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      支付方式對醫生行為影響的實驗經濟學研究

      發布時間:2023-01-05 11:40
      第一章前言
      1.1研究背景
      1丄1政策背景
      近年來隨著人口老齡化日益嚴重、消費者對健康的認識以及對醫療服務質量的期望 日益提高,醫療衛生費用出現了過速增長的現象,在不久的將來醫療衛生支出將更加迅 猛。如何控制不合理醫療衛生費用的過速增長成為當前世界性的難題。隨著我國的基本 醫療保障覆蓋面逐步擴大并覆蓋全民后,醫療保險費用支付方式的選擇就變得尤其重 要,它不僅關系到醫療費用是否可以得到有效的控制,也關系到醫保基金的收支平衡。 由于醫療衛生行業的專業性、復雜性及不確定性的特點,再加上醫療服務市場的信息不 對稱等特點使得支付方式的改革成為世界公認的難題。
      醫療保險供方的費用支付方式關系著各方的利益,是控制和管理醫療保險費用的關 鍵性環節之一,怎樣選擇適合我國國情的支付方式至關重要⑴。近年來我國政府越來越 重視醫療保險費用支付方式在控制醫療費用支出.提高醫療服務質量及醫務人員的積極 性方面的作用,出臺了一系列的政策文件[2,班5,6,7跆]°
      表M有關醫療保險支付方式改革的政策文件
      政策主體 政策文件 政策內容
      2009 年 4
      國務院 《中共中央國務 院關于深化醫藥 衛生體制改革的 意見》 要強化醫療保障對醫療服務的監控作用,完善支付制J 度,積極探索實行按人頭付費、按服務項目付費等方 式,建立激勵與懲戒并重的有效約束機制。
      2011 年
      5月 人力資源和
      社會保障部 《關于進一步推 進醫療保險付費 方式改革的意見》 因地制宜,從實際出發,勇于創新,不斷總結經驗, 完善醫療保險基金支付辦法。逐步形成激勵與約束相 容的支付制度。
      2011 年
      12月 國務院 《醫藥衛生體制 五項重點改革 2011年度主要工 作安排》 改革醫療保險支付方式,大力推行按人頭付費、按病 種付費、總額預付。
       
       
      續表
      時間 政策主體 政策文件 政策內容
      2012 年
      3月 國務院 《“十二五”期間 深化醫藥衛生體 制改革規劃暨實 施方案》 加大醫保支付方式改革力度,結合疾病臨床路徑實 施,在全國范圍內積極推行按病種付費、按人頭付費、 總額預付等,增強醫保對醫療行為的激勵約束作用。
      2013 年
      7月 國務院 《深化醫藥衛生
      體制改革2013年
      主要工作安排》 結合門診統籌推行按人頭付費,結合門診大病和住院 推行按病種付費等支付方式改革。逐步將醫保對醫療 機構醫療服務的監管延伸到對醫務人員醫療服務行 為的監管。
      2015 年
      5月 國務院 《國務院辦公廳 關于城市公立醫 院綜合改革試點 的指導意見》 強化醫保支付和監控作用,深化醫保支付方式改革,
      逐步提高保障績效。
      2015 年
      9月 國務院 《國務院辦公廳 關于推逬分級診 療制度建設的指 導意見》 建立以按病種付費為主,按人頭付費、按服務單元付” 費等復合型付費方式,探索基層醫療衛生機構慢性病 患者按人頭打包付費。
      2016 年
      1月 國務院 《關于整合城鄉
      居民基本醫療保
      險制度的意見》 系統推進按人頭付費、按病種付費等支付方式改革, 推動形成合理的醫保支付標準,引導醫療機構規范服 務行為,控制醫療費用的不合理增長。 "
       
      由此可見,國家對改革醫療保險支付方式改革工作的重視。醫療保險支付方式的改 革是我國醫療改革的核心內容之一,是關乎醫療改革成敗、社會安定和諧及可持續發展 的一項政治性任務,探索適合我國國情的支付方式迫在眉睫。
      1.1.2支付方式改革的現狀
      (1)我國支付方式的演變及地方性探索
      隨著社會保障制度的發展,我國的醫療保險支付方式也不斷的發生變化,但鑒于歷 史因素及現實條件的限制,在很長一段時間實行的是單一的醫療保險支付方式一一按服 務項目付費,導致醫療費用的過快增長,醫患矛盾不斷激化,“看病貴、看病難”這一 問題日益尖銳,這就促使我國開展對支付方式的探索[詢。
      九十年代起我國開始實行改革,各地也開始因地制宜的對支付方式進行探索與實 踐。其中較為典型的為地方性探索一個是鎮江市醫療保險支付方式[1142],早在1995年 鎮江就開始了對醫療保險支付方式的探索路程。鎮江市的醫保費用支付方式分為四個階 段:第一個階段是從1995年到1996年,停止實行按服務項目付費,改為實行按服務單 元付費,盡管一開始在一定程度上降低了醫療成本及控制了醫療費用,但1996年這一 辦法的弊端開始顯現,如重復掛號、分解處方、二次入院、推諉重癥患者等現象,造成 醫療保險基金超支嚴重、醫患矛盾突出等問題;第二個階段為1997年到1998年,支付 方式改行總額控制,盡管增強了定點機構的費用和管理意識,一定程度上促進了醫療衛 生機構對衛生資源的合理利用,但推諉重癥患者、降低治療標準等嚴重損害患者利益的 弊端仍然存在;第三個階段為1999年到2000年,改行“個人賬戶按實支付,統籌基金 總額控制”的支付方式,在一定程度上實現了基金結余,緩解了醫患矛盾,但造成醫療 衛生服務費用大幅上漲,增加了資金支付的壓力;第四階段為2001年開始改行“總額 預算、彈性結算和部分疾病按病種付費相結合”的綜合性支付方式后進入了平穩運行的 階段,緩解了醫患矛盾,促進了公平和效率,收支較平衡,但仍然存在不合理的費用支 出及管理手段粗放等弊端[⑶。地方性探索醫療保險費用支付方式的另一個案例是上海 市的醫療保險支付方式[⑷,按照改革進程可分三個階段:第一個階段為2001年到2002 年,此階段實行的是按服務項目付費,過度檢查、過度用藥等弊端顯現,造成醫療費用 過快增長;第二個階段為2002年到2010年,此階段實行的是總額預算的支付方式,盡 管一定程度上緩解了醫療費用過快增長的趨勢,但卻造成了服務不足提供及缺乏激勵機 制的弊端;第三個階段為2011年至今,上海市實行的是在總額預算框架下的以總額預 付為主,與按床日付費、按項目付費及按單病種付費相結合的混合支付方式,實行后定 點醫院的費用控制意識大大增強,過度醫療、違規收費等顯著減少但是卻出現了服務不 足的缺陷,目前上海市采取開通投訴電話、制定規范等措施來監督定點醫療機構的診療 行為。此外北京也對支付方式進行了探索,于2011年在6家醫療機構對108組疾病的 實行DRGs,但這一支付方式對疾病分組、管理等的要求較高,經濟條件一般的地區還 沒有能力實施。其他地區如寧波、南京、淮安、杭州、齊齊哈爾、牡丹江、云南省祿豐 縣、廣東省東莞市等都因地制宜的對支付方式進行探索。
      由上述地方性的探索可知:對支付方式探索的趨勢由單一的支付方式逐步演變為混 合型的支付方式,由后付制演變為預付制并逐漸實現兩者的結合;改革初期時有一定的 成效,但隨著改革的深入,所實行支付方式的弊病則顯現出來,始終未解決“一抓就死, 一放就活”的問題[⑸。其次,這些地區對支付方式的探索歷經的時間較長,改革的過 程也必然耗費了大量的人力、物力和財力,造成了社會資源的嚴重浪費和社會福利的巨 大損失。但總的來說,支付方式改革的成效仍然不盡人意,“看病貴、看病難”仍然沒 有得到有效地解決,醫患矛盾亦日趨激烈。
      (2)支付方式改革存在的問題
      當前我國處于支付方式的改革期,在按服務項目付費等傳統支付方式的主導地位在 逐漸弱化的基礎上不斷地引入新的支付方式。混合式的支付方式是我國未來支付方式改 革的發展和探索方向之一,但如果支付方式的組合不合理、不符合當地的實際情況也無 法達到支付方式改革的目標。當前我國支付方式改革存在大量問題:第一,缺乏對改革 效果的客觀全面的評價。首先應該明確醫療費用的變化是各種因素共同作用的結果,要 明確支付方式在控制費用方面的獨立作用時需要對其他因素的效應進行控制,而現有研 究缺乏此方面的實證分析,因此難以明確不同支付方式在控制費用上的獨立作用及作用 程度的大小。尤其缺乏對支付方式改革傳導機制的研究,特別是缺乏對支付方式和醫療 服務供方行為的關系、醫療服務供方行為和醫療費用關系的研究[⑹;第二,監管力度 不夠,管理體系不健全。在改革的過程中有些醫療服務機構對違規或不合理的診療行為 懲罰力度不夠,未能形成長期有效的激勵機制,管理手段和措施存在眾多的不足之處; 第三,缺乏改革必須的配套措施。當前改革僅是對支付方式進行探索與發展,醫療服務 價格體系、疾病分類體系、診療規范體系、醫院財務管理體系、相關的政策支撐等措施 卻未配套跟進,甚至出現嚴重的矛盾和脫節,導致改革受到制約和沖擊【⑹。
      綜上所述,在當前的政策和現實背景下,對支付方式進行探索與改革,首先應該明 確支付方式對供方行為的獨立作用后,再針對不同支付方式的特點有針對性的輔以相關 的監管措施,才能為支付方式改革提供更加科學可靠的依據。
      1?2研究現狀與研究問題的提出
      121研究現狀
      在醫療服務市場上,醫療服務的供方與需方之間存在著委托■代理關系。假如醫生 扮演的是“完美代理人”的角色,那么此時醫生將會作出對患者最有利的醫療服務決策, 此時醫生所關注的是患者的利益而不是自身偏好,這符合醫學倫理道德的要求。然而醫 生作為“經濟人”,逐利是其理性行為,當委托人利益和自身利益發生博弈時,醫生通 常會更加注重自己的利益而偏離“完美代理人”。加之信息不對稱、疾病治療的不確定 性等原因,醫生為了追求自身利益就會濫用這種代理關系,導致醫生誘導需求的現象。 為管制醫生誘導需求的現象,各國設計了旨在實現醫療資源使用的最大效率的醫療保險 制度,最佳的數量和質量是保險人所要達到的最佳目標。然而醫生行為的本性和特性卻 與醫療保險制度的目標相違背,且兩者的矛盾是原發性的矛盾,若任憑醫生不合理的逐 利行為釋放,不僅會犧牲人民的健康權益,而且會導致醫療資源使用的無效率。因此應 按照社會發展進步的目標,通過制度干預如支付方式等來對醫生不合理的逐利行為進行 矯正和正向干預[⑺。然而,盡管關于支付方式對醫生行為的影響這一議題在國內外均 有大量研究,但支付方式是否對醫生行為產生影響仍然存在爭議。
      大多數研究認為支付方式作為調控醫療服務供方行為的有效手段,供方的服務行為 產生了影響。在國外,有理論研究"]分析得出按服務項目付費較容易導致醫生衛生服 務量的增加,至少在某種程度上反映出提供了不必要的醫療衛生服務,而按人頭付費則 會激勵醫生盡量減少衛生服務量,甚至是一些必需的醫療衛生服務。Howard Barnum、 Joseph Kutzin等人的研究[切中得出按人頭付費驅使供方在選擇低風險患病人群的同時, 也使得供方減少衛生服務量的提供以降低衛生服務的成本,增加自身收入;而按服務項 目付費則會產生供方引導需求,激勵醫生過度的提供醫療衛生服務。美國有研究[如顯 示,在控制了患者的年齡、性別、入組時間和前期的衛生服務狀況等混雜因素后,按人 頭付費與按服務項目付費相比,初級保健就診率有所增加,但住院次數卻有所下降。 Gosden和Pedersen等人研究囚】得出在按服務項目付費的支付方式下,薪酬對醫生行為 的激勵比按人頭付費要更顯著。Robertson和Kesselheim等人研究〔卻發現按服務項目付 費可能會激勵醫生向患者提供較多的醫療衛生服務,而按人頭付費則會導致醫生不足的 醫療衛生服務。Gosden和Forland等的研究得出支付方式對醫生的行為產生影響, 按服務項目付費比按人頭付費使得醫生提供更多的衛生服務量,按服務項目付費會產生 更多的患者就診次數。Pauly通過理論分析0]得出按人頭付費會減少醫療衛生服務的提 供量。Ellis和McGuire等人的理論研究〔殂2可得出按服務項目付費激勵醫生提供過量的 衛生服務,而按人頭付費則導致醫療衛生服務的不足提供。Blomqvist研究囚】得出按人 頭付費導致必要的醫療衛生服務的不足提供。有研究認為按人頭付費也會引起“撇奶油" 現象〔2忙Tufano等人通過對醫生及管理人員進行訪談研究發現支付方式顯著的影響 醫生行為。有研究卩°]通過對丹麥的265名全科醫生進行隨訪發現相比一次性付費的支 付方式,在以按服務項目付費作為補充的按人頭付費這一混合支付方式下,衛生服務提 供量有所增加,轉診數量有所降低。挪威學者⑶]通過對挪威醫生的轉診決策進行分析 得出按人頭付費可能導致了轉診數量的增加。Dumont等人卩習通過自然實驗研究得出由 按服務項目付費轉變為混合支付方式后,醫生提供的衛生服務量有所下降,就診時間有 所增加。有學者⑴】通過隨機對照試驗研究得出按服務項目付費下的就診頻率高于按人 頭付費,且按人頭付費激勵醫生控制所提供的衛生服務數量。
      在國內,張翠華、賀加等[列通過實證研究得出,按服務項目付費比較容易引起衛 生服務量的增加并在一定程度提供了不必要的衛生服務,而按人頭付費會使醫生減少衛 生服務量,甚至會減少一些必需的醫療服務的提供,出現“撇奶油”的現象,選擇病情 較輕的患者。王小萬、楊莉如根據經濟學原理,運用系統評價的方法得出,按項目付 費可能會激勵醫生為增加自身收入而過多提供衛生服務數量,通過減少工作時間及成本 來實現成本與收益差距的最大化;按人頭支付則激勵醫生為降低治療風險及成本而去選 擇低危患者。魏聰[旳從引致需求的角度對醫生行為的經濟學進行了綜述研究得出支付 方式變化會對醫生行為產生影響,但主要是替代效應和收入效應之間相互博弈的結果。 魏來和唐文熙等人[殉研究發現支付方式通過經濟激勵作用于醫生行為。王巒、荊麗梅 等人[切認為支付方式會影響醫療衛生機構及其醫務工作人員的經濟收入進而對醫生行 為起到調節控制的作用。李一平[珂結合鎮江六次支付方式的改革,分析了不同支付方 式對供方行為的影響后得出混合型的支付方式對醫生行為有一定的控制作用。王木㈤] 研究得出按服務項目付費與總額預付或薪酬支付方式相比,會激勵醫生提供較多的衛生 服務。
      盡管上述眾多研究顯示支付方式對醫生提供衛生服務的行為產生影響,但仍有部分 研究認為二者之間并沒有明顯的關系。在國外,有研究發現支付方式與醫生提供衛生服 務的行為關聯不顯著㈤俎]。Hutchinson等人在研究中未發現在按人頭付費和按服務項目 付費模式下衛生服務利用率差異〔竝〕。Hurley等人【4習的研究也未找到明顯的證據說明加 拿大醫生醫療衛生服務的提供和薪酬激勵的關系。Grytten和Sorensen[44]在對患者和醫 生的一般特征進行控制后得出支付方式對醫生服務行為的影響非常小。在國內,魏周陽 等人[⑹通過綜述研究得出單一的支付方式對醫生行為的影響不顯著。
      綜上所述,就支付方式對醫生行為影響這一問題上,先前的研究多采用系統綜述、 實證研究等研究方法,但因這些研究方法本身的局限性如因納入研究的文獻在國情及政 策背景、方法學設計、判斷及結果上存在異質性,研究結果未進行統計學合成,只能對 文獻進行分組描述等,高質量的研究證據非常有限,最終導致研究結果的普適性受到質 疑[沏。因此支付方式對醫生行為的影響需要更多的研究與評價[佝。
      近年來,經濟學領域的實驗研究即實驗經濟學的應用越來越廣泛[47]。實驗經濟學圖]
      (Experimental Economics)即經濟學的實驗方法,是指在一個嚴格控制了某些假設條件 的實驗環境下,將博弈規則轉換為實驗所需的制度與環境,就某一經濟現象進行重復的 檢驗和比較,以完善理論,為人們提供決策依據。經濟學實驗可分為實驗室實驗(Lab Experiment)和現場實驗(Field Experiment)□其研究路徑可概括為實驗設計,相關實 驗設備的準備及實驗步驟,整理分析數據及解釋結果。研究方法主要有模擬與仿真、比 較與評估、行為分析及心理研究。而且激勵在經濟學實驗的設計中至關重要,受試對象 的報酬應與所研究的理論及假設顯著相關,以明確解釋決策與所得結果之間的關系。鑒 于對機會成本的考慮,實驗通常選擇學生作為受試對象。Douglas D. Davis和Charles A Holt[49]在《Experimental Economics^ 一書中所述,經濟學可以被觀察并為解釋市場經濟 活動而提出經濟理論。經濟學家通過建立精確的統計模型,設計嚴格控制的實驗環境對 市場現象進行模擬實驗,對所得統計數據進行評價,可避免變量間的內生效應、不斷變 化的歷史政策背景對研究帶來的干擾,有利于某些變量的效應能被獨立精確的解釋。其 在方法學上致勝的優勢主要在于實驗的可控性和可重復性,從而實驗結果更具穩健性 [48]
      C
      當前,實驗經濟學已在信息不對稱市場,風險決策市場、決策和博弈及雙向拍賣市 場等得到廣泛的應用,實驗經濟學與行為經濟學的融合使其在研究人的行為方面的應用 更加廣泛〔4嘰早在2000年有學者[剛就認為將經濟學實驗運用于衛生經濟學領域會帶來 前所未有的研究效果。近年來,經濟學實驗也在國際衛生經濟領域迅速興起并發展,尤 其是廣泛應用于醫療保險支付方式對醫生行為影響的研究。而在我國卻未有研究通過運 用嚴格控制干擾因素的經濟學實驗的方法來研究支付方式對醫生行為的影響。本研究將 引進德國波恩大學實驗經濟學實驗室的Hennig-Schmidt H.等人⑴】在研究支付方式對醫 生行為影響這一問題上的實驗室研究,彌補當前國內現有研究的局限性。
      L2.2研究空白點及研究問題的提出
      對現有研究進行回顧分析可知,支付方式對醫生行為是否有影響尚存在爭議,現有 研究存在不足:(1)從研究方法上,先前的研究多采用系統綜述、實證研究等研究方法, 但因這些研究方法本身的局限性,如系統綜述類文章因納入研究的文獻在國情及政策背 景、方法學設計、判斷及結果上存在異質性,研究結果未進行統計學合成,只能對文獻 進行分組描述等;實證研究由于無法控制人口學及機構因素等的混雜影響,往往會存在 選擇和信息偏倚。因此現有研究無法排除眾多混雜因素在研究此問題上帶來的干擾,會 夸大支付方式對醫生行為的作用,導致高質量的研究證據十分缺乏,所得結果的普適性 遭到質疑;(2)從研究內容上,現有研究缺乏何種支付方式激勵醫生為何種類型的患者 提供更有利于患者利益的衛生服務決策,缺乏患者健康狀況及診療結果方面的有效證 據。因此,這一問題需要進一步的研究。
      本研究運用經濟學實驗的方法來解決當前研究方法的局限性和研究內容的空白點。 利用實驗經濟學原理構建實驗室,選取我國當前應用最為廣泛的按服務項目付費和按人 頭付費這兩種支付方式,根據兩種支付方式的特點設計實驗參數,招募受試對象,觀察 受試對象在嚴格控制的實驗室環境下是如何做出衛生服務決策的。實驗中醫生要做出衛 生服務決策,因實驗參數的設計使得分析醫生的衛生服務決策可以反映醫生在患者效益 和自身凈收益之間的選擇行為成為可能,因此可以通過對患者效益和醫生凈收益的統計 分析和反映支付方式對醫生追求自身利益及患者效益行為是否存在影響以及存在何種 影響。研究問題具體可以分為以下幾個方面:
      (1)衛生服務量:按服務項目付費模式是否激勵醫生提供過量的衛生服務量;醫 生為健康狀況不同、疾病類型不同的患者所提供的衛生服務量是否存在差異;醫生所做 的決策中有多少為最優衛生服務量決策?按人頭付費模式是否激勵醫生提供不足量的 衛生服務;醫生為健康狀況不同、疾病類型不同的患者所提供的衛生服務量是否存在差 異;醫生所做的決策中有多少為最優衛生服務量決策?從總體水平上、不同健康類型、 不同患者類型、最優患者效益決策上分析按服務項目付費與按人頭付費兩種支付方式下 醫生的衛生服務量提供行為是否存在差異,若存在差異則詳細分析存在什么樣的差異?
      (2)患者效益:按服務項目付費的支付方式激勵醫生為患者提供了多少患者效益 及最優患者效益決策;健康狀況不同、疾病類型不同的患者所獲得健康效益是否不同, 以及對哪種健康狀況的患者最有利?按人頭付費的支付方式激勵醫生為患者提供了多 少患者效益及最優患者效益決策;健康狀況不同、疾病類型不同的患者所獲得健康效益 是否不同,以及對哪種健康狀況的患者最有利?從總體水平上、不同健康類型、不同患 者類型及最優患者效益決策上分析按服務項目付費與按人頭付費兩種支付方式下醫生 的患者效益提供行為是否存在差異,若存在差異則詳細分析存在什么樣的差異?
      (3)醫生凈收益:按服務項目付費下醫生選擇了多少自身凈收益及凈收益最大化 決策;醫生為健康狀況不同、疾病類型不同的患者提供的衛生服務所獲得凈收益是否不 同;醫生為哪種健康狀況的患者提供衛生服務時選擇的自身凈收益最多?按人頭付費的 支付方式下醫生選擇了多少自身凈收益;醫生為健康狀況不同、疾病類型不同的患者提 供的衛生服務所獲得凈收益是否不同;醫生為哪種健康狀況的患者提供衛生服務時選擇 的自身凈收益最多?從總體水平上、不同健康類型、不同患者類型及凈收益最大化決策 上分析按服務項目付費與按人頭付費兩種支付方式下醫生的凈收益選擇行為是否存在 差異,若存在差異則詳細分析存在什么樣的差異?
      13研究意義與研究目標
      1.3.1研究意義
      現實意義:醫療保險支付方式的改革是我國醫療改革的核心內容之一,是關乎醫療 改革成敗、社會安定和諧及可持續發展的一項政治任務。隨著我國的基本醫療保障覆蓋 面逐步擴大并覆蓋全民后,醫療保險費用支付方式的選擇就變得尤為重要。但支付方式 改革是否成功取決于其對醫生行為有無影響及如何影響,因此只有正確研究其支付方式 與醫生行為之間的傳導作用機制才能為政策提供可靠有效的參考價值。經濟學實驗的特 點決定了它可以解決環境控制與模擬、激勵與決策掛鉤兩大問題,是政策模擬的“太空 倉”。當前對新政策主要是采取試點推行,往往結果不如所愿并且帶來社會資源的嚴重 浪費和社會福利的巨大損失,運用經濟學實驗的方法可以避免頻繁的政策更換帶來的巨 大損失,提高對支付方式探索的效率,進一步探索適合我國國情的支付方式,促進風險 保護的社會目標的實現。
      學術意義:運用經濟學實驗室實驗,通過嚴格控制實驗環境,排除混雜因素的干擾, 深入的探討了在信息不對稱的醫療衛生服務市場上,不同的支付方式是否對醫生追求自 身凈收益行為及追求患者效益行為產生了不同的影響。一方面彌補了先前研究方法的不 足,得到高質量的研究證據;另一方面填補了國內現有研究無法對不同支付方式下醫生 行為所產生的患者效益進行衡量和比較的空白,填補了支付方式通過醫生行為對患者帶 來何種影響這一研究內容的空白點。總之,本研究開闊國內在研究此類問題上的思路并 豐富了研究方法,可為未來的研究提供借鑒和參考。
      1.3.2研究目標
      總目標:通過實驗經濟學的實驗手段驗證不同的支付方式對醫生衛生服務提供行為 的影響,從而為衛生政策的制定者和決策者改革和完善基本醫療保險費用支付方式提供 證據支持,為新階段醫藥衛生體制改革提供科學依據。本研究的具體目標為:
      (1) 通過構建可嚴格控制的經濟學實驗室,控制混雜因素,收集實驗數據,為驗 證支付方式影響醫生行為這一假設提供更為科學可靠的研究證據;
      (2) 從衛生服務量、患者效益、醫生凈收益等三個方面上分析及比較不同支付方 式對醫生行為的影響;
      (3) 分析不同的支付方式激勵醫生為何種健康狀況的患者提供更有利于患者利益 的服務決策,即不同的支付方式對何種健康狀況的患者更有利。
      1.4論文的結構框架
      本研究采用經濟學實驗的方法來研究支付方式對醫生行為的影響。本研究所遵循的 邏輯思路為:梳理本研究所需理論,在總結研究現狀的基礎上提出本研究所要解決的問 題,對實驗所得數據資料進行分析,最終解決研究問題。本研究將從理論基礎與文獻綜 述、研究方法、研究結果與分析、討論與政策建議四個部分展開論述,參見下圖 本文的具體研究結構安排如下:
      (1) 理論基礎與文獻綜述(第二章)。理論基礎部分先梳理了本研究所需要的一般 理論支持,如信息不對稱理論、委托代理理論等;同時對本研究的研究設計所需要的理 論進行了詳細闡述。文獻綜述部分首先對醫療保險供方的支付方式進行了綜述,尤其是 本研究所采用的按人頭付費及按服務項目付費這兩種支付方式的含義、特點及優缺點進 行了綜述;其次,對支付方式對醫生行為影響的現有研究進行了總結和歸納;第三,對 實驗經濟學進行了介紹,并且綜述了其在衛生經濟領域的應用,尤其是在研究支付方式 對醫生行為影響這一問題上的應用與研究。
      (2) 研究方法(第三章)。首先,本部分對本研究的實驗設計,包括受試對象的招 募、實驗室設計、實驗工具、實驗過程、實驗參數等進行了詳細的闡述。其次,對本研 究所采用的資料分析方法進行了闡述,具體包括非參數檢驗、有序結果模型及二值結果 模型等。
      (3) 研究結果與分析(第四、五、六章)。本部分根據實驗所得數據資料從衛生服 務量、患者效益、醫生凈收益等三個方面分別對按服務項目付費、按人頭付費的支付方 式對醫生行為的影響進行了分析,并對兩者進行比較。
       
      (4)討論與政策建議(第七章)。討論部分分為兩個方面:一是對本研究所釆用的 經濟學實驗的研究方法從受試對象招募、實驗工具、實驗參數等方面進行了討論;二是 對主要研究結果進行討論。最后在對研究結果進行總結后提出相應的政策建議。
      理論基礎與文獻綜述
      (第二章)
       
      第二章理論基礎與文獻綜述
      2.1理論基礎
      2.1.1委托代理關系及信息不對稱
      (1) 委托代理關系
      二十世紀七十年代由羅斯、詹森和梅克林提出了委托代理理論(Principal-agent Theory),建立在非對稱信息的基礎上,是對契約理論的發展。羅斯指出若代理人代表 委托人的利益并行使一定的決策權,這就產生了委托代理關系MR】。詹森、梅克林將委 托代理關系定義為行為主體人(委托人)按照某種隱含或者明示的契約,雇傭另外的行 為主體(代理人)為其提供所需要的服務,并授予代理人從事某項活動的自主決策權, 委托人根據代理人提供的服務數量及質量支付其相應的薪酬[列。米爾里斯等認為這是 在交易過程中為協調委托人和代理人雙方利益關系的一種經濟利益關系[旳。美國經濟 學家伯利和米恩斯對委托代理關系做了進一步的研究指出,由于委托人與代理人在責任 與激勵上的信息不對稱可能會導致當兩者利益沖突時,代理人會背離委托人的利益而發 生逆向選擇和道德風險等機會主義行為,從而產生代理人成本問題[旳。也就是說這種 合約關系激勵代理人釆取適當的行為實現委托人效用最大化的同時也實現自身效用的 最大化,但在信息不對稱的情況下,如果沒有有效的機制進行約束,那么代理人極有可 能為了自身利益而損害委托人的利益[53^57]0在這一關系中,委托人是信息的劣勢方, 是機制的設計者;而代理人是信息的優勢方,是機制的接受者。按照信息不對稱發生的 時間可分為道德風險模型(事后)及逆向選擇模型(事前)[58]o在非對稱信息下,當 委托人與代理人發生利益沖突時,如何設計最優契約是委托代理理論研究的主要內容 t58]o在衛生服務市場上,患者作為委托人,將對自身疾病治療的決策權委托給醫療服 務的提供方即醫生,這就構成了醫療衛生服務市場上的委托代理關系。
      (2) 信息不對稱
      在社會的經濟、政治活動中,因某些社會成員擁有其他社會成員無法擁有的信息而 導致信息不對稱,亦是導致衛生服務市場失靈的重要原因。價格調節是市場經濟有效運 行的重要手段,但是價格調節是建立在完全信息基礎上的,即消費者和生產者都擁有能 做出最優決策所需要的一切信息。消費者根據自己掌握的消費偏好及商品的價格、性能、 質量等做出最優決策;生產者也根據所掌握的技術、生產要素的價格及其生產能力、所 生產產品的價格等做出最優的生產決策。但在醫療衛生服務市場上,利益相關者(醫療 衛生服務的供方、患者、衛生服務機構、籌資機構及管制者)相互之間信息的不對稱, 造成了衛生服務市場的失靈[呵。當前,醫療服務市場上的信息不對稱主要是指醫療保 險的被保險人與保險提供者之間,以及醫患雙方之間的信息不對稱[說。醫患雙方的信 息不對稱構成了本研究實驗設計的基礎理論之一。
      醫患關系中,由于患者受限于醫學專業知識及自身的信息搜尋、處理和理解能力, 處于劣勢地位,影響了患者接受醫療服務與否、接受醫療服務數量的消費決策,這就使 得患者只能依賴服從于醫生對其健康狀況的診療與判斷。醫患雙方信息不對稱主要分為 兩種情況:一是患者不清楚與醫療服務效果或者質量相關的信息,二是患者不清楚關于 自身所患疾病的嚴重程度及發病機制的信息[刖。前者主要是因為患者不了解醫療服務 提供者的醫療技術水平和醫德水平而難以選擇最適合自己的醫生或者醫院。后者主要是 由于醫學知識的專業性和復雜性導致患者對自身所患疾病的情況沒有充分的了解,也不 清楚接受診斷治療帶來的健康效益,最終導致患者不清楚應該接受何種類型或者多少數 量的醫療衛生服務⑹]。醫患關系中,醫生有雙重身份,既是醫療服務的提供者,又是 患者的代理人,醫生可以依靠所掌握的專業醫學知識,借助一定的診療手段,了解到患 者的健康狀況及所需要的治療。而患者卻只能依賴于醫生的診斷和治療,因此醫生有影 響患者對醫療衛生服務需求的能力,使得醫生有機會增加患者對根本不需要的醫療衛生 服務的需求量〔何,而患者卻是難以察覺和約束。
      2JL2供方誘導需求
      (1)供方誘導需求
      早期的學者認為供給誘導需求或醫生誘導需求指的是…定價格水平條件下,醫生改 變患者的醫療需求,在不降低醫療服務的價格的前提下影響患者增加對醫療服務的利 用;或者伴隨著越來越多的醫生進入醫療服務市場,使得患者對醫療的需求降低,為了 提高患者的需求,醫生會給出欺騙性的推薦。McGuire和Fuchs認為醫療服務市場的信 息不對稱使得供方有機會影響患者對衛生服務的需求量,醫生利用患者自身健康狀況的 不了解而誘導需求,當此需求量與完全信息條件下的最優消費量不一致的時候,就產生 了不合理的誘導需求【62,63,64,65,66],此解釋被人多數學者認可和接受。當醫生為追求自身 利益的最大化,利用“信息差距”影響患者需求,濫用醫患之間的委托代理關系,就會 導致患者做出對醫療衛生服務的需求背離自身利益最大化的決策,這就是供給者誘導需 求,它強調了醫療衛生服務的供給者所提供的服務背離了患者利益的最大化⑹]。但有 研究者認為部分誘導需求的行為可以為患者提供更多的信息,屬于良性誘導,只有提供 錯誤的、不適合患者的信息及導致患者消費過多醫療衛生服務的行為屬于惡性誘導,導 致了不完全信息的代理問題,且由此產生的額外成本除了直接的貨幣成本外,還應包括 醫生自身消耗的時間成本以及心理成本等陰。McGuire把衛生市場視為壟斷競爭市場, 因醫生醫德和醫術的差異導致每個醫生提供的衛生服務也存在差異,即產品差異化,在 對比了醫生在有、無醫療保險情況下行為發現,即使是在醫生不能自由定價的醫療保險 市場中醫生仍然具有決定醫療服務消費數量的能力。綜上所述可知,醫療服務市場上的 供給誘導需求需有三個條件:醫患雙方信息不對稱是產生誘導需求的前提條件;醫療市 場上的醫生作為“理性人”,追求自身收入或凈收益的最大化是產生的動機;醫生通過 不合理的影響來改變患者利用醫療衛生服務的數量,而不是通過配給來設定提供的衛生 服務量㈣。
      (2)醫療服務供方的道德風險
      道德風險是指人們為了自己行為的收益將成本轉嫁給他人,給別人帶來損失的可能 性[69】,在八十年代,西方經濟學家認為道德風險是指從事經濟活動的人為了追求效用 最大化而做出不利于他人利益的行為㈤醫療保險市場上的道德風險分為醫療衛生服 務的供方和需方的道德風險,主要表現為供方的過度提供醫療衛生服務和需方的過度索 取醫療衛生服務,因此導致了醫療衛生費用的不合理增長、醫療衛生資源的過度消耗和 使用的低效率,即醫療衛生服務的邊際成本高于邊際收益。本文主要研究的是醫療衛生 服務供方的道德風險第三方付費”是產生道德風險的根本原因,疾病治療的不確定 為其產生提供了條件。不同的醫生由于自身能力及其他個人因素的影響導致對患者的疾 病所提供的醫療服務存在差異。醫生效用與所提供的衛生服務數量呈正相關的關系,為 了追求自身利益,醫生可能會選擇實現自己利益最大化的診療方案,誘導患者增加對醫 療服務的需求量。與此同時,醫生為了最大限度的減少醫療事故風險,建議患者做昂貴 的或其他不必要的檢查[7%
      2.1.3支付方式對醫生行為的激勵機理
      McGuire等人將醫生的凈收益函數〔旳可以表示為下面的式子:
      “n [B(g,LJ—瑪][R+(% — C)g] 式 2-1
      上式中兀表示總凈收益,〃表示患者數量,取決于醫生的主觀努力程度-和服務數 量g,殆表示患者的自付費用,[B(g,L』一兔]表示患者的期望凈效益,R表示固定的人頭 支付部分,農表示醫療衛生服務的價格,C表示每單位醫療服務的邊際成本,也可假定 為醫療服務的平均成本。純正的按服務項目付費可能會激勵醫生通過增加服務數量來達 到增加收入的目的。醫療保險使得邊際成本C大于環使得患者過度利用醫療衛生服務。 因此,通過不斷增加按人頭付費的比例,降低醫療衛生服務的價格來降低按服務項目付 費的比例,可以減少過度利用的現象。醫療服務的質量與醫生的主觀努力程度和醫學技 術水平相關,信息不對稱可能導致醫生付出的主觀努力不足,進而造成醫療質量的下降 ⑺】。
      2.1.4實驗參數設計的理論基礎
      自Arrow1"]在醫療服務市場不確定性的分析中指出追求自身利益最大化并不是供 方提供衛生服務量的唯一動機,其決策同時受到患者效益和成本影響的假設后,醫生對 患者效益的考慮來源于希波克拉底誓言這一職業道德對醫生行為帶來的影響,這也成為 早期衛生經濟領域研究最優支付機制的先決假設。而將患者效益引入醫生效用模型始于 1986年Ellis和McGuire1741的對預付制的研究,Ellis和McGuire將醫生的效用函數定義 為醫生從提供g個單位的服務中所獲得的凈收益冊)與患者從q中獲得的健康效益B(g) 的函數,即鞏@)= 丑(°),見圖2?1。其中患者被定義為完全被保險人,這就意 味著患者效益B(g)相當于患者從醫療服務中獲得的消費者剩余,并在7處達到最大值。
       
       
      圖2-1醫生效用的無差異曲線圖El
      Ellis和McGuire對預付制下醫生對成本共擔的應對行為建立了模型。模型中包括 三個角色:一個是患者,假設其為完全被保險人,并接受醫生的治療處方;一個是醫生, 是為患者制定診療方案的決策制定者;以及醫院。醫生和醫院都被假設為患者醫療服務
      的提供者。本文將從患者、醫生和醫院三個方面對Ellis和McGuire的模型進行闡述。
      (1)患者
      將患者從單個療程的診療中所獲得總的效益定義為B(q,s\ q表示患者從醫院所獲 得衛生服務數量,例如食宿,X射線檢查等;£表示的是醫生的投入。為簡化分析,此 處將忽略醫生的投入與醫院服務之間任何可能的替代性和互補性,只假設醫生對患者一 個療程治療的投入是固定不變的◎因此我們可以將患者單個療程所獲得的總的效益簡化 為B(g),邊際效益則表示為b(q),如下圖2-2所示,患者總的效益被假設為在接受某個 服務提供量了的時候達到最大值,而在這個點之后,患者總的效益則是下降的。下降 的原因是在廠之后,患者所獲得服務的時間和價格成本會大幅度升高,以及如果繼續 在醫院治療意味著感染傳染病及醫源性感染的風險會大幅度增加。為研究的方便,將患 者從診療中所獲得的效益用金錢來衡量,并假設一個患者從治療中所獲得總的效益等于 從治療中所獲得的總的社會福利。此模型假定患者是完全被動的接受醫生提供的衛生服 務,愿意接受醫院提供的衛生服務所帶來的效益。
       
      圖2?2單個患者的效益函數圖[74]
      (2)醫院
      醫院的凈收益兀⑷可以表示為等式2-2:
      h(<?) = R(g) - C(q) 等式 2-2
      由上述等式中可知醫院的凈收益等于醫院的收入R(g)減去醫院所提供醫療衛生服務數 量q所產生的成本C(q)。醫院的收入R(g)由支付方式所決定,醫院成本C(g)由醫院所 提供的衛生服務量所決定,醫療服務所產生的邊際成本可表示為c(g),通常情況下,醫
      院的治療成本將被視為是線性的,因此醫院的總成本為成本與所提供衛生服務數量的乘 積。
      (3)醫生
      醫生被假設為對醫院的凈收益及患者的健康效益都感興趣。那么醫生的效用函數可 以表示為U(jr(g),B(g)),假設醫院的凈收益是正數,且患者的健康效益在/處達到最大 值,那么醫生的無差異曲線將如下圖2?1所示。此無差異曲線的形狀是由醫生對醫院凈 收益與患者從治療中所獲得健康效益的權衡或者說偏好所決定的。對于一個追求效用最
      大化的醫生來說,其一階導數下的最優條件可以表示為下面的等式2-3:
       
       
       
      那么由此可得醫生的凈收益和所提供衛生服務數量的邊際替代率可以表示為下面的等
      式24
      等式2-4
      等式中MRS訴g可能由凈收益兀和提供的服務數量g所決定,它等于醫生在一單位 貨幣的醫院凈收益和一單位貨幣的患者效益權衡的權重值。a可以被視為醫生作為患者 的代理人,考慮患者效益程度的指數。當a大于0的時候說明醫生認為相對于醫院的凈 收益,給患者帶來的健康效益更重要。當0<«<1的時候,說明醫生考慮到了患者的健 康效益,但是患者的福利仍然不如醫院的經濟收入重要。當a無限趨近于0的時候,說 明醫生毫不關心患者的效益,此時的無差異曲線是一條水平線。當a等于1的時候,醫 生可以被視為“完全代理人”,意味著醫生認為一單位貨幣給患者帶來的健康效益的價 值等于一單位貨幣給醫院帶來的凈收益的價值,且此時醫院的無差異曲線的斜率等于負 的患者邊際效益。
      (4)基于成本的支付方式下的醫生行為
      一個理想化的基于成本的補償系統,收入函數應與成本函數相等,見等式2-5:
      琥町== 0 等式 2-5
      若 制勿=0,那么在這一支付系統下,努力實現最大化效用的醫生會選擇能使dR/dq=0 的醫療服務數量q,此醫療服務數量可以最大化患者的效益。在基于成本的支付系統中, 醫生會盡量照顧完全被保險患者的醫療需求。只要。是正數,那么醫生就會為患者的健 康效益考慮。在這一補償系統中,醫院的凈收益始終為0,如果從提供的服務中產生的 收入實際上超過邊際成本,那么醫院可能會通過增加最優服務數量q以外的服務來增 加凈收益。在這種情況下,醫生可能會推薦或者提供多于患者可以獲得最大化健康效益 的服務數量。
      (5)預付制下的醫生行為
      在完全預付的支付系統中,醫院從為每個患者提供的給定服務中所獲得的收入是一 個固定的常數«,且不受所提供衛生服務數量q的影響。
      R⑷=a 等式2-6
      a - Cfq) 等式 2-7
      求效用最大化的等式2的一階導數,聯合等式3中a的定義,可以得出等式2?8: ab(qr) = c(g) 等式 2-8
      為了方便起見,把治療的邊際成本定義為一個常數,那么可以得到等式2-9:
      = c 等式 2-9
      醫院為醫生提供所選擇的衛生服務數量。由下圖厶3可知,醫生效用的最大化服從于每 單位服務以c的比率下降的收入函數。較高的收入函數線會經過原供給點(/ 0),此 時預付的數量等于C qt服務數量/表示的是此時醫生無差異曲線的斜率等于邊際成 本。
       
