看病难、看病贵问题的重要原因在于医疗资源和患者医疗需求在各级医疗机构分配的不均衡。医疗需求过度向上集中，导致三级医院医疗资源供不应求，难以发挥其诊治急危重症和疑难杂症的功能；而基层医疗卫生机构发展较慢，服务能力不足，同时资源利用效率不高。在人口老龄化背景下医疗需求将持续扩大，单纯提高整体医疗资源供给能力将难以为继。分级诊疗制度旨在通过优化医疗资源供给与需求的配置结构，建立患者及医疗机构的激励约束机制，引导医疗资源及特定病种患者向基层流动，建立“社区首诊制”，以改善当前的不均衡局面。2015年国务院办公厅印发《关于推进分级诊疗制度建设的指导意见》(国办发〔2015〕70号)明确提出，以加强基层为重点完善分级诊疗服务体系以及发挥医疗保险对医疗服务供需双方的引导作用。

分级诊疗的实现需要三个前提：一是大医院愿意将前来就诊的病人向基层医疗卫生机构分流；二是基层医疗卫生机构具备提供相应医疗服务的能力；三是患者愿意前往基层医疗卫生机构接受治疗。^[1] 为此，政府分别推出了对应的医疗保险调节政策。

在大医院激励方面，调整医保支付制度，实行总额预付，超出定额部分，由医疗机构承担。在预付制下政府医保部门按照一定的分配规则确定每一家定点医疗机构的医疗费用总额，定点医疗机构在总额幅度内为参保人提供基本医疗服务，剩余部分归医院所有，超支部分由医院承担。

在提高基层医疗卫生机构服务能力方面，运用财政补贴激励医护人员多点执业、参与基层医疗服务；增加基层医疗卫生机构的卫生经费投入，改善基层医疗卫生机构的服务硬件；对基层医疗卫生机构医护人员的培训、学习等服务技能提升项目给予财政补贴，提升基层医疗卫生人员的服务能力。

在提高患者到基层就诊意愿方面，主要是通过设定差异化的报销比例及起付线标准，发挥医疗保险的经济杠杆作用。如成都地区实行城乡居民基本医疗保险制度，对于一次性住院医疗费用，一档缴费标准在三级医院就诊报销比例为35%，而在乡镇卫生院可报销65%；三档缴费标准在三级医院可报销65%，而在乡镇卫生院则可报销90%；各级医院报销比例形成较大差异以此引导患者向基层流动。^[2]江苏盐城对于新农合门诊患者，卫生室就诊可报销50%比例，而在县医院就诊仅可报销0%比例；对于住院患者，在乡镇卫生院，200元起付，报销比例为85%，而在县医院400元起付，报销比例为70%。^[3]

政策是否达到了预期的效果，已引起研究者的关注。第一类研究主要关注医保覆盖是否影响了患者的就诊选择，例如新农合对不同层级的医疗机构设定了不同的起付线及报销比例标准，通过比较患者是否加入新农合而在就诊医疗机构选择上表现的差异来判断医保政策对分级诊疗的影响。有学者采用中国营养和健康调查(CNHS)2004年及2006年的数据实证检验了加入新农合对分级诊疗的影响，发现在新农合开展的早期(2004年)促进了患者到基层就诊，但2006年起该效果已经不显著，这可能是因为医疗需求的增长快于医疗服务供给而引起价格上涨，以及县、乡医疗机构之间巨大的医疗服务质量差异所致。^[4]另有基于CNHS2004年数据的实证检验发现加入医疗保险促进了患者到基层医疗卫生机构就诊，同时降低了患者到非基层医疗卫生机构就诊的概率。^[5]第二类研究则直接检验差异化的报销比例及起付线标准是否实现了分级诊疗效果。有学者采用双重差分模型检验了成都市医保基金的偏向性设定是否影响了住院患者的就诊医疗机构选择，结果显示医保报销比例设定上更有利于引导患者在基层医疗卫生机构就诊，但医保补偿对医疗机构的选择只有微弱的影响，医保补偿的价格调节作用还不足以改变当前患者对大医院的偏好。^[2]另有研究对比了江苏无锡、盐城、扬州三市门诊及住院起付线和报销比例以及农村居民就诊医疗机构的差异，发现基层医疗卫生机构报销比例比县医院更高、起付线标准比县医院更低的扬州、盐城两地农村居民在基层就诊的比例更高；而在无锡，由于各级医疗机构的支付标准差异并不明显，更多的患者在县医院就诊。^[3]

