病历共享、远程会诊和移动医疗等,实现汶川县域内公共卫生、医疗保障和医疗服务的协同化和一体化,从而提高县域整体的医疗水平。

1. 2 数据介绍

为了对汶川区域协同医疗系统实施效果进行评估,北京大学中国卫生经济研究中心受托于2010年11月( 系统实施前)和2011年7月( 系统实施后) 进行了调研。问卷的发放和采集地点选取了汶川县人民医院和11个乡镇卫生院,采用随机抽样方法在两次调研中分别收回665、745份就诊患者问卷。删除重要信息缺失样本后,最终共有868个样本用于本研究。

1. 3 计量模型设定与估计方法

本研究借鉴“自然实验”( natural experiment) 的方法,采用双重差分( Difference in Difference,DID) 模型进行估计。利用DID模型的基本思想是: 2010年区域协同医疗信息系统尚未在汶川县域医疗机构使用,至2011年,部分地区开始使用这套系统,而部分地区仍未使用,从而将汶川县域分为医疗信息系统覆盖和未覆盖地区,系统覆盖地区的居民将受到该系统影响,而系统未覆盖地区的居民受到的影响甚小可忽略不计。将系统覆盖地区的居民定义为干预组人群,系统未覆盖地区的居民则划分为控制组人群,进而分析区域协同医疗信息系统实施前后干预组和控制组人群的就医选择差别。基于双重差分得到的估计有效控制了其他共时性政策的影响以及干预组和控制组的事前差异,进而识别出医疗信息系统对居民就医选择的净影响。

因变量为首选某种就医方式的二元离散变量,需要采用线性概率模型,本研究采用Probit离散选择模型,并采用极大似然估计方法进行估计。具体模型设定如下:

其中,模型( 1) 和模型( 2) 中LigD isC hoitj、SerD is Choitj分别指代居民i在t期患轻病和较重病时首选第j种就医方式的二元变量。在轻病模型( 1) 中,j分别指汶川县人民医院、乡镇卫生院、县内其他县级医院、诊所和自我医疗。在较重病模型( 2)中,j分别指汶川县人民医院、乡镇卫生院、县级以上医院和他县( 市) 医院。Treatmenti指居民i是否为干预组的二元变量,是为1,不是为0。Yeart表示时期的二元变量,数据样本来自2011年时,取值为1,2010年则取值为0。Treatmenti与Yeart的交叉项的系数。是本研究重点关注的系数,代表区域协同医疗系统带来的净效应,在模型( 1) 和( 2) 中分别指区域协同医疗系统实施对居民轻病、较重病首选第j种就医方式的净影响。若系数大于0且显著,说明区域协同医疗系统的实施显著增加了居民患轻病或较重病时首选第j种就医方式的可能性,反之亦然; 不显著,说明该系统对居民患轻病或较重病时是否首选第j种就医方式没有显著影响。Zit指其他影响居民就医选择行为的因素向量集,包括居民的性别、年龄、受教育水平、就业状况、家离汶川县人民医院的距离以及家庭年收入水平。εitj为随机扰动项,假设其服从正态分布。

2 实证结果

2. 1 描述性统计结果

本研究数据共有868个样本,其中2010年控制组、干预组中的样本量分别为145和274个,2011年控制组、干预组的样本量分别为156和293个。表1提供了本研究主要变量的描述性统计结果。从轻病首选就医方式的样本分布看出,过半的样本人群( 59% ) 将乡镇卫生院作为轻病首选就医方式,其次是县人民医院和诊所,分别为13% 和12% ,10% 的样本人群选择自我医疗,此外,选择县内其他县级医院、县级以上医院以及他县( 市) 医院的人群比例分别为7% 、0. 2% 和2% 。反映出汶川县域居民在患轻病时更倾向于留在县内,乡镇卫生院和县人民医院是其主要的就医选择,仍有一定比例的居民选择自我医疗。

较重病首选就医方式的样本分布显示,样本人群的首选就医方式较为集中,排在前三位的是县人民医院、他县( 市) 医院和县级以上医院,分别占43% 、29% 和21% ,而选择乡镇卫生院、县内其他县级医院的人群比例较低,分别为4% 和3% 。说明汶川县域居民在患较重病时更倾向于选择医疗水平相对较高的医疗机构就医,其中医疗质量有保证、且地理位置相对方便的县人民医院成为了其最主要的就医选择。