      (6)完全代理人與不完全代理人
      在預付制系統下,醫院承擔所有醫療服務產生的邊際成本及患者的邊際效益。若做 出有效的服務數量決策,那么醫生必須同時考慮到治療的邊際成本和邊際效益。當 MRS^ a=\時,意味著此時醫生認為一單位貨幣給患者帶來的效益的價值等于一單位 貨幣給醫院帶來的凈收益的價值。由等式8可以看出,當°=1時,醫生為完全代理人, 意味著邊際成本等于邊際效益。如果支付方為了覆蓋服務成本設置的預付標準cq.此 時醫院將會盈利。如果服務提供量下降到新的預付額則變成c/,可見圖2-3,如 果減少支付到這一供給水平,激勵醫生減少衛生服務的提供量,就意味著需要把醫院從 預付制系統中的收入轉移給患者和支付方。若醫生的偏好中包含收入效應,那么此無差 異曲線將不會垂直于其他的無差異曲線。預付的金額將會(通過改變影響到衛生服 務數量的提供。而這些針對有效供給進行的調整所帶來的效益都將轉移到支付者和患者 身上。
      值得注意的是,醫療保健系統為降低成本而進行結構調整時,患者利益將經受損失。 醫院在醫療服務系統中扮演著關鍵的角色,為實現醫療服務中關鍵資源的互補提供可 能。在醫生提供的服務供過于求的大背景下,醫院在引導醫生遵循醫院設置標準方面起 著非常重要的作用。但這并不意味著這些減少的衛生服務量都是浪費性的或者無用的醫 療服務。在上述模型中,醫院的經濟利益將會影響醫生對醫療服務決策的制定。當a 小于1的時候,附在醫院凈收益上的權重比附在患者效益上的權重要大的多。在一些極 端的情況下,醫生會作為醫院盈利的工具,只給患者提供最少的服務數量以最大化醫院 的收益。一般情況下會假設a在0和1之間,這就意味著醫生為不完全的代理人,對醫 院的凈收益更感興趣。這種狀況下醫生只提供少量的醫療衛生服務量。這就是預付制下 不足的衛生服務提供量出現的理論原因。
      2.2文獻綜述
      2.2.1醫療保險供方的費用支付方式
      2.2.1.1醫療保險費用支付方式概述
      醫療保險費用支付方式指的是醫療保險基金的管理部門對醫療服務提供方和醫療 保險參加方的醫藥衛生費用進行支付的途徑和方法,包括對醫療服務供方的支付和對醫 療服務需方的支付[珂。如何對籌集的資金進行分配和使用,尤其對醫療衛生服務的提 供方而言,如何對衛生服務提供方提供衛生服務所消耗的衛生資源進行補償,即支付的 問題,是衛生經濟學領域研究的重要內容。對于醫療衛生服務的提供方而言,支付是對 其補償的一種形式,更是重要的經濟激勵手段之一,在醫療衛生資源一定的情況下是激 勵醫療衛生服務的供方合理提供衛生服務行為和需方合理使用醫療衛生資源行為的有 效工具〔旳。
      支付方式的種類眾多,且具有多重屬性[列。其屬性有事后支付還是事先支付、財政 風險是由付費者承擔還是衛生服務的提供者承擔、支付單元及支付時間等。根據支付方 式的屬性,可對各種不同的支付方式進行定義與分類:根據支付單元,支付方式可分為 按人頭付費(Capitation)>按服務項目付費(Fee-for-service)^按住院床日付費(Fee for bed-day)等;根據支付時間,可將支付方式分為事后支付和事前支付;按照支付水平 的設置時間和支付價格,支付方式可分為后付制與預付制。當前,常見的針對衛生服務 供方的支付方式有按服務項目付費、按病種支付(Disease payment)>按床日付費、按 人頭付費、總額預算(Global budge)與按績效支付(pay for performance)等。而對醫療 服務供方的支付方式又包括醫療衛生服務人員及各級各類醫療機構進行支付的方式:對 醫務人員支付的方式有按服務項目付費、按人頭付費、工資加獎金等;對醫療機構的支 付方式有按住院人次、按住院天數、條目預算、總額預算、按服務項目付費、按病種支 付及按人頭付費。
      本文中所指的支付方式都是針對醫療服務供方的支付方式。本研究選取我國應用最 廣泛最普遍的兩種支付方式按人頭付費和按服務項目付費作為實驗場景進行研究。 2.2.1.2醫療保險費用支付方式與醫療衛生服務體系
      第一,醫療保險支付方式與衛生資源的配置。長期以來,由于我國的城鄉二元結構 致使社會經濟發展不平衡的同時也造成了醫療衛生資源的配置不合理。近年來,大量非 公立醫療衛生機構迅速進入醫療衛生服務市場,醫療衛生服務體系的組織結構更加復雜 化和多元化【7譏 如何充分發揮支付方式在醫療衛生資源配置中的重要作用,有研究卩6] 認為應充分發揮支付方式在調配醫療衛生資源方面的重要作用,醫療衛生資源應向預防 保健和社區衛生服務,預算重點應該向鄉村及郊區傾斜,統籌城鄉協調發展,提高醫療 衛生資源在地區及人群間的利用及分配的公平性。有研究〔77]通過比較分析三種支付方 式下的醫療費用及平均住院日得出醫保支付方式將影響醫療衛生資源的配置。韓勝昔和 葉露等人[7可認為單一的醫療保險支付方式無法實現合理配置醫療衛生資源的作用,支 付方式改革的同時應保證相關配套制度的跟進,揚長避短,保留綜合優勢。
      第二,醫療保險支付方式與醫療費用控制。劉石柱等人[7刃認為要控制醫療費用要 選擇合理的支付方式。余廉和龐玉芳等人㈣指出后付制容易激勵醫療服務供方提供的 過量的衛生服務,加大了對醫療費用控制的難度。符桂林等人⑻]研究發現單一的醫療 保險支付方式無法有效的控制醫療費用,需多種支付方式綜合進行運用,摒棄劣勢,優 勢互補。張小英[網分析了醫療衛生費用增長的原因后認為多元化的支付方式有利于控 制不合理的醫療費用。
      第三,醫療保險支付方式與醫療質量。孟慶躍[均指出醫療保險支付方式改革的目 標應以保證醫療質量為前提,否則就不是成功的。有學者國少】認為支付方式的改革應考 慮保證醫療質量,積極探索混合的醫保支付方式,合理引導醫療服務供方的行為。但支 付方式對醫療質量的影響尚未得到一致的結果[陶。栗成強和代濤[旳支付方式對醫療服 務的質量有影響,但這種影響是正面影響還是負面影響尚需要結合病種及實施條件做一 進步的研究判斷。國外有研究凹]認為只要醫生具備良好的職業道德,支付方式就不會 影響醫療質量。
      第四,醫療保險支付方式與醫生行為。盡管國內外有大量關于此問題的研究但尚未 得到一致的結論。本部分作為本研究的關鍵點,將在本章節的2.2.2部分進行詳細的闡 述。
      2?2?1?3按人頭付費(Capitation)
      (1)基本概念及特點
      按人頭付費可理解為宏觀和微觀兩個層次〔8忙在宏觀層次上,Rice和Smith等人【8刃 將按人頭付費定義為某些國家戰略性衛生資源的一種配置工具,具體指基于大人群的衛 生保健服務需求,國家將衛生基金分配給醫療保險機構或籌資機構,用于支付某些類人 群的某類服務。當今國際上越來越多的國家將此系統作為國家配置衛生資源的一種工 具,把醫療衛生資源向初級衛生保健、疾病管理及健康促進等方向轉移【旳。在微觀層 次上,按人頭付費屬于預付制,是指買方或醫療保險機構根據某段特定的時間(年/季 度/月)、服務范圍內的人口數及其人口學經濟學特征、發病率、平均醫療衛生費用等計 算出人均定額標準,并結合該醫療衛生服務機構的收支狀況,以收定支來確定該醫療機 構的年度總額預付額度,預先向醫療服務的提供方支付一部分固定的醫療服務費用,醫 療服務的提供方負責提供規定范圍內的醫療衛生服務,不再另行收費,自負盈虧。這種 支付方式是一種“按年預付,年終考核,結余獎勵,超支分擔”的支付模式,是一定時 期及一定人口規模的醫療費用包干制[弘9鐵下面我們用圖2/來具體分析這一支付方式 下的收支變動情況[刪。圖中橫軸為醫療服務提供數量,縱軸表示醫療服務機構在此支 付方式下收取的費用,變動成本表示為C,固定成本表示為A。假定醫療服務機構在該 支付方式下收取的費用為Yo,且醫療服務數量控制在Xo點以內,那么此時醫療機構就 是盈利的,盈利額為面積Mio若在此基礎上不斷的增加服務的人數,使得支付方式的 費用收取額達到Yi且醫療服務數量控制在X]以內,那么此時醫療機構仍然是盈利的, 且盈利增加量為面積M2。表明在服務成本以內,人頭數的增加會使醫療機構的盈利也 增加,這便激勵醫療機構為更多的人提供服務,使衛生資源流向預防類服務。但當Yo 保持不變,若醫療服務數量由X。增加到Xi時,此時便會虧損,虧損額為面積N,這表 明按人頭付費的支付方式下,醫療服務機構的收入與醫療服務的數量成反比,越多的服 務提供數量意味著越低的收入,甚至虧損。這會激勵醫療服務機構盡可能的降低費用, 可能導致醫療服務量的不足提供。
       
      圖2-4 按人頭付費下的財務收支變動圖阿
       
      按人頭付費有以下四個特點[1M95]:第一,醫院和醫療保險機構依據覆蓋范圍內的 人口學狀況、社會經濟狀況、往年的醫院服務質量、人均衛生資源消耗量計算出預付總 額;第二,醫療保險機構將會對醫療服務供方的服務質量(例如調查就診患者對醫院的 投訴情況或者參保人員的健康狀況)進行監測評估,且把醫院的醫療服務質量視為估計 預付總額的參數;第三,醫療服務的供方自負盈虧,結余由醫療服務機構或服務提供方 進行自由的支配,意味著將支付方的部分經濟風險轉移給了醫療服務的提供方;第四, 醫療服務機構將規定每位醫生服務的人口數量,醫生的收入與當期的醫療服務費用為負 相關。
      (2)測算方法
      按人頭付費的測算方法有六步[9叫 第一步為確定基金總量。方法有由上到下的資 金分配、由下到上的成本核算,亦或是將兩者相結合。在一些低收入及中收入國家,資 金總量受到國家及當地現行衛生政策的影響而導致難以提前確定具體的總量。一般的做 法是基于歷史數據及現行的衛生政策進行預測與估計。為保證預算的中性,基礎按人頭 費率的人群期望數應與支付系統里所納入的人數總和相等。第二步為定義服務包。服務 包應反映得出本地供方的服務提供能力以及資金可以覆蓋的范圍,確保可以優先提供的 服務項目,明確的定義自付比例以及補償范圍。公立及私立的供方,若有能力提供服務 包內的服務項目,則可納入支付體系內。某些機構及地區可因地制宜的發展服務包內的 服務項目,即在符合當地政府相關政策規定的基礎上,根據衛生服務供方的醫療設備和 服務能力提供或者擴展多于基礎服務包的服務項目O第三步是基礎按人頭費率的計算。 基礎按人頭費率為某類服務項目的總資金額除以該時期的總人口數量。第四,計算風險 校正系數。針對不同的個人衛生服務需求以及(或者)不同成本的基礎上對支付金額進 行設計與分類,以達到減少逆向選擇,合理補償衛生服務供方提供的服務項目及維護衛 生財政穩定等目標。風險校正系數包括兩類,一類是社會經濟學、人口學特征等的非服 務相關及,一類是藥物、診斷以及服務利用等的服務相關。通常利用回歸模型來確定與 風險校正相關的變量及模型的估計邸I,風險校正在國家和地區間存在很大差異且效果 也非常有限[弧96,97]。第五步建立信息數據庫。建立包括納入人口的社會經濟學以及人口 學特征、服務項目利用及供方相關信息在內的數據庫。第六步為供方按人頭預算的測算。 供方的按人頭預算可以分為未經過風險校正的預算及經風險校正的預算兩種。前者可以 計算為所納入的人頭數與基礎按人頭費率的乘積。后者可以計算為某人群納入人口數、 該人群的校正系數、基礎按人頭費率的乘積,將所有人群的乘積進行加和則可以得到總 的經過風險校正的預算[幻。
      (3)優缺點
      按人頭付費這一支付方式的優點有以下四個方面[9839]:第一,可以激勵醫療服務的 供方增強控制醫療費用意識和經濟意識,選擇成本相對較低的治療方案,降低服務成本, 控制供方過度提供醫療衛生服務的行為,減少醫療衛生資源的過度利用;第二,有利于 激勵醫療服務的供方為了減少服務范圍內相關疾病的發病率而積極主動的開展健康教 育、預防保健類的工作,早發現潛在的疾病以減少未來的工作量,促進由治療為主的醫 療模式向預防為主的醫療模式轉變;第三,有利于保障醫療保險基金的收支平衡;第四, 有利于強化供方的內部管理及促進醫療衛生資源的合理利用。
      這一支付方式的缺點有:第一,可能激勵醫療服務的提供者為控制醫療費用而少提 供或者不足的提供必要的醫療服務數量,醫療服務質量無法得到保證;第二,可能激勵 供方選擇病情較輕或健康狀況較好的病患,減少高精尖的醫療技術的使用,推諉或拒絕 危重癥病患,將不需要轉診的患者轉診,而導致醫療服務需方的就醫等待現象,加重了 患者“看病難'‘的情況,激化了醫患矛盾;第二,致使醫療服務的提供方缺乏改善和提高 醫療技術水平的積極性[的嘰嘰M2];第三,若服務范圍內的注冊人口經常變動,人口 流動性強,則供方不愿多提供預防性的服務,以防止其提供的預防服務節省了其他地區 醫療結構的治療成本;第四,供方對于像疾病篩查等成本較高的預防性服務的提供缺乏 積極性[心】;第五,在此支付方式下實行的是定點醫療,從而限制了患者對醫療服務機 構的選擇權,加上在合同期內需方無法自由的更換醫療服務機構,也不利于供方間的相 互競爭[勿。
      2.2.1.4 按服務項目付費(Fee-for-service)
      (1)基本概念
      按服務項目付費是一種應用最廣泛,無風險共擔,比較傳統的后付制支付方式。它 是在對醫療衛生服務中的各項服務項目進行單項價格制定的基礎上,按照醫療衛生服務 機構實際提供給被保險人的醫療服務項目數量來計算醫療保險機構應補償的醫療總費 用〔⑴鐵 在這種支付方式下,醫療總費用可以表達為公式:K=pq,其中P表示某項醫療 衛生服務的單價,g表示實際發生的醫療服務數量,由公式可知,服務的供方為患者提 供的醫療服務數量越多,價格越貴,則收入就越高[1°役該支付方式最大的特點是如果 醫療服務機構提供給患者的醫療服務項目越多,則醫療保險基金的支出就越大〔I04】。理 論上來說按服務項目付費激勵供方為獲得更多的收益而出現供方誘導需求的現象,從而 導致不合理的醫療費用的過快增長。根據下圖2-5可知〔I"】,醫療設備及醫療服務場所 是醫療機構作為醫療服務提供方所必須要具備的,這就產生了醫療機構的固定成本A, 當醫療服務供方向被保險人提供服務后則會產生變動成本C,且隨著醫療服務數量的增 加變動成本也隨之增加。收入線B是指保險機構根據服務數量向醫療服務的供方支付 費用。由此可知當供方提供的服務量為X。時收入等于成本,且此時供方的凈收益為零, 當服務量超過X。時,則意味著隨著服務數量的增加,供方的收入也不斷的增加,呈正 相關。
       
       
      圖2-5按服務項目付費財務收支變動圖【呃
      (2)優缺點
      按服務項目付費的優點比較鮮明【I。?皿109,叫1小叫首先,比較容易滿足患者的醫 療保險需求,為患者提供高質量的醫療衛生服務;其次,操作程序簡單直觀,需要的配 套條件少,適用范圍非常廣泛;第三,因醫療衛生服務的提供數量與醫療機構和醫生的 收入直接關聯,所以為了吸引更多的患者前來就醫,醫療機構及醫生就會積極的改善醫 療服務的條件,醫生改善服務態度和提高專業技能的積極性較高,調動了供方的積極性; 第四,有利于促進服務項目的不斷更新及先進醫學科技成果的使用。
      按服務項目付費的缺點也很突出:第一,其最大的不足之處為可能會引起供方誘導 需求的現象[MM"116,117],其原因在于服務供方提供的衛生服務數量越多,能獲得基 金補就償就越高,醫院的收益則越大。為追求自身經濟利益最大化,醫療機構和醫生就 會開大處方,延長住院時間,增加檢查、治療等服務項目,從而導致了不合理的醫療費 用的大幅度增長;第二,管理成本較高,此付費方式需要對醫療服務項目進行科學合理 的定價,因此醫療保險機構的審核工作量大〔“叫第三,醫療機構為了追求高凈收益, 片面引進高級尖端的醫學技術,購買先進的檢測儀器,造成高新技術及設備的過度配置, 同時推銷高價藥物,嚴重浪費了衛生資源。忽視了對多發病和常見病的防治,與疾病預 防為主的原則背道而馳〔119】;第四,導致醫療服務機構缺乏成本意識,醫療費用難以控 制[12叭
      (3)與按人頭付費的比較
      對本研究所納入的兩種支付方式,從醫療費用、服務質量、效率、承擔風險、可及性、
      管理難度對按人頭付費和按服務項目付費進行比較,詳情參見下表2-1 o
      表2-1 按服務項目付費與按人頭付費的比較〔I】
      支付方式 可及性 服務質量 效率 醫療費用 管理難度 承擔風險
      按服務項目付費 購買者
      按人頭付費 一般 一般 提供者
       
      222支付方式對醫生行為的影響
      在醫療服務市場上,醫療服務的供方與醫療服務需方之間存在著委托■代理關系。
      假如醫生扮演的是“完美代理人”的角色,那么此時醫生將會作出對患者健康和利益最 有利的醫療服務決策,此時醫生所關注的是患者的利益而不是自身偏好,這符合醫學倫 理道德的要求。然而醫生作為“經濟人”,逐利是其理性行為,當委托人利益和自身利 益發生博弈時,醫生通常會更加注重自己的利益而偏離“完美代理人加之信息不對 稱、疾病治療的不確定性等原因,醫生為了追求自身利益就會濫用這種代理關系,導致 醫生誘導需求的現象。為管制醫生誘導需求的現象,各國設計了旨在實現醫療資源使用 的最大效率的醫療保險制度,最佳的數量和質量是保險人所要達到的最佳目標。然而醫 生行為的本性和特性卻與醫療保險制度的目標相違背,且兩者的矛盾是原發性的矛盾, 若任憑醫生不合理的逐利行為釋放,不僅會犧牲人民的健康權益,而且會導致醫療資源 使用的無效率。因此應按照社會發展進步的目標,通過制度干預如支付方式等來對醫生 不合理的逐利行為進行矯正和正向干預"I。然而,盡管關于支付方式對醫生行為的影 響這一議題在國內外均有大量研究,但支付方式是否對醫生行為產生影響仍然存在爭 議。
      大多數研究認為支付方式作為調控醫療服務供方行為的有效手段,供方的服務行為 產生了影響。在國外,有理論研究[同分析得出按服務項目付費較容易導致醫生衛生服 務量的增加,至少在某種程度上反映出提供了不必要的醫療衛生服務,而按人頭付費則 會激勵醫生盡量減少衛生服務量,甚至是一些必需的醫療衛生服務。Howard Bamum> Joseph Kutzin等人的研究凹中得出按人頭付費驅使供方在選擇低風險患病人群的同時, 也使得供方減少衛生服務量的提供以降低衛生服務的成本,增加自身收入;而按服務項 目付費則會產生供方引導需求,激勵醫生過度的提供醫療衛生服務。美國有研究【2°]顯 示,在控制了患者的年齡、性別、入組時間和前期的衛生服務狀況等混雜因素后,按人 頭付費與按服務項目付費相比,初級保健就診率有所增加,但住院次數卻有所下降。 Gosden和Pedersen等人研究⑵]得出在按服務項目付費的支付方式下,薪酬對醫生行為 的激勵比按人頭付費要更顯著。Robertson和Kesselheim等人研究⑷發現,按服務項目 付費可能會激勵醫生向患者提供較多的醫療衛生服務,而按人頭付費則會導致醫生不足 的醫療衛生服務。Gosden和Forland等的研究㈡]得出支付方式對醫生的行為產生影響, 且按服務項目付費比按人頭付費使得醫生提供更多的衛生服務量,按服務項目付費會產 生更多的患者就診次數。Pauly通過理論分析【2勺得出按人頭付費會減少醫療衛生服務的 提供量。Ellis和McGuire等人的理論研究藥初得出按服務項目付費激勵醫生提供過量 的衛生服務,而按人頭付費則導致醫療衛生服務的不足提供。Blomqvist研究旳得出按 人頭付費導致必要的醫療衛生服務的不足提供。有研究認為按人頭付費也會引起“撇奶 油”現象冏。Tufano等人通過對醫生及管理人員進行訪談研究發現支付方式顯著的 影響醫生行為。有研究卩°】通過對丹麥的265名全科醫生進行隨訪發現相比一次性付費 的支付方式,在以按服務項目付費作為補充的按人頭付費這一混合支付方式下,衛生服 務提供量有所增加,轉診數量有所降低。挪威學者⑶】通過對挪威醫生的轉診決策進行 分析得出按人頭付費可能導致了轉診數量的增加。Dumont等人[珂通過自然實驗研究得 出由按服務項目付費轉變為混合支付方式后,醫生提供的衛生服務量有所下降,就診時 間有所增加。有研究⑴]通過隨機對照試驗研究得出按服務項目付費下的就診頻率高于 按人頭付費,且按人頭付費激勵醫生控制所提供的衛生服務數量。
      在國內,張翠華、賀加等[珂通過實證研究得出,按服務項目付費比較容易引起衛 生服務量的增加且在一定程度提供了不必要的衛生服務,而按人頭付費會使醫生減少衛 生服務量,甚至會減少一些必需的醫療服務的提供,出現“撇奶油”的現象,選擇病情 較輕的患者。王小萬、楊莉[2°]根據經濟學原理,運用系統評價的方法得出,按項目付 費可能會激勵醫生為增加自身收入而過多提供衛生服務數量,通過減少工作時間及成本 來實現成本與收益差距的最大化;按人頭支付則激勵醫生為降低治療風險及成本而去選 擇低危患者。魏聰【羽從引致需求的角度對醫生行為的經濟學進行了綜述研究得出支付 方式變化會對醫生行為產生影響,但主要是替代效應和收入效應之間相互博弈的結果。 魏來和唐文熙等人[殉研究發現支付方式通過經濟激勵作用于醫生行為。王巒、荊麗梅 等人卩刀認為支付方式會影響醫療衛生機構及其醫務工作人員的經濟收入進而對醫生行 為起到調節控制的作用。李一平〔珂結合鎮江六次支付方式的改革,分析了不同支付方 式對供方行為的影響后得出混合型的支付方式對醫生行為有一定的控制作用。王木㈤] 研究得出按服務項目付費與總額預付或薪酬支付方式相比,會激勵醫生提供較多的衛生 服務。
      盡管上述眾多研究顯示支付方式對醫生提供衛生服務的行為產生影響,但仍有部分 研究認為二者之間并沒有明顯的關系。在國外,有研究支付方式與醫生提供衛生服務的 行為關聯不顯著㈤的。Hutchinson等人在研究中未發現在按人頭付費和按服務項目付費 模式下衛生服務利用率差異陀1。Hurley等人[⑹的研究也未找到明顯的證據說明加拿大 醫生醫療衛生服務的提供和薪酬激勵的關系。Grytten和Sorensen[44]在對患者和醫生的 -般特征進行控制后得出支付方式對醫生服務行為的影響非常小。在國內,魏周陽等人 [呦通過綜述研究得出單一的支付方式對醫生行為的影響不顯著。
      綜上所述,就支付方式對醫生行為影響這一問題上,先前的研究多采用系統綜述、 實證研究等研究方法,但因這些研究方法本身的局限性如因納入研究的文獻在國情及政 策背景、方法學設計、判斷及結果上存在異質性,研究結果未進行統計學合成,只能對 文獻進行分組描述等,高質量的研究證據非常有限,最終導致研究結果的普適性受到質 疑㈤】。因此支付方式對醫生行為的影響需要更多的研究與評價[徊。
      近年來,經濟學領域的實驗研究即實驗經濟學的應用越來越廣泛[47】。經濟學實驗 也在國際衛生經濟領域迅速興起并發展,并廣泛應用于醫療保險支付方式對醫生行為影 響的研究。Hennig-SchrnidtH.等人〔刃設計了可嚴格控制的經濟學實驗室,運用經濟學實 驗證明支付方式對醫生的行為產生影響,此外,在此基礎上又對按績效付費、混合支付 方式等進行了研究[⑵‘122,123,124,125]均得出支付方式對醫生的衛生服務提供行為有影響。 而在我國卻未有研究通過運用嚴格控制干擾因素的經濟學實驗的方法來研究支付方式 對醫生行為的影響。本研究將引進德國實驗經濟學實驗室Hennig-Schmidt H.等人 在研究支付方式對醫生行為影響,彌補當前國內現有研究的局限性。
      2.23實驗經濟學及其在支付方式對醫生行為影響這一問題的應用
      223.1實驗經濟學簡介
      實驗經濟學(Experimental Economics)即經濟學的實驗方法,是指在一個嚴格控制 了某些假設條件的實驗環境下,即將博弈規則轉換為實驗所需的制度和環境,就某一經 濟現象進行重復的檢驗、比較,以完善理論,為人們提供決策依據。可分為實驗室實驗 (Lab Experiment)和現場實驗(Field Experiment)□其研究路徑可概括為實驗設計,相 關實驗設備的準備及實驗步驟,整理和分析數據及解釋結果。研究方法主要有模擬與仿 真、比較與評估、行為分析及心理研究。且激勵在經濟學實驗的設計中至關重要,受試 對象的報酬應與所研究的理論及假設顯著相關,以明確解釋決策與所得結果之間的關 系。鑒于對機會成本的考慮,實驗通常選擇學生作為受試對象[徊。Douglas D. Davis和 Charles A Holt[49]在《Experimental Economics》一書中所述,經濟學可以被觀察并為解 釋市場經濟活動而提出經濟理論。經濟學家通過建立精確的統計模型,設計嚴格控制的 實驗環境對市場現象進行模擬實驗,對所得統計數據進行評價,可避免變量間的內生效 應、不斷變化的歷史政策背景對研究帶來的干擾,有利于某些變量的效應能被獨立精確 的解釋。實驗室手段是剔除或者篩選不合理的觀點和理論的重要途徑之一,實驗經濟學 研究主要是在實驗室中進行的,主要依賴于計算機進行模擬或者仿真實驗[126」27,12可。
      其在方法學上致勝的優勢主要在于實驗的可控性和可重復性[伺,從而實驗結果更 具穩健性。實驗的可控制性[翎是指研究人員可以控制實驗室條件,尤其是對與本研究 相關的某些因素進行控制,獨立對某些因素或者變量進行研究,確保實驗在嚴格把關的 基礎上得到更加科學可靠的數據。實驗的可重復性[徊是指所設計的實驗條件是可以被 反復進行復制的,實驗過程也可以在其他的實驗室重現。
      223?2實驗經濟學在衛生經濟領域的應用研究
      目前,實驗經濟學已在信息不對稱市場,風險決策市場及決策和博弈、雙向拍賣市 場等得到廣泛的應用,與行為經濟學的融合使其應用更加廣泛。近年來,經濟學實驗也 在國際衛生經濟領域興起與發展。早在2000年有學者[期就認為將經濟學實驗運用于衛 生經濟學領域會帶來前所未有的研究效果。
      經濟學實驗在衛生經濟領域的研究主要分為對醫療保險需方和醫療服務供方行為 的研究,前者主要研究醫療保險需求,后者主要研究費用支付方式對醫療服務供方行為 的影響。具體如下:
      ⑴醫療保險需方的研究
      運用經濟學實驗的方法對醫療保險需方行為的研究以1974年美國聯邦政府資助的 蘭德健康保險實驗(Rand Health Insurance Experiment)為代表,這一實驗研究了共付醫療 保險對醫療服務需求的影響,研究證明了二者密切相關,隨著共付比例的增加,就診和 住院率明顯下降,醫療費用顯著減少,且被保險人的總體健康水平與免費醫療保險相比 無顯著差異[129330];在分析了不同年齡組、診斷組及收入水平等情況下仍得岀相同結 論[131]。Willard G. Manning與Joseph P. Newhouse等人〔"刀比較傳統非實驗數據與蘭德實 驗所得數據后得出傳統研究方法對醫療保險需求與醫療費用的研究可能忽略了被保險 人在購買保險中存在的逆向選擇問題。這一研究突顯了經濟學實驗所得數據更加可靠和 科學。Stephen T. Parente等人回】運用經濟學實驗研究了醫療保險新覆蓋的兩種服務的 知曉情況對老年人預防性醫療服務需求的影響。荷蘭的Arthur Schram[134]ffi過設計了與 實際政策環境極為相似的實驗室研究了個人對醫療保險政策的需求。
      在我國,早在1987年至1990年衛生部曾與美國的蘭德公司合作,運用經濟學實驗 的方法在四川兩個縣對四萬人進行了農村健康保險實驗,實驗發現,更側重門診的補償 方案增加了農民的醫療衛生支出,建議補償比例的確定應采取“量入為出”的方法卩均。 劉一鳴等人[1洌也通過運用經濟學實驗模擬了農村居民的決策環境,研究信息對小額健 康保險投保決策的影響。
      (2)醫療服務供方的研究
      實驗經濟學對醫療服務的供方的研究主要是對供方行為研究,對此類問題的研究也 多采用可控的實驗室實驗。
      在境外,Iris Kestemich和Heiner Schumacher等人“殉分別運用獨裁者博弈和成本分 散博弈實驗研究得出希波克拉底誓言對衛生服提供行為的影響并探索了利他性的作用。 美國的Ellen P. Green[137]運用雙重委托代理博弈研究了 FFS、FFS with P4P> CAP、CAP with P4P、Salary以及CAP with report card六種支付方式下醫生的決策行為。瑞士的 Marlies Ahlert等人[聞通過實驗研究了醫生與經濟學家如何在效率、利己行為和社會取 向發生沖突時做出醫療資源分配決策。法國的Levy-Garboua等人〔四通過設計2x2的經 濟實驗比較了稅收和分配效率對醫生個人貢獻行為的作用。加拿大的Neil J. Buckley等 人WO]在實驗環境下研究了私人醫療保險支付意愿的變化對公共醫療資源分配的影響。 在國內,僅有臺灣的Chinn-Ping Fan等人[⑷]在總額預付框架下設計了兩種針對供方成 本控制的方案研究供方行為,用經濟學實驗結果驗證了其用納什均衡理論對兩種分案的 比較分析結果。
      近年來,運用實驗經濟學對醫療服務供方行為的研究主要集中在支付方式對醫生行 為影響的研究。下面本研究將詳細介紹運用經濟學實驗研究支付方式對醫生行為影響的 現有研究。
      2.2.33實驗經濟學在研究支付方式對醫生行為的影響這一問題上的應用 
      在國外,德國波恩大學實驗經濟學實驗室的Hennig-Schmidt Heike等人于2011 年運用蘇黎世大學研究設計的z-Tree軟件在封閉且嚴格控制的實驗室環境下模擬按服 務項目付費及按人頭付費這兩種支付方式對醫生行為的影響,研究得出按服務項目付費 提供了超額的衛生服務量,而按人頭付費提供了不足的衛生服務量。Brosig?KochJ等人 [⑵】在此基礎上進一步增加了按服務項目付費和按人頭付費兩者結合的混合支付方式, 得出與Hennig-Schmidt Heike等人⑶】研究結果的基礎上,進一步研究發現按服務項目付 費和按人頭付費兩者結合的混合支付方式減輕了服務項目付費下過量提供的程度及按 人頭付費下不足提供的程度,建議政策制定者采取混合支付方式作為醫療保險支付方 式。Brosig-Koch J和Hennig-Schmidt Heike等人〔必】以按人頭付費和按服務項目付費作 為參照組,進一步引入了按績效付費這一支付方式,研究得出引入按績效付費的支付方 式后,相比純按人頭付費,醫生的衛生服務量不足提供的程度減輕;相比純按服務項目 付費,醫生的衛生服務量過量提供的程度也有所減輕;相比單一的支付方式,混合支付 系統更有利于激勵醫生提供最優服務量。此外其他的經濟學實驗研究[必」24]也得出相似 的結論。因實驗研究設計的科學性和嚴謹性,彌補了傳統研究方法無法提供實證證據的 局限,其研究設計和實驗結果也被廣泛借鑒和分析© Geir Godager等A[142J43]運用實驗 數據量化了兩種支付方式下醫生利他行為的差異,且進一步比較分析了按服務項目付費 和按人頭付費兩種支付方式下信息公開和信息不公開對醫生行為帶來的影響差異,研究 得出兩種支付方式下醫生的利他行為并無統計學差異,而信息公開后醫生的決策將更有 利于患者效益的提高,有利社會福利的增加。Keser等人[必1借鑒其實驗參數的設計研究 了兩種支付方式下醫生行為在患者效益最大化和醫生收入最大化之間的博弈。此類實驗 也進一步驗證了 Arrow【6i]關于追求自身利益最大化并不是供方提供衛生服務量的唯一 動機,其決策也受到患者效益和成本影響的理論假設。
      然而在國內,卻未有此類的實驗研究。本研究將借鑒Hennig-Schmidt Heike等人⑴】 的研究設計,彌補國內關于支付方式對醫生行為影響這一問題上研究方法的缺陷及研究 內容上的空白點,得到更加科學可靠的證據,為以后的支付方式研究提供借鑒。
      本章小結
      本章分為兩個部分,第一部分闡述了本研究所需要的基本理論支持,這一部分又分 為兩個方面。第一,闡述了基本的理論支持。首先從醫療服務供需雙方的委托代理關系 這一基本關系,又由于醫療服務市場信息不對稱的特征,再加上醫學的專業性、疾病治 療的不確定等,當供方的利益與需方的利益發生沖突時,供方作為“經濟人"往往會濫 用委托代理關系偏離“完美代理人”而導致不合理的服務行為的發生。其次,本部分簡 單闡述了醫生行為的相關理論。第二,本研究詳細闡述了本實驗參數設計的理論基礎。 主要是基于Arrow所指出的追求自身利益最大化并不是供方提供衛生服務量的唯一動 機,其決策同時受到患者效益和成本影響的假設。Ellis和McGuire等人在預付制的研 究中首次將患者效益引入醫生的效用模型,并對患者效益進行了定義。
      本章的第二部分為文獻綜述。通過對現有的文獻進行總結,得出現希究存在的不 足主要表現在兩個方面:(1)從研究方法上,先前的研究多采用系統綜述、實證研究等 研究方法,但因這些研究方法本身的局限性,如系統綜述類文章因納入研究的文獻在國 情及政策背景、方法學設計、判斷及結果上存在異質性,研究結果未進行統計學合成, 只能對文獻進行分組描述等;實證研究由于無法控制人口學及機構因素等的混雜影響, 往往會存在選擇和信息偏倚。這就使得高質量的研究證據非常有限,最曝導致研究結果 的普適性受到質疑;(2)從研究內容上,對支付方式影響醫生行為的研究中缺乏何種支 付方式激勵醫生為何種類型的患者提供更有利于患者利益的服務決策,缺乏患者健康狀 況及診療結果方面的有效證據。因此,支付方式對醫生行為的影響需要進一步的研究。
      第三章 實驗設計與分析方法
      3.1實驗過程設計
      3.1.1受試對象
      本實驗于2012年9月在山東大學釣突泉校區以張貼海報的形式招募受試對象,受 試對象均為未來可能成為醫生的醫學生,因為他們最具有能理解實驗任務的能力且他們 的時間成本相對較低。總共招募到180名受試對象,2名受試對象因遲到被拒絕參加實 驗,最終參加實驗的受試對象為178名。其中女受試對象的數量為101名,占總人數的 56.74%;男受試對象的數量為力名,占總人數的43.26%。詳情參見下表3?1。
      表3"受試對象統計表
      受試對象 數量 百分比(%)
      性別•男 77 43.26
      性別•女 101 56.74
      總計 178 100.00
       
      3?1?2實驗室設計
      本實驗于2012年9月在山東大學健康經濟學實驗室進行,實驗室有40臺供受試對 象使用的電腦及1臺供實驗人員操作實驗使用的電腦。每兩臺實驗電腦之間用木質的隔 板隔開,隔板安裝的高度需高于受試對象可以相互交流的高度,每兩行電腦之間用簾子 隔開,防止實驗進行時受試對象之間相互交流,保證完全匿名的實驗環境,并且在實驗 過程中實驗室條件保持不變。
      3丄3實驗工具及實驗數據收集
      本實驗為計算機作答,采用瑞士蘇黎世大學設計的z?Tree軟件卩44】進行編程,此軟 件的服務器/客戶端程序構建圖見圖3?1。實驗中,受試對象根據自己電腦屏幕所顯示的 內容(例如下圖3-2和3-3)進行作答,方法是在電腦屏幕所顯示的“你的決策” 一欄 里填寫一個從0到10的整數來代表你所要提供的衛生服務數量,然后按下“ok',進入 到下一個屏幕界面,重復上述操作直到所有的實驗決策被完成。最后受試對象的所有作
       
      答結果通過z-Tree軟件的文件傳輸器直接傳輸到實驗人員的電腦。每場實驗的所有數據 會在實驗人員的電腦上以Excel表格的形式生成。最終產生所有的實驗數據。
       
       
       
      圖3」z-Tree服務器/客戶端程序的構建圖卩44】
       
       
      患者類型釘臨床癥狀C
      你的決策 請填寫你要提供的醫療服務的數量
       
      圖3-3實驗中受試對象面對的電腦屏幕顯示圖
      3.1.4實驗過程
       
       
      圖3-4實驗過程圖
      實驗主要分為四個步驟,參見上圖。具體的實驗過程為:本實驗通過張貼海報的形 式招募具有獨立醫療處方能力的醫學生,自愿報名參加本實驗的醫學生需要將其郵箱進 行登記并隨機分配到6個實驗組中,與此同時告知實驗時間和實驗地點。實驗前,實驗 室門口一位實驗人員持有30張寫有隨機數字的卡片,這些隨機數字與實驗室內電腦上 標記的數字相對應,受試對象將隨機抽取一個隨機數字并坐到對應的電腦前等待實驗的 進行,這也保證了實驗匿名的原則。遲到者則不允許進入實驗室參加實驗,登記后按照 實驗設計支付其基本薪酬并離開。進入實驗室后,實驗人員將宣讀實驗指導說明書(參 見附錄)。實驗為受試對象內設計,每個受試對象在實驗中的作答任務分為兩部分:若 第一部分為在按服務項目付費(按人頭付費)模式下的作答任務,那么第二部分為在按 人頭付費(按服務項目付費)模式下的作答任務,即每個受試對象都要在兩種干預措施 下進行決策。受試對象正式作答前需要先回答三個測試問題,其目的一方面是為了檢查 受試對象對決策任務的認識,另一方面也保證了實驗數據的質量。直到所有的受試對象 完成三個測試問題的正確作答,每個受試對象才能正式開始為實驗中的患者做出醫療服 務提供數量的決策。實驗進行時,實驗人員將監督受試對象之間不得相互交流。本次實 驗共有六場,在此過程中所有實驗條件保持不變,每場實驗當受試對象作答完畢后,實 驗員將招募一名受試對象作為監督員,負責監督跟隨一名實驗人員去山東省立醫院給事 先找好的一位癌癥患者遞送捐款,所捐款的數額是根據實驗中受試對象所選擇的患者效 益的總和按照實驗室代幣:人民幣=10:1的比例轉換成人民幣而產生的。監督員由實驗 對象自愿報名參加,若報名的受試對象超過一名則以抓閹的形式選出一名監督員。監督 員選出后,所有的受試對象逐個領取自己的薪酬并離開,受試對象的薪酬分為兩部分: 一部分為受試對象的衛生服務決策中的凈收益部分加和,按照實驗室代幣:人民幣=10:1 的比例轉換成人民幣而產生,另一部分為每小時20元人民幣的基本薪酬(此薪酬根據 中國和德國工資水平的差距進行了調整)。整個過程采取完全匿名的方式,受試對象均 不知道他人的收入。最后由一名實驗人員將醫院所開具的患者個人賬戶的收據單掃描, 然后根據受試對象登記的郵箱逐一發送郵件證明捐款去向。實驗結束。
      3.2實驗參數設計
      本研究的實驗參數釆用德國波恩大學實驗經濟學實驗室Heike Hennig Schmidt等人 ⑸]的實驗參數設計。實驗中并沒有真正的患者存在,均為虛擬的患者,并假設患者為
      被動的接受受試對象提供的衛生服務數量。每個受試對象承擔著醫生的角色并做出為患 者提供醫療衛生服務數量的決策。實驗中受試對象Z提供衛生服務數量gE[O, 1, 2, 3, 4……10],患者的健康類型有中、好、差(/=1,2,3)三種,每種患者類型下分別有五種 抽象的疾病伙=A, B, C, D, E),因此每種支付方式下受試對象要為患者jk =1A, IB, 1C, ID, IE, 2A, 2B, 2C, 2D, 2E, 3A, 3B, 3C, 3D, 3E 這 15 種類型提供 0-10 個衛生服務數量。
      每個受試對象面臨的30種類型的服務決策場景可參見下圖3-5。此處之所以將患者類型 設計成虛擬抽象的,其原因在于這樣可以增加實驗設計的靈活性,且不會因受試對象所 精通專業知識程度的不同而造成混雜影響。健康狀況中、好、差的患者從受試對象提供 的衛生服務數量中獲得健康效益分別為B】(g), B2(g), B3(?)o受試對象提供衛生服務數 量在決定了患者效益的同時也決定了自己的收入。下面我們將從實驗中的支付方式、患 者效益、醫生凈收益來詳細描述該研究的實驗參數:
      !患者的健康狀況中(1)、】
      !好(2)、差(3)
      | I
      圖3-5每個受試對象面臨的30種類型的服務決策示意圖
      (1)支付方式
      本研究采取按服務項目付費的實驗情景及按人頭付費作為實驗情景。根據兩種醫療 保險費用支付方式的特點,在按人頭付費的模式下,醫生按照就診人頭數可獲得一次性 的固定補償費用,醫生提供的服務數量越多意味著提供服務的成本越高、醫生的所獲得 收入越少;在按服務項目付費的模式下,對醫生進行支付的參數設計采用德國的EBM (該EBM列出了醫療衛生服務及處方費)對眼科醫生服務(如對青光眼、白內障等治 療服務)的支付費用,在此模式下對醫生支付的數額隨著衛生服務數量的增多而增加, 呈正相關。本研究按人頭付費的實驗情景下,支付額參數的設計不受疾病類型無和患者 健康類型丿的影響,為了保證治療方法的可比性,在此模式下對醫生支付的數量被設計 為12.00實驗代幣即珈⑷=12.00,僅比按服務項目付費模式下醫生可獲得的最高凈收 益的平均數((8x3+12.50x3+8.30x3+13.60x3+13.00x3) +15=11.08 個實驗代幣,醫生的 凈收益參數可見下面對其進行的詳細描述)略高一點;而在按服務項目付費的實驗情景 下,支付額參數的設計雖然不受患者健康狀況的影響,但是受到疾病類型上的影響,且 當醫生為患有五種疾病HA,B,C,D,E的患者提供的衛生服務數量q =10時達到支付額的 最大值,分別為 &4(0=16.60,嗎b©)=22?50, ^9)=18.30,裁⑷=23.60,蟄⑷=23.00, 衡量單位均為實驗代幣。詳細參數參加下表3?2。
      表3?2兩種支付方式下支付額的參數設置表[劉
      支付 方式 0 衛生服務量 10
      1 2 3 4 5 6 7 8 9
      FFS
      A 0.00 1.70 3.40 5.10 5.80 10.50 11.00 12.10 13.50 14.90 16.60
      B 0.00 1.00 2.40 3.50 8.00 &40 9.40 16.00 18.00 20.00 22.50
      C 0.00 1.80 3.60 5.40 7.20 9.00 10.80 12.60 14,40 16.20 18.30
      D 0.00 2.00 4.00 6.00 8.00 8.00 15.00 16.90 18.90 21.30 23.60
      E 0.00 1.00 2.00 6.00 6.70 7.60 11.00 12.30 18.00 20.50 23.00
      CAP 12.00 12.00 12.00 12.00 12.00 12.00 12.00 12.00 12.00 12.00 12.00
       