既有研究表明，设定差异化的医保补偿方式可以影响患者的就诊机构选择，偏向基层的补偿方式有助于患者向基层流动；但其影响大小也取决于各级医疗机构医保补偿的差异化程度、医疗服务质量、医疗服务价格等因素。这些研究主要从医疗资源需求方的角度，在控制患者个体背景因素后，检验医保报销政策对分级诊疗效果的影响，但对医疗资源供给端的调节政策关注较少。因此本文在借鉴已有研究基础上，重点讨论医疗资源供给端的调节政策对分级诊疗效果的影响，特别是预付制度的推行及增加基层医疗资源等政策措施是否影响了患者在基层医疗卫生机构对门诊服务的利用。

1 资料与方法 1.1 数据来源

本文数据主要来源于2013年中国健康与养老追踪调查(CHARLS)及《2014中国卫生和计划生育统计年鉴》。CHARLS覆盖全国150个县级单位，450个村级单位，约1万户家庭中的1.7万人；调查内容包括被调查者个人基本信息、家庭结构和经济支持、健康状况、体格测量、医疗服务利用和医疗保险、工作、退休和养老金、收入、消费、资产、社区基本情况等。本文仅讨论门诊就诊情况，故从1.7万个样本中筛选出患病并接受门诊治疗的样本，剔除数据不全的样本，最终得到 2048个有效样本。进而根据《2014中国卫生和计划生育统计年鉴》补充样本患者所在省级单位医疗资源供给情况；并通过检索、查阅样本患者所在地医疗卫生机构文件得到该省级单位辖区内预付制实施信息。

1.2 模型设计

为检验预付制推行及增加基层医疗资源是否引导了患者向基层流动，本文将患者在门诊治疗中是否在基层医疗卫生机构接受就诊作为被解释变量，患者所在地预付制推行情况、患者所在地基层医疗资源供给情况作为解释变量。参考既有对患者就诊选择的研究^[2-9]，控制患者的个体背景特征，主要包括四类：第一类是人口学特征，包括患者性别、年龄、文化程度、居住地；第二类是经济特征，即患者的收入水平；第三类是病理特征，即患者健康自评、是否复诊；第四类是医保特征，即患者加入的医保种类；同时亦控制非基层医疗卫生机构的医疗资源供给情况。最终回归模型如模型一：

$Logit\left( P \right) = P\left( {Local = 1} \right) = {\beta _0} + {\beta _1}Budget + {\beta _2}Lavinst + {\beta _3}Lavdoc + \sum {\beta _i}Contro{l_i} + \varepsilon $

在实证检验中采用Logit回归。其中，Local为患者是否在基层就诊，当患者最终在基层医疗卫生机构就诊时Local赋值为1，未在基层医疗卫生机构就诊赋值为0；Budget为总额预付制推行情况；Lavinst为患者所在省级单位人均基层医疗卫生机构数量；Lavdoc为患者所在省级单位基层医疗卫生机构执业医师数量；Control为控制变量。本文采用SAA1.0回归分析。

1.3 变量定义 1.3.1 被解释变量：患者是否在基层医疗卫生机构接受门诊治疗

对于患者的门诊就诊，如果患者在村诊所、卫生服务站、乡镇卫生院、社区卫生服务中心等基层医疗卫生机构接受治疗，则赋值为1；如果患者在医院(非基层医疗卫生机构)就诊，则赋值为0。