2. 2 区域协同医疗模式对居民轻病就医选择的影响

表2报告了居民轻病首选就医方式影响因素的回归结果。区域协同医疗系统的实施对居民轻病就医流向的净效应集中体现于交叉项“2011年* 干预组”( Treatmenti* Yeart) 。结果显示,该系统的实施使居民在患轻病时选择乡镇卫生院就诊的可能性增加了18. 4% ,而选择县内其他县级医院和诊所的可能性分别降低了5. 1和20. 5% 。说明该系统的实施使居民在患轻病时首选乡镇卫生院的倾向明显增加,同时使其选择县内其他县级医院或诊所就诊的可能性显著降低。此外,发现区域协同医疗的推出对居民自我医疗的可能性没有显著影响,说明区域协同医疗仅影响了居民在就医过程中对就医单位的选择,而不能明显影响他们是否选择就医的决策。

注: 括号中报告的是经过 White( 1980) 异方差处理的稳健标准差。* 、**、***分别代表在 10% 、5% 、1% 的水平上显著。表 3 类同。

2. 3 区域协同医疗模式对居民较重病就医选择的影响

居民较重病就医方式影响因素的回归结果汇总于表3。同样,交叉项“2011年* 干预组”( Treatmenti* Yeart) 反映了区域协同医疗信息系统对居民较重病就医选择的净效应。从交叉项系数看出,区域协同医疗信息系统的实施使居民在患较重病时选择县级以上医院的可能性降低了18. 3% ,而选择汶川县人民医院的可能性增加了33. 4% 。同时,居民较重病选择乡镇卫生院和他县( 市) 医院的可能性也减小。上述结果反映出,区域协同医疗信息系统的实施对较重病患者的就医选择也具有明显的导向作用,使较重病患者选择医疗水平相对较高但就医过程麻烦且医疗费用相对较高的县级以上医院的倾向明显下降,而更加愿意留在汶川县人民医院进行诊治,实现了“较重病源向县医院集中”的就医流向。

3 基本结论

医疗服务资源分布不均衡是导致病源流向不合理的主要原因之一。本研究以四川省汶川县为研究对象,采用DID的研究方法评估了区域协同医疗信息化对居民就医选择行为的净影响。发现区域协同医疗信息化在促进居民合理就医选择上将发挥举足轻重的作用,使轻病患者更倾向于乡镇卫生院就诊,减弱了其对非正规医疗的需求,充分发挥了乡镇卫生院在诊疗常见病、多发病中的功能; 同时,提高了较重病患者选择县人民医院就诊的可能性,减弱其涌入县级以上医院就诊的动机。

就医选择 篇6

提高基本医保管理服务水平。加快推进基本医保和医疗救助即时结算, 使患者看病只需支付自负部分费用, 其余费用由医保经办机构与医疗机构直接结算。建立异地就医结算机制, 2015年全面实现统筹区域内和省内医疗费用异地即时结算, 初步实现跨省医疗费用异地即时结算;做好基本医保和医疗救助结算衔接。完善医保关系转移接续政策, 基本实现职工医保制度内跨区域转移接续, 推进各项基本医疗保险制度之间衔接。加快建立具有基金管理、费用结算与控制、医疗行为管理与监督等复合功能的医保信息系统, 实现与定点医疗机构信息系统的对接。积极推广医保就医“一卡通”, 方便参保人员就医。

完善基本医保管理体制。加快建立统筹城乡的基本医保管理体制, 探索整合职工医保、城镇居民医保和新农合制度管理职能和经办资源。有条件的地区探索建立城乡统筹的居民基本医疗保险制度。按照管办分开原则, 完善基本医保管理和经办运行机制, 明确界定职责, 进一步落实医保经办机构的法人自主权, 提高经办能力和效率。在确保基金安全和有效监管的前提下, 鼓励以政府购买服务的方式, 委托具有资质的商业保险机构经办各类医疗保障管理服务。