      (2)醫生凈收益
      本實驗中的醫生跟現實中的醫生一樣,都要承擔其所提供的衛生服務量所帶來的成 本。本研究采用Ma> Chone等A[145J46]的理論中所假設的凸成本函數,即成本C=0.1x『, 齊[0,10]且在按服務項目付費和按人頭付費兩種支付方式的1A, IB, 1C, ID, IE, 2A, 2B,
      2C, 2D, 2E, 3A, 3B, 3C, 3D, 3E十五種患者類型下保持不變,即成本參數的設計不受支 付方式、疾病類型和患者類型的影響,實驗中的成本參數㈤可參見下圖36 實驗中的 醫生為患者〃提供個衛生服務數量時的所獲得凈收益硼⑷=除 ⑷⑷,珈 ⑷為實 驗中的付費方式下對醫生提供q個衛生服務的支付金額。在按服務項目付費的實驗情景 下,實驗中醫生收入參數的設計雖然不受患者健康狀況的影響,但會受到疾病k的影響; 在按人頭付費的實驗情景下,實驗中醫生凈收益參數的設計既不受患者健康類型的影 響,也不受疾病類型的影響。實驗中醫生的凈收益參數可參見下表3?3。成本及凈收益 的衡量單位都是實驗代幣。
       
      圖3-6實驗中成本參數柱狀圖
       
       
      表3?3兩種支付方式下醫生凈收益的參數設置表⑸]
      疾病
      類型 0 1 2 衛生服務量 7 8 9 10
      3 4 5 6
      FFS
      A 0.00 1.60 3.00 4.20 4.20 8.00 7.40 720 7.10 6.80 6.60
      B 0.00 0.90 2.00 2.60 6.40 5.90 5.80 11」0 11.60 11.90 12.50
      C 0.00 1.70 3.20 4.50 5.60 6.50 7.20 7.70 8.00 8.10 8.30
      D 0.00 1.90 3.60 5.10 6.40 5.50 11.40 12.00 12.50 13.20 13.60
      E 0.00 0.90 1.60 5.10 5.10 5.10 7.40 7.40 11.60 12.40 13.00
      CAP 12.00 11.90 11.60 11.10 10.40 9.50 8.40 7.10 5.60 3.90 2.00
       
      根據上述的實驗參數可知,在按人頭付費的模式下,當受試對象選擇不提供衛生服 務即尸0時所獲得凈收益最大,此時凈收益眄認9)=1200,此模式下醫生的凈收益隨著 衛生服務數量的增多而減少。在按服務項目付費的模式下,醫生的收入與提供的衛生服 務數量正相關,這意味著醫生提供的衛生服務數量越多,其所獲得個人收入就越高。當 疾病類型k=A即>k=lA,2A,3A時,受試對象提供的衛生服務數量為5時即q=5時醫生 可獲得的最大凈收益 暢⑷=8.00,當受試對象為患有疾病A=B,C,D?E即 1B,2B,3B,1C,2C,3C,1D,2D,3D1E,2E,3E的患者提供的衛生服務數量為10時即q =10時 醫生可獲得最大凈收益分別為硼⑷=12.50, ^c(?)=8.30,眄q⑷=13.60, 79約)=13』0。
      (3)患者效益
      實驗中的患者從醫生提供的衛生服務量中獲得的效益B(g),為了研究的方便,均用 實驗室代幣為單位進行衡量。患者效益參數值的設計受到患者健康狀況j和醫生提供的 衛生服務數量的影響,不受患者所患的疾病類型丘及支付方式的影響。患者效益因疾病 類型的不同而不同。這可以反映現實中醫生所治療的整個患者群體的異質性,如患者的 健康狀況或者疾病的嚴重程度。每種健康類型的患者從醫生提供的醫療衛生服務中所能 獲得的效益為B(g)G[0,10]。最優的醫療衛生服務提供數量『會產出最大化的患者效益。 對于健康狀況中等的患者lk =1A?1B,1C,1D?1E來說,當獲得最優的衛生服務量為5即 "=5時,患者能獲得最大化的效益B(g)=10.00;對于健康狀況相對較好的患者2k =2A,2B,2C,2D,2E來說,當獲得最優的衛生服務量為3即時,患者能獲得最大化的 效益B⑷=10.00;對于健康狀況差的患者3k =3A,3B,3C,3D,3E來說,當獲得最優的衛 生服務量為7即q=l時,患者能獲得最大化的效益B(滬945,衡量的單位為實驗代幣。 將患者效益納入研究變量對于研究受試對象的衛生服務提供行為來說是極其關鍵的。實 驗中所有受試對象決策所產生的患者效益總和以1:10的比例被換算成人民幣捐助給山 東省立醫院的一位癌癥患者。為了此癌癥患者真正的獲得了捐款,本研究采用與Eckel 和Grossman等人[⑷]研究中的類似做法,即每場實驗隨機抽取一位監督者,負責監督實 驗人員將捐款打入該患者的賬戶并帶回醫院的收據。三種健康狀況患者從受試對象提供 的衛生服務數量q中所獲得的效益B(g)的詳細參數參見下表3-4o有圖可以直觀的看 出,過量的提供衛生服務數量和不足的提供衛生服務數量多會導致患者效益的損失。
      表3?4兩種支付方式下患者效益的參數設置表〔刃
      疾病 衛生服務量
      類型 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
      1 0.00 0.75 1.50 2.00 7.00 10.00* 9.50 9.00 8.50 8.00 7.50
      2 0.00 1.00 1.50 10.00* 9.50 9.00 8.50 8.00 7.50 7.00 6.50
      3 0.00 0.75 2.20 4.05 6.00 7.75 9.00 9.45* 8.80 6.75 3.00
      注:*表示此健康狀況下的最優患者效益。
      3.3統計分析方法及實證模型
      33.1研究變量的定義及選擇
      根據本研究所采用研究方法的特點,納入分析的變量主要有兩種支付方式,受試對 象的性別、患者健康類型、患者類型、衛生服務提供量、患者效益、醫生凈收益、最優 患者效益決策及凈收益最大化決策。
      首先,本研究為全方位的研究醫生在不同支付方式下醫生的衛生服務決策,結合所 設計的實驗參數,分離出了最優患者效益決策及凈收益最大化決策。由實驗參數的設計 可知,最優患者效益是指當受試對象為三種健康狀況下的患者提供最優的衛生服務量q ★時患者的效益會達到最大值,即若受試對象為健康狀況好(中、差)的患者提供3 (5,7) 個衛生服務量(g=3,5,7)時可實現患者效益最大化。凈收益最大化決策要分為兩種情形, 在按人頭付費的支付方式下若受試對象選擇不提供衛生服務量即q=0時受試對象可獲 得最大凈收益12.00個實驗室代幣;在按服務項目付費的支付方式下,則要分為五種情 形:若受試對象為患有疾病A的患者提供5個衛生服務量(g=5)則可獲得最大凈收益 &00個實驗室代幣,若受試對象為患有疾病B (CAE)的患者提供10 (10,10,10)個 衛生服務量(g=10)則可獲得最大凈收益12.50 (8.30,13.60,13.00)個實驗室代幣。
      其次,本研究運用患者效益損失比⑶]和醫生凈收益損失比進行分析以研究不同支 付方式下醫生的衛生服務提供行為給患者帶來的效益損失以及給自己帶來的凈收益損 失。其公式分別為:
      患者效益損失比=(實際患者效益-最優患者效益)/最優患者效益
      醫生凈收益損失比=(實際凈收益?最大化凈收益)/最大化凈收益
      3.3.2資料分析方法
      本研究用Stata/SE 12.0軟件對實驗數據進行統計分析。
      (1)描述性統計分析
      數值變量資料:本研究運用均數、標準差和中位數等分別從總體水平、三種健康類 型、十五種患者類型及個體水平上對衛生服務量、患者效益、患者效益損失比、醫生凈 收益、醫生凈收益損失比等數值變量資料進行描述;
      分類變量資料:運用構成比對分別從總體水平、三種健康類型、十五種患者類型及 
      個體水平上對最優衛生服務量決策(未選擇=0,選擇=1)、最優患者效益決策(未選擇 =0,選擇=1)、凈收益最大化決策(未選擇=0,選擇=1)等分類變量資料進行描述。
      (2)單因素分析
      數值變量資料:本研究實驗產生的數據不服從正態分布,因此對衛生服務量、患者 效益、醫生凈收益等數值變量資料的比較采用Wilcoxon signed-rank檢驗、 Mann-Whitney U 檢驗。
      分類變量資料:運用Pea^on卡方檢驗來比較構成比之間的差異。
      (3)多因素分析
      故本研究在廣義線性潛變量混合模型(GLLAMMs: Generalized linear latent and mixed models)框架下構建有序結果模型(有序Probit和有序Logit模型)分析支付方 式是否對受試對象的衛生服務提供量有影響及兩種支付方式下衛生服務提供量是否存 在差異;構建二值結果模型(Logit/Probit/Complentarylog.log模型)分析支付方式是 否對受試對象選擇最優衛生服務量、最優患者效益決策、凈收益最大化決策有影響及兩籌 種支付方式下對最優衛生服務量、最優患者效益決策.凈收益最大化決策選擇行為的差旅 異進行比較。具體的實證模型可參見333的詳細描述。
      3.33實證模型
      本研究運用Stata/SE 12.0軟件實現了在廣義線性潛變量混合模型(GLLAMMs:, Generalized linear latent and mixed models)架構下運用有序 Logit (Ordered Logit)模型、 有序 Probit (Ordered Probit)模型、二分類變量的 Logit、Probit、Complentary log?log(補 對數-對數)模型進行多因素分析。
      (1)廣義線性潛變量混合模型(GLLAMMsk Generalized linear latent and mixed models)
      廣義線性潛變量混合模型卩創(GLLAMMs)是指一類多水平潛變量模型,這里的 潛變量可以是一個因素,也可以是隨機效應(系數或隨機截距),也可以是一個干擾或 者殘留。該類模型的優點“刃就是含有潛變量且潛變量可以被解釋為隨機效應(系數或 隨機截距)。主要的模型類型有廣義線性混合模型、多層次回歸模型、因素模型、項目 反應模型、結構方程模型、潛在類別模型等。
      廣義線性潛變量混合模型有三個主要特點[“叭第一個特點是響應模型,是指以潛 變量為條件的廣義線性模型,響應類型可以是連續的、二分類的、有序的、無序分類/ 離散選擇的、等級的、計數的、時間可持續的、混合反應的;響應模型里含有異方差的 誤差項;響應模型里線性預測的潛變量可解釋為有因子載荷因素、隨機效應、可在不同 (或任意)水平的等級或多級數據集變動的潛變量。第二個特點是結構模型,包括可觀 測變量的潛變量的回歸、其他潛變量的潛變量的回歸這兩種潛變量結構方程。第三個特 點是潛變量的分布可以是多元正態分布,也可以是離散分布。
      由于本研究中受試對象i對凈收益、患者效益或其他因素的偏好未知,且此偏好對 受試對象i的衛生服務提供行為可能存在不同程度的影響,因此受試對象i的偏好被視 為本研究所運用模型的潛變量,且在不同的受試對象間變動。本研究GLLAMMs構架 下的模型均為兩水平潛變量模型:水平一是兩支付方式下所有受試對象的衛生服務決 策,水平二是兩種支付方式。共得到5340個觀測結果(178x15=2670),見下圖3?7。
      !受試對象/ 患者類型
       
       
      : | 1
      |水平2:支付方式; |水平h所有的服務決策(5340個服務決策)|
      圖3-7 本研究的GLLAMMs兩水平示意圖
      (2)有序結果模型
      有時離散的數據也有一定的排序〔“叭例如對某一事件的滿意度(很不滿意、不滿
      意、滿意、非常滿意),或對某一事件的評級(A,B,CQ,E級),或量表中對某一問題的 贊同程度(非常不贊同、不贊同、贊同、非常贊同),或對健康狀況的評價(非常好、 好、一般、差、非常差)等,此類型的數據被定義為有序數據(6dereddata)。如果對 有序數據使用多項Logit模型進行分析,那么將會忽略了數據本身的排序,若用最小二 乘法分析則又會把數據的排序當做成基數來分析處理。但對于有序數據,我們依然可以 運用潛變量法對極大似然估計量(MLE)進行推導[1刈。對于這類數據,兩個標準模型 就是有序 Logit 模型(Ordered Logit Models)和有序 Probit 模型(Ordered Probit Models)« 如果一個響應變量力有S個(s=l,2,3,4……S)有序分類,對于一個協變量焉,則 有序響應變量刃的累計概率值可以構建為等式(1):
      晌<s I心伽點) 尸123…足1 (1)
      等式中F(?)是指累積分布函數(CDF)。如果F(?)服從標準正態累積分布函數(CDF) 可得到有序Probit模型,如果F(?)服從邏輯累積分布函數(CDF)可得到有序Logit模 型。而若對有序結果建模則會產生序列的潛變量X (y*不可觀測),假設
      yi*=^* + 3 (2)
      對于協變量x“當&服從正態分布則產生有序Probit模型,當5服從邏輯分布則產生有 序Logit模型。而對于可觀測的響應變量%其閾值模型【阿可表示為:
      yi
      ks-i<Yi
      其中脅gv…耘7為待估參數,也被成為切點(cutoff points, Stata軟件輸出結果中表示 為6tcuDo假設S=5那么潛在的響應刻度表可以被分割為下圖:
      1 2 3 4 5
       
      圖3?8閾值模型示意圖(滬5) [151]
      當沒有協變量且?N(O,1),那么對一個$3的有序Probit模型可以描繪為下圖[⑸]:
       
       
      由上圖可知,如果當潛變量才小于k]時其相應的概率Pr (尸1)為k?左側的標準(正 態)密度區域,那么觀測到的響應變量值為1;當潛變量^/大于k』且小于時其響應 的概率Pr (j=2)為%和k2之間的密度區域,那么觀測到的響應變量值為2;當潛變量 才大于k2時其響應的概率Pr(y=3)為危右邊的密度區域,那么觀測到的響應變量值為 3o
      當6?N (0,1),并將擾動項6的方差標準化成1,那么可得[⑸]:
      啦尸0 I x) = Pr(y*<fe I x) = + 6<^ I x) &
      =Pr(0曲1 x)皿g間 (3)
      Pi(尸 1 I x) = 1 x)屮
      = Pk(X*<fcl I x) - Pi(y*<AiD I x) “
      =喻訂+§乩I刃④他例")儀
      = Pr(S<ii-^Xj I 如跖)p
      血)
      丹(尸2 I
      Pr(y=S I x) = (5)
      這樣就可以寫出樣本的似然函數,也能得到極大似然估計量(MLE)。①(•)表示的是正 
      態分布的密度函數,此時可得到有序Probit模型;若假設擾動項5服從邏輯分布時能得 到有序Logit模型。
      有序Logit模型和有序Probit模型適用于應變量為程度差別或呈現等級的資料,在 累積概率的基礎上建立模型。假設應變量丫為等級變量,且包括加個類別(y的取值范 圍為1,2,3,…,加),有旳個自變量XQb,…,X„,那么有序Logit/Probit模型可表示為 等式⑹:
      =蘇 + 傷X1 + 隔+ 翠 (6)
      其中4=1,2,3,…,m-lo對于包括加個類別的應變量,其有序Logit/Probit模型則有加-1 個方程,0。上表示第上個方程的常數項,由于有序Logit/Probit模型假定自變量X在處1 個模型中對累積概率的優勢比影響相同,所以歸1方程中其各自的自變量的回歸系數是 相同的,不同類別的累積概率的差異體現在常數項上。值得注意的是,有序LogiVProbit 模型中應變量F的賦值原則為賦予專業上最不利的等級以最小值,賦予有利的等級以最 大值問】。
      本研究可以將衛生服務量9e[0,10]按照從少到多的順序定義為”41個等級,因 此被解釋變量為衛生服務量的11個等級。解釋變量納入了支付方式(Xi)、健康類型 (X2)、受試對象性別(X3)等,且根據各個自變量分別建立啞變量。有序LogiVProbit 模型可表示為:
      張=目0»二+血*!■+爲%+爲耳+4二+氣柑 模型]
      由此可知,匕1,2,3,…,10。0化1為模型1的常數項,根據有序結果模型可知,每個模 型將會產生10(^1)個常數項,即10個方程;血、傷、傷分別為自變量的系數;是模 型1中受試對象i這一水平上的隨機截距即水平1的隨機截距;切ti服從邏輯分布(有序 Logit模型)/標準正態分布(有序Probit模型)。考慮到受試對象i的偏好存在異質性的問 題,本研究采用了穩健性回歸,結果中所列出的標準誤均為robust standard error 健 標準誤)。模型中所納入的自變量及其賦值情況可參見下表3-5。
      表3?5實證模型變量選擇表
      變量名稱 變量賦值
      支付方式(參照組=按人頭付費) 按服務項目付費=1,按人頭付費=0
      性別(參照組=女性) 男性=1,女性=0
      健康類型(參照組=類型1)
      類型2 (好) 類型2 (好)=1,其余則為0
      類型3 (差) 類型3 (差)=1,其余則為0
       
      (3)二值結果模型
      有時候被解釋變量為離散非連續變量時,比如當個體面臨的選擇只有兩種(y=l表 示選擇某事件,y=0表示未選擇某事件),且兩種選擇的結果是互斥的,假設結果發生 的概率定義為p,那么其互斥結果發生的概率可定義為1叨;而互斥的二值結果模型感 興趣的是P而不是1叨©盡管二值結果模型不同但卻有相同的結構。由于被解釋變量的 取值僅有兩個值,因此其分布必然為單尾二項分布或伯努利分布。常用的二值結果模型 有 Logit 模型(Logit Models)> Probit 模型(Probit Models)、互補對數■對數模型 (Complentary log-log Models)等“53]»
      假設某一結果變量y的取值為卩兒
      概率為p
      y ~U 概率為1_戸
      二值結果模型注重研究的是發生的概率p并對其建模,y的概率密度函數可以表示 為則E(y)7而且= p(l - p)。對p進行參數化可以形成一個取決于指 數函數血L(X,為解釋變量且是一個Ml的向量)。因此標準的二值結果模型其條件概率 可以定義為:
      p= n.(y=l I x) = F(p^) (7)
      上述等式中F(?)是指數函數他’的設定參數函數,一般情況下是在(s oo)范圍內的 CDF,這樣就會滿足OS聲1這一限制條件。會因為瞬)的不同而導致模型的不同問】。 常用的二值結果模型可見下表3-6o
      表3-6常見的二值結果模型[①]
      二值結果模型Q 發生的概率尸Ptgl 1 邊際效應4p/Aw
      Probit模型住
      Legit模型心
      互補對數-對數模妙 ①他戸亡®(N)宓
      C<^k*)=l-exp 昨Ma
      g) {1窓}氐
      exp {-expCflx)}空p他)爲i
      Probit模型將F(?)設定為標準正態分布的累計分布國數(CDF)即“)=%);
      Logit模型將鬥?)設定為邏輯(Logistic)分布的累計分布函數(CDF)即
      Probit模型與Logit模型其函數都在原點處(零值)對稱,即兩模型中結果發生的概率 p趨向于0的速度和趨向于1的速度相等。而互補對數•對數模型其函數在原點處并不對 稱,此性質允許模型應用于^稀有事件”(即在二值結果模型中尸1發生的頻率非常小, 
      意味著被解釋變量中有大量的尸0但是只有很少的尸1) [i49]o三種模型的累積分布函
      數的比較可見下圖3-10o
       
      假設有連續的未知或不可觀測的潛在變量影響響應變量y時,二值結果模型也可給 出關于潛變量才的解釋,且潛變量h滿足單指數模型【①】:
      X 邙& +8 (8)
      盡管潛變量很難或不能被觀測,但是可觀測到:
       
      由此可以得到:
      E(y=l I x)需(岡+6〉0)=璟必〈阿)=F(岡)
      上式中”(•)為一5的累積分布函數,對F(?)的設定與上述設定相同。
      本研究可以將受試對象衛生服務量決策、最優患者效益決策、凈收益最大化決策設 定為二值結果變量,詳情見下表3?7。
      表3-7二值結果模型中被解釋變量的賦值表
      二值結果變量 變量賦值
      最優衛生服務量決策 選擇=1,未選擇=0
      最優患者效益決策 選擇=1,未選擇=0
      凈收益最大化決策 選擇=1,未選擇=0
      自變量有支付方式(Xi)、健康類型 區)、受試對象性別(X3)等,且根據各個 自變量分別建立啞變量。模型中所納入的自變量及其賦值情況可參見表3-2o Logit^robit/互補對數•對數模型可構建為:
      加=”0<盤+內班+8汗2+爲%+◎+氣心 模型2
      由此可知0叱2為模型2的常數項,根據有序結果模型可知,0八燉、03分別為自變量的 系數;S是模型2中受試對象這一水平上的隨機截距即水平1的隨機截距;£血2服從 邏輯分布(則為Logit模型)/標準正態分布(則為Probit模型)。考慮到受試對象i的偏好存 在異質性的問題,本研究采用了穩健性回歸,結果中所列出的標準誤均為robust standard error (穩健標準誤)°
      本章小結
      本章節分為兩個部分。第一部分詳細介紹了實驗設計,包括受試對象的招募、實驗 室設計、實驗工具及實驗數據的收集、實驗過程及實驗參數。
      第二部分介紹了對實驗結果的分析方法。本研究運用Stata/SE 12.0軟件對實驗中 所收集的決策結果進行分析。資料分析方法主要有描述性統計分析、單因素分析和多因 素分析。由于實驗數據不服從正態分布,因此對數值變量資料的單因素分析采用 Wilcoxon signed-rank檢驗、Mann-Whitney U檢驗,對分類變量資料的單因素分析采用 Pearson卡方檢驗。由于研究中受試對象對凈收益、患者效益或其他因素的偏好未知且 此偏好對受試對象的衛生服務提供行為可能存在不同程度的影響,故把受試對象的偏好 視為潛變量,且在不同的受試對象間變動。因此本研究在廣義線性潛變量混合模型 (GLLAMMs)框架下構建有序結果模型(有序Probit和有序Logit模型)比較兩種 支付方式下衛生服務量的提供是否存在差異;構建二值結果模型(Logit/Probit/互補 對數•對數模型)對兩種支付方式下選擇最優衛生服務量、最優患者效益決策、凈收益 最大化決策的差異進行比較與分析。
      第四章衛生服務量
      本研究將從總體水平、三種健康類型、十五種患者類型、個體水平及最優衛生服務 量決策等五個方面上分別對按服務項目付費、按人頭付費下的衛生服務量提供行為進行 了分析,并對兩支付方式下衛生服務量提供行為的差異進行了比較。
      4.1按服務項目付費
      4.1.1總體水平
      按服務項目付費的模式下,對受試對象所提供的衛生服務量進行統計可得,平均衛 生服務量鬲/"為6.16 (中位數:6.00,標準差:1.78)o本研究對按服務項目付費下受 試對象i提供的所有衛生服務量與最優衛生服務量的偏離數量Uq朋FS=qq嚴捕,當 △如尸0時說明受試對象提供的是最優衛生服務量)進行了描述性統計分析得出,按服 務項目付費下的平均偏離數量為L16 (中位數:0.00,標準差:1.89) ?對此偏離數量 與0進行Wilcoxon signed-rank檢驗之后得出此偏離具有統計學意義(p=0.000) «
      研究對男受試對象與女受試對象提供的衛生服務量進行統計顯示,男受試對象在按 服務項目付費模式下提供的平均衛生服務量為6.19 (中位數:6.00,標準差:1.79),女 受試對象提供的平均衛生服務量為6.14 (中位數:6.00,標準差:1.78)。男受試對象比 女受試對象提供的平均衛生服務量多0.81%,差異不具有統計學意義(尸0?531,兩獨 立樣本的雙側Mann-Whitney U檢驗)。在按服務項目付費模式下,男受試對象的平均 偏離數量為1?19 (中位數:0.00,標準差:1.92),女受試對象的平均偏離數量為1.14 (中位數:1.00,標準差:1.86),且男女受試對象的衛生服務量偏離數量與0的差異 均具有統計學意義(pvO.OOl,雙側Wilcoxon signed-rank檢驗)。兩獨立樣本的雙側 Mann-Whitney U檢驗顯示男女受試對象之間的偏離數量的差異不具有統計學意義 (p=0?838) o
      由此可得,在總體水平上,按服務項目付費這一支付方式激勵醫生提供了過量的衛 生服務量。
      4.1.2三種健康類型
      在按服務項目模式下,對于健康狀況好的患者,本研究獲得受試對象提供的890 (178x5=890,其中5是指此健康狀況下A、B、C、D、E五種疾病類型)個衛生服務 決策;對于健康狀況中等的患者,本研究獲得受試對象提供的890 (同上)個衛生服務 決策;對于健康狀況差的患者,本研究獲得受試對象提供的890 (同上)個衛生服務決 策。對三種健康狀況下的受試對象衛生服務提供量進行統計分析得出:受試對象為健康 狀況中等的患者提供的衛生服務量比最優衛生服務量多,且差異在統計學上具有顯著性 (^<0.001,雙側Wilcoxon signed-rank檢驗),此時的平均衛生服務量g/"為6.28(中 位數:6.00,標準差:1.66),比最優衛生服務量多25.60%;受試對象為健康狀況好的 患者提供的衛生服務量比最優衛生服務量多,且差異在統計學上具有顯著性(/7<0.001, 雙側Wilcoxon signed-rank檢驗),此時的平均衛生服務量q2k FS為5.25 (中位數:5.00, 標準差:2.08),比最優衛生服務量多75.00%;受試對象為健康狀況差的患者提供的衛 生服務量比最優衛生服務量少,但此差異無統計學意義(p>0.05,雙側Wilcoxon signed-rank檢驗),此時的平均衛生服務量勺3嚴為6.96 (中位數:7.00,標準差:0.98), 比最優衛生服務量少0.57%。詳細統計數據參見下表4-1 °
      本研究對此模式下男、女受試對象為三種健康類型的患者提供的衛生服務量進行了 統計分析,詳細數據參見表4?2。在按服務項目付費模式下,對于健康狀況中等的患者, 本實驗獲得男受試對象的385 (77x5=385,其中5是指此健康狀況下A、B、C. D、E 五種疾病類型)個衛生服務決策,男受試對象提供的衛生服務量比最優衛生服務量多, 且差異在統計學上具有顯著性(p<0.001,雙側Wilcoxon signed-rank檢驗),此時的平 均衛生服務量為6.28 (中位數:6.00,標準差:1.67),比最優衛生服務量多25.60%; 對于健康狀況好的患者,男受試對象的385 (77x5=385,其中5是指此健康狀況下A、 B、C、D、E五種疾病類型)個衛生服務決策,男受試對象提供的衛生服務量比最優衛 生服務量多,且差異在統計學上具有顯著性(pVKOOl,雙側Wilcoxon signed-rank檢驗), 此時的平均衛生服務量為5.33 (中位數:5.00,標準差:2.11),比最優衛生服務量多 77.67%;對于健康狀況差的患者,本實驗獲得男受試對象的385 (力><5=385,其中5是 指此健康狀況下A、B、C、D、E五種疾病類型)個衛生服務決策,男受試對象提供的 衛生服務量比最優衛生服務量少,但差異在統計學上不具有顯著性(p>0.05,雙側 Wilcoxon signed-rank檢驗),此時的平均衛生服務量為6.97 (中位數:7.00,標準差: 
      0.99),比最優衛生服務量少043%。在按服務項目付費模式下,對于健康狀況中等的患 者,本實驗分別獲得女受試對象的505 (101x5=505,其中5是指此健康狀況下A、B、 C、D、E五種疾病類型)個衛生服務決策,女受試對象為健康狀況中等的患者提供的 衛生服務量比最優服務量多,且差異在統計學上具有顯著性(JK0.001,雙側Wilcoxon signed-rank檢驗),女受試對象提供的平均衛生服務量為6.28 (中位數:6.00,標準差: 1.65),比最優衛生服務量多25.60%;對于健康狀況好的患者,本實驗分別獲得女受試 對象的505 (101x5=505,其中5是指此健康狀況下A、B、C、D、E五種疾病類型) 個衛生服務決策,女受試對象為健康狀況好的患者提供的衛生服務量比最優服務量多, 且差異在統計學上具有顯著性(pvO.OOl,雙側Wilcoxon signed-rank檢驗),此時女受 試對象提供的平均衛生服務量為5.19中位數:5.00,標準差:2.06),比最優衛生服務 量多73.00%;對于健康狀況差的患者,本實驗分別獲得女受試對象的505 (101x5=505, 其中5是指此健康狀況下A、B、C> D、E五種疾病類型)個衛生服務決策,女受試對 象為健康狀況中等的患者提供的衛生服務量比最優服務量少多,但差異在統計學上不具 有顯著性(p>0.05,雙側Wilcoxon signed-rank檢驗),女受試對象提供的平均衛生服 務量為6.95 (中位數:7.00,標準差:0.98),比最優衛生服務量少0?71%。最后,本研 究比較了三種健康狀況下男受試對象提供的衛生服務量與女受試對象提供的衛生服務 量之間的差異,兩獨立樣本的雙側Mann-Whitney U檢驗檢驗得出男受試對象提供的衛 生服務量與女受試對象提供的衛生服務量均不具有統計學差異,p值均大于0.05 o
      綜上所述,按服務項目付費的支付方式下,受試對象為健康狀況中等、好的患者提 供的平均衛生服務量多于最優衛生服務量;從受試對象為健康狀況好、中等的患者所提 供的平均衛生服務量來看,患者對醫療服務的需求越高,其獲得的衛生服務量與最優衛 生服務數量的差額(阻盂=@1,2“,皿詈=孤-/=6.28-5?00=1?28;陽野 /=5?25-3?00= 3.25個衛生服務量)就越小,即醫療衛生服務量過多提供的程度隨著患 者對醫療衛生服務需求的增加而減少。盡管受試對象為健康狀況差的患者提供的衛生服 務量少于最優衛生服務量,但差異不具有統計學意義,且890個服務決策中有540 (6067%)個衛生服務決策提供了最優衛生服務量。
      表4-1受試對象為三種健康類型的患者所提供衛生服務量的統計分析表
      健康類型 觀測例數 平均數 中位數 標準差 + P
      1 890 6.28 6.00 1.66 0.000
      2 890 5.25 5.00 2.08 0.000
      3 890 6.96 7.00 0.98 0.798
      注:丫按服務項目付費模式下,受試對象為三種健康狀況的患者所提供的衛生服務量 與最優衛生服務量的雙側Wilcoxon signed-rank檢驗。
       
       
      表4?2男、女受試對象為三種健康類型的患者所提供衛生服務量的統計分析表
      健康 類型 男受試對象 女受試對象 P
      觀測 例數 平均數 中位數 標準差 觀測 例數 平均數 中位數 標準差
      1 385 6.28* 6.00 1.67 505 6.28* 6.00 1.65 0.684
      2 385 5.33* 5.00 2.11 505 5.19* 5.00 2.06 0.346
      3 385 6.97 7.00 0.99 505 6.95 7.00 0.98 0.350
      注:派按服務項目付費模式下,男受試對象、女受試對象為三種健康狀況的患者所提供衛生服務量 的兩獨立樣本的雙側Mann-Whitney U檢驗;*按服務項目付費模式下,男、女受試對象為三種健康 狀況的患者所提供的衛生服務量與最優衛生服務量的雙側Wilcoxon signed-rank檢驗且p在1%水平 上具有顯著性。
       
      4丄3十五種患者類型
      受試對象在按服務項目付費的模式下給十五種類型的患者提供的衛生服務數量
      1 78
      彷嚴(y1/0 qjk /178)進行分析后得出,相對于最優衛生服務數量億十五種類型的 z = 1
      患者所獲得平均衛生服務數量g#Fs中有12種類型患者(IB、1C、ID、IE、2A、2E、 2C、2D、2E、3C、3D、3E)所獲得的平均衛生服務數量比最優衛生服務數量/多,且 其中有10種類型的患者(IB、1C、ID、IE、2A、2B、2C、2D、2E、3E)所獲得衛 生服務量與最優衛生服務量具有顯著的統計學差異(p<0.001, Wilcoxon signed-rank檢 驗)。統計結果顯示,3C和3D類型的患者所獲得的平均衛生服務量僅比最優衛生服務 數量孑多0.30%和0.50%,雙側的Wilcoxon signed-rank檢驗得出這兩類患者所獲得衛 生服務量與最優衛生服務量之間均不存在統計學差異(p>0.05);患者1A獲得平均衛 生服務數量比最優衛生服務數量『少0.4%,且雙側的Wilcoxon signed-rank檢驗得出患 者1A所獲得衛生服務量與最優衛生服務量之間不存在統計學差異(^>0.05);僅患者 3A所獲得平均衛生服務量比最優衛生服務量/少10%,雙側的Wilcoxon signed-rank 檢驗得出患者1A所獲得衛生服務量與最優衛生服務量之間的差異具有統計學意義(p < 0.05? Wilcoxon signed-rank檢驗)。詳細結果參見下表4?3。
      本研究分析得出男受試對象和女受試對象為IB、1C. ID、IE、2B、2C、2D、2E、 3E這10種類型的患者提供的衛生服務量與最優衛生服務量之間存在統計學差異 (p<0.05,雙側Wilcoxon signed?rank檢驗),且平均衛生服務量均高于最優衛生服務量 但十五種患者類型下,男受試對象和女受試對象提供的衛生服務量之間均無統計學差異 (p>0.05,兩獨立樣本的雙側Wilcoxon rank?sum檢驗)。詳細結果參見下表4?4©
      表4-3按服務項目付費下,受試對象為15種類型患者所提供衛生服務量的統計表
      患者類型 觀測例數 平均數 中位數 標準差
      1A 178 4.98 5.00 0.78 0.801
      1B 178 6.67 7.00 1.68 0.000
      1C 178 6.20 6.00 L51 0.000
      1D 178 6.57 6.00 1.55 0.000
      1E 178 6.92 6.00 1.83 0.000
      2A 178 4.49 5.00 4.49 0.000
      2B 178 5.63 5.00 2.10 0.000
      2C 178 5.08 5.00 1.88 0.000
      2D 178 5.67 6.00 2.20 0.000
      2E 178 538 4.00 2.65 0.000
      3A 178 6.30 6.00 1.00 0.000
      3B 178 6.94 7.00 0.84 0.526
      3C 178 7.02 7.00 0.82 0.341
      3D 178 7.04 7.00 0.90 0.506
      3E 178 7.49 8.00 0.96 0.000
      社「按服務項目符費穰式下,受喩對象為十五種耒型的患者所提供的衛生服務量與最優衛生服 務量的雙側Wilcoxon signed?rank檢驗。
       
      表4?4男、女受試對象為15種類型的患者所提供衛生服務量的統計表
      患者
      類型
      一 數
      均 一平 一
      準 標 數 均. 平一
      差 準 標
      1A 77 9
      9
      4. 00
      5.
      0.7 -1
      11 8
      9
      4. O
      O
      5. 8
      9
      4. 6
      78
      a
      *
      70
      6.7 00
      7. 11 11
      11 *
      5
      6
      6. 00
      7.0 .67
      1 3
      9
      0.
      2 *
      3
      2
      6. 6. 2
      11 11 *
      3
      2
      6. 00 氐 .50
      11 3
      90 a
      D
      11 *
      6
      5
      6. 00
      6. .62
      11
      1 *
      6. 00 氐 .50
      1 7
      5
      6 a
      1E *
      90 3
      .8
      11 01
      11 *
      94
      6. 00
      6. .84 U 02
      8
      0.
      A *
      11
      .5
      4 13
      11 1
      11 *
      49
      4, 00
      5. QQ 6
      6
      9
      0.
      2B *
      5. 00
      7 10 11
      11 *
      2
      5
      5. 00
      4. 11 8
      2
      5
      P *
      14
      5. 00
      5. .90
      11 11 *
      .04
      5. 00
      5 .87
      11 6
      9
      6
       
       
      續表
      P
      數 平 數 位 中 差 準 標 觀測 例數 數 平 數 位 中 差 準 標
      *
      75
      5 00
      6.0 5
      11 11
      11
      60
      5. 00
      6.0 9
      2
      6
      2E *
      49
      5 00
      4.0 1
      9
      2
      5 00
      3. 9
      5
      2 3
      5
      5
      0.
      *
      5
      3
      6 00
      7.0 8
      9
      <5 11
      10 *
      6
      2
      6. 00
      6.0 .02 8
      8
      6 a
      3B 11
      9 氐 00
      7.0 9
      8
      0. 10 6
      9 氐 00
      7.0 OQ 40
      11
      11
      7.0 00
      7.0 72
      0.7 11 03
      7.0 00
      7.0 QQ 10
      21
      0.
      06
      7.0 00
      7.0 03 IX 1
      11 00
      7.0 79
      0.7 3
      8
      8
      0.
      3E *
      2
      5
      7. 00
      & 94
      0. 11
      11 *
      47
      7.4 00 8
      9
      6
      注:澱按服務項目付費模式下,男受試對象、女受試對象為十五種健康狀況的患者所提供衛生服務 量的兩獨立樣本的雙側Mann-Whitney U檢驗;対按服務項目付費模式下,男、女受試對象為三種健 康狀況的患者所提供的衛生服務量與最優衛生服務量的雙側Wilcoxon signed-rank檢驗且"在1%水 平上具有顯著性。
       
      4.14個體水平
      每個受試對象在按服務項目付費模式下做出15個衛生服務決策。本研究對178位
      受試對象提供的衛生服務量?就進行了描述性統計分析,受試對象I提供的平均衛生服 務量的取值范圍為[2.00, 8.87];同時對受試對象i提供的衛生服務量與最優衛生服務量 的偏離數量(△如尸孫-幾 當△他尸0時說明受試對象提供的是最優衛生服務量)進行 了描述性統計分析,得出平均偏離數量的取值范圍為[-3.00,3.87],且155位(86.11%) 受試對象的平均偏離數量大于0,剩下的25位(13.89%)受試對象的平均偏離數量則 小于等于零。詳情參見表4?5到4-10o
      表4-5按服務項目付費模式下,第1場實驗中受試對象所提供衛生服務量的統計表
      受試對象
      ID 平均數 中位數 標準差 瀘q
      平均數 中位數 標準差
      1 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      2 15 5.33 6.00 1.45 0.33 0.00 0.82
      3 15 5.27 5.00 1.48 0.27 0.00 0.80
      4 15 6.93 7.00 1.03 1.93 2.00 1.75
      5 15 5.00 5.00 1.56 0.00 0.00 0.38
      6 15 7.13 7.00 1.46 2.13 3.00 2.17
      7 15 5.67 6.00 1.11 0.67 1.00 1.45
      8 15 5.73 6.00 139 0.73 1.00 0.88
      9 15 5.13 5.00 1.64 0.13 0.00 0.64
      10 15 7.73 &00 1.49 2.73 2.00 2.37
      11 15 6.33 7.00 1.11 1.33 1.00 1.35
       
       
      續表
      受試對象
      ID 平均數 中位數 標準差 △孫=孫-<1
      平均數 中位數 標準差
      12 15 7.13 7.00 1.51 2.13 2.00 2.00
      13 15 8.33 9.00 1.99 3.33 5.00 2.92
      14 15 7.33 7.00 L50 2.33 2.00 2.44
      15 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      16 15 8.87 10.00 2.07 3.87 5.00 2.77
      17 15 6.80 7.00 1.15 1.80 2.00 1.90
      18 15 8.67 9.00 1.95 3.67 5.00 2.74
      19 15 6.53 7.00 0.99 1.53 2.00 1.36
      20 15 5.13 5.00 1.41 0.13 0.00 0.52
      21 15 6.00 6.00 1.07 1.00 1.00 1.20
      22 15 NA NA NA NA NA NA
      23 15 6.27 7.00 1.22 1.27 1.00 1.22
      24 15 7.13 7.00 1.12 2.13 2.00 1.73
      25 15 5.33 5.00 1.50 033 0.00 0.72
      26 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      27 15 5.47 5.00 1.51 0.47 0.00 0.74
      28 15 5.40 5.00 1.60 0.40 0.00 2.50
      29 15 6.53 6.00 0.99 1.53 2.00 1.88
      30 15 NA NA NA NA NA NA
       
      表4-6按服務項目付費模式下,第2場實驗中受試對象所提供衛生服務量的統計表
      受試對象
      ID 平均數 Qijk 中位數 標準差 △孫=g耐q *
      平均數 中位數 標準差
      1 15 6.93 7.00 1.22 1.93 2.00 1.87
      2 15 7.07 7.00 1.34 2.07 2.00 2.28
      3 15 6.47 7.00 0.99 1.47 L00 1.64
      4 15 5.27 5.00 1.71 0.27 0.00 0.59
      5 15 7.67 &00 1.54 2.67 3.00 2.53
      6 15 4.73 5.00 1.39 -0.27 0.00 0.46
      7 15 7.00 7.00 1.20 2.00 2.00 1.85
      8 15 5.40 6.00 1.55 0.40 0.00 0.99
      9 15 5.13 5.00 1.36 0.13 0.00 0.83
      10 15 5.67 6.00 1.40 0.67 1.00 0.72
      11 15 5.87 6.00 0.83 0.87 1.00 1.81
      12 15 6.20 6.00 0.94 1.20 1.00 1.61
      13 15 4.87 5.00 1.13 -0.13 0.00 136
      14 15 6.33 7.00 1.35 1.33 1.00 1.35
      15 15 6.80 7.00 1.15 L80 2.00 1.82
       
       
      續表
      受試對象
      ID 觀測 例數 Qijk △購尸Qyk- q
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      16 15 5.20 5.00 1.32 0.20 0.00 1.08
      17 15 6.33 7.00 1.05 1.33 1.00 1.18
      18 15 4.67 5.00 1.23 -0.33 0.00 0.82
      19 15 7.73 8.00 1.53 2.73 3.00 2.28
      20 15 6.20 6.00 1.47 1.20 1.00 1.15
      21 15 7.07 7.00 1.10 2.07 2.00 1.79
      22 15 7.73 7.00 1.62 2.73 2.00 2.63
      23 15 6.33 6.00 1.23 1.33 1.00 1.63
      24 15 7.33 7.00 1.59 2.33 2.00 2.38
      25 15 7.67 8.00 1.54 2.67 2.00 2.16
      26 15 833 9.00 1.99 3.33 3.00 2.50
      27 15 5.07 5.00 0.80 0.07 0.00 1.22
      28 15 5.93 6.00 1.34 0.93 1.00 0.96
      29 15 6.27 7.00 1.28 1.27 1.00 1.28
      30 15 4.73 5.00 1.39 -0.27 o.oa 0.46
       
      表4?7按服務項目付費模式下,第3場實驗中受試對象所提供衛生服務量的描統計表
      受試對象
      ID 平均數 <lijk 中位數 標準差 △g滬孫-q
      平均數 中位數 標準差
      1 15 5.20 5.00 1.61 0.20 0.0% 0.77
      2 15 4.93 5.00 1.62 -0.07 0.00 0.26
      3 15 6.67 7.00 0.90 1.67 1.00 L68
      4 15 5.27 5.00 1.58 0.27 0.00 0.88
      5 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      6 15 5.33 5.00 1.54 0.33 0.00 0.62
      7 15 7.07 7.00 1.62 2.07 2.00 2.28
      8 15 6.40 6.00 0.99 1.40 2.00 1.72
      9 15 6.60 7.00 1.41 1.60 2.00 1.59
      10 15 6.53 7.00 1.06 1.53 2.00 1.51
      11 15 6.33 6.00 1.92 133 0.00 2.38
      12 15 5.13 5.00 1.64 0.13 0.00 0.35
      13 15 6.67 7.00 0.90 1.67 2.00 1.50
      14 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      15 15 6.80 7.00 1.15 1.80 2.00 1.57
      16 15 5.33 6.00 1.35 0.33 0.00 0.98
      17 15 6.87 7.00 0.92 1.87 2.00 1.68
      18 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      19 15 5.53 6.00 1.64 0.53 0.00 0.64
      20 15 5.40 5.00 1.35 0.40 0.00 0.99
      21 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
       