1.3.2 解释变量：总额预付制推行情况、基层医疗资源供给

总额预付制的实施情况：由于数据的可得性，本文以患者所在省级单位预付制的推行力度衡量患者在就诊选择时面临的预付制度环境。具体根据该省医保部门的文件并结合相关新闻报道判断截至2013年底，预付制在该省的相对推行进度，如果患者所在省已全面推行预付制度，赋值为，部分推行的赋值为1，没有推行的赋值为0，以反映患者所在省级单位预付制实施的相对完善程度。样本所涉及的8个省级单位中，11个已全面推行，10个部分推行，尚有7个没有推行预付制度。

基层医疗资源供给情况：医疗资源的供给可以从医疗资源的数量、质量、价格、可及性等角度衡量。基于数据的可得性，本文以患者所在省级单位人均基层医疗卫生机构数量衡量基层医疗资源的可及性，以单位基层医疗卫生机构执业医师数量衡量基层医疗卫生机构的服务能力。

1.3.3 控制变量

参考既有研究^[2-9]，控制患者的背景特征变量，包括：人口学特征(性别、年龄、文化程度、居住地)、经济特征(家庭人均收入)、病理特征(健康自评、是否复诊)以及患者加入的保险种类。同时亦控制非基层医疗卫生机构的医疗资源供给情况，即人均医院数量与单位医院执业医师数量。

变量定义与描述性统计汇总见表。描述性统计显示61%的样本患者在基层医疗卫生机构接受门诊治疗。尽管人均基层医疗卫生机构拥有量显著高于人均医院拥有量，但基层医疗卫生机构医师资源却远落后于医院，平均每家基层医疗卫生机构拥有执业医师1.人，而平均每家医院拥有执业医师63.8人。基层医疗卫生机构以其数量众多、分布广泛、具有便利性等特点接纳了大量患者，但以医师数量表现出的服务能力却与医院差距较大。

2 结果

为避免共线性对回归结果的影响，首先计算了各变量方差膨胀因子(Variance Inflation Factor,VIF)值。各变量的VIF值均在5以内，说明变量间不存在较为严重的多重共线性问题。多元回归分析结果显示，总额预付制的推行以及增加单位基层医疗卫生机构执业医师数量显著促进了患者到基层医疗卫生机构接受门诊治疗；但增加人均基层医疗卫生机构数量不能显著提高患者基层就诊概率。控制变量中，城镇居民相比农村居民基层就诊概率更低；加入城镇职工基本医疗保险、城镇居民基本医疗保险、公费医疗的居民基层就诊概率显著降低；增加人均医院拥有数量，提高单位医院执业医师数量均显著降低了患者在基层就诊概率。是否加入新农合、其它保险类别及患者的性别、年龄、文化程度、家庭人均收入、健康自评、是否复诊等因素对基层就诊概率没有显著影响。

3 讨论 3.1 总额预付制推行对分级诊疗的影响

总额预付制回归系数为正，且在5%水平上显著。总额预付制的推行提高了患者到基层医疗卫生机构接受门诊治疗的概率，促进了患者向基层医疗卫生机构流动。在总额预付制下医疗服务供给方有动机改变患者传统的就医观念与习惯，引导患者到基层就诊，实现医疗资源的合理配置及自身收益的提高；但另一方面也可能造成患者更低水平的医疗保障，提高患者的就医成本。由于医疗服务信息不对称的特点，患者就诊行为受医师建议的影响，在总额费用确定的前提下，医院要实现收益最大化就要主动降低成本，因而有动机引导部分病种患者到基层医疗卫生机构就诊。医疗机构主动引导的激励机制对于培养患者合理就医习惯具有重要意义。但同时，总额预付制度也有负面效应，由于总额预付制度是使定点医院在总额幅度内为参保人提供基本医疗服务，非医保患者医疗费用不在总额幅度范围内，因此定点医疗机构使用完医保额度后便有动机推诿医保患者或诱导医保患者放弃医保补偿进行治疗。若医保患者坚持使用医保，就要被迫向低层级医疗机构转移；若患者被要求不使用医保，也会倾向于向服务价格更低的基层医疗卫生机构转移接受治疗。这虽然促进了患者向低层级机构流动，但却会降低患者的医疗保障水平。

