疾病诊断相关分组(Diagnosis-Related Groups，DRG)付费方式是推动公立医院高质量发展的有益尝试。2011年7月，我国在北京市6家医院进行DRG试点；2017年，国务院办公厅发布《关于进一步深化基本医疗保险支付方式改革的指导意见》(国办发〔2017〕55号)，提出要全面推行以按病种付费为主的多元复合式医保支付方式，国家选择部分地区开展DRG付费试点。2019年，国家医保局等四部门联合印发《关于印发按疾病诊断相关分组付费国家试点城市名单的通知》(医保发〔2019〕34号)，确定北京等30个城市为DRG改革国家试点城市，开展为期三年的试点行动。2021年底，30个试点城市全部启动DRG付费方式，国家医疗保障局印发《DRG/DIP支付方式改革三年行动计划》(医保发〔2021〕48号)，要求到2024年底，全国所有统筹地区全部开展DRG/DIP改革工作，到2025年底，DRG/DIP覆盖所有符合条件的开展住院服务的医疗机构。在DRG改革全面推进的关键期，亟需总结试点地区改革成效，以把握DRG改革的未来发展方向。

部分学者已对DRG改革的效果进行研究，分析改革后住院天数、住院费用、药品费与耗材费用占比等的变化，评价改革对患者医疗费用和医疗服务质量的影响^[1-3]，但研究数据跨度多数在五年以内，且多围绕某地区、某医院或特定病组展开^[4-6]，研究方法以双重差分^[6]、间断时间序列^[7]、倾向性评分匹配法^[8]为主。

如今，距离北京市最初实施DRG试点已十余年，DRG改革对住院费用的影响如何？政策的短期效应与长期影响是否一致？为回答上述问题，本研究选取在2011年、2019年、2021年三次试点计划中均被选为试点医院的4家北京市三级公立医院作为实验组，使用北京市三级公立医院2009—2018年住院费用的年度报表数据，采用合成控制法研究DRG试点医院与非DRG试点医院在住院费用水平及结构上的差异，以期了解长期政策效果，为推广、完善DRG付费方式提供实证支持。

1 资料与方法 1.1 资料来源

本研究数据来源于北京市医疗保障局，以北京市全部市属三级公立医院共22家医院为样本，选用2009—2018年医院的基本信息、资源禀赋、医疗承载力及住院患者费用四方面数据。其中2家医院的部分年份数据缺失，将其剔除后，本研究最终选定北京市所有从2011年至今一直实施DRG改革的4家试点医院，以及16家非DRG试点医院，共计20家样本医院纳入分析。运用合成控制法揭示2011年的DRG改革对北京市三级公立医院住院费用的短期效应与长期影响，数据采用Stata17.0进行统计分析。

1.2 合成控制法

合成控制法是识别政策效果的一种新方法，当现实中无法找到理想的对照组来评估政策效果时，该方法可以通过对现有对照组的加权平均，拟合成一个较理想的对照组，刻画未进行政策干预状态下被解释变量的情况，最终将其与实施政策干预的实验组进行对比，得出政策净效果。^[9-10]

本研究将2011年北京市4家实行DRG试点的三级公立医院作为实验组，由于无法找到基本特征与四家医院完全相似的对照组，故采用合成控制法借助16家未实施DRG改革的三级公立医院数据拟合出四个医院，其在政策干预实施前的基本特征及例均住院总费用情况与四家医院相似，因此施加政策干预后拟合医院与真实医院在住院费用方面的差异即为政策效果。

假设可以观测到J+1个医院的患者费用数据，其中第一个医院(医院1)为DRG改革试点区，剩余的J个医院未进行改革试点。设Y_it^N为医院i(i=1, 2, …, J+1)在时间t(t=1, 2, …, T)内未实行改革的可观测的被解释变量，T₀为改革实施前的时间跨度，有1 < T₀ < T。令Y_it^I为医院i在时间t(T₀+1 < t < T)内实行改革后可观测的被解释变量，假设在政策实施前政策对被解释变量没有影响，因此对于所有的医院i在时间t∈{1, 2, …, T₀}内，有Y_it^N=Y_it^I。令a_it=Y_it^I-Y_it^N表示医院i在时间t(T₀ < t < T)的政策干预效果，则在时间t时医院i的可观测被解释变量为：

(1)

式(1)中，D_it代表是否为试点医院的虚拟变量，是核心解释变量，如果医院i在t时刻开始政策试点，则D_it=1，否则D_it=0。因为Y_it^I是可观测的，为估计a_1t的值，只需要估计出Y^N_1t，首先列出患者住院费用的决定方程，如下：