       
      續表
      受試對象
      ID 觀測 例數 平均數 中位數 標準差 △彳誕 =Qiik- q *
      平均數 中位數 標準差
      22 15 6.27 7.00 1.03 1.27 2.00 1.39
      23 15 8.47 8.00 0.52 3.47 3.00 1.85
      24 15 6.67 7.00 1.50 1.67 1.00 1.84
      25 15 4.73 5.00 1.28 -0.27 0.00 1.03
      26 15 7.13 7.00 1.36 2.13 2.00 1.88
      27 15 6.13 7.00 1.36 1.13 1.00 1.36
      28 15 5.07 5.00 1.49 0.07 0.00 0.46
      29 15 5.67 6.00 1.40 0.67 1.00 0.72
      30 15 5.73 6.00 1.34 0.73 1.00 0.80
       
      表4-8按服務項目付費模式下,第4場實驗中受試對象所提供衛生服務量的統計表
      受試對象
      ID 觀測 例數 平均數 中位數 標準差 也療q誕-<1
      平均數 中位數 標準差
      1 15 7.60 8.00 1.40 2.60 2.00 2.13
      2 15 7.53 7.00 1.55 2.53 2.00 2.53
      3 15 5.33 6.00 1.50 0.33 0.00 0.90
      4 15 5.87 6.00 136 0.87 1.00 0.99
      5 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      6 15 6.27 7.00 2.05 1.27 1.00 2.66
      7 15 6.60 7.00 1.06 1.60 1.00 1.59
      8 15 5.67 6.00 3.09 0.67 1.00 331
      9 15 5.07 5.00 1.78 0.07 0.00 0.26
      10 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      11 15 6.40 7.00 1.06 1.40 1.00 2.06
      12 15 5.73 6.00 1.62 0.73 0.00 1.10
      13 15 6.60 7.00 0.99 1.60 2.00 1.64
      14 15 5.40 6.00 1.40 0.40 0.00 0.91
      15 15 4.60 4.00 2.03 -0.40 -1.00 2.90
      16 15 5.67 6.00 1.59 0.67 1.00 0.72
      17 15 7.07 7.00 1.22 2.07 2.00 1.94
      18 15 5.33 5.00 1.40 0.33 0.00 0.72
      19 15 5.27 5.00 1.58 0.27 0.00 0.88
      20 15 7.73 &00 1.67 2.73 3.00 2.55
      21 15 6.73 7.00 1.53 1.73 1.00 2.15
      22 15 6.87 7.00 1.06 1.87 2.00 1.51
      23 15 6.07 6.00 0,96 1.07 1.00 1.10
      24 15 6.47 6.00 2.30 1.47 1.00 2.95
      25 15 7.20 7.00 1.47 2.20 2.00 2.11
      26 15 5.27 5.00 1.22 0.27 0.00 1.22
      27 15 5.53 6.00 1.73 0.53 0.00 1.13
       
       
      續表
      受試對象
      ID 觀測 例數 平均數 q欣 *
      中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      28 15 7.13 7.00 1.51 2.13 2.00 1.85
      29 15 6.53 7.00 1.06 1.53 1.00 L68
      30 15 5.53 6.00 1.25 0.53 0.00 1.81
       
      表4?9按服務項目付費模式下,第5場實驗中受試對象所提供衛生服務量的統計表
      受試對象
      ID 平均數 Qijk
      中位數 標準差 △g 滬 g
      平均數 中位數 標準差
      1 15 7.27 &00 2.79 2.27 1.00 2.69
      2 15 5.73 6.00 1.53 0.73 0.00 0.96
      3 15 5.33 5.00 1.68 0.33 0.00 0.49
      4 15 6.27 7.00 1.34 1.27 1.00 133
      5 15 5.07 5.00 1.71 0.07 0.00 0.26
      6 15 5.73 6.00 1.49 0.73 0.00 1.1<
      7 15 6.13 6.00 1.69 1.13 0.00 2.00
      8 15 5.53 5.00 1.60 0.53 0.00 L06
      9 15 5.20 5.00 1.57 0.20 0.00 0.41
      10 15 6.07 7.00 1.49 1.07 1.00 1.03
      11 15 6.20 6.00 1.08 1.20 1.00 1.21
      12 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      13 15 5.60 6.00 130 0.60 0.00 0.74
      14 15 6.40 7.00 1.18 1.40 1.00 1.84^
      15 15 8.13 &00 L89 3.13 4.00 2.70
      16 15 6.33 6.00 L23 1.33 1.00 1.35
      17 15 8.60 10.00 L99 3.60 5.00 2.92
      18 15 6.63 7.00 134 1.27 1.00 1.10
      19 15 8.73 10.00 1.98 3.73 5.00 2.81
      20 15 5.07 5.00 L62 0.07 0.00 0.26
      21 15 633 7.00 1.35 1.33 1.00 1.35
      22 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      23 15 6.67 7.00 0.98 1.67 2.00 1.72
      24 15 7.87 8.00 1.73 2.87 3.00 2.85
      25 15 &20 8.00 1.86 3.20 5.00 2.73
      26 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      27 15 6.80 7.00 0.94 1.80 2.00 1.70
      28 15 5.07 5.00 1.28 0.07 0.00 0.88
      29 15 4.67 5.00 1.41 -0.53 0.00 1.92
      30 15 6.53 6.00 1.30 1.53 2.00 2.20
       
       
      表4?10按服務項目付費模式下,第6場實驗中受試對象所提供衛生服務量的統計表
      受試對象
      ID 觀測 例數 平均數 中位數 標準差 滬 to - q
      平均數 中位數 標準差
      1 15 7.00 7.00 1.41 2.00 2.00 2.20
      2 15 6.87 7.00 1.19 1.87 2.00 2.07
      3 15 6.67 7.00 0.98 1.67 1.00 1.63
      4 15 6.93 7.00 2.87 1.93 0.00 2.55
      5 15 7.40 7.00 1.18 2.40 2.00 2.20
      6 15 6.07 6.00 1.53 1.07 1.00 133
      7 15 5.07 5.00 1.44 0.07 0.00 0.59
      8 15 6.67 7.00 1.05 1.67 2.00 1.50
      9 15 5.13 5.00 1.77 0.13 0.00 0.52
      10 15 6.47 7.00 0.99 1.47 2.00 1.46
      11 15 6.33 6.00 1.11 1.33 1.00 1.35
      12 15 7.20 7.00 1.27 2.20 2.00 1.97
      13 15 5.67 6.00 1.40 0.67 0.00 0.90
      14 15 6.87 7.00 1.51 1.87 1.00 2.33
      15 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      16 15 5.13 5.00 1.64 0.13 2,00 0.35
      17 15 7.20 &00 2.11 2.20 0.00 2.48
      18 15 4.80 5.00 1.42 -0.20 0.00 0.56
      19 15 5.00 5.00 1.56 0.00 2.00 0.65
      20 15 7.00 7.00 1.00 2.00 1.00 1.81
      21 15 6.87 7.00 2.07 1.87 1.00 2.26
      22 15 7.47 8.00 1.25 2.47 3.00 2.10
      23 15 7.80 7.00 2.27 2.80 4.00 2.93
      24 15 6.60 7.00 1.40 1.60 1.00 L99
      25 15 6.07 6.00 1.53 L07 1.00 1.44
      26 15 5.27 6.00 1.67 0.27 0.00 0.46
      27 15 6.80 7.00 1.08 1.80 2.00 1.93
      28 15 6.13 6.00 1.25 1.13 1.00 1.25
      29 15 2.00 2.00 0.85 -3.00 -4.00 1.46
      30 15 5.40 6.00 1.50 0.40 0.00 0.51
       
      4.1.5最優衛生服務量決策
      由統計結果可知,在按服務項目付費的支付方式下,1160(43.45%)個衛生服務決策 提供的是最優衛生服務量,1510(56.55%)個衛生服務決策提供的是非最優衛生服務量。 其中受試對象為患者類型1A提供的178個服務決策中有163 (91.57)個服務決策提供 了最優的衛生服務量,其次是患者類型3B和3D獲得了 134(75.28%)個最優衛生服務 量,但是患者2B獲得178個服務決策中僅有28(15.73%)個服務決策提供了最優衛生服
       
      務量;且各種患者類型下選擇最優衛生服務量的構成比之間具有顯著的統計學差異 (p<0.05,雙側Pearson卡方檢驗)。隨著健康類型的變差,受試對象為其提供的衛生服 務決策中最優衛生服務量的構成比變高,且各類型構成比的差異具有統計學意義
      (p<0.05,雙側Pearson卡方檢驗)。盡管男受試對象1155 (77x15=1155)個觀測結果 中有515(44.59%)個觀測數據為最優衛生服務量,比女受試對象少20.16%,但男女受試 對象對最優衛生服務量選擇的構成比沒有統計學差異(p>0.05?雙側Pearson卡方檢驗)。 詳細結果參見下表4-llo
      表4-11按服務項目付費下,最優衛生服務量決策構成比的統計表
      特征變量 選擇(構成比) 未選擇(構成比) 觀測例數~~戸
      0.000
      注:F值為雙側Pearson卡方檢驗的結果。
      4.2按人頭付費
      4?2?1總體水平
      按人頭付費的模式下,對受試對象所提供的衛生服務量進行統計顯示,平均衛生服 務量雖/^為4?53 (中位數:5.00,標準差:1.57)。本研究對按人頭付費下受試對象i 提供的所有衛生服務量與最優衛生服務量的偏離數量(△?酬cap= q嚴當△如嚴匸0 時說明受試對象提供的是最優衛生服務量)進行了統計分析得出,按人頭付費下的偏 離數量與0的Wilcoxon signed-rank檢驗得出此偏離具有統計學意義(p=0?000),按人 頭付費下的平均偏離數量為-0.47 (中位數:0.00,標準差:1.38) o
      本研究對男受試對象與女受試對象提供的衛生月艮務量進行統計顯示,男受試對象在 按人頭付費的模式下提供的平均衛生服務量為4.47 (中位數:5.00,標準差:1.51), 女受試對象提供的平均衛生服務量為4.57 (中位數:5.00,標準差:1.62)。男受試對 象比女受試對象提供的平均衛生服務量少219%,男女受試對象提供的衛生服務量之間 的差異不具有統計學意義(尸0.310,兩獨立樣本的雙側Mann-Whitney U檢驗)。按 人頭付費模式下,男受試對象的平均偏離數量為-0.53 (中位數:0.00,標準差:1.29), 女受試對象的平均偏離數量為043 (中位數:0.00,標準差:1.44) o兩獨立樣本的雙 側Mann-Whitney U檢驗顯示男女受試對象之間的偏離數量的差異不具有統計學意義 (尸0.557) o
      由此可得,在總體水平上,按人頭付費這一支付方式激勵醫生提供了不足的衛生服 務量©
      4.2.2三種健康類型
      在按人頭付費模式下,對于健康狀況好的患者,本研究獲得受試對象提供的890 (178x5=890,其中5是指此健康狀況下A、B. C、D、E五種疾病類型)個衛生服務 決策;對于健康狀況中等的患者,本研究獲得受試對象提供的890 (同上)個衛生服務 決策;對于健康狀況差的患者,本研究獲得受試對象提供的890 (同上)個衛生服務決 策。對三種健康狀況下的受試對象衛生服務提供量進行統計分析得出:受試對象為健康 狀況中等的患者提供的衛生服務量比最優服務量少,且差異在統計學上具有顯著性 (p<0.001,雙側Wilcoxon signed-rank檢驗),此時的平均衛生服務量g%00*為4.66(中 位數:5.00,標準差:1.03),比最優衛生服務量少6.8%;受試對象為健康狀況差的患 者提供的衛生服務量比最優衛生服務量少,此差異在統計學上具有顯著性(p<0.001, 雙側Wilcoxon signed-rank檢驗),此時的平均衛生服務量婦/“為5.68(中位數;6.00, 標準差:1.51),比最優衛生服務量少18.86%;受試對象為健康狀況好的患者提供的衛 生服務量比最優衛生服務量多,此差異在統計學上具有顯著性(pV0?05,雙側A^lcoxon signed-rank檢驗),此時的平均衛生服務量尬⑷ 為3.24 (中位數:3.00,標準差:1.04), 比最優衛生服務量高8%o受試對象為健康狀況好的患者提供的平均衛生服務量多于最 優衛生服務量,通過對受試對象為健康狀況好的患者所提供的衛生服務量進行頻數統計 發現,在890個衛生服務數量決策中,有748 (84.04%)個服務決策提供了最優衛生服 務量,即q2k=q=^ 110 (12.36%)個衛生服務決策提供的服務量大于最優衛生服務量, 即[4,5,6,7,8,9,10];有32 (3.60%)個衛生服務決策提供的服務量小于最優 衛生服務量,即g肅切,他丘[0,1,2]。詳情可參見4-12。
      本研究對此模式下男、女受試對象為三種健康類型的患者提供的衛生服務量進行了 統計分析,詳細數據參見表4-13o在按人頭付費模式下,對于健康狀況中等的患者,本 實驗獲得男受試對象的385 (77x5=385,其中5是指此健康狀況下A、B、C、D、E五 種疾病類型)個衛生服務決策,男受試對象提供的衛生服務量比最優衛生服務量少,且 差異在統計學上具有顯著性(p<0.001,雙側Wilcoxon signed-rank檢驗),此時的平均 衛生服務量為4.65 (中位數:5.00,標準差:1.06),比最優衛生服務量少7.00%;對 于健康狀況差的患者,本實驗獲得男受試對象的385 (同上)個衛生服務決策,男受試 對象提供的衛生服務量比最優衛生服務量少,且差異在統計學上具有顯著性5<0.001, 雙側Wilcoxon signed-rank檢驗),此時的平均衛生服務量為5.62 (中位數:6.00,標 準差:1.41),比最優衛生服務量少19.71%,;但是對于健康狀況好的患者,本實驗獲得 385 (同上)個衛生服務決策,男受試對象提供的衛生服務量比最優衛生服務量多,但 差異在統計學上不具有顯著性(p>0.05,雙側Wilcoxon signed-rank檢驗),此時的平 均衛生服務量為3.15 (中位數:3.00,標準差:0.81),比最優衛生服務量多5.00%。 在按人頭付費模式下,對于健康狀況中等的患者,本實驗獲得女受試對象的505 (101x5=505,其中5是指此健康狀況下A、B、C、D、E五種疾病類型)個衛生服務 決策。女受試對象為健康狀況中等的患者提供的衛生服務量比最優服務量少,且差異在 統計學上具有顯著性(p<0”001,雙側Wilcoxon signed-rank檢驗),女受試對象提供的 平均衛生服務量為4.67 (中位數:5.00,標準差:1.01),比最優衛生服務量少6.60%; 對于健康狀況差的患者,本實驗獲得女受試對象的505 (同上)個衛生服務決策,女受 試對象提供的衛生服務量比最優衛生服務量少,且此差異在統計學上具有顯著性 (/?<0.001,雙側Wilcoxon signed-rank檢驗),此時女受試對象提供的平均衛生服務量 為5.72(中位數:6.00,標準差:1.59),比最優衛生服務量少18.29%,;但是對于健康 狀況好的患者,本實驗獲得女受試對象的505 (同上)個衛生服務決策,女受試對象提 供的衛生服務量比最優衛生服務量少多,但此差異在統計學上不具有顯著性3>0?05, 雙側Wilcoxon signed-rank檢驗),此時女受試對象提供的平均衛生服務量為3.31 (中 位數:3.00,標準1.18),比最優衛生服務量高10.3%o最后,本研究比較了三種健 康狀況下男受試對象提供的衛生服務量與女受試對象提供的衛生服務量之間的差異,兩 獨立樣本的雙側Mann-Whitney U檢驗檢驗得出男受試對象提供的衛生服務量與女受 試對象提供的衛生服務量均不具有統計學差異,p值均大于0.05o
      綜上所述,按人頭付費的支付方式下,受試對象為健康狀況中等、差的患者提供的 平均衛生服務量低于最優衛生服務量;從受試對象為健康狀況中等、差的患者所提供的 平均衛生服務量來看,患者對醫療服務的需求越高,其獲得的衛生服務量與最優衛生服 務數量的差額(處盂=亦r/,"=4.66500=-0.34;加瓷 =q3k-q =5.68-7.00= -1.32個衛生服務量)就越大,即醫療衛生服務量不足提供的程度隨著患者 對醫療衛生服務需求的增加而加重。但是對于健康狀況好的患者來說,受試對象為其提 供的890個衛生服務決策中有84.04%的衛生服務決策提供了最優衛生服務量,即相比 其他健康類型的患者來說,按人頭付費激勵受試對象為健康狀況好的患者提供更多的最 優衛生服務量
      表4-12受試對象為三種健康類型的患者所提供衛生服務量的統計分析表
      健康類型 觀測例數 平均數 中位數 標準差
      1 890 4.66 5.00 1.03 0.000
      2 890 3.24 3.00 L04 0,000
      3 890 5.68 6.00 1.51 0.000
      注:十按人頭付費模式下,受試對象為三種健康狀況的患者所提供的衛生服務量與最優
      衛生服務量的雙側Wilcoxon signed-rank檢驗。
       
       
      表4?13男、女受試對象為三種健康類型的患者所提供衛生服務量的統計分析表
       
      數 平 數 位 中 差 準 標 數 均 平 數 位 中 差 準 標
      11 5
      8
      3 *
      5
      6
      4. O
      5. 06 05
      5 *
      .67
      4. 00
      5. 11
      11 11
      0.
      2 5
      8
      3 *
      15
      3. O
      3. 1
      8
      0. 05
      5 *
      11
      3
      3- 8 7
      3
      2
      6
      3 5
      8
      3 *
      2
      6
      5 O
      6.0 11 05
      5 *
      72
      5. 00
      6.0 0 5
      3
      2
      6
      注:漂按人頭付費模式下,男受試對象、女受試對象為三種健康狀況的患者所提供衛生服務量的兩 獨立樣本的雙側Mann-Whitney U檢驗;*按人頭付費模式下,男、女受試對象為三種健康狀況的患 者所提供的衛生服務量與最優衛生服務量的雙側Wilcoxon signed?rank檢驗且p在1%水平上具有顯 著性。
      423十五種患者類型
      對受試對象在按人頭付費的模式下給十五種類型的患者提供的衛生服務數量幻產從
      17R
      (V ^/178 )進行分析后得出,相對于最優衛生服務數量G,十五種類型的患者所
      i = 1
      獲得平均衛生服務數量町右心中有10種類型患者(1A、IB、1C、ID、IE、3A、3B、 3C、2D、3E)即健康狀況為中等、差的所有患者所獲得的衛生服務量比最優衛生服務 量少,且差異具有統計學意義(p=0.000, Wilcoxon signed-rank檢驗),健康狀況中等、 差的患者所獲得得平均衛生服務數量比最優衛生服務數量『少。而受試對象為健康狀況 好的患者類型2A、2B、2C、2D、2E所提供的衛生服務量比最優衛生服務量多,差異 在統計學上也具有顯著性(p=0*000, Wilcoxon signed-rank檢驗),描述性統計分析得 出此時的平均衛生服務量高于最優衛生服務量。雖受試對象為患者2A、2B、2C、2D、 2E提供的平均衛生服務量均高于最優衛生服務量,但頻數統計發現,受試對象為患者 2A提供的178個衛生服務決策中有139 (78.09%)個衛生服務決策提供了最優衛生服 務量;受試對象為患者2B提供的178個衛生服務決策中有148 (83.15%)個衛生服務 決策提供了最優衛生服務量;受試對象為患者2C提供的178個衛生服務決策中有149 (83.71%)個衛生服務決策提供了最優衛生服務量;受試對象為患者2D提供的178個 衛生服務決策中有157 (88.20%)個衛生服務決策提供了最優衛生服務量;受試對象為 患者2E提供的178個衛生服務決策中有155 (87.08%)個衛生服務決策提供了最優衛 生服務量。詳情見表4-14o
      其次,本研究比較了男受試對象、女受試對象為每種類型的患者提供的衛生服務量 是否存在差異,兩獨立樣本的雙側Mann-Whitney U檢驗得出,不存在差異,p值均大 于0.05o本研究也分別比較了男受試對象提供的平均衛生服務量與最優衛生服務量、女 受試對象提供的平均衛生服務量與最優衛生服務量之間是否存在差異,Wilcoxon signed-rank檢驗的結果顯示,男、女受試對象為健康狀況中等、差的10類患者提供的 平均衛生服務量與最優衛生服務量之間均有統計學差異3<0?05)。而對于健康狀況好 的患者,并非都有差異。詳情見表4-15o
      綜上所述,按人頭付費的支付方式激勵受試對象為健康狀況中等及健康狀況差的 10種患者(1A、IB、1C、ID、IE、3A、3B、3C、3D、3E)提供了不足的衛生服務量。 雖受試對象為患者2A、2B、2C、2D、2E提供的平均衛生服務量均高于最優衛生服務
      量,但分析發現,受試對象為患者2A、2B、2C、2D、2E提供的衛生服務決策中分別 有78.09%、83.15%、83.71%、88.20%、87.08%的服務決策提供了最優的衛生服務量。
      表4?14按人頭付費下,受試對象為15種類型患者所提供衛生服務量的統計表
      患者類型 觀測例數 平均數 中位數 標準差 J
      1A 178 4.52 5.00 1.08 0.000
      1B 178 4.60 5.00 1.02 0.000
      1C 178 4.69 5.00 L00 0.000
      1D 178 4.75 5.00 0.96 0.000
      1E 178 4.74 5.00 1.09 0.000
      2A 178 3.16 3.00 0.99 0.000
      2B 178 3.29 3.00 1.05 0.000
      2C 178 3.31 3.00 1.10 0.000
      2D 178 3.20 3.00 0.99 0.000
      2E 178 3.25 3.00 1.06 0.000
      3A 178 5.60 6.00 1.61 0.000
      3B 178 5.58 6.00 1.55 0.000
      3C 178 5.67 6.00 1.49 0.000
      3D 178 5.75 6.00 1.43 0.000
      3E 178 5.79 6.00 1.50 0.000
      注:十按人頭付費模式下,受試對象為十五種類型的患者所提供的衛生服務量與最優衛生 服務量的雙側Wilcoxon signed-rank檢驗。
       
      表4J5男、女受試對象為15種類型的患者所提供衛生服務量的統計表
      男受試對象 女受試對象
      觀測 例數 數 平 數 位
      差 準 標 數 平 數 位 中 差 準. 標一
      一1A ■■■■ *
      1
      4. 00
      5. 11 1
      11 *
      2
      5
      4. 00
      5. 06
      1 0.797
      1B *
      49
      4. 00
      5. 18 11 *
      8
      6
      4. 5. 0.560
      2
      8
      6
      4. 00
      5. .02 i 11
      11 *
      70
      4 00
      5. 9
      9
      0. 43
      3
      0.
      1D
      11
      8
      4 00
      5. 11
      8
      0. 11
      IX *
      1A
      00
      5. 06 i 02
      3
      1E 78
      4 00
      5. 12
      11 11
      11 *
      4. 00
      5. 08
      1X 3
      5
      11
      0.
      2A 12
      3. 3. 76
      0. 11
      11 13
      1 16
      71
      0.
      2B 77 *
      21
      3. 00
      3. 3
      8
      6 11
      11 *
      6
      3
      3. O
      3. 19
      1* 16
      3
      2C * 00
      3. 72
      0. 11 IX *
      44
      3. 31 79
      2D 5 00
      3. 9
      6
      0. 11
      10 11
      3
      3. 16 11
      5
      3
      0.
      2E 2
      2
      3. 00
      3. 11 11 00
      3. 10 <1 2
      8
      8
      0.
      3A *
      2
      5
      5 00
      6.0 9
      .5
      11 11
      10 *
      5
      6
      5. 00
      6.0 3
      .6
      11 8
      2
      9
      0.
      3B *
      5
      5 00
      6. 46 11 *
      .64
      5. 00
      6. 2 .6 H 2
      9
      5
      3C *
      .60
      5 00
      6. .26 n
      11 *
      72
      5 00
      6.0 .64
      11 3
      5
      2
      0.
       
       
      續表
      注:澱按人頭付費模式下,男受試對象、女受試對象為十五種健康狀況的患者所提供衛生服務量的 兩獨立樣本的雙側Mann?WhitneyU檢驗;★按人頭付費模式下,男、女受試對象為三種健康狀況的 患者所提供的衛生服務量與最優衛生服務量的雙側Wilcoxon signed?rank檢驗且p在1%水平上具有 顯著性。
      4.2.4個體水平
      每個受試對象在按人頭付費模式下做出15個衛生服務決策。本研究對178位 受試對象提供的衛生服務量進行了描述性統計分析,受試對象i提供的平均衛生服 務量的取值范圍為[L40, &73];同時對受試對象i提供的衛生服務量與最優衛生服務 量的偏離數量(△?滬孫•孑,當△豹尸0時說明受試對象提供的是最優衛生服務量)進 行了描述性統計分析,得出平均偏離數量的取值范圍為卜3.60, 3.73],且135位(75.84%) 受試對象的平均偏離數量為負值,剩下的43位(2416%)受試對象的平均偏離數量則 大于等于零。詳情參見表4?16到表4?21。
      表4?16按人頭付費模式下,第1場實驗中受試對象所提供衛生服務量的統計表
      受試對象
      ID 觀測 例數 Qijk *
      口虻q
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      1 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      2 15 5.20 5.00 1.01 0.20 0.00 1.26
      3 15 5.13 5.00 1.25 0.13 0.00 0.99
      4 15 4.13 4.00 1.30 -0.87 -1.00 0.74
      5 15 5.20 5.00 1.42 0.20 0.00 0.77
      6 15 4.47 5.00 L06 -0.53 0.00 1.30
      7 15 4.67 5.00 1.29 -0.33 0.00 0.49
      8 15 5.40 5.00 135 0.40 0.00 0.83
      9 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      10 15 3.93 4.00 1.49 -1.06 -1.00 1.39
      11 15 4.33 4.00 1.05 -0.67 0.00 2.19
      12 15 4.33 5.00 1.11 -0.67 0.00 1.11
      13 15 4.00 4.00 0.85 -1.00 0.00 1.25
      14 15 L80 2.00 1.08 -3.20 400 2.40
      15 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
       
       
      續表
      受試對象
      ID Qifk △g療g訛■孑
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      16 15 3.80 4.00 1.15 -1.20 -1.00 1.97
      17 15 2.27 1.00 1.62 -2.73 -2.00 1.87
      18 15 1.40 1.00 0.74 -3.60 -4.00 1.68
      19 15 4.07 4.00 0.96 -0.93 -1.00 1.22
      20 15 5.07 5.00 1.54 0.07 0.00 0.59
      21 15 5.80 5.00 2.18 0.80 0.00 1.66
      22 15 NA NA NA NA NA NA
      23 15 4.93 5.00 1.62 -0.07 0.00 0.26
      24 15 3.07 3.00 1.28 -1.93 -1.00 1.83
      25 15 5.00 5.00 1.60 0.00 0.00 0.53
      26 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      27 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      28 15 4.80 5.00 0.78 -0.20 0.00 2.14
      29 15 4.27 4.00 1.10 -0.73 -1.00 0.80
      30 15 NA NA NA NA NA NA
       
      表4?17按人頭付費模式下,第2場實驗中受試對象所提供的衛生服務量統計表
      受試對象
      ID 弧-q
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      1 15 3.13 3.00 1.06 -1.87 -1.00 1.77
      2 15 4.60 5.00 1.30 •0.40 0.00 0.51
      3 15 4.53 5.00 1.25 -0.47 0.00 0.64
      4 15 2.67 3.00 2.13 -2.33 0.00 3.42
      5 15 4.33 5.00 0.98 ■0.67 0.00 0.98
      6 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      7 15 4.67 5.00 1.29 -0.33 0.00 0.49
      8 15 4.67 5.00 1.29 -0.33 0.00 0.49
      9 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      10 15 4.60 5.00 1.24 -0.40 0.00 0.63
      11 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      12 15 4.60 5.00 1.24 -0.40 0.00 0.63
      13 15 5.33 5.00 135 0.33 0.00 0.98
      14 15 4.67 5.00 1.29 -0.33 0.00 0.49
      15 15 4.40 5.00 1.12 ?0?60 0.00 0.83
      16 15 4.67 5.00 1.29 -0.33 0.00 0.49
      17 15 4.67 5.00 1.29 -0.33 0.00 0.49
      18 15 4.67 5.00 1.29 -0.33 0.00 0.49
      19 15 3.73 4.00 0.59 -1.27 -1.00 1.22
      20 15 4.40 5.00 1」2 -0.60 0.00 0.83
      21 15 4.53 5.00 1.25 -0.47 0.00 0.64
       
       
      續表
      受試對象
      ID 觀測 例數 Qijk
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      22 15 4.00 4.00 0.85 -1.00 0.00 1.46
      23 15 4.60 5.00 1.24 -0.40 0.00 0.63
      24 15 4.67 5.00 1.29 -0.33 0.00 0.49
      25 15 2.93 3.00 L03 -2.07 -2.00 1.91
      26 15 2.47 3.00 0.64 -2.53 -3.00 1.81
      27 15 4.80 5.00 1.47 -0.20 0.00 0.41
      28 15 4.67 5.00 1.29 -0.33 0.00 0.49
      29 15 4.53 5.00 1.25 -0.47 0.00 0.64
      30 15 4.87 5.00 1.55 -0.13 0.00 035
       
       
      表4?18按人頭付費模式下,第3場實驗中受試對象所提供的衛生服務量統計表
      受試對象
      ID 平均數 中位數 標準差 療 Qyk- q
      平均數 中位數 標準差
      1 15 4.53 5.00 1.25 -047 0.00 0.64
      2 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      3 15 4.93 5.00 1.10 -0.07 0.00 0.96
      4 15 4.40 4.00 1.30 -0.60 -1.00 0.51
      5 15 4.80 5.00 1.47 -0.20 0.00 0.41
      6 15 4.93 5.00 1.62 -0.07 0.00 0.26
      7 15 6.00 6.00 3.48 1.00 2.00 2.90
      8 15 4.07 4.00 1.22 -0.93 -1.00 1.87
      9 15 4.73 5.00 1.22 -0.27 0.00 0.96
      10 15 5.60 5.00 1.45 0.60 0.00 2.03
      11 15 4.00 4.00 2.20 -1.00 0.00 2.45
      12 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      13 15 4.47 5.00 1.19 053 0.00 0.74
      14 15 4.80 5.00 132 -0.20 0.00 0力
      15 15 4.47 5.00 L68 -0.53 0.00 1.06
      16 15 4.47 4.00 1.81 -0.53 0.00 1.25
      17 15 4.53 5.00 1.19 -0.47 0.00 0.74
      18 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      19 15 4.00 4.00 1.41 -1.00 ■1.00 1.60
      20 15 4.33 4.00 1.18 -0.67 ■1.00 0.72
      21 15 5.13 5.00 1.60 0.13 0.00 0.52
      22 15 3.73 4.00 1.67 -1.27 -1.00 1.39
      23 15 2.27 1.00 2.79 -2.73 -3.00 3.03
      24 15 5.60 6.00 1.68 0.60 1.00 2.72
      25 15 3.93 4.00 0.80 -1.07 0.00 1,44
      26 15 3.87 4.00 1.55 -1.13 -1.00 1.36
      27 15 4.80 5.00 1.21 -0.20 0.00 0.77
       
      續表
      受試對象
      ID 觀測 例數 平均數 q颯 5尸q訛■ q
      中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      28 15 4.87 5.00 1.64 -0.13 0.00 0.35
      29 15 4.27 5.00 0.96 -0.73 0.00 0.96
      30 15 4.47 5.00 1.25 -0.53 0.00 0.64
       
      表4?19按人頭付費模式下,第4場實驗中受試對象所提供的衛生服務量統計表
      受試對象
      ID 平均數 中位數 標準差 療 Qyk- <1
      平均數 中位數 標準差
      1 15 4.20 5.00 0.94 -0.80 0.00 0.94
      2 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      3 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      4 15 4.20 4.00 1.01 -0.80 0.00 1.15
      5 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      6 15 4.67 5.00 1.29 -0.33 0.00 0.49
      7 15 4.67 5.00 1.29 -0.33 0.00 0.49
      8 15 4.40 5.00 1.24 -0.60 0.00 1.12
      9 15 4.67 5.00 1.29 -0.33 0.00 0.49
      10 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      11 15 4.27 4.00 1.16 -0.73 0.00 1.03
      12 15 4.87 5.00 1.55 -0.13 0.00 0.35
      13 15 4.93 5.00 1.62 -0.07 0.00 0.26
      14 15 4.93 5.00 1.62 -0.07 0.00 0.26
      15 15 4.00 4.00 0.76 -1.00 -1.00 1.51
      16 15 4.67 5.00 1.29 •033 0.00 0.49
      17 15 4.27 5.00 1.03 -0.73 0.00 1.16
      18 15 4.67 5.00 1.29 433 0.00 0.49
      19 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      20 15 4.00 4.00 0.93 -1.00 -1.00 0.93
      21 15 4.60 5.00 1.24 -0.40 0.00 0.63
      22 15 3.87 4.00 0.74 -1.13 -1.00 1.06
      23 15 4.73 5.00 1.39 -0.27 0.00 046
      24 15 4.73 5.00 1.22 -0.27 0.00 0.59
      25 15 3.67 4.00 0.49 -1.33 -1.00 1.29
      26 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      27 15 4.93 5.00 1.62 -0.07 0.00 0.26
      28 15 4.13 4.00 0.99 -0.87 0.00 1.13
      29 15 4.67 5.00 1.29 -033 0.00 0.49
      30 15 4.73 5.00 1.22 -0.27 0.00 059
       
      表4?20按人頭付費模式下,第5場實驗中受試對象所提供的衛生服務量統計表
      受試對象
      ID - 測數 觀例 q漲 △如尸q訛■ q
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      1 15 7.00 8.00 2.10 2.00 1.00 2.30
      2 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      3 15 4.73 5.00 0.80 -0.27 0.00 1.87
      4 15 4.73 5.00 1.39 -0.27 0.00 0.46
      5 15 4.93 5.00 1.71 -0.07 0.00 0.26
      6 15 5.00 5.00 1.13 0.00 0.00 2.04
      7 15 4.73 5.00 1.39 -0.27 0.00 0.46
      8 15 4.13 4.00 1.55 -0.87 0.00 1.64
      9 15 4.67 5.00 1.29 -033 0.00 0.49
      10 15 4.60 5.00 1.40 -0.40 0.00 1.06
      11 15 3.53 3.00 1.36 -1.47 -2.00 2.23
      12 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      13 15 6.00 6.00 0.85 1.00 0.00 1.46
      14 15 5.67 6.00 0.98 0.67 0.00 1.72
      15 15 3.27 3.00 1.03 -1.73 -1.00 2.05
      16 15 4.80 5.00 1.32 -0.20 0.00 056
      17 15 2.00 2.00 1.00 -3.00 -4.00 2.36
      18 15 4.87 5.00 1.51 -0.13 0.00 0.52
      19 15 2.73 3.00 0.59 -2.27 -3.00 1.87
      20 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      21 15 5.73 6.00 1.62 0.73 1.00 2.09
      22 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      23 15 4.53 5.00 1.30 -0.47 0.00 0.74
      24 15 3.67 3.00 0.89 -L33 0.00 1.50
      25 15 4.73 5.00 1.44 -0.27 0.00 0.59
      26 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      27 15 4.67 5.00 1.29 -0,33 0.00 0.49
      28 15 4.60 5.00 1.30 -0.40 0.00 0.51
      29 15 8.73 9.00 2.31 3.73 3.00 2.87
      30 15 4.13 4.00 0.99 -0.87 0.00 1.36
      表4?21按人頭付費模式下, 第6場實驗中受試對象所提供的衛生服務量統計表
      受試對象 觀測 q秋 △創尸q肘q
      ID 例數 平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      1 15 4.07 4.00 0.88 -0.93 0.00 1.39
      2 15 4.33 5.00 L05 -0.67 0.00 0.90
      3 15 4.67 5.00 1.29 -0.33 0.00 0.49
      4 15 4.60 5.00 1.30 -0.40 0.00 0.74
      5 15 4.13 4.00 0.92 -0.87 0.00 1.19
      6 15 433 4.00 1.18 -0.67 -1.00 0.72
      7 15 4.33 5.00 1.11 -0.67 0.00 0.82
      8 15 4.67 5.00 1.29 -0.33 0.00 0.49
       
       
      續表
      受試對象
      ID 平均數 中位數 標準差 滬 qk q
      平均數 中位數 標準差
      9 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      10 15 4.67 5.00 1.29 •0.33 0.00 0.49
      11 15 4.47 5.00 1.29 -0.33 0.00 0.49
      12 15 5.60 6.00 1.18 0.60 0.00 1.84
      13 15 4.67 5.00 1.29 -033 0.00 0.49
      14 15 3.93 4.00 0.70 -1.07 -1.00 1.39
      15 15 4.80 5.00 L47 -0.20 0.00 0.41
      16 15 4.93 5.00 1.62 -0.07 0.00 0.26
      17 15 4.13 4.00 0.99 -0.87 -1.00 0.99
      18 15 5.00 5.00 1.69 0.00 0.00 0.00
      19 15 4.80 5.00 1.47 020 0.00 0.41
      20 15 4.53 5.00 1.19 -0.47 0.00 0.74
      21 15 4.13 4.00 0.99 -0.87 0.00 1.13
      22 15 3.80 4.00 0.86 -1.20 0.00 1.57
      23 15 4.67 5.00 1.29 -0.33 0.00 0.49
      24 15 4.73 5.00 1.44 -0.27 0.00 0.59
      25 15 4.67 5.00 1.29 -0.33 0.00 0.49
      26 15 4.73 5.00 1.39 -0.27 0.00 0.46
      27 15 4.33 5.00 1.11 -0.67 0.00 0.82
      28 15 4.80 5.00 1.47 -0.20 0.00 0.41
      29 15 2.00 2.00 0.85 -3.00 -4.00 1.46
      30 15 4.87 5.00 1.55 -0.13 0.00 035
       
      4?2?5最優衛生服務量決策
      根據統計結果可知,在按人頭付費這一支付方式下,61.99%的服務決策提供的是最 優衛生服務量,38.01%的為非最優衛生服務量決策。其中157個(88.20%)服務決策 為患者類型2D提供了最優衛生服務量,而僅有46 (25.84%)的受試對象為患者類型 3B提供了最優衛生服務量,且各種患者類型下選擇最優衛生服務量的構成比之間具有 顯著的統計學差異(嚴0?05,雙側Pearson卡方檢驗)。且隨著健康狀況的變差,選擇最 優衛生服務量的構成比降低,且三種健康類型之間構成比的差異也具有統計學意義 (p<0.05,雙側Pearson卡方檢驗)。盡管男受試對象所提供的1155 (77x15=1155)個 觀測結果中有735(63.64%)個觀測數據為最優衛生服務量,比女受試對象少20.11%,但 男女受試對象對最優衛生服務量選擇的構成比沒有統計學差異(p>0?05,雙側Pearson 卡方檢驗)。詳細結果參見下表4?22。
      表4?22按人頭付費下,最優衛生服務量決策構成比的統計表
      特征變量 選擇(構成比) 未選擇(構成比) 五測例數 /
      患者類型
       
      注:S值為雙側Pearson卡方檢驗的結果。
      4.3按服務項目付費與按人頭付費的比較
      本研究分別從總體水平、三種健康類型、十五種患者類型及最優衛生服務量決策層 面上對兩種支付方式下受試對象的衛生服務量進行比較分析。
      43.1總體水平
      <1)單因素分析
      首先,本研究從總體水平上對兩種支付方式下的衛生服務量進行單因素統計分析可 得,受試對象在按服務項目付費模式下提供的衛生服務量比在按人頭付費模式下提供的 衛生服務量多,且差異具有統計學顯著性(p<0.05,兩獨立樣本的雙側Mann-Whitney U 檢驗),數據統計可得,按服務項目付費模式下的平均衛生服務量比按人頭付費下的平 均衛生服務量多35.98%。因此,從總體水平上,按服務項目付費模式下受試對象提供 了比按人頭付費模式下更多的衛生服務量。進一步分別對兩種模式下男、女受試對象給 
      患者提供的平均衛生服務量進行統計分析得出,男受試對象在服務項目付費模式下提供 的平均衛生服務量比按人頭付費模式下多提供38.48%,女受試對象在服務項目付費模 式下提供的平均衛生服務量比按人頭付費模式下多提供34.35%,且差異均有統計學意 義(p<0.01?兩獨立樣本的雙側Wilcoxon rank-sum檢驗)。
      (2)多因素分析
      本研究有序Logit (Ordered Logit)模型和有序Probit (Ordered Probit)模型對衛生 服務提供量的影響因素及差異進行了比較分析。表4?23匯報了支付方式、健康類型、 性別對衛生服務提供量的作用。綜合兩水平的有序Logit和有序Probit模型結果可知支 付方式對衛生服務量的提供有顯著性作用,且相比按人頭付費,按服務項目付費的支付 方式激勵受試對象提供更多的衛生服務數量(系數均為正值且p值均小于0.01 )o
      表4?23衛生服務量影響因素的有序Logit模型結果表
      解釋變量(參照組) 模型 有序Logit
      系數 標準誤丫 Z值 95%置信區間
      支付方式(按人頭付費) 2.116*** 0.122 17.310 1.876 2.355
      健康類型(健康類型■中等)
      健康類型•好 -2.037*** 0.146 -13.960 -2.323 -1.751
      健康類型■差 1331*** 0.129 10.310 1.078 1.584
      性別■男(女性) 0.055 0.136 0.120 -0.251 0.283
      0.494
      £iik 1 0.355
      觀測例數 5340
      注:小表示通過了 1%的顯著性檢驗;丫標準誤均為穩健標準誤。
       
      表4-23附表 有序Logit模型的常數項匯報表
      常數項 有序Logit
      系數 標準誤丫 Z值 95%置信區間
      方程1 -4350*** 0.537 -8.100 -5.402 -3.298
      方程2 -2.842*** 0.403 -7.050 •3.631 -2.051
      方程3 -2.195*** 0.384 -5.710 2949 -1.442
      方程4 1.014*** 0.200 5.080 0.623 1.406
      方程5 1.676*** 0.203 8.260 1.278 2.074
      方程6 3.514*** 0.190 18.510 3.142 3.886
      方程7 4.517*** 0.212 21.280 4.100 4.932
      方程8 6343*** 0.258 0.258 5.837 6.848
       
      續表
      常數項 有序Logit
      系數 標準誤十 Z值 95%置信區間
      方程9 7.331*** 0.317 23.090 6.709 7.954
      方程10 7.917*** 0.344 23.030 7.243 8.590
      注:f 表示通過了 1%的顯著性檢驗;t標準誤均為穩健標準誤。
       
      表4-24衛生服務量影響因素的有序Probit模型結果表
      解釋變量(參照組) 模型 有序Probit
      系數 標準誤丫 Z值 95%置信區間
      支付方式(按人頭付費) 1.266*** 0.077 16.530 1.116 1.416
      健康類型(健康類型•中等)
      健康類型•好 -0.954*** 0.074 -12.850 -1.099 -0,808
      健康類型■差 0.676*** 0.062 10.890 0.554 0.798
      性別男(女) 0.022 0.088 0.240 -0.152 0.195
      S 0.159
      嗨1 0.091
      觀測例數 5340
      注:***表示通過了 1%的顯著性檢驗;t標準誤均為穩健標準誤。
       