3.2 增加基层医疗资源对分级诊疗的影响

单位基层医疗卫生机构执业医师数量回归系数为正，且在5%水平上显著；人均基层医疗卫生机构数量回归系数虽为正却并不显著。作为对比，单位医院执业医师数量及人均医院数量回归系数均在1%水平上显著为正，提高单位医院执业医师数量及人均医院数量降低了患者基层就诊概率。单位医疗机构执业医师数量对患者影响是一致的，提高该层级单位医疗机构医师数量将增加患者到该层级医疗机构就诊的概率；但人均医疗机构数量的影响具有不对称性，单位基层医疗卫生机构数量对患者基层就诊概率影响为正，但并不显著，而人均医院数量则对患者医院就诊概率有显著正向影响。

患者就诊半径内医疗机构的多寡影响患者就诊的便利性，但患者对医疗服务质量更为看重。如果医疗机构的服务质量不能满足患者需求，单纯增加机构数量不能够吸引患者到基层就诊。基层医疗卫生机构提供的医疗服务对患者吸引力不足，人均基层医疗卫生机构数量与患者基层就诊概率虽然正相关，但并不显著。执业医师资源是医疗机构医疗质量的重要衡量因素，提高单位医疗机构的执业医师数量有助于提升医疗机构的服务能力。单位基层医疗卫生机构执业医师数量与患者基层就诊概率在5%水平上正相关。与此对比，医院医疗资源质量较高，而包括执业医师在内的医疗资源供给紧张，处于供不应求的状态，进一步增加人均医院数量及单位医院执业医师数量，提高了患者到医院就诊的便利性，并有助于缓解医院医疗资源紧张的状态，使得医院可以服务更多患者，患者从基层医疗卫生机构流向医院。另一个可能的原因在于患者的就医观念和习惯。由于前期医疗资源集中于医院而基层医疗卫生机构资源不足、医疗服务质量较低，使得患者形成了“大医院好”、“就医就去大医院”的就诊观念。当医院和基层医疗卫生机构的医疗资源供给同时增加时，患者受既有观念影响，仍倾向选择大医院就诊。

3.3 控制变量分析

居住在城镇地区的患者更倾向去医院就诊，与基层就诊概率在10%水平上显著负相关。医疗服务能力更强的医院主要分布集中在城镇地区，城镇居民患者去医院就诊的便利性程度较居住在农村的患者更高，更倾向于去医疗资源更为丰富的医院就诊。

患者家庭人均收入水平与患者基层就诊概率负相关，但并不显著。大医院医疗服务价格更高，更符合高收入群体的就诊需求，较低收入群体更可能选择在基层医疗卫生机构就诊。分析样本中约67%的患者就诊费用在300元以下，同时样本患者平均家庭人均年收入约为8 000元。由于门诊医疗费用较低，患者经济实力对就诊的制约体现得不够明显。

患者自评健康程度越差，基层就诊概率越低，但回归系数并不显著。理论上，健康程度低的患者更可能到大医院接受治疗，健康程度高的患者更可能就近在基层医疗卫生机构治疗。但实证并不支持这一论断，患者的就诊选择并没有考虑其自身的健康程度，这可能反映了当前患者较盲目地“有病就去大医院“的现状。

不同的医保种类对患者是否在基层就诊影响不同。获得城镇职工基本医疗保险、城镇居民基本医疗保险、公费医疗覆盖的患者更倾向去医院就诊；而加入新农合尽管与基层就诊概率正相关，但并不显著。医疗保险覆盖对患者基层就诊概率影响存在相互抵消的正反双向效应：第一，医保补偿降低了患者实际支付的医疗成本，提高了患者对医疗价格更高的大医院的承受度；第二，医保对患者在不同层级的医疗机构就诊设定了差异化的补偿标准，通过降低基层医疗卫生机构的起付线标准和提高基层医疗卫生机构的报销比例以引导患者向基层流动。回归结果显示，城镇职工、城镇居民、公费医疗类患者第一种效应占主导；而对于新农合患者两种效应抵消后对基层就诊概率已经没有显著影响。虽然新农合的定点医疗机构集中在基层乡镇且补偿设定更有利于基层就诊，但同时新农合以大病统筹为主，只有规定的(少数)项目才能得到报销，而对于这些项目患者可能更愿意去服务能力更强的医院接受治疗。