(2)

其中，Z_i表示不受改革影响的控制变量，∂_t是时间固定效应，θ_t是一个(1×K)维未知参数向量，λ_t是一个(1×F)无法观测到的公共因子向量，μ_i是(F×1) 维系数向量，ε_it是每个地区不能观测到的短期冲击，假设在地区层面满足均值为0。因此，需要求得一个(J+1)维的权重向量W*=(ω₂^*, ω₃^*…ω_J+1^*)，满足对任意的J，W_J≥0，且ω₂+…+ω_J+1=1，W^*的每个元素即为合成对照组的特定加权值。引入式(2)，则Y^N_1t的估计值为：

(3)

可以证明，在一般条件下式(3)趋近于0。因而对于T₀ < t≤T，医院1未实行改革的结果可以用拟合成的对照组来近似表示，即 ，进而得到政策效果的估计值，即 。

2 结果 2.1 描述性统计分析

本研究的被解释变量为例均住院总费用、例均住院明细费用及占比，为保证合成医院在政策干预前与试点医院尽可能相似，基于已有研究，本研究将总资产、职工总数、实有床位数、总诊疗人次数^[11]作为预测变量，以预测变量及干预前被解释变量的拟合情况来评价拟合效果是否理想。主要变量详见表 1。

2.2 合成控制结果 2.2.1 例均住院总费用变化情况

四家实验组医院分别用A、B、C、D表示，表 2为DRG实施前真实医院与合成医院预测变量与例均总费用的对比。2009年4家医院总费用的真实值与拟合值的平均差异度为0.09%，2010年为0.08%，说明合成医院的总费用增长路径较好地拟合了真实医院的情况。

将表 2中真实医院与合成医院总费用的数据扩展至十年，其拟合效果如图 1所示，图中的竖虚线代表DRG改革实施年份，实线代表真实医院的数据，虚线代表合成医院的数据。在虚线右侧，真实医院与合成医院例均住院总费用的差值表示政策效果，下文中合成控制结果图的理解与此相同。

由图 2真实医院与合成医院例均住院总费用差值可知，以2012年为间断点，DRG实施后4家试点医院例均住院总费用的变化趋势可以分为两部分，本研究称前者为DRG改革对总费用的短期效应，后者为DRG改革对总费用的长期影响。2011—2012年，除D医院外实线均在虚线之下，表示实施DRG改革后，短期内大部分试点医院的例均住院总费用均明显下降。从变化幅度看，2010年DRG改革前真实医院例均总费用平均比合成医院高0.005%，而2012年真实医院的例均总费用平均比合成医院低6.22%。2013—2018年，真实医院与合成医院例均总费用的差距逐渐缩小。2012年以后，真实A医院、C医院的例均总费用与其合成医院的差距开始波动缩小，并分别于2017年、2013年左右超过了各自的合成医院；真实B医院的例均总费用与合成B医院的差距在2017年开始缩小；真实D医院的例均住院总费用在试点实施后一直高于合成D医院。

对比图 1中真实医院与合成医院总费用增速变化情况即曲线的斜率变化发现，真实A、B、C医院的例均住院总费用增速分别于2016年、2016年、2017年超过其合成的非试点医院，而真实D医院在2013年后住院费用增速与合成D医院近乎一致，说明DRG改革后的第六、七年，大部分真实医院的总费用增速均大于合成医院的住院总费用增速。

图 3为剔除极端值影响后的试点医院与非试点医院的实际例均总费用增速对比图，增速大于0表示总费用较前一年增加，增速小于0表示总费用较前一年减少。由图 3可知，2010年DRG改革前，试点医院的总费用增速快于非试点医院，2011年DRG改革后，试点医院的总费用先骤降，后迅速回到正增长态势，2014年以后总费用增速放缓，低于非试点医院，2018年即DRG改革实施的第八年，试点医院的总费用增速再次超过非试点医院。

2.2.2 例均住院明细费用及占比变化情况

2011年DRG改革实施后，真实医院与合成医院的明细费用及占比出现分离趋势，DRG改革的政策效果开始显现。

药品费用及占比方面限于篇幅原因，住院明细费用及占比相关图表未在正文展示，如有需求可向作者索取。，DRG改革后真实医院与合成医院的差值以2016年为界，可以划分为两个趋势。2011—2016年，真实医院的药品费用、药占比相较于合成医院明显下降，代表政策效果的真实值与合成值的差值总体上呈扩大趋势。2016年左右，真实医院与合成医院例均药品费用及药占比的差值最大。D医院药占比的政策效果略有延迟，2013年起真实D医院与合成D医院的药占比差值由正转为负，且差值总体呈现扩大趋势。2016年起，真实医院的药品费用与药占比开始回升，但仍低于合成医院。