      表4-24附表 有序Probit模型的常數項匯報表
      常數項 有序Probit
      系數 標準誤丫 Z值 95%置信區間
      方程1 -1.701*** 0.221 -7.710 -2.133 -1.268
      方程2 -1.159*** 0.193 -6.020 •1.537 -0.782
      方程3 -0.901*** 0.196 4590 -1.286 -0.516
      方程4 0.719*** 0.118 6.090 0.488 0.951
      方程5 1.071*** 0.122 &810 0.833 1.310
      方程6 2.091*** 0.121 17.350 1.855 2.328
      方程7 2.649*** 0.131 20.170 2.391 2.906
      方程8 3.629*** 0.149 24.310 3.336 3.921
      方程9 4.109*** 0.174 23.570 3.767 4.451
      方程10 4.362*** 0.181 24.110 4.007 4.716
      ***表示通過了 1%的顯著性檢驗「標準誤均為穩健標準誤。
       
      432健康類型
      本研究從三種健康類型層面上對兩種支付方式下的衛生服務量進行了統計分析。根 據前面的數據分析可知,按服務項目付費模式下受試對象為健康狀況中等的患者提供的 平均衛生服務量巧嚴s比按人頭付費模式下的平均衛生服務量@〃cap多34.76% (1.62個 
      衛生服務量);按服務項目付費模式下受試對象為健康狀況好的患者提供的平均衛生服 務量壬/fs比按人頭付費模式下的平均衛生服務量冠多62.04%(2.01個衛生服務量); 按服務項目付費模式下受試對象為健康狀況差的患者提供的平均衛生服務量@3』fs比按 人頭付費模式下的平均衛生服務量石嚴多17.78% (1.01個衛生服務量)。兩獨立樣本 的雙側ManmWhitneyU檢驗可知兩支付方式下,三種健康類型的衛生服務量之間的差 異均具有統計學意義(p<0.001)o因此,按服務項目付費模式下受試對象為三種健康類 型的患者提供的衛生服務量均比按人頭付費下的衛生服務量多,且隨著患者健康狀況的 變差,兩支付方式下的衛生服務量的差距逐漸變小。進一步分別對男、女受試對象在兩 種支付方式下為三種類型的患者提供的衛生服務量進行比較可得,男受試對象在按服務 項目付費模式下提供的平均為衛生服務量比在按人頭付費模式下提供的衛生服務量多, 女受試對象在按服務項目付費模式下提供的平均為衛生服務量比在按人頭付費模式下 提供的衛生服務量多,且差異均有統計學意義(/?<0?001,兩獨立樣本的雙側Wilcoxon rank-sum檢驗)。可參見下圖4-1到4-3。
       
       
      圖4-1受試對象為三種健康類型的患者提供的平均衛生服務量
       
       
      圖4-2女受試對象為三種健康類型的患者提供的平均衛生服務量
       
       
      圖4-3男受試對象為三種健康類型的患者提供的平均衛生服務量
      4?3?3十五種患者類型
      本研究從十五種患者類型層面上對兩種支付方式下的衛生服務量進行了統計分析。 根據數據分析可知,在按服務項目付費模式下受試對象為十五種類型的患者提供的平均 衛生服務量E/fs均比按人頭付費模式下的平均衛生服務量吊多»兩獨立樣本的雙側 Mann-Whitney U檢驗可知兩支付方式下,十五種類型的患者所獲得的衛生服務量之間 的差異均具有統計學意義(p<0.001)o進一步分別對男、女受試對象在兩種支付方式下 為十五種類型的患者提供的衛生服務量進行比較可得,男受試對象在按服務項目付費模 式下提供的平均為衛生服務量比在按人頭付費模式下提供的衛生服務量多,女受試對象 在按服務項目付費模式下提供的平均為衛生服務量比在按人頭付費模式下提供的衛生 服務量多,且差異均有統計學意義(p<0.001?兩獨立樣本的雙側Mann-Whitney U檢 驗)。可參見下圖4?4到46
       
      圖4-5男受試對象為三種健康類型的患者提供的平均衛生服務量
       
       
      圖4-6女受試對象為三種健康類型的患者提供的平均衛生服務量
      43?4最優衛生服務量決策
      (1)單因素分析
      本研究將從總體水平、三種健康類型、十五種患者類型及性別四個方面對受試對象 選擇最優衛生服務量與否的情況進行單因素統計分析。從總體水平上可得,按人頭付費 模式下2670個衛生服務決策中有1655個衛生服務決策提供了最優衛生服務量,比按服 務項目付費模式下多42.67%;雙側Pearson卡方檢驗可知,兩支付方式下受試對象選擇 最優衛生服務量的構成比之間具有顯著的統計學差異3<0.001)。對男、女受試對象在 兩種支付方式下選擇最優衛生服務量決策的頻數(構成比)統計得出,男受試對象在按 服務項目付費模式下最優衛生服務量決策的頻數比按人頭付費少220個(29.93%),女 受試對象在按服務項目付費模式下最優衛生服務量決策的頻數比按人頭付費少275個 (29.89%),且差異分別具有統計學意義(p<0.001,雙側Pearson卡方檢驗)。
      從三種健康類型層面上,受試對象在按人頭付費的模式下為健康狀況好(中等)的 患者提供的890個服務決策中有748 (658)個最優衛生服務決策,比按服務項目付費 下多494 (292)個最優服務決策數量;但受試對象在按人頭付費的模式下為健康狀況 差的的患者提供的890個服務決策中有249個最優衛生服務決策,比按服務項目付費下 少291個最優服務決策數量;雙側Pearson卡方檢驗可知,三種健康狀況下,受試對象 選擇最優衛生服務量在兩支付方式之間的構成比的差異具有顯著性(/><0.001)o進一步 分析男、女受試對象在兩種支付方式為三種健康類型的患者提供最優衛生服務量決策的
      頻數進行統計,結果參加下表4?25,且三種健康類型下,男受試對象在兩種支付方式下 選擇最優衛生服務量的構成比差距具有統計學意義(p<0.001,雙側的Pearson卡方檢 驗);女受試對象在兩種支付方式下選擇最優衛生服務量的構成比差距具有統計學意義
      (^<0.001,雙側的Pearson卡方檢驗)。
      表4?25男、女受試對象分別在兩種支付方式下選擇/的頻數(構成比)統計表
      特征變量 按服務項費 按人頭付費 Pearson卡方值 p 廠
       
      從十五種患者類型層面上,雙側Pearson卡方檢驗可知,十五種患者類型下,受試 對象選擇最優衛生服務量在兩支付方式之間的構成比的差異具有顯著性(p<0.001)o進 一步對男、女受試對象在兩種支付方式下的最優衛生服務量選擇行為進行統計分析發 現,女受試對象在按人頭付費模式下提供的最優衛生服務決策數量比按服務項目付費多 275 (42.64%)個,男受試對象在按人頭付費模式下提供的最優衛生服務決策數量比按 服務項目付費多220 (42.72%)個,且構成比的差異具有統計學意義(p<0.001,雙側 的Pearson卡方檢驗)。
      (2)多因素分析
      本研究對是否選擇最優衛生服務量決策的影響因素進行了二值Logit, Probit, Cll 模型的多因素分析,納入的自變量有支付方式、健康類型、及受試對象的性別◎根據統 計結果可知,相對于按人頭付費,按服務項目付費的支付方式對受試對象選擇最優衛生 服務量決策具有負向作用(系數均為負數且p值均小于0.01),即按人頭付費激勵受試 對象更多的提供最優衛生服務量。見表4J6到4-28。
       
      表4-26選擇最優衛生服務量影響因素的二值Logit模型結果表
      解釋變量(參照組) 模型 二值 Logit
      系數 標準誤丫 Z值 95%置信區間
      支付方式(按人頭付費) -0.968*** 0.092 -10.530 -1.148 -0.788
      健康類型(健康類型•中等)
      健康類型•好 -0.066 0.075 -0.880 -0.212 0.081
      健康類型•差 -0.700*** 0.085 -8.240 -0.867 -0.534
      性別•男(女) 0.140 0.153 0.920 -0.160 0.440
      常數項 2.168*** 0.214 10.130 1.748 2.587
      ©2 1.517
      Gifk2 0.295
      觀測例數 5340
      注:***表示通過了 1%的顯著性檢驗;丫標準誤均為穩健標準誤。
       
      表4-27選擇最優衛生服務量影響因素的二值Probit模型結果表
      解釋變量(參照組) 模型 二值 Probit
      系數 標準誤丫 Z值 95%置信區間
      支付方式(按人頭付費) -0.572*** 0.055 -10.460 -0.679 -0.465
      健康類型(健康類型•中等)
      健康類型-好 -0.046 0.046 -0.990 -0.136 0.045
      健康類型•差 -0.408*** 0.050 -8.230 -0.505 -0.311
      性別-男(女) 0.088 0.110 0.800 -0.129 0.304
      常數項 1.272*** 0.137 9.290 1.004 1.540
      0.520
      £yk 2 0.114
      觀測例數 5340
      注表示通過了1%的顯著性檢驗「標啟均為穩健標準誤。
       
      表4-28選擇最優衛生服務量影響因素的二值C11模型結果表
      解釋變量(參照組) 模型 二值 C11
      系數 標準誤丫 Z值 95%置信區間
      支付方式(按人頭付費) -0.760*** 0.071 -10.630 -0.900 -0.620
      健康類型(健康類型•中等)
      健康類型•好 -0.024 0.053 ■0.450 -0.127 0.079
      健康類型■差 -0.602*** 0.065 -9.280 -0.729 -0.474
      性別■男(女) 0.158 0.134 1.180 -0.104 0.420
      常數項 1.237*** 0.270 4.580 0.707 1.766
      0.662
      荻2 0.285
      觀測例數 5340
      注:"I表示通過了 1%的顯著性檢驗;丫標準誤均為穩健標準誤。
      本章小結
      本章分別對按服務項目付費和按人頭付費下的衛生服務量進行了分析并比較了兩 支付方式下的衛生服務量的差異,以反映兩種支付方式下醫生對衛生服務量的提供行為 及兩支付方式下衛生服務量提供行為的差異。具體結果為:
      (1)按服務項目付費:在總體水平上,按服務項目付費激勵醫生提供了過量的衛 生服務量;受試對象為健康狀況中等、好的患者提供的平均衛生服務量多于最優衛生服 務量;十五種類型的患者中有12種類型患者所獲得的平均衛生服務數量比最優衛生服 務數量多;86.11%的受試對象提供的衛生服務量與最優衛生服務量的平均偏離數量大于 零。按服務項目付費下,4345%的衛生服務決策是最優衛生服務量決策;隨著健康狀況 的變差,最優衛生服務量決策的構成比變高。
      (2)按人頭付費:總體水平上,按人頭付費激勵醫生提供了不足的衛生服務量; 受試對象為健康狀況中等、差的患者提供的平均衛生服務量低于最優衛生服務量;十五 種類型的患者中有10種類型患者(健康狀況為中等、差的所有患者)所獲得的衛生服 務量比最優衛生服務量少;75.84%的受試對象提供的衛生服務量與最優衛生服務量的平 均偏離數量小于零。在按人頭付費下,61.99%的服務決策提供的是最優衛生服務量,隨 著健康狀況的變差,最優衛生服務量決策的構成比降低。
      (3)按服務項目付費與按人頭付費的比較:從總體水平上,單因素和多因素分析 的結果都顯示按服務項目付費模式下受試對象提供了比按人頭付費模式下更多的衛生 服務量;按服務項目付費模式下受試對象為健康狀況中等(好、差)的患者提供的平均 衛生服務量比按人頭付費模式下的平均衛生服務量多34.76% (62.04%. 17.78%);在按 服務項目付費模式下受試對象為十五種類型的患者提供的平均衛生服務量均比按人頭 付費模式下的平均衛生服務量多。按人頭付費模式下最優衛生服務量決策的數量比按服 務項目付費下多42.67%;按人頭付費的模式下健康狀況好(中等)的患者所獲得的最 優衛生服務決策的數量比按服務項目付費下多;但按人頭付費模式下健康狀況差的患者 所獲得的最優衛生服務決策的數量比按服務項目付費下少。
      第五章患者效益
      由實驗設計可知,在按服務項目付費模式下,最優衛生服務提供量將產生最優(最 大化)患者效益B(9*)o健康類型3的患者可獲得最優患者效益(即衛生服務數量為該 類型最優服務數量7時所產生的患者效益)為B3(『)=9.45實驗室代幣,健康類型為類 型1 (中等)和2 (好)的患者可獲得的最優患者效益(即衛生服務數量分別為該類型 最優服務數量5、3時所產生的患者效益)Bi(?> B2(9*)=10.00實驗室代幣,如果受試 對象i總是傾向于選擇患者效益最優的服務量即最優患者效益的選項,那么平均患者效 益將非常接近瑣『)=(9.45x5+10.00x5+10.00x5)/15^9.82個實驗室代幣。本研究分別從 總體水平上、三種健康類型、十五種患者類型、個體水平上對患者效益進行統計學描述, 以反映按服務項目付費、按人頭付費對受試對象的患者效益選擇行為的影響,及兩支付 方式下患者效益選擇行為的差異。
      5-1按服務項目付費
      5.1.1總體水平
      在按服務項目付費的模式下,對受試對象的衛生服務決策所產生的患者效益進行統 計得出,此模式下的平均患者效益B(妙嚴為&98 (中位數:9.45,標準1.19),這 比最優服務決策下的平均患者效益少&55%,雙側Wilcoxon signed-tank檢驗得出 按服務項目付費模式下的患者效益與最大化患者效益B(『)之間的差異具有統計學意義 (p<0.01)o受試對象的衛生服務決策產生的患者效益與最大化患者效益的偏離數量 △B⑷=B⑷-B(『)(若皿⑷丸則說明此時為最大化的患者效益),平均偏離數量為Q83 (中位數:-0.50,標準差:1.22),與0的Wlcoxon signed-rank檢驗得出此偏離有統計 學意義(p<0.01)o
      本研究對此模式下不同性別的受試對象的服務決策所產生的患者效益進行統計分 析得出,女受試對象的衛生服務決策產生的平均患者效益為8.99個實驗室代幣(中位 數:9?45,標準差:1.20),比最優服務決策下的平均患者效益気(『)少&45%,雙側Wilcoxon 
      signed-rank檢驗得出按服務項目付費模式下女受試對象的服務決策產生的患者效益與 最優患者效益B(『)之間的差異具有統計學意義(卩<0?01),同時平均偏離數量△B(g)為 •0.83(中位-0.50,標準差:1.23),與 0 的雙側 Wilcoxon signed-rank 檢驗得出 AB⑷ 有統計學意義(pVLOl);男受試對象的衛生服務決策產生的平均患者效益為&97個實 驗室代幣(中位數:9.45,標準差:1.18),比最優服務決策下的平均患者效益5(^*)少 &66%,雙側Wilcoxon signed-rank檢驗得出按服務項目付費模式下男受試對象的服務決 策產生的患者效益與最優患者效益B(『)之間的差異具有統計學意義(卩<0.01),同時平 均偏離數量ABS)為-0.84(中位數:-0.50,標準差:1.20),與0的雙側Wilcoxon signed-rank 檢驗得出ZVBS)有統計學意義(77<0.01)e盡管男受試對象的衛生服務決策產生的患者效 益比女受試對象產生的患者效益少0.22%,但差異不具有統計學意義(p>0.05,兩獨立 樣本的雙側Mann-Whitney U檢驗)。
      綜上所述,從總體水平上來說,按服務項目付費的支付方式下,受試對象的衛生服 務決策產生的患者效益少于最優患者效益,這也說明受試對象在按服務項目付費模式下 對患者效益的選擇量低于最優患者效益。
      5.1.2三種健康類型
      本研究對健康類型好、中、差的患者所獲得患者效益進行統計分析得出,按服務項 目付費模式下,三種健康類型的患者從受試對象的衛生服務決策中所獲得健康效益均低 于最優衛生決策下的平均患者效益:健康類型為好的患者所獲得的平均患者效益為&81 個實驗室代幣(中位數:9.00,標準差:1.19),比最優患者效益B(g)少11.90%,雙側 Wilcoxon signed-rank檢驗得出按服務項目付費模式下受試對象的服務決策產生的患者 效益與最優患者效益B(/)之間的差異具有統計學意義(p<0.01);健康類型為中等的患 者所獲得的平均患者效益為9.17個實驗室代幣(中位數:9.50,標準差:1.25),比最 優患者效益B(g)少&30%,雙側Wilcoxon signed-rank檢驗得出按服務項目付費模式下 受試對象的服務決策產生的患者效益與最優患者效益B(『)之間的差異具有統計學意義 (pvO.Ol);健康類型為差的患者所獲得的平均患者效益為&97個實驗室代幣(中位數: 9.45,標準差:1.09),比最優患者效益B(g*)少5.08%,雙側Wilcoxon signed-rank檢驗 得出按服務項目付費模式下受試對象的服務決策產生的患者效益與最優患者效益B(q) 之間的差異具有統計學意義(p<0.01),詳細數據見表5?1。
      三種健康狀況的患者效益損失比Lffs=( B(g)?B(/))/ B(『)進行統計可知匚囂=
      -0.083;匸聳 =0119; -0.051,即健康狀況好的患者的平均效益損失比為OM9(標
      準差:0.17,中位數「0.10),健康狀況中等的患者的平均效益損失比為0083 (標準差: 0.24,中位數:-0.05),健康狀況差的患者的平均效益損失比為-0.051 (標準差:0.22, 中位數:0.00 )□
      此外,本研究分析了男受試對象與女受試對象的衛生服務決策所產生的患者效益進 行統計得出,盡管三種健康類型下,男女受試對象的服務決策產生的患者效益有少量差 異,但差異不具有統計學意義,兩獨立樣本的雙側Mann-Whitney U檢驗得出p值均大 于0.05o詳細結果見下表5?2。
      綜上所述,按服務項目付費的支付方式下,三種健康狀況下的患者效益均小于最優 患者效益,也說明按服務項目付費這一支付方式激勵醫生為三種健康狀況的患者選擇小 于最優患者效益的決策。且隨著患者健康狀況的變差,患者損失的效益就越少。
      表5"按服務項目付費模式下,三種健康類型下患者效益的統計表
      健康類型 觀測例數 平均數 中位數 標準差
      1 890 9.17 9.50 1.25 0.000
      2 890 8.81 9.00 1.19 0.000
      3 890 8.97 9.45 1.09 0.000
      注:丫按服務項目付費模式下,三種健康類型的患者所獲得的患者效益與最優患 者效益的雙側Wilcoxon signed-rank檢驗。
       
      表5-2男、女受試對象的服務決策所產生的患者效益統計表
      女受試對象
      健康 類型 狽數一 觀例」 數 平 數 位 中 差 準 標 數 平 數 位 中 差 準 標
      5
      8
      3 *
      16
      9 .24
      11 05
      5 *
      17
      9. 6
      2
      11 11
      90
      6
      2 5
      8
      3 *
      3
      8
      & 05
      11 05
      5 *
      .80
      & 00
      9.0 9
      .2
      11 7
      74
      0.7
      3 5
      8
      3 *
      2
      9
      & 45
      9. 2
      .2
      11 05
      5 *
      00
      9. 45
      9.4 9
      9
      0. 05 .7
      注:t按服務項目付費模式下,受試對象提供患者效益的性別差異,p值來自于兩獨立樣本的雙側 ManmWhitneyU檢驗;★按服務項目付費模式下,不同性別的受試對象為三種健康類型的患者所提 供的患者效益與最優患者效益的雙側Wilcoxon signed-rank檢驗且p在1%水平上具有顯著性。
       
      5.1.3十五種患者類型
      本研究統計了受試對象為十五種患者提供衛生服務決策所產生的患者效益進行了
      1
      統計,得出十五種類型患者所獲得的平均患者效益玖必卩菇(E⑷b瓜?)
      Z = 1 /178)均小于最優患者效益B(『),雙側Wilcoxon signed-rank檢驗得出受試對象為十五 種患者提供的衛生服務決策所產生的患者效益與最優患者效益之間的差異均具有顯著 性(p<0.01)o詳情參見下表5?3。
      此外,本研究對男受試對象、女受試對象的衛生服務決策所產生的患者效益進行統 計得出,男、女受試對象對十五種類型的患者所提供的衛生服務決策產生的患者效益均 無統計學差異(p>0?05,兩獨立樣本的雙側Mann-Whitney U檢驗但是男、女受試對 象的衛生服務決策所產生的患者效益與最優患者效益之間的差異可參見下表5-4。
      表5?3按服務項目付費模式下,十五種類型的患者所獲得的患者效益的統計表
      患者類型 觀測例數 平均數 中位數 標準差 d
      1A 178 9.71 10.00 1.33 0.000
      1B 178 8.96 9.00 1.20 0.000
      1C 178 9.18 9.50 1.26 0.000
      1D 178 9.08 9.50 1.11 Q.000
      1E 178 8.91 9.00 1.19 01000
      2A 178 9.20 9.00 0.76 0.000
      2B 178 &63 9.00 1.17 0.000
      2C 178 8.86 9.00 1.21 0.000
      2D 178 &62 8.50 1.21 0.000
      2E 178 8.76 9.50 1.43 0.000
      3A 178 8.81 9.00 1.15 0.000
      3B 178 9.11 9.45 0.95 06000
      3C 178 9.11 9.45 0.93 0.000
      3D 178 9.03 9.45 1.20 0.000
      3E 178 8.76 8.80 1.17 0.000
      注「按服務項目付費模式下,十五種類型患者效益鳥曲)與最優患者效益B(廣) 的雙側 Wilcoxon signed-rank 檢驗。
       
      表5?4按服務項目付費下,男、女受試對象的衛生服務決策所產生的患者效益統計表
      B< /
      s 數 平 數 位
      準 標 觀測 例數 數 均 平 數 位 中
      1A * 10.0 8
      .2
      11
      11 *
      72
      9. 00
      10.0 7
      3
      11 3
      6
      7
      IB *
      00
      9.0 00
      9.0 .24
      11 11
      11 *
      2
      9
      & 00
      9. 18 7 竝
      0.
      16*
      9. 18 11
      11 *
      19
      9. IX
      3
      11 O
      75 a
      D
      1 *
      06
      9. 5
      11 11 *
      10
      9. 09
      11 44 .94
      IE *
      9
      8
      & 00
      9.0 .20
      11 11
      11
      2
      9
      & 00
      9.0 .20
      1 04
      .90
       
       
      表 續
      S 數 平 數 位 中 差 準 標 數 均 平 數 位 中 差 準 標
      A *
      5
      2
      9. 00
      9. 11
      10 9.1 00
      9.0 8
      8
      0. 49
      .74
      2B *
      2
      6
      & 05 H 11
      IX *
      5
      6
      & 00
      9.0 6
      .2 91
      6
      6
      2C *
      3
      9
      & O
      9. 5
      9
      0. 1L
      1* *
      .80
      & 00
      9.0 8 .3
      1A 4
      94
      6
      T) 77 *
      2
      6
      & 07
      11 1A
      10 *
      61 co 2
      .3
      11 2
      80
      6
      2E *
      75 7
      3
      1- 11
      10 *
      & 48
      1A 6
      72
      6
      3A *
      .84
      & 00
      9.0 07 -1 14
      10 *
      79
      & 00
      9.0 -1
      .2
      11 2
      5
      8
      6
      3B *
      02
      9. 45
      9.4 .04
      11 1A *
      7
      11
      9 45
      9.4 4
      3C
      5
      9. 45
      9. 11
      8
      0. 11 *
      09
      9 45
      9.4 02
      11 9
      8
      3
      3D *
      9
      8
      & 5
      9.4 5
      .5
      11 101 *
      13
      9. 45
      9.4 2
      8
      0.
      8
      0.
      3E *
      70 OQ 43
      11 11
      10 *
      81
      & oQ 3
      9 a 4
      49
      0.
      注:派男、女受試對象的衛生服務決策所產生的患者效益珈(?)之間的性別差異,卩值來自于兩獨立 樣本的雙側ManmWhitney U檢驗;★男、女受試對象的衛生服務決策所產生的患者效益巧認?)分別 與最優患者效益B(q*)的雙側Wilcoxon signed?rank檢驗且p在5%水平上具有顯著性。
       
      5.L4個體水平
      本研究對178位受試對象的衛生服務決策所產生的患者效益B旅9)進行描述性統計 分析得出,受試對象提供的平均患者效益的取值范圍為[2.10,9.82],同時對受試對象i 的衛生服務決策所產生的患者效益與最優患者效益的偏離數量△Bgg) (AB^)= 當AB詆g)=0時說明此時受試對象選擇的是最優患者效益所對應的服務決 策)進行了描述可知,平均偏離數量的范圍為[-3.94,0.00], 163位(91.57%)受試對象 的平均偏離數量為負值,剩下的15位(8.43%)受試對象的平均偏離數量為零。詳情參 見下表5-5到5-10。
      表5-5按服務項目付費模式下,第1場實驗患者效益的統計表
      受試對象
      ID B的) B如B(『)
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      1 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      2 15 9.52 9.50 035 -0.30 -0.45 0.31
      3 15 9.56 9.50 0.37 -0.26 0.00 0.32
      4 15 8.77 8.80 0.64 -1.05 -1.00 0.78
      5 15 9.75 10.00 0.33 -0.07 0.00 0.17
      6 15 8.56 8.50 0.78 -1.26 -1.50 0.92
      7 15 9.18 9.45 0.60 -0.64 -0.50 0.58
       
       
      續表
      受試對象
      ID 觀測 例數 B誡g) B的)田(孑)
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      8 15 9.38 9.45 0.36 -0.44 -0.50 0.38
      9 15 9.69 10.00 0.38 -0.13 0.00 0.29
      10 15 8.25 8.50 1.03 -1.57 -1.50 1.12
      11 15 9.14 9.00 0.55 -0.68 -0.65 0.67
      12 15 8.74 8.80 0.83 -1.08 ?1.00 0.99
      13 15 7.84 7.50 1.12 -1.98 -2.50 1.23
      14 15 &46 8.50 0.92 -1.36 -1.50 1.06
      15 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      16 15 6.70 7.50 2.16 -3.12 -2.50 2.03
      17 15 &72 8.80 0.71 -1.10 -1.00 0.79
      18 15 7.35 7.00 0.99 -2.47 -2.70 0.95
      19 15 9.04 9.00 0.52 -0.78 -1.00 0.67
      20 15 9.69 9.50 0.33 -0.13 0.00 0.22
      21 15 9.25 9.45 0.41 -0.57 -0.50 0.53
      22 15 NA NA NA NA NA NA
      23 15 9.17 9.00 0.49 -0.65 -0.65 0.61
      24 15 8.72 8.80 0.71 -1.10 -1.00 0.84
      25 15 9.58 9.50 0.41 -0.24 0.00 0.33
      26 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      27 15 9.58 9.50 0.34 -0.24 0.00 0.37
      28 15 7.88 8.50 2.50 -1.94 -1.50 2.48
      29 15 8.85 9.00 0.61 -0.97 -1.00 0.72
      30 15 NA NA NA NA NA NA矗
       
      表5?6按服務項目付費模式下,第2場實驗患者效益的統計表
      受試對象
      ID 觀測 例數 B的) B如B(『)
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      1 15 8.77 9.00 0.72 -1.05 -1.00 0.85
      2 15 8.71 9.00 0.93 -1.11 -1.00 1.07
      3 15 8.88 9.00 0.65 -0.94 -1.00 0.69
      4 15 9.68 9.50 0.33 -0.14 0.00 0.30
      5 15 8.27 8.50 0.93 -1.55 -1.50 L06
      6 15 9.70 10.00 046 -0.12 0.00 0.21
      7 15 8.81 9.00 0.76 -1.01 -1.00 0.92
      8 15 9.55 9.50 0.46 -0.27 0.00 0.46
      9 15 9.62 10.00 0.45 -0.20 0.00 0.36
      10 15 9.48 9.50 0.27 -0.34 -0.50 0.36
      11 15 8.96 9.00 0.73 -0.86 -1.00 0.71
       
       
      續表
      受試對象
      ID 觀測 例數 B的) B 畑 B(C
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      12 15 8.98 9.45 0.81 -0.84 -0.50 0.96
      13 15 9.01 9.45 1.20 -0.81 -0.45 1.10
      14 15 9.14 9.00 0.55 -0.68 -0.65 0.67
      15 15 &84 9.00 0.68 -0.98 -1.00 0.83
      16 15 9.41 9.50 0.61 -0.41 -0.45 0.50
      17 15 9.14 9.00 0.45 -0.68 -0.65 0.59
      18 15 9.32 9.50 0.91 -0.50 -0.45 0.82
      19 15 8.13 8.00 0.88 -1.69 -1.70 0.93
      20 15 9.20 9.45 0.51 -0.62 -0.50 0.57
      21 15 8.77 &80 0.71 -1.05 -1.00 0.89
      22 15 8.44 8.80 1.14 -138 -1.00 1.31
      23 15 9.00 9.00 0.61 -0.82 -0.65 0.67
      24 15 8.64 9.00 1.03 -1.18 -1.00 1.18
      25 15 7.95 7.75 1.00 -L87 -2.00 0.92
      26 15 7.19 7.50 1.95 -2.63 -2.50 1.83
      27 15 9.23 9.50 0.70 -0.59 -0.50 0.52
      28 15 9.34 9.45 0.41 -0.48 -0.50 0.48
      29 15 9.11 9.00 0.44 -0.71 -0.65 0.56
      30 15 9.70 10.00 0.46 -0.12 0.00 0.21
       
      表5-7按服務項目付費模式下,第3場實驗患者效益的統計表
      受試對象
      ID B瓜Q) B的)?B(『)
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      1 15 9.65 10.00 041 -0.17 0.00 0.36
      2 15 9.79 10.00 0.33 -0.03 0.00 0.12
      3 15 8.97 9.00 0.70 -0.85 -0.65 0.83
      4 15 9.21 9.45 0.98 -0.61 0.00 1.04
      5 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      6 15 9.64 9.50 0.40 -0.18 0.00 0.32
      7 15 8.57 9.00 0.77 -1.25 -1.00 0.90
      8 15 8.93 9.00 0.49 -0.89 -1.00 0.64
      9 15 8.93 9.00 0.61 -0.89 -1.00 0.71
      10 15 8.98 9.00 0.53 -0.84 -1.00 0.67
      11 15 9.14 9.45 L13 -0.68 0.00 1.19
      12 15 9.75 10.00 0.28 -0.07 0.00 0.18
      13 15 8.97 9.00 0.59 -0.85 -1.00 0.74
      14 15 9?82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      15 15 8.83 8.80 0.54 -0.99 -1.00 0.68
       
       
      續表
      受試對象
      ID B戚q)
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      16 15 9.46 9.50 0.40 -0.36 -0.45 0.35
      17 15 8.87 9.00 0.67 -0.95 -1.00 0.84
      18 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      19 15 9.54 9.50 0.35 -0.28 0.00 0.33
      20 15 9.49 9.45 0.42 -0.33 0.00 0.41
      21 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      22 15 9.12 9.00 0.47 -0.70 -1.00 0.62
      23 15 7.83 8.00 0.79 -1.99 -2.00 0.87
      24 15 8.54 9.45 1.84 -1.28 -0.50 1.76
      25 15 9.35 9.50 0.88 -0.47 0.00 0.67
      26 15 &74 8.80 0.76 -1.08 -1.00 0.94
      27 15 9.25 9.45 0.56 -0.57 -0.50 0.68
      28 15 9.72 10.00 0.33 -0.10 0.00 0.20
      29 15 9.48 9.50 0.27 -0.34 -0.50 0.36
      30 15 9.45 9.45 0.30 -0.37 -0.50 0.40
       
      表5-8按服務項目付費模式下,第4場實驗患者效益的統計表
      受試對象
      ID S E的) B的卜B(『)
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      1 15 8.41 8.80 0.80 4.41 -1.00 0.94
      2 15 8.48 8.80 1.02 -1.34 -1.00 1.19
      3 15 9.59 9.50 0.43 -0.23 0.00 0.41
      4 15 9.37 9.45 0.44 -0.45 -0.50 0.50
      5 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      6 15 8.13 9.00 2.26 -1.69 -1.00 2.37
      7 15 9.01 9.00 0.66 -0.81 -0.65 0.79
      8 15 5.88 7.00 3.40 -3.94 -2.70 3.49
      9 15 9.78 10.00 0.27 -0.04 0.00 0.13
      10 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      11 15 8.87 9.00 0.80 -0.95 -1.00 0.88
      12 15 9.44 9.45 0.53 -038 0.00 0.55
      13 15 9.02 9.00 0.66 080 -1.00 0.82
      14 15 9.49 9.50 0.38 -0.33 -0.45 0.36
      15 15 6.48 7.00 2.74 -3.34 -3.00 2.68
      16 15 9.47 9.50 035 -0.35 -0.50 0.37
      17 15 8.70 8.80 0.74 -1.12 -1.00 0.88
      18 15 9.59 9.50 0.34 -0.23 0.00 0.32
      19 15 9.61 10.00 0.50 -0.21 0.00 0.42
       
       
      續表
      受試對象
      ID B的) B的)?B(『)
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      20 15 8.24 8.00 0.93 -L58 -1.70 1.06
      21 15 8.95 9.45 0.94 -0.87 -0.50 1.08
      22 15 &79 9.00 0.51 -1.03 -1.00 0.64
      23 15 9.28 9.45 0.41 -0.54 -0.50 0.55
      24 15 7.86 8.80 2.13 -1.96 -1.00 1.99
      25 15 8.51 8.80 0.77 -1.31 -1.00 0.86
      26 15 9.31 9.45 0.60 -0.51 -0.45 0.50
      27 15 9.55 9.50 0.53 -0.27 0.00 0.56
       
      表5-9按服務項目付費模式下,第5場實驗患者效益的統計表
      受試對象
      ID B的) B如B(『)
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      1 15 &23 8.80 1.99 -1.59 -0.65 1.94
      2 15 9.44 9.45 0.46 -0.38 0.00 0.49
      3 15 9.64 9.50 0.35 -0.18 0.00 0.26
      4 15 9.17 9.45 0.56 -0.65 -0.50 0.67
      5 15 9.78 10,00 0.27 -0.04 0.00 0,13
      6 15 9.39 9.45 0.47 -0.43 0.00 0.53
      7 15 9.19 9.45 0.88 -0.63 045 0.95
      8 15 9.36 9.45 0.60 -0.46 -0.50 0.53
      9 15 9.72 9.50 0.27 -0.10 0.00 0.21
      10 15 9.27 9.45 0.42 -0.55 -0.50 0.52
      11 15 9.21 9.45 0.50 -0.61 -0.50 0.60
      12 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      13 15 9.52 9.50 0.30 -0.30 0.00 0.37
      14 15 8.94 9,00 0.73 -0.88 -1.00 0.82
      15 15 8.06 7.50 1.14 ?1?76 -2.50 1.27
      16 15 9.07 9.00 0.51 -0.75 -0.65 0.59
      17 15 7.59 7.50 1.10 -2.23 -2.50 1.16
      18 15 9.17 9.00 0.41 -0.65 -0.65 0.55
      19 15 7.32 6.75 1.01 -2.50 -2.70 0.97
      20 15 9.78 10.00 0.27 -0.04 0.00 0.13
      21 15 9.14 9.00 0.55 -0.68 -0.65 0.67
      22 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      23 15 &91 9.00 0.64 -0.91 -1.00 0.78
      24 15 8.31 8.50 1.17 -1.51 -1.50 1.34
      25 15 8.00 7.50 0.97 -1.82 -2.50 1.11
      26 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
       
       
      續表
      受試對象 觀測 b鎖?) B如B(『)
      ID 例數 平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      27 15 8.91 9.00 0.69 -0.91 ?1?00 0.85
      28 15 9.53 9.50 0.44 -0.29 -0.45 0.31
      29 15 8.60 10.00 2.38 -1.22 0.00 2.19
      30 15 8.86 9.00 0.81 -0.96 -1.00 0.92
       
      表5?10按服務項目付費模式下,第6場實驗患者效益的統計表
      受試對象
      ID 觀測 例數 B的)?B(『)
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      1 15 8.55 8.80 0.76 -1.59 -1.00 0.86
      2 15 &69 8.80 0.78 -0.38 -1.00 0.89
      3 15 8.97 9.00 0.67 -0.18 -0.65 0.81
      4 15 &13 9.00 2.37 -0.65 -0.45 2.28
      5 15 8.54 &80 0.82 -0.04 -1.00 1.01
      6 15 9.21 9.00 0.53 -0.43 -0.50 0.60
      7 15 9.66 9.50 0.37 -0.63 0.00 0.23
      8 15 8.97 9.00 0.59 -0.46 -1.00 0.74
      9 15 9.75 10.00 0.34 -0.10 0.00 0.26
      10 15 9.01 9.00 0.51 -0.55 -1.00 0.65
      11 15 9.08 9.00 0.47 -0.61 -0.65 0.59
      12 15 &63 8.80 0.73 0.00 -1.00 0.89
      13 15 9.47 9.50 0.44 -0.30 0.00 0.46
      14 15 &62 9.00 0.88 -0.88 -1.00 0.95
      15 15 9.82 10.00 0.27 -1.76 0.00 0.00
      16 15 9.75 10.00 0.28 -0.75 0.00 0.18
      17 15 8.51 8.80 1.01 -2.23 -1.00 1.08
      18 15 9.66 10.00 0.45 -0.65 0.00 0.22
      19 15 9.46 9.50 0 •力 -2.50 0.00 0.77
      20 15 &74 9.00 0.64 -0.04 -1.00 0.82
      21 15 8.70 9.00 1.12 -0.68 -0.65 1.15
      22 15 8.49 8.50 0.79 0.00 -1.50 0.94
      23 15 8.24 8.00 L14 -0.91 -2.00 1.31
      24 15 &94 9.00 0.83 -1.51 -0.50 0.93
      25 15 9.21 9.45 0.60 4.82 -0.50 0.66
      26 15 9.68 9.50 0.27 0.00 0.00 0.23
      27 15 8.73 8.80 0.71 -0.91 -1.00 0.82
      28 15 9.24 9.45 0.53 -0.29 -0.50 0.62
      29 15 2.10 1.50 1.46 -1.22 -8.50 1.72
      30 15 9.62 9.50 0.24 -0.96 0.00 0.25
      5.1.5最優患者效益決策
      由統計結果可知,在按服務項目付費的支付方式下,1160(4345%)個衛生服務決策 是最優患者效益決策,1510(56.55%)個衛生服務決策是非最優患者效益決策。其中受 試對象為患者類型1A提供的178個服務決策中有163 (91.57)個服務決策為最優患者 效益決策,其次是患者類型3B和3D獲得了 134(75.28%)個最優患者效益決策,但是 患者2B獲得178個服務決策中僅有28(15.73%)個服務決策為最優患者效益決策;且各 種患者類型下選擇最優患者效益決策的構成比之間具有顯著的統計學差異(p<0.05,雙 側Pearson卡方檢驗兒隨著健康類型的變差,受試對象為其提供的衛生服務決策中最 優患者效益決策的構成比變高,且各類型構成比的差異具有統計學意義(p<0.05,雙側 Pearson卡方檢驗)。盡管男受試對象1155 (力xl5=1155)個觀測結果中有515(44.59%) 個觀測數據為最優患者效益決策,比女受試對象少20.16%,但男女受試對象之間的構 成比沒有統計學差異(p>0?05,雙側Pearson卡方檢驗)。詳細結果參見下表5-11«
      表5?11按服務項目付費下,最優患者效益決策構成比統計表
      特征變量 選擇(構成比) 未選擇(構成比) 觀測例數
      患者類型 0.000
      1A 163(91.57%) 15(8.43%) 178
      1B 53(29.78%) 125(70.22%) 178
      1C 61(34.27%) 117(65.73%) 178
      1D 38(21.35%) 140(7&65%) 178
      1E 51(2&65%) 127(71.35%) 178
      2A 47(26.40%) 131(73.60%) 178
      2B 28(15.73%) 150(84.27%) 178
      2C 50(2&09%) 128(71.91%) 178
      2D 42(23.60%) 136(76.40%) 178
      2E 87(48.88%) 91(51.12%) 178
      3A 84(47.19%) 94(52.81%) 178
      3B 134(75.28%) 44(24.72%) 178
      3C 123(69,10%) 55(30.90%) 178
      3D 134(75.28%) 44(24.72%) 178
      3E 65(36.52%) 113(63.48%) 178
      健康類型 0.000
      1 366(41.12%) 524(5&88%) 890
      2 254(28.54%) 636(71.46%) 890
      3 540(60.67%) 350(39.33%) 890
      續表
      特征變量 選擇(構成比) 未選擇(構成比) 觀測例數 d
      性別 0.306
      515(44.59%) 640(55.41%) 1155
      645(42.47%) 870(57.43%) 1515
      總計 1160(43.45%) 1510(56.55%) 2670
      注:1值為雙側Pearson卡方檢驗的結果。
       
