曲 刚

大连大学附属新华医院，辽宁大连 116021

随着社会进步，我国医疗卫生服务能力得到快速发展。2003年我国医院门急诊人次1149721835人次，床位总数2269505张，出院41103667人次，床位使用率为 65.3%[1]；2012年医院门急诊人次增为2483091057人次，床位总数增长为4161486张，出院127059628人次，床位使用率为90.1%[2]。10年间，医院床位增长83.36%，门急诊人次增长112.97%，出院人次增长209.12%。医疗服务数量快速增长有医疗技术进步、疾病得到更多治疗，居民健康需求增加，人口老龄化、疾病谱改变等原因，但不容否认，我国社会基本医疗保险制度（含新农合）也对其产生了很大影响。随着医保制度普及率提高，相关惠民政策不断推出，社会医疗需求不断增加，医院作为医疗供给主体在经营压力下主动扩张规模、加大供给，甚至收治无住院指征患者“过度医疗”，从而形成一面医院不断扩张，一面医院人满为患的局面。

医保政策对住院病人次的影响，引发众多学者关注。现以大连市为例，探讨门诊统筹、住院病人平均支付标准（医保支付标准）、起付指标等政策调整对住院人次的影响。

1 门诊统筹对住院人次的影响分析

所谓门诊统筹作为医疗保险支付政策的特殊形式，是把某些规定疾病的普通门诊费用归到参保人员的统筹报销范围内，使基本医疗保险统筹基金与个人共联合承担普通门诊费用。目前大连市实行门诊统筹的是经过鉴定确认、伴有并发症的慢性疾病。下面以高血压慢性病为例，对同年内门诊统筹与非门诊统筹患者年多次住院比例差异分析。

1.1 高血压的门诊统筹与相近病种非门诊统筹年多次住院比例差异分析

提取大连市某三级甲等医院的高血压门诊统筹与相近病种非门诊统筹年住院人次数据，如表1所示。这里的住院两次人次比例指年住院两次人次数占年住院一次人次数的百分比，同理可得住院三次及以上人次比例。

统计结果显示，门诊统筹政策对高血压门诊统筹患者及相似病种非门诊统筹患者的住院情况的影响，可得2008年后该病症非门诊统筹患者同年内多次住院人数增长率要显著高于门诊统筹患者，即高血压门诊统筹降低患者住院率。

提取表1的后两列数据，基于住院两次和三次及以上两种情况，分别对数据进行独立样本T检验，判定门诊统筹政策对高血压病症的门诊统筹与非门诊统筹患者同年内多次住院人次的增长率差异是否显著，分析结果如表2所示，其中包括方差齐性检验和均值t检验的检验结果。

方差齐性检验，旨在检验两组样本的方差是否具有同质性，Levene统计量F可由公式(1)计算得出，且服从自由度为ν1=k-1，ν2=N-k的F分布。

当 F≥F（α,k-1,N-k）时，则 P≤α,在 α 水平上认为各样本方差不全相等。当 F＜F（α,k-1,N-k）时，则 P＜α,在 α 水平上认为各样本方差齐性。这里α取值为0.05。

t检验，旨在判断平均值间差异的显著水平，其统计量t可参考公式(2)得出，且服从自由度为ν=n1+n2-2的t分布。

表1 1年内高血压门诊统筹及其相似病种非门诊统筹住院人

表2 独立样本T检验表

表3 1年内多次住院人数与总住院人数对比表

表4 独立样本T检验表

当 t≥t（n1+n2-2）时，则 P≤α,在 α 水平上认为两组样本的均值不相等。 当 t＜t（n1+n2-2）时，则 P＜α,在 α 水平上认为两组样本的均值相等。这里α取值为0.05。

通过方差齐性检验可以得出，年内住院两次的Levene统计量的F值等于4.2399，P=0.0852>0.05，未达到0.05显著水平，须接受原假设，表示该样本的方差不具有同质性。再有t检验的P=0.0489<0.05，达到0.05显著水平，须拒绝原假设，接受备择假设，表示该两个组别平均值间的差异达到显著水平。同理，年内住院三次及以上的两个组别的平均值差异也达到显著水平，这里不再一一赘述。