例均耗材费用占比及增速方面，由于数据统计口径不一致，缺少2009—2011年的材料费用数据，因而无法使用合成控制法识别DRG改革前后耗材费用及其占比的变化，本研究替代性地观察2012—2018年试点医院与非试点医院材料费用增速的变化。2012年以来，4家试点医院的例均耗材费用占比持续增长，到2018年，4家试点医院平均耗材费用占比为41.48%，高出非试点医院14%左右。2013年试点医院的平均耗材费用增速最快，是非试点医院的3倍左右。2014—2018年，试点医院的耗材费增速明显放缓，增速维持在6%左右，略低于非试点医院。

例均手术、治疗、护理费用占比与例均检查、化验费用占比方面，DRG改革后真实医院与合成医院的差值有两个变化趋势。第一，2011—2012年，相较于合成医院，真实医院的例均手术、治疗、护理费用占比大幅下降，而例均检查、化验费用占比降幅不及合成医院。第二，2012年后，例均手术、治疗、护理费用占比方面，真实医院与合成医院的差距先开始波动缩小，2016年后转为扩大趋势，到2018年，真实医院与合成医院的例均手术、治疗、护理费用占比差值与2012年政策效果最显著时相差不大。2012年后，DRG改革对例均检查、化验费用占比的影响呈现两种截然相反的结果。第一类是A、B医院，2012年后真实医院的例均检查、化验费用占比总体上高于合成医院，且两者差值整体上呈现扩大趋势；第二类是C、D医院，真实医院的例均检查、化验费用占比总体上低于合成医院。

2.3 稳健性检验

本研究采用加入预测变量、删除最大权重样本两种方法进行稳健性检验。对上文所有使用了合成控制法的费用变量均进行稳定性检验，检验结果表明本研究的稳健性较好。由于篇幅限制，正文只呈现例均住院总费用的稳健性检验结果。

2.3.1 加入预测变量

参考Abadie^[12]的做法，本研究在构建合成控制的预测变量中加入平均住院日、卫生技术人员总数两个额外的总费用预测因子再次进行合成控制，若合成控制结果与初次合成相比无明显变化，则表明总费用的合成控制结果是稳健的。对比图 4与图 1可以发现，两次合成中B、C、D医院例均住院总费用的拟合结果几乎一致，虽然加入预测变量后合成的A医院总费用曲线与图 1(a)相比费用水平更高，但两次合成中合成医院的例均住院总费用均高于真实医院，因而两次合成只是政策力度上的差异，不存在政策效果性质上的差异。因此，加入其他预测变量后合成控制结果并没有显著变化，可以认为例均住院总费用的变化是由DRG改革引起的。

2.3.2 删除最大权重医院

在用其他医院合成对照组医院时，合成结果有可能过度依赖权重较大医院，导致估计偏差。本研究参照曹剑波等人的做法^[10]，采用剔除最大权重方法，在样本中剔除初次合成时权重最大的医院后再次进行合成控制，若剔除后合成控制的结果与初次合成的结果一致，则证明政策效应是稳健的。

图 5为剔除最大权重医院后重新合成的四家医院例均住院费用情况，图 1(a)与图 5(a)中合成A医院的曲线走势一致，2018年二次合成的拟合医院例均住院总费用高于真实医院，与初次合成结果略有不同。与图 1相比，虽然B、C、D医院两次合成中合成医院的曲线走势略有差别，但两次合成控制最终的政策效果性质一致，因而可以认为两次合成例均住院总费用的结果是一致的，通过了稳定性检验。

3 讨论 3.1 DRG改革短期内降低了例均住院总费用，长期效果有待改善

DRG改革控制总费用增长目标在短期内基本实现，但长期控费效果不显著，这与高辰旭等^[13]的研究结果一致。第一，从总费用的绝对值来看，在DRG改革实施的第二年，真实医院的例均住院费用平均比合成医院低6.22%，说明DRG改革短期内对总费用增长起到了一定的控制作用。DRG改革实施的第三年起，有3家真实医院的总费用呈现反弹趋势，真实医院与合成医院的总费用差距波动缩小，且有3家真实医院的总费用在研究期限内反超其合成医院，这可能与医疗技术进步^[14]和三级甲等医院多收治病情严重、诊疗难度大的患者^[15]有关。第二，从总费用增速来看，DRG改革实施的第一年降费效果显著，但之后试点医院总费用迅速恢复正增长，到DRG改革实施后的第八年，试点医院的总费用增速超过了非试点医院，这与合成控制结果一致，表明DRG改革实施后的第六、七年起，大部分试点医院的总费用增速超过非试点医院。