      5.2按人頭付費 5.2.1總體水平
      在按人頭付費的模式下,對受試對象的衛生服務決策所產生的患者效益進行統計得 出,此模式下的平均患者效益霽⑷/從為&81 (中位數:10.00,標準差:2.17),這比 最優服務決策下的平均患者效益5(孑)少10.29%,雙側Wilcoxon signed-rank檢驗得出 按人頭付費模式下的患者效益與最大化患者效益B(『)之間的差異具有統計學意義 (p<0.0Do受試對象的衛生服務決策產生的患者效益與最大化患者效益的偏離數量 △B⑷=B("B(『)(若AB⑷=0則說明此時為最大化的效益),平均偏離數量為-1.00 (中位數:0.00,標準差:2.12),與0的Wilcoxon signed-rank檢驗得出此偏離有統計 學意義(”0?01)。
      此外,本研究對此模式下不同性別的受試對象的服務決策所產生的患者效益進行統 計分析得出,女受試對象的衛生服務決策產生的平均患者效益為&78個實驗室代幣(中 位數:10.00,標準差:2.17),比最優服務決策下的平均患者效益§(『)少10.59%,雙側 Wilcoxon signed-rank檢驗得出按人頭付費模式下女受試對象的服務決策產生的患者效 益與最優患者效益B(『)之間的差異具有統計學意義(嚴0?01),同時平均偏離數量ABS) 為-1.04(中位數:0.00,標準差:2.12),與0的雙側Wilcoxon signed-rank檢驗得出AB© 有統計學意義(嚴0?01);男受試對象的衛生服務決策產生的平均患者效益為&86個實 驗室代幣(中位數:10.00,標準差:2.16),比最優服務決策下的平均患者效益0(^)少 9.78%,雙側Mlcoxon signed-rank檢驗得出按人頭付費模式下男受試對象的服務決策產 生的患者效益與最優患者效益B(孑)之間的差異具有統計學意義(嚴0?01),同時平均偏 離數量AB©)為-0.96 (中位數:0.00,標準差:2.11),與 0 的雙側 Wilcoxon signed-rank 檢驗得出ABS)有統計學意義(p<0.01)o盡管男受試對象的衛生服務決策產生的患者效 益比女受試對象產生的患者效益多0.91%,但差異不具有統計學意義(p>0.05,兩獨立 樣本的雙側Mann?Whitney U檢驗)©
      綜上所述,從總體水平上來說,按人頭付費的支付方式下,受試對象的衛生服務決 策產生的患者效益少于最優患者效益,這也說明受試對象在按人頭付費模式下對患者效 益的選擇量低于最優患者效益。
      522三種健康類型
      本研究對健康類型好、中、差的患者所獲得患者效益進行統計分析得出,按人頭付 費模式下,三種健康類型的患者從受試對象的衛生服務決策中所獲得健康效益均低于最 優衛生決策下的平均患者效益:健康類型為好的患者所獲得的平均患者效益為9.53個 實驗室代幣(中位數:10.00,標準1.69),比最優患者效益B@)少4.70%,雙側 Wilcoxon signed-rank檢驗得出按人頭付費模式下受試對象的服務決策產生的患者效益 與最優患者效益B(『)之間的差異具有統計學意義(p<0.01);健康類型為中等的患者所 獲得的平均患者效益為&86個實驗室代幣(中位數:10.00,標準差:2.44),比最優患 者效益B(g)少11.40%,雙側Mlcoxon signed-rank檢驗得出按人頭付費模式下受試對象 的服務決策產生的患者效益與最優患者效益B(『)之間的差異具有統計學意義(嚴0.01); 健康類型為差的患者所獲得的平均患者效益為&04個實驗室代幣(中位數:9.00,標準 差:2.05),比最優患者效益B(C)少14.92%,雙側Wilcoxon signed-rank檢驗得出按人 頭付費模式下受試對象的服務決策產生的患者效益與最優患者效益B(孑)之間的差異具 有統計學意義(嚴0?01),詳細數據見表5-12。
      三種健康狀況患者效益損失比Lcap=( B(g卜B(^*))/ 進行統計可知 -0.114;巧嚴-0.047; -0.149,即健康狀況好的患者的平均效益損失比為Q047
      (標準差:0.17,中位數:0.00),健康狀況中等的患者的平均效益損失比為0114 (標 準差:0.24,中位數:0.00),健康狀況差的患者的平均效益損失比為-0.149 (標準差: 0.21,中位數:-0.05)?
      此外,本研究分析了男受試對象與女受試對象的衛生服務決策所產生的患者效益進 行統計得出,盡管三種健康類型下,男女受試對象的服務決策產生的患者效益有少量差 異,但差異不具有統計學意義,兩獨立樣本的雙側Mann-Whitney U檢驗得出p值均大 于0.05o詳細結果見下表543 o
      綜上所述,按人頭付費的支付方式下,三種健康狀況下的患者效益均小于最優患者
      效益,也說明按人頭付費這一支付方式激勵醫生為三種健康狀況的患者選擇小于最優患 者效益的決策。隨著患者健康狀況的變差,患者損失的效益就越多。
      表5?12按人頭付費模式下,三種健康類型下患者效益的統計表
      健康類型 觀測例數 平均數 中位數 標準差
      1 890 8.86 10.00 2.44 0.000
      2 890 9.53 10.00 1.69 0.000
      3 890 &04 9.00 2.05 0.000
      注:丫按人頭付費模式下,三種健康類型的患者所獲得的患者效益與最優患者效 益的雙側 Wilcoxon signed-rank 檢驗。
       
      表5-13按人頭付費模式下,男、女受試對象的服務決策所產生的患者效益統計表
      男受試對象 女受試對象
      數 均 平 數 位 中 差 準 標 觀測 例數 數 均 平 數 位 中 差 準 標
      11 5
      8
      3 *
      .92
      & 00
      10. 05
      5 *
      .81
      & 00
      10.0 8
      3
      2. 8
      5
      S-O
      6
      2 5
      8
      3 *
      57
      9. 00
      10.0 9
      ,6
      11 05
      5 *
      50
      9. 00
      10.0 9
      6
      1* 1
      27
      0.
      3 5
      8
      3 *
      08 00
      9.0 5
      .9
      11 05
      5 *
      .02
      & 00
      9.0 13
      2. 11
      9
      9
      6
      注:猴按人頭付費模式下,受試對象提供患者效益的性別差異,p值來自于兩獨立樣本的雙側 Mann-WhitneyU檢驗;★按人頭付費模式下,不同性別的受試對象為三種健康類型的患者所提供的 患者效益與最優患者效益的雙側Wilcoxon signed-rank檢驗且p在1%水平上具有顯著性。
       
      5?2?3十五種患者類型
      本研究統計了受試對象為十五種患者提供衛生服務決策所產生的患者效益進行了
      172
      統計,得出十五種類型患者所獲得的平均患者效益窈⑷/恥(E(q)jCAP Bj認q)
      i = 1
      /178)均小于最優患者效益B(『),雙側Wilcoxon signed-rank檢驗得出受試對象為十五 種患者提供的衛生服務決策所產生的患者效益與最優患者效益之間的差異均具有顯著 性(p<0.01)o詳情參見下表5-14。
      此外,本研究對男受試對象、女受試對象的衛生服務決策所產生的患者效益進行統 計得出,男、女受試對象對十五種類型的患者所提供的衛生服務決策產生的患者效益均 無統計學差異(p>0?05,兩獨立樣本的雙側MarnvWhitney U檢驗)。男、女受試對象的 衛生服務決策所產生的平均患者效益與最優患者效益之間的差異可參見下表5-15o
      in
      表5J4按人頭付費模式下,十五種類型的患者所獲得的患者效益的統計表
      患者類型 觀測例數 平均數 中位數 標準差 P1
      1A 178 8.72 10.00 2.67 0.000
      1B 178 8.77 10.00 2.54 0.000
      1C 178 8.91 10.00 2.35 0.000
      1D 178 8.93 10.00 2.23 0.000
      1E 178 8.97 10.00 2.39 0.000
      2A 178 9.22 10.00 2.30 0.000
      2B 178 9.63 10.00 1.41 0.000
      2C 178 9.59 10.00 1.49 0.000
      2D 178 9.58 10.00 1.65 0.000
      2E 178 9.65 10.00 L43 0.000
      3A 178 7.88 9.00 2.19 0.000
      3B 178 7.95 9.00 2.12 0.000
      3C 178 8.06 9.00 2.03 0.000
      3D 178 8.18 9.00 1.92 0.000
      3E 178 8.15 9.00 2.00 0.000
      注:t按人頭付費模式下,十五種類型患者效益B瓜9)與最優患者效益B(gT的雙側 Wilcoxon signed-rank 檢驗。
       
      表5J5按人頭付費下,男、女受試對象的衛生服務決策所產生的患者效益統計表
      男受試對象 女受試對象
      S 數 均 平
      差 準 標 數 均 平 數 位 中 差 準 標 -
      1A 9
      6
      & 00
      10.0 79
      2 1
      11 75
      & 00 8
      5
      2. 97
      1B 3
      6
      & 00
      10.0 3
      8
      2 11
      11 8
      8
      & 00 2
      3 6
      9
      9
      2 *
      9
      9
      & 00
      10.0 8
      5 11 5
      8
      6 00
      10. 17
      2 5
      6
      O
      1D *
      24
      9. 00
      10. .91
      1 1
      11 70
      & 00
      10.0 2 11
      06
      1E 08
      9.0 00
      10. 4
      3
      2. 11 9
      8 & 00
      10.0 44 8
      3
      9
      a
      A 08
      9 00
      10. 1A
      11
      2
      3
      9. 00
      10.0 15
      2 2
      8
      1A
      2B *
      7
      7
      9 1 09 1 IT *
      3
      5
      9 00
      10.0 .61 13
      1A
      2C *
      8
      6
      9 00
      10.0 43
      11 1 *
      IX
      5
      9 00
      10. 5
      11 44
      1
      T) *
      8
      5
      9 00
      10.0 .80 U
      11 8
      5
      9. 00
      10. 3
      11 00
      .6C
      2E *
      74
      9.7 00
      10. 2
      .2
      11 10 *
      8
      5
      9 00
      10. .57
      1* 3
      2
      6
      0.
      % *
      9
      7 00
      9.0 9
      ,2
      2 *
      6
      8
      7 00
      9. 13 £ 11
      8
      3
      0.
      3B *
      97
      7. 00
      9.0 05
      2 IX *
      3
      9
      7 00
      9.0 18
      2
      3C *
      14
      & 00
      9.0 74
      11 11 *
      O
      & 00
      9.0 3
      2
      2 5
      67
      0.
      3D *
      16
      & 00
      9.0
      11 1
      10 *
      .20
      & 00
      9.0 Q4 18
      3
      3E *
      3
      2
      & nn 5
      .8 -1
      11 *
      8
      & 00
      9. 11 1*
      2 03
      .7
      注:派男、女受試對象的衛生服務決策所產生的患者效益巧曲)之間的性別差異,p值來自于兩獨立 樣本的雙側Mann-Whitney U檢驗;”男、女受試對象的衛生服務決策所產生的患者效益巧叢?)分別
      與最優患者效益B(q*)的雙側Wilcoxon signed-rank檢驗且p在5%水平上具有顯著性。
      5.2.4個體水平
      本研究對178位受試對象的衛生服務決策所產生的患者效益B^)進行描述性統計 分析得出,受試對象提供的平均患者效益的取值范圍為[1.25,9.82],同時對受試對象i 的衛生服務決策所產生的患者效益與最優患者效益的偏離數量AB淑?)(AB^?)= B誡q)?B(f),當誡滬時說明此時受試對象選擇的是最優患者效益所對應的服務決 策)進行了描述可知,平均偏離數量的范圍為[-8.57,0.00], 154位(86.52%)受試對象 的平均偏離數量為負值,剩下的24位(13.48%)受試對象的平均偏離數量為零。詳情 參見下表5?16至5-21。
      表5-16按人頭付費模式下,第1場實驗患者效益的統計表
      受試對象
      ID S B的) B如B(『)
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      1 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      2 15 9.23 9.00 0.80 -0.59 -0.45 0.81
      3 15 9.44 9.50 0.60 -0.38 -0.45 0.48
      4 15 7.80 9.00 2.72 -2.02 -0.45 2.79
      5 15 9.65 10.00 0.41 -0.17 0.00 0.36
      6 15 9.06 10.00 1.46 -0.76 0.00 1.24
      7 15 9.67 10.00 0.49 -0.15 0.00 0.22
      8 15 9.62 9.45 0.41 -0.20 0.00 0.41
      9 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      10 15 7.98 9.00 2.65 -1.84 -0.45 2.64
      11 15 7.85 8.50 2.31 -1.97 -1.50 2.12
      12 15 9.18 10.00 1.44 -0.64 0.00 1.23
      13 15 8.50 10.00 1.74 -1.32 0.00 1.55
      14 15 3.26 1.50 3.85 -6.56 -8.50 3.76
      15 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      16 15 6.94 7.00 3.09 -2.88 -3.00 2.99
      17 15 3.40 1.00 3.31 -6.42 -8.70 3.37
      18 15 1.25 L00 0.93 -8.57 -8.70 1.06
      19 15 &23 9.00 1.68 ?1?59 -0.50 1.58
      20 15 9.72 10.00 0.38 -0.10 0.00 0.28
      21 15 9.08 9.50 1*85 -0.74 0.00 1.76
      22 15 NA NA NA NA NA NA
      23 15 9.79 10.00 0.33 -0.03 0.00 0.12
      24 15 5.54 6.00 3.59 -4.28 -3.45 3.56
      25 15 9.69 10.00 0.37 -0.13 0.00 0.22
       
       
      續表
      受試對象
      ID 觀測 例數 B的)
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      26 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      27 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      28 15 8.10 8.50 1.44 -1.72 -1.50 1.26
      29 15 8.82 9.00 1.29 -1.00 -0.45 1.23
      30 15 NA NA NA NA NA NA
      表5?17按人頭付費模式下, 第2場實驗患者效益的統計表
      受試對象 觀測 B的) B 如B(/)
      ID 例數 平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      1 15 6.13 6.00 3.46 -3.69 -3.45 3.40
      2 15 9.47 10.00 0.83 -0.35 0.00 0.76
      3 15 9.38 10.00 0.94 -0.44 0.00 0.84
      4 15 6.67 10.00 4.88 -3.15 0.00 4.61
      5 15 9.25 10.00 1.10 -0.57 0.00 0.83
      6 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      7 15 9.67 10.00 0.49 -0.15 0.00 0.22
      8 15 9.67 10.00 0.49 -0.15 0.00 0.22
      9 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      10 15 9.58 10.00 0.68 -0.24 0.00 0.45
      11 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      12 15 9.58 10.00 0.68 -0.24 0.00 0.45
      13 15 9.59 9.50 0.47 -0.23 0.00 0.46
      14 15 9.67 10.00 0.49 -0.15 0.00 0.22
      15 15 9.22 10.00 1」0 -0.60 0.00 0.95
      16 15 9.67 10.00 0.49 -0.15 0.00 0.22
      17 15 9.67 10.00 0.49 -0.15 0.00 0.22
      18 15 9.67 10.00 0.49 -0.15 0.00 0.22
      19 15 7.78 7.00 1.70 -2.04 -3.00 1.55
      20 15 9.22 10.00 1.10 -0.60 0.00 0.95
      21 15 938 10.00 0.94 -0.44 0.00 0.84
      22 15 8.67 10.00 1.95 -1.15 0.00 1.68
      23 15 9.58 10.00 0.68 -0.24 0.00 0.45
      24 15 9.67 10.00 0.49 015 0.00 0.22
      25 15 5.77 6.00 3.62 -4.05 -3.45 3.51
      26 15 4.44 4.05 3.65 -538 -5.40 3.61
      27 15 9.73 10.00 0.42 -0.09 0.00 0.19
      28 15 9.67 10.00 0.49 -0.15 0.00 0.22
      29 15 9.38 10.00 0.94 044 0.00 0.84
      30 15 9.76 10.00 0.38 -0.06 0.00 0.16
       
       
      表5J8按人頭付費模式下,第3場實驗患者效益的統計表
      受試對象
      ID Bi認q) B 如B(/)
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      1 15 9.38 10.00 0.94 -0.44 0.00 0.84
      2 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      3 15 9.53 10.00 0.52 029 0.00 0.36
      4 15 &87 9.00 1.25 -0.95 -0.45 1.29
      5 15 9.73 10.00 0.42 -0.09 0.00 0.19
      6 15 9.79 10.00 033 -0.03 0.00 0.12
      7 15 4.87 3.00 3.33 -4.95 -6.45 3.28
      8 15 7.47 7.75 2.70 -235 -1.70 2.60
      9 15 9.23 9.50 0.97 -0.59 -0.45 0.88
      10 15 8.61 9.00 2.00 -1.21 -0.45 2.05
      11 15 8.36 10.00 3.48 -1.46 0.00 3.33
      12 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      13 15 9.30 10.00 1.03 -0.52 0.00 0.90
      14 15 9.43 10.00 0.82 -039 0.00 0.78
      15 15 9.08 10.00 2.35 -0.74 o.oa 2.36
      16 15 8.31 9.45 2.93 -1.51 -0.45 3.00
      17 15 9.50 10.00 0.82 -0.32 0.00 0.59
      18 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      19 15 6.92 7.75 3.20 -2.90 -1.70 3.23
      20 15 &90 9.00 L25 -0.92 ■0.45 1.22
      21 15 9.75 10.00 0.34 0.07 0.00 0.26
      22 15 6?83 9.00 3.64 -2.99 -0.50 3.72
      23 15 3.23 0.75 4.24 -6.59 -8.70 4.16
      24 15 7.76 9.00 2.31 206 -1.00 2.26
      25 15 &47 10.00 1.96 -1.35 0.00 1.71
      26 15 7.75 9.00 3.01 -2.07 -0.45 3.04
      27 15 9.60 10.00 0.51 -0.22 0.00 0.31
      28 15 9.59 10.00 0.79 -0.23 0.00 0.78
      29 15 9.05 10.00 1.22 OT7 0.00 1.02
      30 15 9.18 10.00 1.10 -0.64 0.00 1.06
       
      5-19 按人頭付費模式下,第4場實驗患者效益的統計表
      受試對象
      ID 觀測 例數 B亓曲)?B(g )
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      1 15 8.85 10.00 1.29 -0.97 0.00 1.15
      2 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      3 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
       
       
      續表
      受試對象 觀測 Ba(g) B的)?B(『)
      ID 例數 平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      4 15 &90 10.00 1.56 -0.92 0.00 1.37
      5 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      6 15 9.67 10.00 0.49 -0.15 0.00 0.22
      7 15 9.67 10.00 0.49 -0.15 0.00 0.22
      8 15 9.21 10.00 1.44 -0.61 0.00 1.24
      9 15 9.67 10.00 0.49 -0.15 0.00 0.22
      10 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      11 15 8.85 10.00 1.45 -0.97 0.00 132
      12 15 9.76 10.00 0.38 -0.06 0.00 0.16
      13 15 9.79 10.00 0.33 -0.03 0.00 0.12
      14 15 9.79 10.00 0.33 -0.03 0.00 0.12
      15 15 8J0 7.75 1.91 -1.72 -1.70 1.74
      16 15 9.67 10.00 0.49 -0.15 0.00 0.22
      17 15 9.10 10.00 1.49 -0.72 0.00 1.26
      18 15 9.67 10.00 0.49 -0.15 0.00 0.22
      19 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      20 15 8.22 7.75 1.45 •L60 -1.70 1.40
      21 15 9.58 10.00 0.68 -0.24 0.00 0.45
      22 15 &02 7.75 1.54 -L80 -1.70 1.44
      23 15 9.70 10.00 0.46 -0.12 0.00 0.21
      24 15 9.63 10.00 0.48 -0.19 0.00 0.23
      25 15 7.67 7.00 1.76 -2.15 -3.00 1.59
      26 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      27 15 9.79 10.00 0.33 -0.03 0.00 0.12
      28 15 8.70 10.00 1.60 -1.12 0.00 1.44
      29 15 9.67 10.00 0.49 -0.15 0.00 0.22
      30 15 9.63 10.00 0.48 -0.19 0.00 0.23
       
      表5?20 按人頭付費模式下, 第5場實驗患者效益的統計表
      受試對象 觀測 B細 B 如B(/)
      ID 例數 平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      1 15 8.67 8.80 1.21 -1.15 -0.65 1.22
      2 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      3 15 8.52 9.00 1.41 -1.30 -1.00 1.22
      4 15 9.70 10.00 0.46 -0.12 0.00 0.21
      5 15 9.62 10.00 0.77 -0.20 0.00 0.77
      6 15 8.28 9.00 1.65 -1.54 -1.00 1.54
      7 15 9.70 10.00 0.46 -0.12 0.00 0.21
       
       
      續表
      受試對象
      ID 認 q) Ba(g)?B(y)
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      8 15 8.19 9.50 2.86 -1.63 0.00 2.79
      9 15 9.67 10.00 0.49 -0.15 0.00 0.22
      10 15 9.00 9.00 1.11 -0.82 045 1.06
      11 15 5.29 6.00 3.18 453 -3.45 3.21
      12 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      13 15 9.32 9.45 0.64 -0.50 0.00 0.73
      14 15 8.94 9.00 0.85 -0.88 -0.50 0.89
      15 15 6.47 7.00 3.65 -3.35 -3.00 3.48
      16 15 9.66 10.00 0.45 -0.16 0.00 0.22
      17 15 432 1.50 4.30 -5.50 -8.50 4.20
      18 15 9.52 10.00 0.79 -0.30 0.00 0.77
      19 15 5.43 4.05 3.65 -4.39 -5.40 3.57
      20 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      21 15 8.63 9.00 1.14 -L19 -1.00 1.09
      22 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00.
      23 15 9.33 10.00 1.02 -0,49 0.00 0.91
      24 15 7.47 7.00 2.66 -2.35 -3.00 2.55
      25 15 9.64 10.00 0.64 -0.18 0.00 0.45
      26 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      27 15 9.67 10.00 0.49 -0.15 0.00 0.22
      28 15 9.47 10.00 0.83 -0.35 0.00 0.76
      29 15 5.98 6.75 2.39 -3.00 2.28
      30 15 8.87 10.00 1.81 -0.95 0.00 1.56
       
      表 5-21 按人頭付費模式下, 第6場實驗患者效益的統計表
      受試對象
      ID B腦) B嗆)?B(『)
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      1 15 &43 9.50 1.82 4.39 -0.45 1.63
      2 15 9.13 10.00 1.16 -0.69 0.00 0.99
      3 15 9.67 10.00 0.49 -0.15 0.00 0.22
      4 15 9.53 10.00 0.81 -0.29 0.00 0.59
      5 15 8.82 10.00 1.59 -1.00 0.00 1.38
      6 15 8.90 9.00 1.25 -0.92 -0.45 1.22
      7 15 9.02 10.00 1.22 -0.80 0.00 1.12
      8 15 9.67 10.00 0.49 -0.15 0.00 0.22
      9 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      10 15 9.67 10.00 0.49 -0.15 0.00 0.22
      11 15 9.67 10.00 0.49 -0.15 0.00 0.22
       
       
      受試對象
      ID 1颶 B力曲)
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      12 15 8.98 9.00 0.94 -0.84 -0.45 0.97
      13 15 9.67 10.00 0.49 -0.15 0.00 0.22
      14 15 7.70 7.75 2.24 -2.12 -1.70 2.17
      15 15 9.73 10.00 0.42 -0.09 0.00 0.19
      16 15 9.79 10.00 0.33 -0.03 0.00 0J2
      17 15 &62 9.00 1.48 -1.20 0.00 1.37
      18 15 9.82 10.00 0.27 0.00 0.00 0.00
      19 15 9.73 10.00 0.42 -0.09 0.00 0.19
      20 15 9.50 10.00 0.82 -0.32 0.00 0.59
      21 15 8.70 10.00 1.60 -1.12 0.00 1.44
      22 15 8.12 10.00 2.28 ■1.70 0.00 2.07
      23 15 9.67 10.00 0.49 -0.15 0.00 0.22
      24 15 9.64 10.00 0.64 -0.18 0.00 0.45
      25 15 9.67 10.00 0.49 -0.15 0.00 0.22
      26 15 9.70 10.00 0.46 -0.12 0.00 0.21
      27 15 9.02 10.00 1.22 -0.80 0.00 1.12
      28 15 9.73 10.00 0.42 -0.09 0.00 0.19
      29 15 2.10 1.50 1.46 -7.72 -8.50 1.72
      30 15 9.76 10.00 0.38 006 0.00 0.16
       
      525最優患者效益決策
      根據統計結果可知,在按人頭付費這一支付方式下,61.99%的服務決策是最優患者 效益決策,38.01%的為非最優效益決策。其中157個(88.20%)服務決策為患者類型 2D提供了最優患者效益決策,而僅有46 (25.84%)的受試對象為患者類型3B提供了 最優患者效益決策,且各種患者類型下選擇最優患者效益決策的構成比之間具有顯著的 統計學差異(p<0?05,雙側Pearson卡方檢驗)。且隨著健康狀況的變差,最優患者效益 決策的構成比降低,且三種健康類型之間構成比的差異也具有統計學意義(p<0.05,雙 側Pearson卡方檢驗)。盡管男受試對象所提供的1155 (77x15=1155)個觀測結果中有 735(63.64%)個觀測數據為最優患者效益決策,比女受試對象少20.11%,但男女受試對 象之間的構成比沒有統計學差異(/?>0.05,雙側Pearscm卡方檢驗)。詳細結果參見下表 5-22 -
       
      表5?22按人頭付費下,最優患者效益決策構成比的統計表
      特征變量 選擇(構成比) 未選擇(構成比) 觀測例數
      患者類型 0.000
      1A 134(75.28%) 44(24.72%) 178
      1B 130(73.03%) 48(26.97%) 178
      1C 129(72.47%) 49(27.53%) 178
      1D 128(71.91%) 50(28.09%) 178
      1E 137(76.97%) 41(23.03%) 178
      2A 139(7&09%) 39(21.91%) 178
      2B 148(83.15%) 30(16.85%) 178
      2C 149(83.71%) 29(16.29%) 178
      2D 157(8&20%) 21(11,80%) 178
      2E 155(87.08%) 23(12.92%) 178
      3A 47(2640%) 131(73.60%) 178
      3B 46(25.84%) 132(74.16%) 178
      3C 48(26.97%) 130(73.03%) 178
      3D 54(30.34%) 124(69.66%) 178
      3E 54(3034%) 124(69.66%) 178
      健康類型 0.000
      1 658(73.93%) 232(26.07%) 890
      2 748(84.04%) 142(15,96%) 890
      3 249(27.98%) 641(72.02%) 890
      性別 0.126
      735(63.64%) 420(36.36%) 1155
      920(60,73%) 595(39.27%) 1515
      總計 1655(61.99%) 1015(3&01%) 2670
      注:%值為雙側Pearson卡方檢驗的結果。
       
      5.3按服務項目付費與按人頭付費的比較
      本文將從總體水平、三種健康類型、十五種患者類型水平上對兩種支付方式下受試 對象所提供的衛生服務量給患者帶來的效益進行比較,反映出支付方式對受試對象的患 者效益選擇行為帶來的影響及差異。
      53.1總體水平
      首先,本研究從總體水平上對兩種支付方式下受試對象的衛生服務所決策產生的患 者效益進行統計分析可得,按服務項目付費模式下受試對象的衛生服務決策所產生的患 者效益比按人頭付費模式下的患者效益多,且差異具有統計學顯著性(pvo.05,兩獨立 樣本的雙側Mann-Whitney U檢驗);數據統計可得,按服務項目付費模式下的平均患者 效益比按人頭付費模式下的平均患者效益肝橋多1.93% (0.17個實驗室代幣)。因 此,從總體水平上,按服務項目付費模式下的患者效益比按人頭付費下的患者效益多。 進一步對男、女受試對象的衛生服務所產生的患者效益進行統計發現,按服務項目付費 模式下女受試對象的衛生服務產生的患者效益比按人頭付費多2.40% (0.21個實驗室代 幣),按服務項目付費模式下男受試對象的衛生服務產生的患者效益比按人頭付費多 130% (0.12個實驗室代幣),且差異均具有統計學意義(嚴0?05,兩獨立樣本的雙側 Mann-Whitney U 檢驗)。
      5.3.2三種健康類型
      其次,本研究從三種健康類型層面上對兩種支付方式下的患者效益進行了統計分 析,參見下表5?1。由前面的統計分析可知,按服務項目付費模式下受試對象為健康狀 況中等的患者提供的衛生服務決策所產生的平均患者效益場/FS比按人頭付費模式下的 平均患者效益勵多3.50% (0.31個實驗室代幣);按服務項目付費模式下受試對象為 健康狀況差的患者提供的衛生服務決策所產生的平均患者效益鬲/fs比按人頭付費模式 下的平均患者效益岳多11.57% (0.93個實驗室代幣);但按服務項目付費模式下受 試對象為健康狀況好的患者提供的衛生服務決策所產生的平均患者效益場嚴$比按人頭 付費模式下的平均患者效益肪孑從少7.56% (0.72個實驗室代幣)。兩獨立樣本的雙側 Mann-Whitney U檢驗可知兩支付方式下,三種健康類型下的患者效益之間的差異均具 有統計學意義(p<0.001)e進一步對男女受試對象在兩種支付方式為三種健康類型的患 者提供的衛生服務所產生的患者效益進行分析,詳情可參加下圖5?2和5-3,且差異均 具有統計學意義(p<0.05,兩獨立樣本的雙側Mann-Whitney U檢驗)。
       
       
      圖54兩種支付方式下三種健康類型的患者所獲得的平均患者效益
       
       
      圖5-2女受試對象為三種健康類型的患者提供衛生服務所產生的平均患者效益
       
       
      圖5-3男受試對象為三種健康類型的患者提供衛生服務所產生的平均患者效益
      5.3.3十五種患者類型
      第三,本研究從十五種患者類型層面上對兩種支付方式下受試對象的衛生服務決策 所產生的患者效益進行了統計分析,可參加下圖5-4。由數據統計可得,按服務項目付 費模式下受試對象為健康狀況好的五種患者提供的衛生服務決策所產生的平均患者效 益鳥嚴s比按服務項目付費模式下的平均患者效益場fAP都少,但按服務項目付費模式下 受試對象為健康狀況中等、差的十種患者提供的衛生服務決策所產生的平均患者效益 B/FS比按服務項目付費模式下的平均患者效益町都多。兩獨立樣本的雙側 Mann-Whitney U檢驗可知兩支付方式下,除受試對象在兩種支付方式下為患者3E提 供的衛生服務所產生的患者效益之間無統計學差異(尸0.784),其余的十四種類型的患 者所獲得的患者效益之間的差異均具有統計學意義(^<0.001 )o進一步對男女受試對象
      為十五種類型的患者提供衛生服務所產生的患者效益進行統計分析,差異見下圖5-5和
      5-6o除了男.女受試對象在兩種支付方式下為患者3E提供的衛生服務所產生的患者效 益之間無統計學差異外,其余的十四種患者類型下男受試對象在兩種支付方式下所提供 的衛生服務所產生的患者效益均具有統計學意義(嚴0?05,兩獨立樣本的雙側
      Mann-WhitneyU檢驗),其余的十四種患者類型下女受試對象在兩種支付方式下所提供
      的衛生服務所產生的患者效益均具有統計學意義(p<0.05,兩獨立樣本的雙側
       
       
      圖5?4兩種支付方式下十五種類型的患者所獲得的平均患者效益
       
       
      圖5-5女受試對象為十五種康類型的患者提供衛生服務所產生的平均患者效益
       
       
      圖5-6男受試對象為十五種康類型的患者提供衛生服務所產生的平均患者效益
      5.3.4最優患者效益決策
      (1)單因素分析
      首先,本研究將從總體水平、三種健康類型、十五種患者類型及性別四個方面對受 試對象選擇最優患者效益決策的情況進行單因素統計分析。從總體水平上可得,按人頭 付費模式下2670個衛生服務決策中有1655個衛生服務決策提供了最優患者效益決策, 比按服務項目付費模式下多42.67%;雙側Pearson卡方檢驗可知,兩支付方式下受試對 象選擇最優最優患者效益決策的構成比之間具有顯著的統計學差異(pVO.OOl)。對男、 女受試對象在兩種支付方式下選擇最優患者效益決策的頻數(構成比)統計得出,男受 試對象在按服務項目付費模式下最優患者效益決策的頻數比按人頭付費少220個 (29.93%),女受試對象在按服務項目付費模式下最優患者效益決策的頻數比按人頭付 費少275個(29.89%),且差異分別具有統計學意義(p<0.001,雙側Pearson卡方檢驗)。
      從三種健康類型層面上,受試對象在按人頭付費的模式下為健康狀況好(中等)的 患者提供的890個服務決策中有748 (658)個最優患者效益決策,比按服務項目付費 下多494 (292)個最優患者效益決策數量;但受試對象在按人頭付費的模式下為健康 狀況差的的患者提供的890個服務決策中有249個最優患者效益決策,比按服務項目付 費下少291個最優患者效益決策數量;雙側Pearson卡方檢驗可知,三種健康狀況下, 受試對象選擇最優患者效益決策在兩支付方式之間的構成比的差異具有顯著性(p< 0.001 )o進一步對男、女受試對象在兩種支付方式下對三種健康狀況的患者提供最優患 者效益決策的頻數(構成比)進行統計分析,詳情見下表5?23;且構成比的差異均具有 顯著性(p<0?001, Pearson卡方檢驗)。從十五種患者類型層面上,雙側Pearson卡方 檢驗可知,十五種患者類型下,受試對象選擇最優患者效益決策在兩支付方式之間的構 成比的差異具有顯著性(pvo.ooi)。
      表5-23男、女受試對象分別在兩種支付方式下選擇B(9)max的頻數(構成比)統計表
      特征變量 按服務項目付費 按人頭付費 Pearson卡方值 p值
      健康類型1 200 (35.71%) 360 (64.29%) 102.603 0.000
      健康類型2 135 (24.37%) 419 (75.63%) 322.466 0.000
      健康類型3 310 (68.74%) 141 (31.26%) 114.421 0.000
      健康類型} 166 (35.78%) 298 (64.22%) 94493 0.000
      健康類型2 119 (26.56%) 329 (73.44%) 235.394 0.000
      健康類型3 230 (68.05%) 108 (31.95%) 78489 0.000
       
      (2)多因素分析
      其次,本研究對是否選擇最優患者效益決策的影響因素進行了二值Logit, Probit, C11模型的多因素分析,納入的自變量有支付方式、健康類型、及受試對象的性別。根 據統計結果可知,相對于按人頭付費,按服務項目付費的支付方式對受試對象選擇最優 患者效益決策具有負向作用(系數均為負數且p值均小于0.01),即按人頭付費激勵受 試對象提供更多的患者效益最大化決策。結果見下表5-24到5-26o
      表5?24最優患者效益決策影響因素的二值Logit模型結果表
      解釋變量(參照組) 模型 二值 Logit
      系數 標準誤丫 Z值 95%置信區間
      支付方式(按人頭付費) -0.968*** 0.092 -10.530 -1.148 -0.788
      健康類型(健康類型沖等)
      健康類型•好 -0.066 0.075 -0.880 -0.212 0.081
      健康類型•差 -0.700*** 0.085 -8.240 -0.867 -0.534
      性別•男(女) 0.140 0.153 0.920 -0.160 0.440
      常數項 2.168*** 0.214 10.130 1.748 2.587
       
       
      續表
      解釋變量(參照組) 模型 二值 Logit
      系數 標準誤十 Z值 95%置信區間
      1.517
      % 2 0.295
      觀測例數 5340
      注:表示通過了 1%的顯著性檢驗;t標準誤均為穩健標準誤。
       
      表5?25最優患者效益決策影響因素的二值Probit模型結果表
      二值 Probit
      解釋變量(參照組) 模型 系數 標準誤丫 Z值 95%置信區間
      支付方式(按人頭付費) -0.572*** 0.055 -10.460 -0.679 -0.465
      健康類型(健康類型•中等)
      健康類型•好 -0.046 0.046 -0.990 -0.136 0.045
      健康類型-差 -0.408*** 0.050 -8.230 -0.505 -0.311
      性別•男(女) 0.088 0.110 0.800 -0.129 0.30*
      常數項 1.272*** 0.137 9.290 1.004 1.540
      ©2 0.520
      siik 2 0.114
      觀測例數 5340
      注:***表示通過了 1%的顯著性檢驗;丫標準誤均為穩健標準誤。
       
      表5?26最優患者效益決策影響因素的二值C11模型結果表
      二值CU
      解釋變量(參照組) 模型 系數 標準誤丫 Z值 95%置信區間
      支付方式(按人頭付費) -0.760*** 0.071 -10.630 -0.900 -0.620
      健康類型(健康類型•中等)
      健康類型■好 -0.024 0.053 -0.450 -0.127 0.079
      健康類型•差 -0.602*** 0.065 -9.280 -0.729 -0.474
      性別•男(女) 0.158 0.134 1.180 -0.104 0.420
      常數項 1.237® 0.270 4.580 0.707 1.766
      ©2 0.662
      頤2 0.285
      觀測例數 5340
      耳★"表示通過了 1%的顯著性檢驗;十標準誤均為穩健標準誤。
      本章小結
      本章分別對按服務項目付費和按人頭付費下的患者效益進行了分析并比較了兩支 付方式下的患者效益的差異,以反映兩種支付方式下醫生對患者效益的選擇行為及兩支 付方式下患者效益選擇行為的差異。具體結果為:
      (1)按服務項目付費:從總體水平上,按服務項目付費的支付方式下,受試對象 的衛生服務決策產生的患者效益少于最優患者效益,這也說明受試對象在按服務項目付 費模式下對患者效益的選擇量低于最優患者效益;隨著患者健康狀況的變差,患者損失 的效益就越少;十五種類型患者所獲得的平均患者效益小于最優患者效益;91.57%的受 試對象的衛生服務決策所產生的患者效益與最優患者效益的平均偏離數量為小于零。 43.45%的衛生服務決策是最優患者效益決策;隨著健康類型的變差,受試對象為其提供 的衛生服務決策中最優患者效益決策的構成比變高。
      (2)按人頭付費:從總體水平上,按人頭付費的支付方式下,受試對象的衛生服 務決策產生的患者效益少于最優患者效益,這也說明受試對象在按人頭付費模式下對患 者效益的選擇量低于最優患者效益;隨著患者健康狀況的變差,患者損失的效益就越多; 十五種類型患者所獲得的平均患者效益小于最優患者效益;86.52%的受試對象的衛生服 務決策所產生的患者效益與最優患者效益的平均偏離數量為小于零o61.99%的服務決策 是最優患者效益決策;隨著健康狀況的變差,最優患者效益決策的構成比降低。
      (3)按服務項目付費與按人頭付費的比較:按服務項目付費模式下受試對象的衛 生服務決策所產生的患者效益比按人頭付費模式下的患者效益多;按服務項目付費模式 下受試對象為健康狀況中等(差)的患者提供的衛生服務決策所產生的平均患者效益比 按人頭付費模式下的平均患者效益多3.50% (11.57%);但按服務項目付費模式下受試 對象為健康狀況好的患者提供的衛生服務決策所產生的平均患者效益比按人頭付費模 式下的平均患者效益少7.56%。單因素及多因素分析顯示按人頭付費模式下最優患者效 益決策的數量比按服務項目付費模式下多42.67%;受試對象在按人頭付費的模式下為 健康狀況好(中等)的患者提供的最優患者效益決策的數量比按服務項目付費下多,為 健康狀況差的患者提供的最優患者效益決策的數量比按服務項目付費下少。
      第六章醫生凈收益
      由實驗設計可知,在按服務項目付費的模式下,當受試對象為患者/A提供5個衛 生服務量時,其獲得凈收益最大為8.00;當受試對象為患者JB. jC、JD、JE提供10個 衛生服務量時,其獲得凈收益最大分別為12.50、&30、13.60、13.00。如果受試對象總 是為患者提供自己最大化的服務決策,那么其可獲得平均凈收益冠雲(?)= (8.00x3+12.50x3+8.30x3+13.60x3+13.00x3 ) /15=11.08 個實驗室代幣。在按人頭付費 的模式下,當醫生為所有患者朋不提供醫療衛生服務即g=0時,此時醫生可獲得最大 化凈收益ng⑷ 為12.00個實驗室代幣,且平均凈收益冠更⑷=(12.00x15)/15=1200 個實驗室代幣。由此可知,若受試對象i總是提供可最大化自身凈收益的衛生服務量, 那么其平均凈收益將是12.00代幣。根據收集的實驗數據,本研究將分別從總體水竜上、 三種健康類型、十五種患者類型、個體水平上對醫生凈收益進行統計學描述,以反映按 服務項目付費、按人頭付費對受試對象的自身凈收益選擇行為的影響,以及在兩種支付 方式下的差異。
      6.1按服務項目付費
      6?1?1總體水平
      在按服務項目付費的模式下,對受試對象i的衛生服務決策所產生的凈收益龍(g)進 行統計得出,此模式下的平均凈收益冠⑷為&60 (中位數:&00,標準差:2.73),比 喬豐⑷ 少22.38%,雙側Wilcoxon signed-rank檢驗可得受試對象所獲得凈收益與最大 化凈收益之間具有顯著的統計學差異(p<0.00i)o對所有受試對象的凈收益叫減g)與最 大化凈收益H豐⑷的偏離數量△呵曲)(△吟曲)=呵曲)“豐⑷)進行統計分析可得,按 服務項目付費模式下的平均偏離數量為248 (中位數:-1.40,標準差:2.71), Wilcoxon signed-rank檢驗可知△電(?)與0之間具有顯著地統計學差異(p<0.01)©
      此外,本研究對此模式下不同性別的受試對象所獲得凈收益進行統計分析得出,女 受試對象在按服務項目付費模式下獲得平均凈收益為&61個實驗室代幣(中位數:8.00, 標準差:2.72),比祚瓷⑷ 少22.29%,差異具有統計學意義(嚴0?01,雙側Wilcoxon signed-rank檢驗);男受試對象所獲得平均凈收益為8.58個實驗室代幣(中位數:8.00, 標準差:2.75),比我霊⑷ 少22.56%,差異具有統計學意義(p<0.01,雙側Wilcoxon signed-rank檢驗)。雖然男受試對象所獲得平均凈收益比女受試對象獲得凈收益少 0.35%,但差異不具有統計學意義(卩>0?05,兩獨立樣本的雙側Mann-Whitney U檢驗)。
      綜上所述,在按服務項目付費模式下,醫生所獲得凈收益小于最大化凈收益,即這 一支付方式激勵醫生選擇凈收益小于最大化凈收益處瓷©)的決策。
      6.1.2三種健康類型
      本研究分別對三種健康狀況下受試對象所獲得凈收益進行了統計,受試對象為健康 狀況中等的患者提供的衛生服務所獲得的平均凈收益為&73個實驗室代幣(中位數: 8.00,標準差:2.65),比衽豐⑷ 少21.21%,雙側Wilcoxon signed-rank檢驗可知此時 的凈收益與最大化凈收益it瓷(g)之間具有顯著的統計學差異(p<0.05);受試對象為健康 狀況好的患者提供的衛生服務所獲得的平均凈收益為7.69個實驗室代幣(中位數:7.20, 標準差:2.95),比衽豐⑷ 少30.60%,雙側Wilcoxon signed-rank檢驗可知此時的凈收 益與最大化凈收益雹(g)之間具有顯著的統計學差異(p<0.05);受試對象為健康狀況差 的患者提供的衛生服務所獲得的平均凈收益為938個實驗室代幣(中位數:&00,標準 差:2.27),比元豐⑷ 少15.34%,雙側Wilcoxon signed-rank檢驗可知此時的凈收益與 最大化凈收益血瓷©)之間具有顯著的統計學差異9<0?05),詳細統計數據參見下表 6-1 o
      三種健康狀況下醫生的凈收益損失比瀘亠⑴⑷勺器⑷)/窕瓷⑷ 進行統計可知 ©囂=-0.193; ©釁=4290; ◎釁=0143,即受試對象為健康狀況好的患者提供衛生 服務所造成的凈收益損失比為-0.290 (標準差:0.25,中位-0.11);受試對象為健康 狀況中等的患者提供衛生服務所造成的凈收益損失比為-0.193 (標準差:0.21,中位數: -0.16);受試對象為健康狀況差的患者提供衛生服務所造成的凈收益損失比為-0.143 (標 準差:0.11,中位-0.05)o
      本研究對男女受試對象為三種健康類型的患者提供衛生服務所獲得凈收益進行了 分析可知,男、女受試對象所獲得平均凈收益比最大化凈收益it瓷(?)都少,差異均具
      有顯著性(p<0.05);但三種健康狀況下,男受試對象與女受試對象所獲得凈收益均無 統計學差異(衛>0?05,兩獨立樣本的雙側Mann-Whitney U W)-詳細統計數據參見下 表 6-2 o
      綜上所述,按服務項目付費模式下,受試對象所獲得凈收益均小于最大化凈收益 叱瓷(?),隨著患者健康狀況的變差,受試對象損失的凈收益就越小。
      表6-1按服務項目付費模式下,受試對象所獲凈收益統計表
      健康類型 觀測例數 平均數 中位數 標準差
      1 890 8.73 8.00 2.65 0.000
      2 890 7.69 7.20 2.95 0.000
      3 890 9.38 &00 2.27 0.000
      注「按服務項目付費模式下,受試對象為三種健康類型的患者提供衛生服務所 獲得的凈收益與最大化凈收益it的雙側Wilcoxon signed-rank檢驗。
       