4 结论与建议

患者是否到基层医疗卫生机构接受治疗受到自身背景因素影响，也受到政策环境的影响。当前大医院医疗资源紧张而基层医疗卫生机构服务容量剩余且服务能力不足，政策欲改善这种医疗资源利用的不平衡。本文重点考察了预付制的推行及增加基层医疗资源是否促进了分级诊疗的实现。实证研究发现：预付制的推行以及增加基层医疗卫生机构医师资源显著提高了患者到基层医疗卫生机构就诊的概率；但由于患者对医疗服务能力的要求以及就医理念、习惯的影响，仅增加人均基层医疗卫生机构数量并不能吸引患者到基层医疗卫生机构就诊。为实现医疗资源的合理配置与供需平衡，医疗资源需求端政策及供给端政策均有进一步完善的空间。

(1) 对于医疗资源需求端，加强宣传，鼓励居民在特定病种治疗中将基层医疗卫生机构作为首诊机构。实证检验中发现，相对于增加人均医院数量，增加人均基层医疗卫生机构数量不能显著吸引患者到基层医疗卫生机构就诊，同时患者的就诊选择也并没有考虑自身的健康状况,这可能反映出患者对基层医疗卫生机构的信任度较弱。通过加强宣传工作促进患者形成“小病在社区，大病进医院”的良好就医习惯，这对于建立合理的医疗服务新格局有重要的作用。

(2) 对于医疗资源供给端，继续加强基层医疗卫生机构建设，持续提高基层医疗卫生机构承接常见病患者的能力。一方面，持续鼓励基层医疗卫生机构发展的多样化，引导和鼓励社会资本进入医疗卫生领域，扩大基层医疗服务供给，通过市场竞争机制，提高各基层医疗卫生机构的服务质量；并改善基层医疗卫生机构在居民生活区域内的合理布局，增加居民就诊的便捷性。另一方面，建立大医院有资历医师向基层医疗服务机构流动的激励机制，提升基层在岗医师的学历层次与执业技能以及落实基层医师的标准化培养机制，以进一步提高基层医疗卫生机构服务质量。

(3) 通过科学制定、实施总额预付制度支付标准及配套的监督、激励措施，进一步发挥其系统性的资源配置作用。在制定总额预付制度的预算标准时，既要统一计算规则，确保公平，又要充分考虑各个医疗机构的特点，继续通过医保基金赋予各类资源不同的权重，激励医疗机构为调整医疗资源供给结构而主动引导患者需求的合理流动。同时，为避免总额预付制下推诿医保病人和诱导医保病人放弃医保补偿的现象发生，应完善配套的激励约束措施，如细化相关的监督评价办法，对医院符合引导患者合理就医的行为进行额外补偿或奖励，对于推诿医保病人和诱导医保病人放弃医保补偿的行为进行惩罚。

实现分级诊疗需要医疗资源需求端政策与医疗资源供给端政策、医保支付制度、主要制度与配套措施等多方面相互配合，各个环节相互促进。

5 本研究的局限性

受限于数据的可得性，本文以省级层面预付制的推行力度来衡量患者面临的预付制实施环境；以省级层面的人均医疗机构数量、单位医疗机构医师数量衡量患者面临的医疗资源供给环境。在进一步的研究中，可以采取微观调研数据，获得基于个体层面患者面临的预付制环境，并对预付制通过影响医院进而影响患者的路径进行量化分析；同时可以进一步优化研究方法，考察政策实施前后患者基层就诊概率的改变。