3.2 DRG改革降低了药品费用及药占比，费用结构有待优化

DRG改革后药品费用及药占比大幅降低，但耗材费用占比有所上升，这与李艳萍等^[16]的研究结果一致。从费用绝对值看，与合成医院相比，4家真实医院在2016年政策效果最显著时药品费用平均下降2 000元左右。从费用结构看，药占比显著降低，耗材费用占比持续上升。试点医院的例均药占比从2009年的37.96%下降为2018年的19.09%，耗材费用占比从2012年的31.17% 上升到2018年的41.48%。从合成控制结果来看，2016年政策效果最显著时真实医院的药占比平均比合成医院低9%左右。2016年后真实医院与合成医院药占比差值有所缩小，到2018年真实医院的药占比平均比合成医院低5%左右。从耗材费增速看，DRG改革后短期内试点医院耗材费增速显著高于非试点医院，长期看试点医院的平均耗材费占比大幅提高，2018年试点医院耗材费用占比平均高出非试点医院14%。DRG改革后耗材费用占比的持续上升既受到各项费用间此消彼长的关系影响，也可能受手术例数上升和耗材使用量增加的影响。^[17]

3.3 DRG改革后医疗服务费用及占比降低，且具个体差异性

DRG实施后，例均手术、治疗、护理等体现医务人员劳动价值的费用占比无论是短期内还是长期内均呈下降趋势，例均检查、化验费用占比短期内降幅不及合成的非试点医院，长期变化具有个体差异性，这与杨琳等^[18]的研究结果类似。长期看，2018年真实医院集中体现医务人员劳动价值的费用占比仍比合成医院低6.51%，这可能是因为DRG改革规范了医疗行为，减少了小病大治、过度医疗现象。^[19]DRG改革对例均检查、化验费用占比的长期影响呈现出较强的个体差异性，这可能是因为不同医院学科与管理方式存在差异性，检查和化验在门诊或住院阶段完成，而门诊服务利用率与住院费用下降之间存在一定的关系^{[7, 20]}，DRG改革只针对住院治疗的患者，因此4家试点医院的例均检查、化验费用占比在长期内呈现不同的变化趋势。

4 建议 4.1 发挥“双中心”协同建设的多元作用，持续提升医生诊疗水平

DRG方案的确定、调整以及实施依赖于医生的临床实践经验与诊疗技术^[21]，要从根本上提高DRG改革的效果，需提升医生诊疗水平，促进医疗技术发展。北京市有14家医院被选为国家医学中心建设依托的主体医院，占全国入选医院总数的51.85%，应更好地发挥北京市优质医疗资源的辐射作用，将区域医疗中心与国家医学中心“双中心”建设协同、医疗与医保发展协同。一方面，要将“双中心”作为疑难危重症诊治技术攻关平台，发挥“双中心”的科研创新领军作用，探索如何协调DRG方案与疑难杂症之间的矛盾关系，为DRG方案的动态调整与完善提供支撑。另一方面，应将“双中心”作为高层次临床医生培养平台，从培养北京的医生开始，逐渐扩大辐射范围，提升临床医生诊疗水平。

4.2 促进DRG付费与三级公立医院绩效考核结合，保障改革长期效果

应通过大数据分析确定各级医院各项费用及其占比变动的合理区间，据此完善DRG考核指标。将DRG改革与国家三级公立医院绩效考核中运营效率指标考核相结合，促进医疗服务收入占比逐步提升、住院次均费用与次均药品费用增幅逐步降低。短期、单项的费用指标监测易导致医疗费用的平移^[22]，应开展长期、系统的监测，保障DRG改革的长期效果。

4.3 充分发挥DRG激励作用，提高体现医生技术劳动价值的收入

由于医疗服务具有“混合商品”属性，“医疗服务”与“非医疗服务”杂糅在一起定价^[23]，医生的劳动价值尚未充分体现，应通过DRG规范医生行为，提升医疗服务有效性，减少过度医疗现象，使得医生的行为依照医学指征上的紧迫性以及与之相关联的效果展开。其次，要发挥DRG改革“结余留用、合理超支分担”的激励作用，通过DRG改革调节医院和医务人员行为，使医疗服务供给者的剩余控制权与剩余索取权相统一^[23]，建立DRG改革与医生薪酬的正向激励。

作者声明本文无实际或潜在的利益冲突。