      表6-2按服務項目付費模式下,男、女受試對象所獲凈收益統計表
      注:※按服務項目付費模式下,男、女受試對象為三種健康類型的患者提供衛生服務所獲得的 凈收益的兩獨立樣本的雙側ManmWhitneyU檢驗;★按服務項目付費模式下,男、女受試対象 為三種健康類型的患者提供衛生服務所獲得的凈收益與最大化凈收益ir器(?)的雙側Wilcoxon signed-rank檢驗且p在1%水平上具有顯著性。
      6.1.3十五種患者類型
      本研究對按服務項目付費模式下受試對象從為十五種患者類型提供的衛生服務所
      17»
      獲得的凈收益進行統計可知,受試對象所獲得平均凈收益(衽賈©)=》;:]戒9)/178) 均小于最大化凈收益霓器(?),雙側Wilcoxon signed-rank檢驗可知凈收益%)與最大化 凈收益軽瓷©)之間具有顯著的統計學差異(p<0.01)o詳細結果參見下表6-3。
      此外,對男、女受試對象所獲得的凈收益進行統計可得,十五種患者類型下男受試 對象、女受試對象所獲得的平均凈收益我匸⑷均小于最大化凈收益龍豐⑷,差異均具 有統計學意義(p<0.01)o但男受試對象、女受試對象之間的凈收益差異不存在統計學
       
      意義(p>0?05,兩獨立樣本的雙側Mann-Whitney U檢驗)。詳細結果參見表6-4。
      表6-3按服務項目付費下,受試對象所獲得凈收益統計表
      患者類型 觀測例數 平均數 中位數 標準差
      1A 178 7.74 &00 1.09 0.000
      1B 178 9.44 11.10 2.78 0.000
      1C 178 7.12 720 0.83 0.000
      1D 178 10.51 11.40 2.88 0.000
      1E 178 &84 7.40 3.18 0.000
      2A 178 6.88 8.00 1.73 0.000
      2B 178 &09 6.40 3.38 0.000
      2C 178 6.22 6.50 134 0.000
      2D 178 9.49 11.40 3.27 0.000
      2E 178 7.75 5,10 3.26 0.000
      3A 178 7.30 7.20 0.60 0.000
      3B 178 10.43 11.10 1.95 0.000
      3C 178 7.64 7.70 0.47 0.000
      3D 178 11.84 12.00 1.32 0.000
      3E 178 9.68 11.60 2.26 0.000
      注「按服務項目付費模式下,受試對象所獲得的凈收益只⑷與最大化凈收益盜⑷ 的雙側 Wilcoxon signed-rank 檢驗。
       
      表6?4 按服務項目付費下,男、女受試對象所獲得凈收益統計表
      男受試對象
      患者 類型 觀測 例數 平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差 P
      1A 77 7.72^ 8.00 1.17 101 7.77^ 8.00 1.04 0.763
      1B 77 9.41 11.10 2.83 101 9.46 11.10 2.75 0.864
      1C 77 7?12派 7.20 0.82 101 7.12^ 7.20 0.85 0.903
      1D 77 10.17 11.40 3.13 101 10.77* 11.40 2.67 0.695
      1E 77 &82獗 7.40 3.16 101 8.86" 7.40 3.21 0.877
      2A 77 6丹 8.00 1.75 101 6.97 獗 8.00 1.71 0.249
      2B 77 8.19^ 11.10 3.56 101 8.02 漩 6.40 3.26 0.918
      2C 77 6.26派 6.50 1.37 101 6.1尸 6.50 1.33 0.696
      2D 77 9.71 11.40 3.23 101 9.33^ 11.40 3.31 0.653
      2E 77 7.88^ 5」0 3.35 101 7.65^ 5.10 3.21 0.729
      3A 77 7.36s5 7.20 0.48 101 7.26 聚 7.20 0.69 0.801
      3B 77 10.22楽 11.10 2.08 101 10.59 獗 11.10 1.84 0.164
       
       
      男受試對象 女受試對象
      患者 類型 平均數 中位數 標準差 觀測 例數 平均數 中位數 標準差 P
      3C 77 7.66 糸 7.70 0.26 101 7.63* 7.70 0.58 0.210
      3D 77 11.82 楽 12.00 1.48 101 11.85* 12.00 1.19 0.883
      3E 77 9.5/ 1L60 2.27 101 9.75* 11.60 2.25 0.686
      注:派按服務項目付費模式下,男、女受試對象所獲得的凈收益忑(?)的兩獨立樣本的雙側 Mann-Whitney U檢驗;★按服務項目付費模式下,男、女受試對象所獲得的凈收益"(g)與最大化 凈收益it畫(?)的雙側Wilcoxon signed-rank檢驗且p在1%水平上具有顯著性。
       
      6.1.4個體水平
      本研究對178位受試對象所獲得凈收益進行統計分析,受試對象i所獲得的平均凈 收益的取值范圍為[2.79, 10.99];同時對受試對象i所獲得的凈收益韌⑷與最大化凈收 益佩豐S)的偏離數量(韌⑷w豐⑷)進行統計可得平均偏離數量的取值范圍為卜&29, -0.09],所有的受試對象的平均偏離數量均小于零。詳細數據參見下表6?5到640o
      表6-5按服務項目付費模式下,第1場實驗受試對象的凈收益統計表
      受試對象
      ID 觀測 例數 兀的)
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      1 15 6.53 5.90 2.51 455 -3.80 3.40
      2 15 7.65 7.20 2.46 -3.43 -2.20 2.77
      3 15 7.04 6.50 2.68 -4.04 -2.70 3.19
      4 15 10.07 11.10 2.07 -1.01 ?1?10 0.54
      5 15 6.74 6.40 2.17 434 -3.80 3.07
      6 15 10.23 11.10 2.04 -0.85 -0.60 0.73
      7 15 8.55 &00 2.12 -2.53 -1.40 2.52
      8 15 &49 7.70 2.29 -2.59 ■1.40 2.68
      9 15 7.14 6.50 2.51 -3.94 -3.80 3.14
      10 15 10.55 11.60 2.39 -0.53 -0.60 0.35
      11 15 9.35 11.10 2.39 -1.73 ?1?40 1.84
      12 15 10.12 11.10 2.27 -0.96 •1.10 0.70
      13 15 10.83 12.40 2.42 -0.25 0.00 0.45
      14 15 1039 11.10 2.19 -0.69 -0.60 0.58
      15 15 6.53 5.90 2.51 455 -3.80 3.40
      16 15 10.99 12.50 2.45 -0.09 0.00 0.36
      17 15 10.04 11.10 1.78 -1.04 ?1.40 0.77
      18 15 10.93 12.40 2.41 -0.15 0.00 0.23
      19 15 9.59 11.10 2.06 -1.49 -1.40 1.32
       
       
      受試對象
      ID O 兀的)
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      20 15 6.59 6.40 1.83 -4.49 -5.60 2.99
      21 15 8.58 7.70 2.06 -2.50 -2.20 2.16
      22 15 NA NA NA NA NA NA
      23 15 9.23 8.00 230 -L85 -1.40 1.75
      24 15 10.13 11.10 2.12 -0.95 -1.10 0.55
      25 15 7.81 7.40 2.55 -3.27 -L80 3.01
      26 15 6.53 5.90 2.51 -4.55 -3.80 3.40
      27 15 7.86 7.40 2.45 -3.22 -1.80 2.92
      28 15 7.05 7.10 2.07 -4.03 -2.20 3.43
      29 15 9.85 11.10 1.94 -1.23 -1.40 0.70
      30 15 NA NA NA NA NA NA
       
      表6?6按服務項目付費模式下,第2場實驗受試對象的凈收益統計表
      受試對象
      ID 兀的) 兀的)伍 豔⑷
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      1 15 10.07 11.10 2.15 -1.01 -1.40 0.61
      2 15 10.16 11.10 2.13 -0.92 -0.60 0.67
      3 15 9.23 8.00 2.07 -1.85 ■1.40 2.03
      4 15 7.52 7.20 2.69 -3.56 -2.20 2.93
      5 15 10.56 1L60 2.27 -0.52 -0.40 0.44
      6 15 6.15 5.80 2.16 493 -5.60 3.30
      7 15 10.09 11.10 2.23 -0.99 -1.10 0.55
      8 15 7.69 7.40 2.65 -3.39 -2.20 2.78
      9 15 6.61 5.90 1.86 -4.47 -5.60 3.26
      10 15 &13 7.40 2.20 -2.95 -1.60 2.74
      11 15 8.06 7.40 2.07 -3.02 -1.60 2.69
      12 15 &76 7.70 1.98 -2.32 -1.40 2.22
      13 15 6.04 5.50 2.00 -5.04 -5.60 3.35
      14 15 9.44 1L10 238 -1.64 -1.40 1.84
      15 15 10.02 11.10 2.11 -1.06 -1.10 0.60
      16 15 7.61 7.20 235 -3.47 -1.80 2.75
      17 15 9.08 8.00 2.12 -2.00 -1.40 2.04
      18 15 5.60 5.50 1.39 -5.48 -6.60 2.94
      19 15 10.52 11.60 2.17 -0.56 -0.40 0.51
      20 15 9.02 8.00 2.59 -2.06 -1.40 1.76
      21 15 10.07 11.10 2.05 -1.01 -1.40 0.58
      22 15 10.50 11.60 2.44 -0,58 -0.60 0.55
       
      續表
      受試對象 觀測 兀的) 兀舲)皿誥(g)
      ID 例數 平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      23 15 9.31 8.00 2.22 -L77 -1.40 1.78
      24 15 10.31 11.10 2.45 -0.77 -0.80 0.61
      25 15 10.55 11.60 2.25 -0.53 -0.60 0.42
      26 15 10.89 11.90 2.52 -0.19 0.00 0.38
      27 15 6.67 6.40 1.66 -4.41 -6.10 3.32
      28 15 8.81 &00 2.34 -2.27 -1.40 235
      29 15 9.27 &00 2.30 -1.81 -1.40 1.80
      30 15 6.15 5.80 2.16 493 •5.60 3.30
       
      表6-7按服務項目付費模式下,第3場實驗受試對象的凈收益統計表
      受試對象
      ID 觀測 例數 用認q) 豐⑷
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      1 15 7.14 7.40 2.67 -3.94 -1.80 3^63
      2 15 6.17 5.80 2.17 491 -5.60 3(33
      3 15 9.68 11.10 2.12 -1.40 -1.40 1.28
      4 15 6.93 5.90 2.59 -4.15 -3.80 2.91
      5 15 6.53 5.90 2.51 -4.55 -3.80 3.40
      6 15 7.39 6.50 2.39 -3.69 -1.80 3.35
      7 15 9.53 &00 2.53 -1.55 -0.60 2.19
      8 15 8.94 8.00 2.19 -2.14 ■1.40 2.11
      9 15 9.61 11.10 2.21 -1.47 •1.40 1.90
      10 15 9.11 8.00 2.18 -1.97 -1.40 2.03
      11 15 &87 &00 2.92 -2.21 -1.40 2.58
      12 15 7.17 6.50 2.52 -3.91 -3.80 2.96
      13 15 9.39 &00 2.15 -1.69 -1.40 1.69
      14 15 6.53 5.90 2.51 -4.55 •3.80 3.40
      15 15 9.78 11.10 2.04 ■1.30 -1.40 1.36
      16 15 7.67 7.40 2.11 -3.41 -2.20 2.99
      17 15 9.99 11.10 1.95 -1.09 -1.40 0.63
      18 15 6.53 5.90 2.51 -4.55 -3.80 3.40
      19 15 &11 7.40 2.63 -2.97 -1.80 2.54
      20 15 7.89 7.40 2.39 -3.19 -1.80 3.07
      21 15 6.53 5.90 2.51 455 -3.80 3.40
      22 15 8.41 7.70 2.47 -2.67 -1.40 2.85
      23 15 1033 11.60 2.46 -0.75 -0.60 0.40
      24 15 &62 7.40 2.74 -2.46 -1.40 2.77
      25 15 6.44 5.90 1.85 464 -5.60 3.09
      26 15 10.12 11.10 2.11 -0.96 -1.10 0.69
       
       
      續表
      受試對象 觀測
      ID 例數 平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      27 15 9.06 8.00 2.39 -2.02 -1.40 2.11
      28 15 6.88 6.40 2.22 -4.20 -3.80 3.01
      29 15 8.13 7.40 2.20 -2.95 ■1.60 2.74
      30 15 8.19 7.40 2.14 -2.89 ■1.60 2.75
       
      表6?8按服務項目付費模式下,第4場實驗受試對象的凈收益統計表
      受試對象
      ID 吸)皿 FFS z x
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      1 15 10.41 11.60 2.28 -0.67 -0.60 0.50
      2 15 10.45 11.60 2.37 -0.63 -0.60 0.53
      3 15 7.39 7.40 2.42 -3.69 -3.80 2.71
      4 15 8.76 8.00 2.38 -2.32 -1.60 2.33
      5 15 6.53 5.90 2.51 -4.55 -3.80 3.40
      6 15 8.73 8.00 2.99 -2.35 -1.60 2.33
      7 15 9.83 11.10 2.07 -1.25 -1.40 0.66
      8 15 7.11 7.40 3.97 -3.97 -1.60 3.83
      9 15 6.92 6.50 2.78 -4.16 -3.80 3.30
      10 15 6.53 5.90 2.51 -4.55 -3.80 3.40
      11 15 9.31 8.00 2.14 -1.77 -1.40 2.20
      12 15 8.56 8.00 2.68 -2.52 -1.60 2.46
      13 15 9.59 11.10 2.14 -1.49 -1.40 1.29
      14 15 8.03 7.40 2.33 -3.05 -1.80 2.73
      15 15 7.12 6.40 336 -3.96 -3.80 2.15
      16 15 8.34 7.70 2.47 -2.74 -1.40 2.67
      17 15 10.15 11.10 2.07 -0.93 -1.10 0.60
      18 15 7.57 7.40 2.31 -3.51 -2.20 3.05
      19 15 7.49 6.50 2.75 -3.59 -2.20 2.96
      20 15 10.53 11.60 2.19 -0.55 -0.30 0.58
      21 15 8.70 7.40 2.62 -2.38 -1.10 2.87
      22 15 9.95 11.10 2.16 -1.13 -1.40 0.58
      23 15 8.68 7.70 2.05 -2.40 -1.60 2.18
      24 15 8.76 7.20 3.45 -2.32 -1.10 2.46
      25 15 10.23 11.10 1.94 -0.85 -1.10 0.75
      26 15 7.61 7.40 2.25 -3.47 -2.20 2.83
      27 15 7.99 7.40 2.72 -3.09 -1.80 2.68
      28 15 10.15 11.10 2.36 -0.93 -0.80 0.69
      29 15 9.85 11.10 2.05 -1.23 -1.40 0.67
      30 15 7.53 7.20 2.61 -3.55 -2.20 2.86
       
       
      表6?9按服務項目付費模式下,第5場實驗受試對象的凈收益統計表
      受試對象
      ID 觀測例數 瞰4)
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      1 15 9.09 8.10 3.39 -1.99 -1.40 2.75
      2 15 8.63 8.00 2.56 -2.45 -1.60 2.35
      3 15 7.69 7.20 2.63 -3.39 -2,20 2.66
      4 15 9.40 1L10 2.34 -1.68 -1.40 1.84
      5 15 6.92 6.50 2.78 416 -3.80 3.30
      6 15 8.32 7.70 2.46 -2.76 -1.60 2.88
      7 15 8.87 8.00 2.51 -2.21 -1.60 2.37
      8 15 &26 8.00 2.57 -2.82 -L40 3.12
      9 15 7.25 6.50 2.46 -3.83 -2.70 2.98
      10 15 856 8.00 2.50 -2.32 -1.40 2.61
      11 15 8.86 8.00 2.34 -2.22 -1.40 2.21
      12 15 6.53 5.90 2.51 -4.55 -3.80 3.40
      13 15? 7.85 7.40 2.05 -3.23 -1.80 2.88
      14 15 9.09 &00 2.14 -1.99 -1.40 2.42
      15 15 10.67 11.10 2.41 -0.41 0.00 059
      16 15 933 &00 2.28 -1.75 -1.40 1:77
      17 15 10.93 12.40 2.45 -0.15 0.00 0.28
      18 15 9.16 8.00 2.43 -1.92 -1.40 2.18
      19 15 10.96 12.40 2.44 -0.12 0.00 0.22
      20 15 6.78 6.40 2.26 -4.30 -3.80 3,11
      21 15 9.43 11.10 2.31 -1.65 -1.40 1.86
      22 15 6.53 5.90 2.51 -4.55 -3.80 3.40
      23 15 9.93 11.10 2.02 -1.15 -1.40 0761
      24 15 10.58 11.60 2.40 -0.50 -0.30 0.57
      25 15 10.71 11.60 2.27 -0.37 0.00 0.49
      26 15 6.53 5.90 2.51 455 -3.80 3.40
      27 15 9.95 11.10 1.99 -1.13 -1.40 0.61
      28 15 6.88 7.20 2.33 -4.20 -2.70 3.49
      29 15 6.02 5.50 2.21 •5.06 -5.60 3.21
      30 15 9.67 11.10 2.28 -1.41 -1.40 1.34
       
       
      表6-10按服務項目付費模式下,第6場實驗受試對象的凈收益統計表
      受試對象
      ID 切曲) 噸)皿豐⑷
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      1 15 10.08 11.10 1.73 ■1.00 ■1.40 0.81
      2 15 10.11 11.10 1.91 -0.97 -1.40 0.70
      3 15 9.88 11.10 2.00 -L20 -1.40 0.64
       
       
      續表
      受試對象 觀測 叫認q) 兀泌4)皿篤⑷
      ID 例數 平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      4 15 9.35 8.00 3.77 -1.73 0.00 3.11
      5 15 9.95 11.10 2.30 -1.13 -0.60 1.32
      6 15 8.93 8.00 2.87 -2.15 -1.40 2.83
      7 15 7.27 6.50 2.47 -3.81 -3.80 2.85
      8 15 9.69 11.10 2.06 -1.39 -1.40 1.34
      9 15 6.87 6.50 2.76 -4.21 -3.80 3.45
      10 15 9.61 11.10 2.13 -1.47 -1.40 1.30
      11 15 933 8.00 2.10 -1.75 4.40 1.80
      12 15 10.21 11.10 2.06 -0.87 -0.60 0.66
      13 15 8.35 7.70 2.45 -2.73 -1.80 2.55
      14 15 8.86 8.00 2.49 -2.22 -1.10 2.77
      15 15 6.53 5.90 2.51 -4.55 -3.80 3.40
      16 15 6.65 5.90 2.47 443 -3.80 3.48
      17 15 9.97 1L60 2.66 -1.11 -0.60 1.98
      18 15 6.11 5.80 2.03 -4.97 -5.60 3.25
      19 15 6.97 7.20 2.11 411 -3.80 2.96
      20 15 10.00 11.10 2.22 -1.08 -1.40 0.49
      21 15 9.30 &00 2.91 -L78 -0.60 2.52
      22 15 10.34 11.10 2.12 -0.74 -0.60 2.52
      23 15 9.78 8.30 2.84 -1.30 -0.40 2.33
      24 15 8.53 7.70 2.66 -2.55 -L40 2.44
      25 15 9.28 11.10 2.55 -1.80 4.40 1.93
      26 15 7.37 7.20 2.45 -3.71 -3.80 2.83
      27 15 10.07 11.10 1.93 -1.01 -1.40 0.64
      28 15 9.12 8.00 2.31 -1.96 -1.40 2.10
      29 15 2.79 2.60 1.44 -8.29 -8.50 2.99
      30 15 7.05 7.20 2.15 403 -3.80 3.04
       
      6.1.5凈收益最大化決策
      由統計結果可知,在按服務項目付費的支付方式下,431(16.14%)個衛生服務決策 是凈收益最大化決策,2239(83.86%)個衛生服務決策是非凈收益最大化決策。患者1A 和2A下有分別有163(91.57%). 121 (67.98%)個決策為最大化自身凈收益決策,構成比 最小的為患者3B和3D下的衛生服務決策;且各類型患者之間具有統計學差異(嚴0?05, 雙側Pearson卡方檢驗)。受試對象為健康狀況中等(差)的患者提供的衛生服務決策 中最大化凈收益的決策所占的百分比最高(低),且三種健康類型之間構成比的差異也 具有統計學意義(p<0?05,雙側Pearson卡方檢驗)。盡管男受試對象的1155個衛生服
      務決策中有189(63.64%)個為凈收益最大化決策,比女受試對象少21.90%,但男女受試 對象之間的構成比不具有顯著地統計學差異(p>0.05,雙側Pearson卡方檢驗)。詳細結 果參見下表6-11 o
      表6?11按服務項目付費下,凈收益最大化決策的構成比統計表
      特征變量 選擇(構成比) 未選擇(構成比) 觀測例數
      患者類型 0.000
      1A 163(91.57%) 15(8.43%) 178
      1B 19(10.67%) 159(89.33%) 178
      1C 9(5.06%) 169(94.94%) 178
      1D 12(6.74%) 166(93.26%) 178
      1E 20(11.24%) 158(88.76%) 178
      2A 121 (67.98%) 57(32.02%) 178
      2B 12(6.74%) 166(93.26%) 178
      2C 5(2.81%) 173(97.19%) 178
      2D 14(7.87%) 164(92.13%) 178
      2E 17(9.55%) 161(90.45%) 178
      3A 29(16.29%) 149 (83.71%) 178
      3B 1(0.56%) 177(99.44%) 178
      3C 1(0.56%) 177(99.44%) 178
      3D 4(2.25%) 174(97.75%) 178
      3E 4(2.25%) 174(97.75%) 178
      健康類型 0.000
      1 223(25.06%) 667(74.94%) 890
      2 169(1 &99%) 721(81.01%) 890
      3 39(4.28%) 851(95.62%) 890
      性別 0.786
      189(63.64%) 966(36.36%) 1155
      242(60.73%) 1273(39.27%) 1515
      總計 431(16.14%) 2239(83.86%) 2670
      注:$值為雙側Pearson卡方檢驗的結果。
       
      6?2按人頭付費 621總體水平
      在按人頭付費的模式下,對受試對象i的衛生服務決策所產生的凈收益瑣g)進行統 計得出,此模式下的平均凈收益社⑷為9.70(中位數:9.50,標準差:1.50),比冠說⑷ 少19.17%,雙側Wilcoxon signed?rank檢驗可得受試對象所獲得凈收益與最大化凈收益 之間具有顯著的統計學差異(p<0.001)o對所有受試對象的凈收益瑪戚g)與最大化凈收 益的偏離數量△呵曲)(△呵t(g)=71加g)”寵二^⑷)進行統計分析可得,按人頭付費 模式下的平均偏離數量為230(中位數:-2.50,標準差:1.50), Wilcoxon signed-rank檢 驗可知"⑷與0之間具有顯著地統計學差異(p<0.001 )。
      此外,本研究對此模式下不同性別的受試對象所獲得凈收益進行統計分析得出,女 受試對象在按人頭付費模式下獲得平均凈收益為9.65個實驗室代幣(中位數:9.50,標 準差:1.60),比冠“卩⑷ 少19.58%,差異具有統計學意義(”0.01,雙側Wilcoxon signed-rank檢驗);男受試對象所獲得平均凈收益為9.77個實驗室代幣(中位數:9.50, 標準差:1.36),比訐豐(9)少18.58%,差異具有統計學意義(卩<0*01,雙側Wilcoxon signed-rank檢驗)。雖然男受試對象所獲得平均凈收益比女受試對象獲得凈收益多
      I.24%,但差異不具有統計學意義(^>0.05,兩獨立樣本的雙側Mann-Whitney U檢驗)。
      綜上所述,在按人頭付費模式下,醫生所獲得凈收益小于最大化凈收益,即這一支 付方式激勵醫生選擇凈收益小于最大化凈收益兀豐(q)的決策。
      6.2.2三種健康類型
      本研究分別對三種健康狀況下受試對象所獲得凈收益進行了統計,受試對象為健康 狀況中等的患者提供的衛生服務所獲得的平均凈收益為9.50個實驗室代幣(中位數: 9.50,標準差:0.81),比衽黑⑷ 少20.83%,雙側Wilcoxon signed-rank檢驗可知此時 的凈收益與最大化凈收益之間具有顯著的統計學差異(p<0.05);受試對象為健康 狀況好的患者提供的衛生服務所獲得的平均凈收益為10.84個實驗室代幣(中位數:
      II.10,標準差:1.06),比冠烹⑷少9.67%,雙側Wilcoxon signed-rank檢驗可知此時 的凈收益與最大化凈收益之間具有顯著的統計學差異(p<0.05);受試對象為健康 狀況好的患者提供的衛生服務所獲得的平均凈收益為&55個實驗室代幣(中位數:&40, 標準差:1.54),比衽豐⑷ 少28.75%,雙側Wilcoxon signed-rank檢驗可知此時的凈收 益與最大化凈收益it豐(q)之間具有顯著的統計學差異(p<0.05),詳細統計數據參見下 表 6-12o
      三種健康狀況下醫生的凈收益損失比獷從二⑴⑷勺豐⑷)/ 71瓷⑷ 進行統計可知 0囂—0.190; 0穢=-0.097; ©諾一0.288,即受試對象為健康狀況好的患者提供衛生 服務所造成的凈收益損失比為-0.097 (標準差:0.07,中位-0.21);受試對象為健康 狀況中等的患者提供衛生服務所造成的凈收益損失比為-0.190 (標準差:0.09,中位數: -0.08);受試對象為健康狀況差的患者提供衛生服務所造成的凈收益損失比為0288 (標
      準差:0.13,中位數:030)。
      本研究對男女受試對象為三種健康類型的患者提供衛生服務所獲得凈收益進行了 分析可知,男、女受試對象所獲得平均凈收益比最大化凈收益11豐(?)都少,差異均具 有顯著性(p<0.05);但三種健康狀況下,男受試對象與女受試對象所獲得凈收益均無 統計學差異(p>0?05,兩獨立樣本的雙側Mann-Whitney U檢驗)。詳細統計數據參見下 表 6-13。
      綜上所述,按人頭付費模式下,受試對象所獲得凈收益均小于最大化凈收益 兀蘭⑷,且隨著患者健康狀況的變差,受試對象損失的凈收益就越大。
      max
      表6?12按人頭付費模式下,受試對象所獲凈收益統計表
      健康類型 觀測例數 平均數 中位數 標準差
      1 890 9.72 9.50 0.81 0.000
      2 890 10.84 11.10 1.06 0.000
      3 890 8.55 8.40 L54 0.000
      注:丫按人頭付費模式下,受試對象為三種健康類型的患者提供衛生服務所獲得 的凈收益與最大化凈收益的雙側Wilcoxon signed-rank檢驗。
       
      注:派按人頭付費模式下,男、女受試對象為三種健康類型的患者提供衛生服務所獲得的凈收益的 兩獨立樣本的雙側Mann-Whitney U檢驗按人頭付費模式下,男、女受試對象為三種健康類型 的患者提供衛生服務所獲得的凈收益與最大化凈收益®豐(g)的雙側Wilcoxon signed-rank檢驗且p 在1%水平上具有顯著性。
      6?2?3十五種患者類型
      本研究對按人頭付費模式下受試對象從為十五種患者類型提供的衛生服務所獲得
      172
      的凈收益進行統計可知,受試對象所獲得平均凈收益(翟實7/9)/178)均小 于最大化凈收益it豐(g),雙側Wilcoxon signed-rank檢驗可知凈收益ir(g)與最大化凈收 益“瓷⑷之間具有顯著的統計學差異(^0.01 )<,詳細結果參見下表6-14o
      此外,對男、女受試對象所獲得的凈收益進行統計可得,十五種患者類型下男受試
      對象、女受試對象所獲得的平均凈收益奮常⑷均小于最大化凈收益氏說⑷,差異均 具有統計學意義(p<0.01)o但男受試對象、女受試對象之間的凈收益差異不存在統計 學意義(p>0?05,兩獨立樣本的雙側Mann-Whitney U檢驗)。詳細結果參見表6-15□
      表6?14按人頭付費下,受試對象所獲得凈收益統計表
      注」按人頭付費模式下,受試對象所獲得的凈收益兀⑷與最大化凈收益只豐⑷
      的雙側 Wilcoxon signed-rank 檢驗。
       
      表6-15按人頭付費下,男、女受試對象所獲得凈收益統計表
      者型 患類
      -
      數 位 中 差 準 標 觀測 例數 數 均 平
      1A *
      5
      8
      9. 0 2 11
      11 *
      84
      9. Q .67 a 97
      1B *
      84
      9. 73
      6 11
      11 *
      73
      9.7 8
      6
      a
      2 *
      71
      9. 70
      0.7 11
      10 *
      9
      6
      9 2
      8
      a 43
      3
      1D *
      3
      6
      9 11 *
      67
      9. Q 9
      9
      a 2 O
      3
      0.
      1E *
      9
      5
      9. 11
      66
      9. Q 3 IX 3
      5
      1*
      0.
      A *
      97
      10. O
      11
      11
      11 1A
      11 *
      5
      8
      10. O
      11
      1*
      11 17 6
      11
      a
      *
      90
      10. O
      11
      11 76
      0. 11 *
      73
      10. O
      11
      11
      11 8
      .2
      11 16
      3
      0.
      (7 *
      6
      9
      10. O
      1
      11
      11 1^
      10 *
      5
      6
      0 O i
      11 47
      1 79
      11
      *
      02
      11 O
      1 47
      0.4 01
      11 7
      0 10
      11
      11 11
      5
      3
      6
      2E *
      6
      8
      0. O
      11
      IX 8
      9
      a 11
      11 *
      81
      10. 10
      1A
      ^1 2
      11
      <1 2
      8
      8
       
       
      續表
      患者 類型 男受試對象 女受試對象
      P
      S 平均數 中位數 標準差 觀測 例數 平均數 中位數 標準差
      3A 77 8.71* 8.40 1.47 101 &54* 8.40 1.75 0.928
      3B 77 &76* 8.40 138 101 8.56* 8.40 1.65 0.592
      3C 77 8.71* 8.40 1.27 101 8.46* 8.40 1.65 0.253
      3D 77 &68* &40 1.28 101 8.34* 8.40 1.58 0,145
      3E 77 8.39* &40 1.52 101 8.45* &40 1.59 0.767
      注:楽按人頭付費模式下,男、女受試對象所獲得的凈收益n(g)的兩獨立樣本的雙側Mann-Whitney U 檢驗「按人頭付費模式下,男、女受試對象所獲得的凈收益響)與最大化凈收益血豐⑷的雙側 Wilcoxon signed-rank檢驗且p在1%水平上具有顯著性。
      6.2.4個體水平
      178位受試對象的平均凈收益的取值范圍為[3.87, 11.75];受試對象i所獲得的凈 收益叼認g)與最大化凈收益it瓷©)的偏離數量進行統計可得平均偏離數量的取值范圍 為[-8.13, -0.25],所有的受試對象的平均偏離數量均小于零。詳細數據參見下表6-16 到表6-21 o
      表6?16按人頭付費模式下,第1場實驗受試對象的凈收益統計表
      受試對象
      ID 觀測
      例數 兀的)
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      1 15 9.23 9.50 1.70 ■2 .力 -2.50 1.70
      2 15 9.20 9.50 1.02 -2.80 250 L02
      3 15 9.22 9.50 1.25 -2.78 -2.50 1.25
      4 15 10.13 10.40 1.11 -1.87 -1.60 1.11
      5 15 9.11 9.50 1.45 ■289 -230 1.45
      6 15 9.90 9.50 1.01 -2.10 250 1.01
      7 15 9.67 9.50 1.15 -2.33 -2.50 1.15
      8 15 8.91 9.50 1.43 -3.09 -2.50 1.43
      9 15 9.23 9.50 1.70 -2.77 -2.50 1.70
      10 15 10.25 10.40 1.26 -1.75 -1.60 1.26
      11 15 10.02 10.40 0.89 -1.98 4.60 0.89
      12 15 10.01 9.50 0.96 -1.99 -2.50 0.96
      13 15 10.33 10.40 0.68 4.67 ■1.60 0.68
      14 15 11.57 11.60 0.45 -0.43 -0.40 0.45
      15 15 9.23 9.50 1.70 -2.77 -2.50 1.70
      16 15 10.43 10.40 0.90 -1.57 -1.60 0.90
      17 15 11.24 11.90 0.87 -0.76 -0.10 0.87
       
       
      續表
      受試對象
      ID 觀測 例數 瞰9) 吸)七說⑷
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      18 15 11.75 11.90 0.24 -0.25 -0.10 0.24
      19 15 10.26 10.40 0.87 -1.74 -1.60 0.87
      20 15 9.21 9.50 1.54 -2.79 -2.50 1.54
      21 15 8J9 9.50 2.73 -3.81 -2.50 2.73
      22 15 NA NA NA NA NA NA
      23 15 9.32 9.50 1.62 -2.68 -2.50 1.62
      24 15 10.91 11.10 0.74 -1.09 -0.90 0.74
      25 15 9.26 9.50 1.56 -2.74 -2.50 1.56
      19 15 10.26 10.40 0.87 -1.74 -1.60 0.87
      20 15 9.21 9.50 1.54 -2.79 -2.50 1.54
      21 15 8.19 9.50 2.73 -3.81 -2.50 2.73
      22 15 NA NA NA NA NA NA
      23 15 9.32 9.50 1.62 -2.68 -2.50 1.62
      24 15 10.91 11.10 0.74 -L09 -0.90 054
      25 15 9.26 9.50 1.56 -2.74 -2.50 1.56
      26 15 9.23 9.50 1.70 -2.77 -2.50 1.70
      27 15 9.23 9.50 1.70 -2.77 250 1.70
      28 15 9.64 9.50 0.77 -236 -2.50 0.77
      29 15 10.07 10.40 0.96 -1.93 -1.60 0.96
      30 15 NA NA NA NA NA NA
       
      表6J7按人頭付費模式下,第2場實驗受試對象的凈收益統計表
      受試對象
      ID 觀測
      例數 珂認q) 啾"篤(?)
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      1 15 10.91 11.10 0.65 -L09 -0.90 0.65
      2 15 9.73 9.50 1.16 227 -2.50 1.16
      3 15 9.80 9.50 1.11 -2.20 -2.50 1.11
      4 15 10.87 11.10 1.07 -1.13 -0.90 1.07
      5 15 10.03 9.50 0.78 -1.97 -2.50 0.78
      6 15 9.23 9.50 1.70 -2.77 -2.50 1.70
      7 15 9.67 9.50 1.15 233 -2.50 1.15
      8 15 9.67 9.50 1.15 -2.33 -2.50 1.15
      9 15 9.23 9.50 1.70 -2.77 -2.50 1.70
      10 15 9.74 9.50 1.09 -2.26 250 1.09
      11 15 9.23 9.50 1.70 -2.77 -2.50 1.70
      12 15 9.74 9.50 1.09 -2.26 -2.50 1.09
      13 15 8.99 9.50 1.40 -3.01 -2.50 1.40
      14 15 9.67 9.50 1.15 -2.33 -2.50 1.15
      15 15 9.95 9.50 0.97 -2.05 -2.50 0.97
       
       
      續表
      受試對象
      ID 觀測 例數 兀的)
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      16 15 9.67 9.50 1.15 -2.33 -2.50 1.15
      17 15 9.67 9.50 1.15 -233 -2.50 1.15
      18 15 9.67 9.50 1.15 -2.33 -2.50 1.15
      19 15 10.57 10.40 0.45 -1.43 -L60 0.45
      20 15 9.95 9.50 0.97 -2.05 -2.50 0.97
      21 15 9.80 9.50 1.11 -2.20 250 1.11
      22 15 10.33 10.40 0.68 -1.67 -L60 0.68
      23 15 9.74 9.50 1.09 -2.26 -2,50 1.09
      24 15 9.67 9.50 1.15 -2.33 -2.50 1.15
      25 15 11.04 11.10 0.63 -0.96 -0.90 0.63
      26 15 1135 11.10 0.29 -0.65 -0.90 0.29
      27 15 9.49 9.50 1.41 -2.51 -2.50 1.41
      28 15 9.67 9.50 1.15 -2.33 -2.50 1.15
      29 15 9.80 9.50 1.11 -2.20 -2.50 1.11
      30 15 9.41 9.50 1.52 259 -230 L52
       
      表6J8按人頭付費模式下,第3場實驗受試對象的凈收益統計表
      受試對象
      ID 觀測 例數 呵認q) 咻(?)-冠忠⑷
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      1 15 9.80 9.50 1.11 -2.20 -2.50 1.11
      2 15 9.23 9.50 1.70 -2.77 250 1.70
      3 15 9.45 9.50 0.99 -2.55 -2.50 0.99
      4 15 9.91 10.40 1.18 -2.09 -1.60 1.18
      5 15 9.49 9.50 1.41 -2.51 -2.50 1.41
      6 15 932 9.80 1.62 -2.68 -2.50 1.62
      7 15 7.27 8.40 4.00 -4.73 -3.60 4.00
      8 15 10.21 10.40 0.89 -1.79 -1.60 0.89
      9 15 9.62 9.50 1.17 -238 -2.50 1.17
      10 15 &67 9.50 1.59 -3.33 -2.50 1.59
      11 15 9.95 10.40 1.70 -2.05 ■1.60 1.70
      12 15 9.23 9.50 L70 -2.77 -2.50 1.70
      13 15 9.87 9.50 1.04 -2.13 -2.50 1.04
      14 15 9.53 9.50 1.24 -2.47 -2.50 1.24
      15 15 9.74 9.50 1.42 -2.26 -2.50 1.42
      16 15 9.70 10.40 1.60 -2.30 -1.60 1.60
      17 15 9.81 9.50 1.03 -2.19 -2.50 1.03
      18 15 9.23 9.50 1.70 2力 -2.50 1.70
      19 15 10.21 10.40 1.24 -1.79 -1.60 1.24
      20 15 9.99 10.40 1.04 -2.01 •1.60 1.04
       
       
      續表
      受試對象
      ID 觀測 例數 兀的)
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 \ 樂準差
      21 15 9.13 9.50 1.62 -2.87 -2.50 1.62
      22 15 10.35 10.40 1.24 -1.65 -1.60 1.24
      23 15 10.76 11.90 2.58 -1.24 -0.10 2.58
      24 15 8.60 &40 1.82 -3.40 -3.60 1.82
      25 15 1039 10.40 0.64 -1.61 -1.60 0.64
      26 15 10.28 10.40 1.29 -1.72 -1.60 1.29
      27 15 9.56 9.50 1.08 -2.44 -2.50 1.08
      28 15 9.38 9.50 1.64 -2.62 -2.50 1.64
      29 15 10.09 9.50 0.77 -1.91 250 0 •力
      30 15 9.86 9.50 1.11 -2.14 -2.50 1.11
       
      表6?19按人頭付費模式下,第4場實驗受試對象的凈收益統計表
      受試對象
      ID 觀測 例數 兀i認q)
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      1 15 10.15 9.50 0.76 -1.85 -2.50 0,76
      2 15 9.23 9.50 1.70 -2.77 -2.50 1.70
      3 15 9.23 9.50 1.70 -2.77 -2.50 1.70
      4 15 10.14 10.40 0.86 -1.86 -1.60 0.86
      5 15 9.23 9.50 1.70 -2.77 -2.50 1.70
      6 15 9.67 9.50 1.15 -2.33 -2.50 1.15
      7 15 9.67 9.50 1.15 -2.33 -2.50 1.15
      8 15 9.92 9.50 1.16 -2.08 -2.50 1.16
      9 15 9.67 9.50 1.15 -2.33 -2.50 1.15
      10 15 9.23 9.50 1.70 -2.77 -2.50 1.70
      11 15 10.05 10.40 1.08 -1.95 -1.60 1.08
      12 15 9.41 9.50 1.52 -2.59 -2.50 1.52
      13 15 932 9.50 1.62 -2.68 -2.50 1.62
      14 15 9.32 9.50 1.62 -2.68 -2.50 1.62
      15 15 10.35 10.40 0.61 -1.65 -1.60 0.61
      16 15 9.67 9.50 1.15 •2.33 -2.50 1.15
      17 15 10.08 9.50 0.87 -1.92 -2.50 0.87
      18 15 9.67 9.50 1.15 -2.33 -2.50 1.15
      19 15 9.23 9.50 1.70 -2.77 -2.50 1.70
      20 15 10.32 10.40 0.79 -1.68 -1.60 0.79
      21 15 9.74 9.50 1.09 -2.26 -2.50 1.09
      22 15 10.45 10.40 0.59 -1.55 -1.60 0.59
      23 15 9.58 9.50 1.29 -2.42 -2.50 1.29
      24 15 9.62 9.50 1.10 -2.38 -2.50 1.10
      25 15 10.63 10.40 0.34 -1.37 -1.60 0.34
       
       
      續表
      受試對象
      ID 觀測 例數
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      26 15 9.23 9.50 1.70 -2.77 -2.50 1.70
      27 15 9.32 9.50 1.62 -2.68 250 1.62
      28 15 10.20 10.40 0.84 -1.80 -1.60 0.84
      29 15 9.67 9.50 1.15 -2.33 -2.50 1.15
      30 15 9.62 9.50 1.10 -2.38 -2.50 1.10
       
      表6?20按人頭付費模式下,第5場實驗受試對象的凈收益統計表
      受試對象
      ID 觀測 例數 兀誡g)
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      1 15 6.69 5.60 2.66 -5.31 -6.40 2.66
      2 15 9.23 9.50 1.70 -2.77 -2.50 1.70
      3 15 9.70 9.50 0.74 -2.30 -2.50 0.74
      4 15 9.58 9.50 1.29 -2.42 -2.50 1.29
      5 15 9.29 9.50 1.73 -2.71 -2,50 1.73
      6 15 9.38 9.50 1.14 -2.62 -2:50 1.14
      7 15 9.58 9.50 1.29 -2.42 -2.50 1.29
      8 15 10.07 10.40 1.42 ■1.93 -1.60 1.42
      9 15 9.67 9.50 1.15 233 -2.50 1.15
      10 15 9.70 9.50 1.32 -2.30 -2.50 1.32
      11 15 10.58 11.10 0.98 -1.42 •0.90 0.98
      12 15 9.23 9.50 1.70 -2.77 -2.50 1.70
      13 15 8.33 &40 1.02 -3.67 -3.60 1.02
      14 15 8.70 &40 1.09 -3.30 -3.60 1.09
      15 15 10.83 11.10 0.75 -1.17 -0.90 0.75
      16 15 9.53 9.50 1.24 -2.47 -2.50 1.24
      17 15 11.51 11.60 0.40 -0.49 -0.40 0.40
      18 15 9.42 9.50 1.50 -2.58 -2.50 1.50
      19 15 11.22 11.10 0.33 -0.78 -0.90 0.33
      20 15 9.23 9.50 1.70 -2.77 -2.50 1.70
      21 15 8.47 8.40 1.89 -3.53 -3.60 1.89
      22 15 9.23 9.50 1.70 -2.77 -2.50 1.70
      23 15 9.79 9.50 1.21 -2.21 -2.50 1.21
      24 15 10.58 11.10 0.77 -1.42 -0.90 057
      25 15 9.57 9.50 1.38 -2.43 -2.50 1.38
      26 15 9.23 9.50 1.70 -2.77 -2.50 1.70
      27 15 9.67 9.50 1.15 -2.33 -2.50 1.15
      28 15 9.73 9.50 1.16 -2.27 -2.50 1.16
      29 15 3.87 3.90 2.70 -8.13 -8.10 2.70
      30 15 10.20 10.40 0.84 ?1?80 -1.60 0.84
       