综上，研究发现门诊统筹能有效减少患者住院数量。合理选择病种实行门诊统筹是降低住院率、减少住院人次虚增引发的过度医疗的有益选择。

2 起付线调整对住院人次的影响分析

2008年底，大连市对这一年度内两次以上包括两次的住院患者进行了不同程度的下调起付线标准：初次住院患者在三级医院、二级医院以及一级医院的起付准分别为850元、500元、为300元。一年内第二次住院起付标准将在以上基础的一半。若一年内第三次住院或以上起付标准分别为三级医院为300元，二级医院及专科医院为200元，一级医院为100元。由大连市医保中心提取年内（自然年）多次住院人次数据，如表3所示。考虑到参保人数、发病率等客观因素存在，数据已连续年度截取，并将数据以比例形式进行比较。这里的住院两次的比例指年住院两次人次数占总住院人次数的百分比，同理可得住院三次及以上的比例[3]。

通过2006—2011期间医院年多次住院情况的数字变化趋势，可明显看出，在2008年起付标准调整之后多次住院所占比重明显增加。从2008年起，基于住院两次和三次及以上两种情况，应用T检验对调整前后的住院比例数据进行分析，从而对2次和3次及以上住院比例在起付标准调整前后，变化是否显著得出结论，从表4可以观察出，其中包括方差齐性检验和均值t检验。

通过方差齐性检验可以得出，2次住院人次，Levene统计量的F值等于8.6446，P=0.0424<0.05，达到0.05显著水平，须拒绝原假设，表示该样本的方差不具有同质性。再有t检验的P=0.0106<0.05，达到0.05显著水平，须拒绝原假设，接受备择假设，表示该两个组别2008年前后平均数间的差异达到显著水平。同理，可得3次及3次以上住院人次的两个组别平均值间的差异具有统计学意义。

综上所述，多次住院人数在起付线调整前后出现明显增加，即起付线下调为反复住院患者减轻经济负担同时，又使部分门诊患者多次选择住院，导致医院住院患者的增加。

3 医保指标调整对住院人次的影响分析

当医保指标较高时，医疗机构及其从业人员能够利用重复检查、使用新医疗技术或给患者使用高附加值的药品或耗材从而获得高于平均价值的额外经济收入；当医保指标较低时，医院经常有将住院指标降低收治病人（收治轻病人）、不收重症病患，床位规模不断扩大，多次住院（医院在住院患者尚未痊愈的前提下，为病人办理多次出院、住院手续的行为）等增加医院收入现象[4]。见表5。

表5 医保指标与开放床位数、住院人次对应表

提取该市6年内的三级医院9家和二级医院11家开放的床位数以及住院患者人数、次数和医保指标作为数据源，由表5可知，医保标准上升的同时，开放床位数、住院人次也随之增加。应用SPSS对医保指标与开放床位数两组数据进行相关性分析，可以得出，开放床位数和医保指标的相关系数为0.993**，且统计量的P=0.007<0.01，拒绝原假设，表明开放床位数与医保指标对比具有显著统计学意义（P<0.01），在统计学意义上证实了随着医保指标的上调，开放床位数增加。住院人次和医保指标的相关系数为0.942**，且统计量的P=0.005<0.01，拒绝原假设，表明住院人次与医保指标对比具有显著统计学意义（P<0.01）。在统计学意义上证实了随着医保指标的上调，住院人次有所增加，直接促使医保基金支出增加[5]。

4 结论

通过以上研究发现，在其他医保政策一样条件下，门诊统筹患者（以高血压为例）年内多次住院人数增长率明显低于非统筹患者，即门诊统筹有利于降低住院人次；起付线（门槛费）向下调整后，年内多次住院患者增加，且非门诊统筹患者年内多次住院增长率高于统筹患者，起付线下调政策减少了患者负担的同时，也诱导部分非必须住院患者选择住院；医保指标与开放床位数、住院人次密切相关，增加医保指标则住院人次增多。总之，医保政策对住院人次增加影响较大，宽松医保政策政策必然会带来过度医疗。

[1]卫生部.中国卫生统计年鉴2004[M].中国协和医科大学出版社，2004.

[2]卫生计生委.中国卫生统计年鉴2013[M].中国协和医科大学出版社，2013.

[3]卫生计生委.2012年度中国卫生和计划生育事业发展统计公报[M].卫计委信息中心，2013.

[4]人力资源社会保障部.2012年度人力资源和社会保障事业统计公报[N].人民日报，2013.

[5]涂洪谊.不同等级医院医保老年患者住院费用分析[J].中国公共卫生，2009.