       
      表6?21按人頭付費模式下,第6場實驗受試對象的凈收益統計表
      受試對象
      ID 觀測 例數
      平均數 中位數 標準差 平均數 中位數 標準差
      1 15 10.27 10.40 0.76 -1.73 -1.60 0.76
      2 15 10.02 9.50 0.88 -1.98 -2.50 0.88
      3 15 9.67 9.50 1.15 -233 -2.50 1.15
      4 15 9.73 9.50 1.20 -2.27 -2.50 1.20
      5 15 10.21 10.40 0.74 -1.79 -1.60 0.74
      6 15 9.99 10.40 1.04 -2.01 -1.60 1.04
      7 15 10.01 9.50 0.96 -1.99 250 0.96
      8 15 9.67 9.50 1.15 -2.33 -2.50 1.15
      9 15 9.23 9.50 1.70 -2.77 -2.50 1.70
      10 15 9.67 9.50 1.15 -2.33 -2.50 1.15
      11 15 9.67 9.50 1.15 -2.33 -2.50 1.15
      12 15 &73 8.40 1.27 -3.27 -3.60 1.27
      13 15 9.67 9.50 1.15 -233 -2.50 1.15
      14 15 10.41 10.40 0.56 -1.59 -1.60 0.56
      15 15 9.49 9.50 1.41 -2.51 -2.50 1.41
      16 15 9.32 9.85 1.62 -2.68 -2.50 1.62
      17 15 10.20 10.40 0.84 -1.80 -1.60 0.84
      18 15 9.23 9.50 1.70 -2.77 -2.50 1.70
      19 15 9.49 9.50 1.41 -2.51 -2.50 1.41
      20 15 9.81 9.50 1.03 -2.19 -2.50 1.03
      21 15 10.20 10.40 0.84 -1.80 -1.60 0.84
      22 15 10.49 10.40 0.68 -1.51 -1.60 0.68
      23 15 9.67 9.50 1.15 -2.33 -2.50 1.15
      24 15 9.57 9.50 1.38 -2.43 -2.50 1.38
      25 15 9.67 9.50 1.15 -2.33 -2.50 1.15
      26 15 9.58 9.50 1.29 -2.42 250 1.29
      27 15 10.01 9.50 0.96 -1.99 -2.50 0.96
      28 15 9.49 9.50 1.41 -2.51 -2.50 1.41
      29 15 11.53 11.60 0.34 -0.47 -0.40 0.34
      30 15 9.41 9.50 1.52 -2.59 -2.50 1.52
       
      6.2.5凈收益最大化決策
      由統計結果可知,在按人頭付費下,99.51%的衛生服務決策為非最大化凈收益決策, 僅有0.49%的決策為最大化凈收益決策。患者IB, 3B, 3D, 3E下有1.12%的決策為最 大化自身凈收益決策,患者IE, 2D, 2E, 3A, 3C下有0.56%的決策為最大化自身凈 收益決策,且各類型患者之間具有統計學差異(p<0.05,雙側Pearson卡方檢驗)。隨著
      健康狀況的變差,最大化凈收益的構成比卻逐漸增加,但三種健康類型之間并無統計學 差異(p>0?05,雙側Pearson卡方檢驗)。男女受試對象之間最大化凈收益的構成比也不 具有顯著地統計學差異(p>0.05,雙側Pearson卡方檢驗)。詳細結果參見下表6-22。
      表&22按人頭付費下,凈收益最大化決策的構成比統計表
      特征變量 選擇(構成比) 未選擇(構成比) 觀測例數
      患者類型 0.000
      1A 0(0.00%) 178(100.00%) 178
      1B 2(1.12%) 176(9&88%) 178
      1C 0(0.00%) 178 (100.00%) 178
      1D 0(0,00%) 178 (100.00%) 178
      1E 1(0.56%) [力(99.44%) 178
      2A 0(0.00%) 178 (100.00%) 178
      2B 0(0.00%) 178 (100.00%) 178
      2C 0(0.00%) 178 (100.00%) 178
      2D 1(0.56%) 177(99.44%) 178
      2E 1(0.56%) 177 (99.44%) 178
      3A 1(0.56%) 177 (99.44%) 178
      3B 2(1.12%) 176(98.88%) 178
      3C 1(0.56%) 177 (99.44%) 178
      3D 2(1.12%) 176(9&88%) 178
      3E 2(1.12%) 176(98.88%) 178
      健康類型 0.091
      1 3(0.34%) 887(99.66%) 890
      2 2(0.22%) 888(99.78%) 890
      3 8(0.90%) 882(99.10%) 890
      性別 0.833
      6(0.52%) 1149(99.48%) 1155
      7(0.46%) 1508(99.54%) 1515
      總計 13(0.49%) 2657(99.51%) 2670
      注:》值為雙側Pearson卡方檢驗的結果。
       
      6.3按服務項目付費與按人頭付費的比較
      63.1總體水平
      首先,本研究從總體水平上對兩種支付方式下受試對象的衛生服務決策所獲得的凈 收益進行統計分析可得,受試對象在按服務項目付費模式下獲得的凈收益比在按人頭付 費模式下提供的衛生服務量少,且差異具有統計學顯著性(pV0?05,兩獨立樣本的雙 側Mann-Whitney U檢驗);數據統計可得,按服務項目付費模式下受試對象所獲得平 均凈收益比按人頭付費模式下的平均凈收益少11.34% (1.10個實驗室代幣)。進一步分 別對男、女受試對象在兩種支付方式下所得平均凈收益進行比較可得,男受試對象在按 服務項目付費模式下獲得平均凈收益比按人頭付費模式下獲得平均凈收益少12.18%
      (1.19個實驗室代幣);女受試對象在按服務項目付費模式下獲得的平均凈收益比按人 頭付費模式下獲得的平均凈收益少10.78% (1.04個實驗室代幣);且差異均有統計學顯 著性(pV0?05,兩獨立樣本的雙側Mann?Whitney U檢驗)。
      因此,從總體水平上,按服務項目付費模式下受試對象所獲得凈收益比按人頭付費 模式下所獲得凈收益少。
      6.3.2三種健康類型
      其次,本研究從三種健康類型層面上對兩種支付方式下的患者效益進行了統計分 析。由前面的數據分析可知,按服務項目付費模式下受試對象為健康狀況中等的患者提 供衛生服務所獲得平均凈收益比按人頭付費模式下的平均凈收益少10.18% (0.99個實 驗室代幣);按服務項目付費模式下受試對象為健康狀況好的患者提供衛生服務所獲得 平均凈收益比按人頭付費模式下的平均凈收益少29.06% (3.15個實驗室代幣);按服務 項目付費模式下受試對象為健康狀況差的患者提供衛生服務所獲得平均凈收益比按人 頭付費模式下的平均凈收益多9.71% (0.83個實驗室代幣)。兩獨立樣本的雙側 Mann-WhitneyU檢驗可知兩支付方式下,三種健康類型下的醫生凈收益之間的差異均 具有統計學意義(p<0.001)o進一步分別對男、女受試對象在兩種支付方式給三種類 型的患者提供衛生服務所獲得的平均凈收益進行比較,詳情參見下圖64和6-3o且差 異均具有統計學顯著性(pVO.05,兩獨立樣本的雙側Mann-Whitney U檢驗)。
       
       
      圖6-1受試對象為三種健康類型的患者提供衛生服務所獲得的平均凈收益
       
       
      圖6-2女受試對象為三種健康類型的患者提供衛生服務所獲得的平均凈收益
       
       
      圖6-3男受試對象為三種健康類型的患者提供衛生服務所獲得的平均凈收益
      6?3?3十五種患者類型
      第三,本研究從十五種患者類型層面上對兩種支付方式下的醫生凈收益進行了統計 分析。根據數據統計可得,在按人頭付費模式下受試對象為患者1A、IB、1C、IE、2A、 2B、2C、2D、2E、3A、3C提供衛生服務所獲得平均凈收益衙均比按服務項目付費 下的平均凈收益甬多,而按服務項目付費模式下受試對象為患者ID、3B、3D、3E 提供衛生服務所獲得平均凈收益畫嚴s均比按人頭付費下的平均凈收益鬲’cap多e兩獨立 樣本的雙側Mann-Whitney U檢驗可知,除受試對象在兩種支付方式下為患者IE提供 衛生服務所獲得凈收益之間無統計學差異(尸0.138)外,其余十四種患者類型下的醫 生凈收益再兩種支付方式間具有統計學差異(p<0.001)o進一步分別對男、女受試對 象在兩種支付方式下為十五種患者提供衛生服務所獲得的凈收益進行統計,結果見下圖 6?4和6?6,且除了患者1E外,男受試對象在兩種支付方式下獲得的凈收益差異具有統
      計學意義(pV0?05,兩獨立樣本的雙側Mann?Whitney U檢驗);除了患者1E外,女 受試對象在兩種支付方式下獲得的凈收益差異具有統計學意義(pV0?05,兩獨立樣本 的雙側Mann-Whitney U檢驗九
       
       
      圖6-4受試對象為十五種類型的患者提供衛生服務所獲得的平均凈收益
       
       
      圖6-5女受試對象為十五種類型的患者提供衛生服務所獲得的平均凈收益
       
       
      圖6-6男受試對象為十五種類型的患者提供衛生服務所獲得的平均凈收益
      6?3?4凈收益最大化決策
      (1)單因素分析
      本研究將從總體水平、三種健康類型、十五種患者類型及性別四個方面對受試對象 選擇最大化凈收益的情況進行單因素統計分析。從總體水平上可得,按人頭付費模式下 2670個衛生服務決策中僅有13個衛生服務決策為最大化自身凈收益的決策,比按服務 項目付費模式下少96.98%;雙側Pearson卡方檢驗可知,兩支付方式下受試對象選擇最 大化凈收益決策的構成比之間具有顯著的統計學差異(pVO.OOl)。進一步分別對男、 女受試對象在兩種支付方式下選擇凈收益最大化決策的頻數(構成比)進行統計得出, 女受試對象在按服務項目付費下提供了 242個凈收益最大化決策,比按服務項目付費多 235個;男受試對象在按服務項目付費下提供了 189個凈收益最大化決策,比按服務項 目付費多183個,且構成比的差異均有統計學意義(pVO.OOl,雙側Pearson卡方檢驗)。
      從三種健康類型層面上,受試對象在按人頭付費的模式下為健康狀況中等(好、差) 的患者提供的890個服務決策中的最大化凈收益決策比按服務項目付費少98.65% (98.82%、79.49%);雙側Pearson卡方檢驗可知,三種健康狀況下,受試對象選擇最 大化自身凈收益的決策在兩支付方式之間的構成比的差異具有顯著性(pVO.OOl)。進 一步分別對男、女受試對象在兩種支付方式下對三種健康狀況的患者提供的衛生服務決 策中選擇凈收益最大化決策的頻數(構成比)進行統計,結果可見下表6?23,且三種健 康狀況下,男受試對象在按服務項目付費和按人頭付費模式下選擇最大化凈收益決策構 成比差異具有統計學意義,女受試對象在按服務項目付費和按人頭付費模式下選擇最大 化凈收益決策構成比差異具有統計學意義。
      從十五種患者類型層面上,在按服務項目付費的模式下受試對象為患者1A. 1B.
      1C、ID、IE、2A、2B、2C、2D、2E、3A、3D、3E提供的服務決策中最大化自身凈 收益的決策所占的構成比或頻數均高于按人頭付費模式,而患者類型3C最大化自身凈 收益的決策所占的構成比或頻數在兩種支付方式下相等,患者類型3B最大化自身凈收 益的決策所占的構成比或頻數在按人頭付費模式下比按服務項目模式下少;雙側 Pearson卡方檢驗可知,十五種患者類型下,受試對象為患者1A、IB、1C、ID、1E、 2A、2B、2C、2D、2E、3A、提供的服務決策中最大化自身凈收益的決策所占的構成 比在兩支付方式之間存在的差異均具有顯著性(pVO.OOl),其余構成比則均不具有統 計學顯著性(p>0.05)o
      表6-23男、女受試對象分別在兩種支付方式下選擇疏?)咖的頻數(構成比)統計表
      特征變量 按服務項目付費 按人頭付費 Pearson卡方值 p值
      健康類型1 126 (100.00%) 0 (0.00%) 143.959 0.000
      健康類型2 100 (100.00%) 0 (0.00%) 110.898 0.000
      健康類型3 16 (69.57%) 7 (30.43%) 3.604 0.000
      健康類型1 97 (97.00%) 3 (3.00%) 101.548 0.000
      健康類型2 69 (97.18%) 2 (2.82%) 69.647 0.000
      健康類型3 23 (95.83%) 1 (4.17%) 20.815 0.000
       
      (2)多因素分析
      本研究對是否選擇凈收益最大化決策的影響因素進行了二值Logit, Probit, C11模 型的多因素分析,納入的自變量有支付方式、健康類型及受試對象的性別。根據統計結 果可知,相對于按人頭付費,按服務項目付費的支付方式對受試對象選擇最大化凈收益 決策具有正向作用(系數均大于0且p值均小于0.01),即按服務項目付費激勵受試對 象選擇更多的自身凈收益最大化決策。詳細結果參見下表6-24到6-26o
       
      表6?24凈收益最大化決策影響因素的二值Logit模型結果表
      解釋變量(參照組) 模型 二值 Logit
      系數 標準誤丫 Z值 95%置信區間
      支付方式(按人頭付費) 3.896*** 0.620 6.290 2.681 5.110
      健康類型(健康類型•中等)
      健康類型•好 -0388*** 0.075 -5.170 -0.535 -0.241
      健康類型•差 -1.934*** 0.210 -9.200 -2.346 -1.522
      性別■男(女) 0.010 0.165 0.060 -0.313 0.334
      常數項 -9.035 1.220 -7.410 -11.426 -6.644
      G 2 0.542
      切2 0.166
      觀測例數 5340
      注:★"表示通過了 1%的顯著性檢驗;丫標準誤均為穩健標準誤。
       
      表6-25凈收益最大化決策影響因素的二值Probit模型結果表
      解釋變量(參照組) 模型 二值 Probit
      系數 標準誤丫 Z值 95%置信區間
      支付方式(按人頭付費) 1.808*** 0.256 7.070 1.307 2.308
      健康類型(健康類型-中等)
      健康類型•好 -0.218*** 0.042 -5.240 -0.300 -0.137
      健康類型■差 -0.991*** 0.120 -8.270 ■1.226 -0.756
      性別•男(女) 0.008 0.090 0.090 -0-168 0.185
      常數項 -4.364*** 0.491 -8.900 -5.326 -3.403
      ©2 0.166
      8iik 2 0.472
      觀測例數 5340
      注:***表示通過了 1%的顯著性檢驗;丫標準誤均為穩健標準誤。
       
      表6?26凈收益最大化決策影響因素的二值C11模型結果表
      解釋變量(對照組) 模型 二值 C11
      系數 標準誤卞 Z值 95%置信區間
      支付方式(按人頭付費) 3.724*** 0.595 6.260 2.558 4.891
      健康類型(健康類型•中等)
      健康類型•好 -0.336*** 0.066 -5.120 -0.464 0207
      健康類型•差 -1.771*** 0.192 -9240 -2.146 -1.395
      性別•男(女) 0.005 0.149 0.040 -0.286 0.297
      常數項 -8.855*** 1.177 -7.520 ? 11.161 -6.548
      ©2 0.450
      做2 0.123
      觀測例數 5340
      注:表示通過了 1%的顯著性檢驗:f標準誤均為穩健標準誤。
      本章小結
      本章分別對按服務項目付費和按人頭付費下的醫生凈收益進行了分析并比較了兩 支付方式下的凈收益差異,以反映兩種支付方式下醫生對自身凈收益的選擇行為及兩支 付方式下凈收益選擇行為的差異。具體結果為:
      (1)按服務項目付費:在按服務項目付費模式下,醫生所獲得凈收益小于最大化 凈收益,即這一支付方式激勵醫生選擇凈收益小于最大化凈收益的決策;隨著患者健康 狀況的變差,受試對象損失的凈收益就越小;從十五種患者類型上看,受試對象所獲得 的凈收益均小于最大化凈收益;所有受試對象所獲得的凈收益與最大化凈收益的平均偏 離數量均小于零。16.14%的衛生服務決策是凈收益最大化決策;受試對象為健康狀況中 等(差)的患者提供的衛生服務決策中最大化凈收益的決策所占的百分比最高(低)。
      (2)按人頭付費:在按人頭付費模式下,醫生所獲得凈收益小于最大化凈收益, 即這一支付方式激勵醫生選擇凈收益小于最大化凈收益的決策;隨著患者健康狀況的變 差,受試對象損失的凈收益就越大;從十五種患者類型上看,受試對象所獲得的凈收益 均小于最大化凈收益;所有受試對象所獲得的凈收益與最大化凈收益的平均偏離數量均 小于零。99.51%的衛生服務決策為非最大化凈收益決策:但三種健康類型之間凈收益最 大化決策的構成比無差異。
      (3)按服務項目付費與按人頭付費的比較:受試對象在按服務項目付費模式下獲 得的凈收益比在按人頭付費模式下提供的衛生服務量少;按服務項目付費模式下受試對 象為健康狀況中等(好)的患者提供衛生服務所獲得平均凈收益比按人頭付費模式下的 平均凈收益少10.18% (29.06%);按服務項目付費模式下受試對象為健康狀況差的患者 提供衛生服務所獲得平均凈收益比按人頭付費模式下的平均凈收益多9.71% (0.83個實 驗室代幣)。按人頭付費模式從總體水平提供的最大化凈收益決策的數量比按服務項目 付費模式下少96.98%,單因素和多因素分析顯示兩支付方式的差異具有統計學顯著性。
      第七章討論與建議
      本章節主要討論了本研究的實驗設計和研究結果并提出相關的建議。首先,本章對 本研究的方法學進行了討論,主要從實驗經濟學及其在研究支付方式對醫生行為影響這 一問題上的優勢、受試對象的選擇、實驗參數的設計及實證分析方法等方面進行討論; 其次,根據主要的研究結果分別從服務數量、患者效益、醫生凈收益等三個方面分別對 按服務項目付費、按人頭付費下的醫生衛生月良務提供行為及兩支付方式醫生衛生服務提 供行為的差異等方面進行討論;最后提出政策建議。
      7?1方法學討論
      7.1.1實驗經濟學及其在研究支付方式對醫生行為影響這一問題上的優勢
      本研究采用了國際上廣泛應用并在眾多國家得到了長足發展的實驗經濟學,它有力 的促進了眾多學科的交叉與融合。近年來,運用實驗經濟學的方法研究衛生領域的問題 已成為國際衛生經濟領域研究的新方向,然而在我國卻未有一個實驗室定位于研究促進 健康的衛生政策。
      實驗經濟學即經濟學的實驗方法,可以分為實驗室實驗和現場實驗[他。本文所釆 用的就是實驗室實驗,在一個嚴格控制了某些條件的實驗室環境下,根據所需的制度和 環境對某一經濟現象進行重復的檢驗與比較,從而檢驗和完善相關的理論,為政策的制 定提供科學的依據。值得注意的是經濟學實驗設計中的激勵是至關重要的,實驗中受試 對象的報酬應該與所研究的理論或者假設顯著相關,從而可以更加明確的解釋其決策與 結果之間的關系。實驗經濟學在方法學上制勝的優勢主要是實驗的可控制性和實驗的可 重復性,對在此基礎上所得的實驗數據進行分析與評價,避免了變量間的內生效應、不 斷變化的歷史政策背景或某些不確定因素對研究帶來的干擾,有利于某些變量的效應可 以被獨立而精確的解釋,從而進一步使得研究結果更具穩健性囹1。
      經濟學實驗解決了環境控制與模擬、激勵與決策掛鉤兩大問題,成為了評判不同政 策,特別是新政策的“試金石”。在新政策出臺前,我們很難根據歷史數據或是國外經 驗判斷新政策的有效性及比較新、舊政策,主要表現在以下三個方面:首先,對于新政 策,本國相關的歷史數據往往不存在,即使存在一般也因為其他因素的變化而使其失去 參考意義;其次,即使其他國家有類似相關的經驗,但因為國情的巨大差異往往導致政 策的普適性受到質疑;第三,以往的研究多局限于對政策運行的結果進行事后的分析與 評價,因此其所提政策建議的有效性與合理性無法得到實際環境的檢測而導致其可采納 性和科學性大大降低。然而,實驗經濟學卻可以為檢驗新政策或政策是否有效提供一個 模擬環境,比如在新政策實施前可以先通過在實驗室建立一個模擬仿真的環境來檢驗或 比較不同的政策,然后再決定政策是否科學有效或者新政策是否可以實施。這樣既可以 大大的減少不必要的社會福利損失,又可以避免頻繁的更換政策所帶來的社會資源的嚴 重浪費,有利于促進社會的和諧穩定。
      目前實驗經濟學在信息不對稱市場、風險決策市場及決策和博弈雙向拍賣市場等得 到廣泛的應用,與行為經濟學的融合使得實驗經濟學的應用更加的廣泛。早在2000年 Fuchs[50]就認為將經濟學實驗運用于衛生經濟學領域會帶來前所未有的研究效果。近年 來,實驗經濟學在國際衛生經濟領域也迅速興起與發展,其在衛生經濟領域內的研究主 要包括兩個方面,一個是對醫療保險需方行為研究,另一個是對醫療衛生服務供方行為 的研究,尤其是支付方式對醫生行為激勵作用的研究。本研究采用了在國際衛生經濟領 域得到肯定且發展成熟的經濟學實驗的方法來研究支付方式對醫生行為的影響以彌補 國內現有研究的不足,如系統綜述類文章因納入研究的文獻在國情及政策背景、方法學 設計上存在異質性,研究結果未進行統計學合成,只能對文獻進行分組描述等;實證研 究由于無法控制人口學及機制度因素等混雜因素的影響,往往會存在選擇和信息偏倚。
      經濟學實驗的可控制性特點突顯了其在研究支付方式對醫生行為的影響這一問題 上的優勢,本實驗的最大特點就是控制實驗室內的“其他條件不變”的情況下僅研究支 付方式是否對醫生行為有影響及不同支付方式是否對醫生行為帶來了不同的影響,這樣 就避免了不同的經濟文化環境、方法學設計上存在異質性、不同醫療機構環境差異等因 素對研究帶來的干擾,從而得出更加準確可靠的證據。具體體現在:本實驗中的患者均 為虛擬的患者,且所有受試對象的服務對象都是一樣的,從而避免了患者的人口學特征 (年齡、性別、種族、受教育程度、所加入的保險種類)、所患疾病的具體種類及其個 人偏好(如女患者更傾向于選擇女性醫生等)等因素、醫生對患者選擇的偏好、醫生的 技術水平的不同等[I*"156,157]帶來的混雜影響。在這種實驗設計下可排除現有研究無法 克服的混雜影響,獨立研究支付方式對醫生行為的影響,得出更加可靠的證據。
      充分的認識并發揮經濟學實驗在探索適合我國國情的支付方式上的作用與價值。當 前我國的支付方式改革多采取試點推行的辦法,但結果往往不如所愿,頻繁的政策更換 帶來社會資源和社會福利的巨大損失,而經濟學實驗的特點決定了它可以解決環境控制 與模擬、激勵與決策掛鉤兩大問題,是政策模擬的“太空倉”。例如對某種支付方式進 行改革前,先將與利益相關者有關的因素進行收集整理,在該支付方式的基礎理論框架 下設計可嚴格控制的模擬仿真實驗,先明確該支付方式對醫生行為的獨立作用,然后逐 步的加入或者改變與利益相關者有關的某些政策或環境因素,再來觀察這些因素所帶來 的醫生行為的改變,以檢驗該支付方式的改革是否可以達到預期的效果。這樣既可以明 確其作用途徑和激勵機制,又避免了社會資源的巨大浪費。
      7.1.2受試對象選擇的合理性及數據質量的可靠性
      (1)受試對象選擇的合理性
      本研究通過在醫學院招貼海報的形式招募受試對象,受試對象均為未來有可能成為 醫生的醫學生。之所以選擇醫學生是因為以下兩點:首先是因為醫學生不僅具備較高的 文化水平,而且也具備基本的醫學知識素養,最具有理解實驗任務的能力,從而最大限 度的避免了受試對象因不理解實驗任務而盲目進行決策的行為;其次,選擇醫學生符合 實驗經濟學通常選擇學生為受試對象這一設計特點,也是鑒于醫學生機會成本較低的考 慮。有研究者可能會質疑參加實驗的醫學生其目的是為了獲取報酬,相比未參加實驗的 醫學生,參加實驗的醫學生可能會追求更高的凈收益,就這一方面來講,本研究無法完 全排除這一偏倚存在的可能性,加上本研究也無法收集有關未參加實驗的醫學生其逐利 行為方面的信息,因此無法進行比較[刃。但是現有研究⑶」網證明參加實驗的學生與未 參加實驗的學生,他們之間親社會行為的差異是可以忽略不計的,其他相關研究肥91也 得出了類似的結論。加之,本研究對受試對象的凈收益最大化決策分析得知,所有受試 對象的決策中僅有8.31%的決策為凈收益最大化決策,這可以說明凈收益并不是受試 對象的唯一目標。若研究是為了比較受試對象逐利行為的差異,那么有經濟學實驗研究 [⑹]在與本實驗條件完全相同的情況下對醫學生和非醫學生的行為進行比較得出非醫學 生比醫學生更加追求自身的凈收益。
      與先前德國的經濟學實驗研究[刃不同的是,德國的經濟學實驗分別招募20個受試 對象僅參加按服務項目付費模式下的決策作答,另外22個受試對象僅參加按人頭付費 模式下的決策作答,最后分析兩個受試對象樣本的行為及差異。而本研究采用的是實驗 受試對象內設計(within-subject design),每~個受試對象將在一場實驗中同時完成兩種 支付方式下的30個決策的作答,即實驗對每個受試對象都實施兩種支付方式的干預。 這就允許本研究可以分析同一樣本面對不同的支付方式時行為的變化,從而更能集中體 現支付方式對醫生行為的影響及其差異。
      從受試對象的招募過程來看,本實驗的招募工作共進行了三天,招募到可參加實驗 的受試對象共180名,并隨機分配到六個實驗組,但因2名受試對象遲到被拒絕參加實 驗,最終參加實驗的受試對象為178名。根據實驗設計,遲到者被拒絕參加實驗,這出 于兩方面的考慮:一是實驗開始后遲到者進入實驗室會打擾或者中斷實驗應有的節奏, 且如果受試對象進入實驗室勢必需要實驗人員對其進行實驗相關的培訓指導,這些都可 能會分散其他受試對象的注意力或影響受試對象對實驗任務的理解能力,進而干擾其他 受試對象的決策行為,甚至會影響到整場實驗結果的可靠性;二是若遲到者繼續參加實 驗則一方面既會使本場實驗的時間延長,也會影響下一場實驗的進行,這就會導致實驗 的成本的會大幅度增加。
      (2)實驗工具最大限度的保證了數據質量的可靠性
      本實驗為經濟學的實驗室實驗,受試對象需要運用計算機完成實驗任務。采用蘇黎 世大學設計的z-Tree軟件口44】進行編程,這一軟件的最大優點在于可以將實驗結果直接 以Excel的形式反饋到實驗人員控制的電腦上,這樣就避免了一般情況下問卷數據錄入 帶來的錄入錯誤,最大限度的保證了數據質量的可靠性。在受試對象正式作答前,為保 證受試對象理解并學會使用z-Tree軟件進行作答,實驗人員將實驗說明發給每一位受試 對象并將大聲的朗讀實驗說明,受試對象如果有疑問可以向實驗人員詢問,直至所有的 受試對象理解了實驗說明,然后每個受試對象所對應的電腦上將會有三道測試題受試對 象進行作答,直到所有的受試對象作答完畢且沒有疑問后才進行正式的實驗作答。這就 最大限度的減少了受試對象因不熟悉實驗工具的使用而造成的誤答和亂答現象,可保證 數據質量的可靠性。
      7.13實驗參數設計的可采納性
      本研究的實驗參數設計采用的是Henning-Schmidt Heike等人⑶啲研究設計,參數 設計中的醫生凈收益及支付額均來源于德國EBM(德國的EBM列出了醫療衛生服務及 處方費)五種眼科疾病的治療費用及對眼科醫生的服務進行的支付費用,成本及患者效 益的設計均有其理論支持。可能有研究者會質疑本研究釆用的是德國經濟學實驗在研究 此問題上的參數,可能并不適合我國的實際,之所以本研究可以采用其實驗參數的設計 是因為雖然參數設計的過程采用的德國EBM列表中五種眼科疾病的治療費用及對眼科 醫生的服務進行的支付費用,但實驗中并未有具體的疾病種類及具體的疾病特征,此過 程的目的是為實驗參數的設計提供相關的數據支持,說明實驗參數的設計來源于現實, 而不是對具體的疾病或國家及政策環境的差異進行比較。這也是本實驗可以在不同的國 家及制度環境下進行[刃的關鍵原因。此外實驗中并未指出疾病的具體名稱及患者的具 體癥狀,可以避免受試對象由于專業知識水平的差異帶來的偏倚。加上本研究最大的特 點就是“其他條件保持不變匕受試對象在實驗中面臨的僅僅是支付方式的變化,實驗中 的決策環境、診療環境等均保持不變,從而可以研究支付方式對醫生行為的獨立作用機 制。
      7.L4實證分析方法的穩健性
      本研究對兩種支付方式下醫生的衛生服務決策進行了全面分析,運用單因素和多因 素分析探討和比較了兩種支付方式下的衛生服務提供量、患者效益、醫生凈收益、最優 患者效益決策、凈收益最大化決策四個方面。
      進行單因素分析時,由于本研究受試對象的衛生服務決策所產生的生服務提供量、 患者效益、醫生凈收益這三個變量均不服從正態分布,因此采用兩獨立樣本的雙側 Mann-Whitney U檢驗及雙側Wilcoxon signed-rank檢驗等非參數檢驗進行差異的分析; 并運用Pearson卡方檢驗對最優衛生服務量決策、最優患者效益決策、凈收益最大化決 策的構成比的差異進行了分析。進行多因素分析時,考慮到受試對象對患者效益、自身 凈收益的偏好未知,且此偏好很可能會對其服務決策產生重要的影響,故將受試對象的 偏好這一變量視為潛變量,并允許其在不同的受試對象之間變動。因此本研究采用了廣 義線性潛變量混合模型(GLLAMMs),可以利用該類模型可將潛變量解釋為隨機效應 (系數或隨機截距)這一優點,通過Stata/SE12?0軟件實現結果的運行。有序Logit和 有序Probit模型等有序結果模型進行分析時,將衛生服務量這一被解釋變量從0-10轉 換成11個由少到多的等級,分析支付方式對衛生服務量是否有影響及兩種支付方式對 衛生服務量影響是否存在差異。由于有序結果模型假定解釋變量在m-1個模型中對累 計概率的優勢比有相同的影響,因此m-1個模型中解釋變量的系數相同,不同類別或 者不同等級累積概率的差異僅體現在常數項上卩役二值結果模型對是否選擇最優衛生 服務量、最優患者效益決策、凈收益最大化決策進行了二分類,此類模型注重的是對結 果發生的概率P進行建模,從而可以更能集中的體現支付方式這一解釋變量對醫生行為 的影響。值得注意的是,考慮到受本研究采用了穩健性分析,結果中所得的標準誤均為 穩健標準誤。這就從數據分析方法上保證了對研究結果分析的可靠性。
      7.2主要研究結果的討論
      7.2.1衛生服務量
      (1)按服務項目付費
      首先,從總體水平上,按服務項目付費的模式下受試對象所提供的衛生服務量高于 最優衛生服務量(卩<0.001,雙側Wilcoxon signed-rank檢驗)即按服務項目付費激勵醫 生提供了過量的衛生服務量。這與其他實驗經濟學研究所得結論一致[5U22J23J24],與非 實驗研究的結論也一致曲26,咖6山根據供方誘導需求的理論可知,當供方利用自身在患 者健康狀況的信息優勢地位使得患者對衛生服務的需求量與最優消費量不一致的時候 就意味著產生了不合理的誘導行為〔62,63,64,65,66]。從數量上來看,按服務項目付費下衛生 服務量的過度提供恰恰是供方誘導需求行為的體現之一。這也與按服務項目付費的支付 方式下醫生開大處方,延長住院時間,增加檢查或治療等服務項目[血104,105,106,107,108]的 表現相吻合。
      其次,本研究分析得出受試對象為健康狀況中等、好的患者提供的平均衛生服務量 均高于最優衛生服務量,且患者對醫療服務的需求越高,其獲得的衛生服務量多于最優 衛生服務數量的差額就越小,這說明醫療衛生服務量過度提供的程度隨著患者對醫療衛 生服務需求的增加而減少。盡管受試對象為健康狀況差的患者提供的衛生服務量少于最 優衛生服務量,但差異不具有統計學意義,且60.67%的衛生服務決策提供了最優的衛 生服務量,這就說明按服務項目付費對醫療服務需求高的患者來說更有利,尤其是對健 康狀況差的患者或重癥患者更有利,但對健康狀況好和中等的患者則不利。
      (2)按人頭付費
      首先,從總體水平上,按人頭付費下受試對象所提供的衛生服務量少于最優衛生服 務量即按人頭付費激勵醫生提供了不足量的衛生服務,這與其他實驗經濟學研究所得結 論一致[51,122,123,124],與非實驗研究的結論也一致[19,20,24,25,27,34]。由衛生服務質量的概念可 知,衛生服務質量是指醫療衛生服務的供方所提供的醫療衛生服務與服務需方的需求或 需要的符合程度[吆1。衛生服務數量提供的不足必然會影響到衛生服務的質量,這也是 按人頭付費的支付方式下醫療質量無法得到保證的表現之一 [i朋」00M1M2]。其次,本研 究分析了受試對象為健康狀況中等、差的患者提供的平均衛生服務量低于最優衛生服務 量,且隨著患者對衛生服務量的需求越高,其獲得衛生服務量少于最優衛生服務量之間 的差額就越大,這說明醫療衛生服務量不足提供的程度隨著患者對醫療衛生服務需求的 增加而加重。盡管受試對象為健康狀況好的患者提供的平均衛生服務量高于最優衛生服 務量,且84.04%的衛生服務決策提供了最優衛生服務量。由此可知按人頭付費對于健 康狀況相對較好的患者越有利,尤其是對健康狀況好的患者更有利,但卻對健康狀況差 的患者最不利。這也與按人頭付費的支付方式下醫療服務的供方選擇病情較輕或健康狀 況較好的病患,推諉或拒絕重癥病患,將不需要轉診的患者轉診,以及減少高精尖醫療 技術使用[1皿嘰105」06]等表現相吻合。
      (3)按服務項目付費及按人頭付費的比較
      首先,從總體水平上來說,按服務項目付費模式下的平均衛生服務量比按人頭付費 下的平均衛生服務量多35.98%,且兩支付方式下衛生服務量的差別具有統計學顯著性。 這與現有研究【2021,22324]所得結論相一致。其次,從三種健康類型層面上可知,隨著患 者健康狀況由好到差,按服務項目付費模式下的平均衛生服務量多于按人頭付費模式下 的平均衛生服務量的差額逐漸變小。其次,從最優衛生服務量決策上來看,按人頭付費 模式激勵醫生比按服務項目付費模式下多提供42.67%的最優衛生服務量決策。就健康 狀況好以及中等的患者來看,按人頭付費的支付方式下最優衛生服務量決策的頻數均高 于按服務項目付費,而對于健康狀況差的患者來講則按服務項目付費的支付方式下最優 衛生服務量決策的頻數高于按人頭付費。由此說明,相比按服務項目付費,按人頭付費 的支付方式對健康狀況好、中等的患者更有利,而對于健康狀況差的患者來講則按服務 項目付費更有利。
      綜上所述,按服務項目付費激勵醫生提供超額的衛生服務量,而按人頭付費激勵醫 生提供不足的衛生服務量。多因素分析結果進一步證實支付方式對醫生行為具有顯著的 影響,這也與現有研究所得結論⑷血,43,44,45]不一致。如何改變醫生不合理的服務行為, 有學者通過設計經濟學實驗表明構建按人頭付費和按服務項目付費相結合的混合支付 方式[121」24]、實行信息公開/透明IM叭加強醫學教育MO]可以有效減輕按人頭付費下醫生 不足量的提供衛生服務量的程度和按服務項目付費下醫生超額提供衛生服務量的程度。 7.2.2患者效益
      從總體水平上,按服務項目付費及按人頭付費兩種支付方式下的患者效益均小于最 優患者效益。在按服務項目付費模式下隨著患者健康狀況的變差,患者所損失的效益就 越少,即隨著患者對醫療衛生服務需求的增加,其所損失的患者效益就越少;按服務項 目付費下,隨著患者健康狀況的變差,患者獲得最優患者效益決策的數量就越多,這就 意味在按服務項目付費激勵醫生為健康狀況較差的患者提供更多的最優患者效益決策, 也意味著該支付方式對健康狀況差的患者更有利。而在按人頭付費模式下隨著患者健康 狀況的變差,患者所損失的效益就越大,即隨著患者對醫療衛生服務需求的增加,其所 損失的患者效益就越大。這也與現有的實驗研究㈤所得結論相一致,也彌補了傳統研 究缺乏對患者效益這一方面研究的證據。這也驗證了患者效益影響醫生衛生服務提供行 為的理論⑹]。
      在按服務項目付費模式下患者獲得的效益比按人頭付費模式要多,這說明了從總體 水平上來說按服務項目付費比按人頭付費對患者更有利。其次,從三種健康狀況下的患 者效益統計結果可以表明,對于健康狀況好的患者來說,按人頭付費的支付方式比按服 務項目付費對其更有利。對于健康狀況中等、差的患者來說,按服務項目付費的支付方 式比按人頭付費對其更有利。
      本研究中當醫生的衛生服務決策為最優衛生服務量決策時,意味著此時醫生是患者 的“完全代理人”,即此時醫生認為一單位的貨幣給患者所帶來效益的價值等于一單位 貨幣所帶來的凈收益的價值,意味著其決策給患者帶來了最大化的患者效益(最優患者 效益),其決策對患者來說也最有利。本研究中,在按服務項目付費下,隨著患者健康 狀況的變差,患者獲得最優患者效益決策的數量就越多,這就意味在按服務項目付費激 勵醫生為健康狀況較差的患者提供更多的最優患者效益決策,也意味著該支付方式對健 康狀況差的患者更有利。按人頭付費下,隨著患者健康狀況的變差,患者獲得最優患者 效益決策的數量就越少,這就意味在按人頭付費激勵醫生為健康狀況較好的患者提供更 多的最優患者效益決策,也意味著該支付方式對健康狀況好的患者更有利。
      從總體水平上,按人頭付費模式下的最優患者效益決策比按服務項目付費模式下多 42.67%,這說明從患者效益的角度來看,按人頭付費的支付方式從總體水平上比按服務 項目付費對患者更有利。相比按服務項目付費,按人頭付費的支付方式激勵醫生為健康 狀況好、中等的患者提供更多的最優患者效益決策,因此相比按服務項目付費,按人頭 付費的支付方式下當醫生為健康狀況好、中等的患者提供衛生服務時更有利。而按服務 項目付費的支付方式則激勵醫生比在按人頭付費下為健康狀況差的患者提供更多的最 優患者效益的決策,因此相比按人頭付費,按服務項目付費激勵醫生為健康狀況差的患
      者提供更多的最優患者效益決策,也對健康狀況差的患者最有利。
      723醫生凈收益
      (1) 按服務項目付費:從總體水平上,按服務項目付費下醫生所獲得凈收益小于 最大化凈收益。隨著患者健康狀況的變差,受試對象損失的凈收益就越少。提供的衛生 服務量越多則所獲得的凈收益越高是由按服務項目付費的基本原理及在此原理上設計 的實驗參數所決定的(除患有A類疾病的患者,當受試對象為其提供5個衛生服務量 時其凈收益可獲得最大,其他的患者則是受試對象提供的衛生服務量越多則所獲得凈收 益就越多)。受試對象為十五種類型的患者提供衛生服務所獲得凈收益均小于最大化的 凈收益;從個體水平上來說所有受試對象所獲得凈收益均小于最大化凈收益。這說明追 求自身凈收益最大化并不是醫療服務供方的唯一動機⑹]。
      當前,我國政府對醫療衛生機構的財政投入不足,導致醫療機構及其醫務人員的創 收動力強烈,醫療衛生機構需要靠自己創收來維持自身的運轉;加之醫生的自身收入與 其提供醫療服務所獲得的收入緊密聯系在一起[舊1,且收入的主要部分來自于按服務項 目支付[御,這就從一定程度上激勵醫生為追求目標凈收益加重誘導需求的程度,最終 就形成了醫療衛生機構及其醫生為創收而過多的提供不必要的提供衛生服務的激勵。且 由本研究可知在按服務項目付費下隨著患者健康狀況的變差,受試對象損失的凈收益則 越小。這一結果可用目標收入理論[66)64,165,166]來解釋:當為健康狀況好的患者提供衛生 服務時,受試對象所損失的凈收益最多,因此當實際收入低于目標收入時,受試對象就 會付出更多的努力(如誘導需求)去提高自身的收入,來使自己獲得的實際收入更加接 近目標收入。在實驗中的按服務項目付費下,受試對象只能通過超額提供衛生服務量才 能提高自身的收入。也正是因為受試對象為健康狀況好的患者提供衛生服務所損失的凈 收益最多,因此超額提供的努力程度就越大,這便形成了過量提供衛生服務(供方誘導 需求)的最強激勵,也是按服務項目付費激勵醫療服務的供方開大處方、延長住院時間、 增加服務項目等表現的原因所在。但是隨著健康狀況的變差,患者的醫療服務需求增加, 受試對象也應為其提供更多的衛生服務量而使得凈收益損失逐漸變小,其超額提供的努 力程度也隨之不斷減弱。當受試對象為健康狀況差的患者提供衛生服務時,此時的實際 收入最接近目標收入,所以此時患者獲得衛生服務量也最接近最優衛生服務量。因此按 服務項目付費下供方有為重癥患者提供醫療服務的積極性,但卻對多發病及常見病的防 治工作缺乏積極性,造成了與疾病預防為主的原則背道而馳、嚴重浪費衛生資源的弊端。
      (2) 按人頭付費:從總體水平上,按人頭付費下醫生所獲得凈收益小于最大化凈 收益;隨著患者健康狀況的變差,受試對象損失的凈收益就越大。提供的衛生服務量越 多所獲得凈收益越少,這是由于按人頭付費的基本原理所決定的。受試對象為十五種類 型的患者提供衛生服務所獲得凈收益均小于最大化的凈收益;從個體水平上來說所有受 試對象所獲得凈收益均小于最大化凈收益。這也與追求自身凈收益最大化并不是醫療服 務供方的唯一動機的理論假設⑹]。
      由此可知,在按人頭付費下隨著患者健康狀況的變差,受試對象損失的凈收益則越 大。這一結果可用目標收入理論[66164皿,166]來解釋:當為健康狀況差的患者提供衛生服 務時,受試對象所損失的凈收益最多,因此當實際收入低于目標收入時,受試對象就會 付出更多的努力(如減少必要的衛生服務、推諉重癥患者或將不需要轉診的病患轉診) 去提高自身的收入,來使自己獲得的實際收入更加接近目標收入。在實驗中的按人頭付 費下,受試對象只能通過減少必要的衛生服務量來提高自身的收入。也正是因為受試對 象為健康狀況差的患者提供衛生服務所損失的凈收益最多,因此不足提供的努力程度就 最大,這便形成了減少提供必要的衛生服務的最強激勵,也是按人頭付費激勵供方選擇 病情較輕或健康狀況較好的病患、推諉或拒絕重癥病患,將不需要轉診的病患轉診的原 因所在。但是隨著健康狀況的變好,患者的醫療服務需求增加,受試對象也應為其提供 更多的衛生服務量而使得凈收益損失逐漸變小,其衛生服務量不足提供的努力程度也隨 之不斷減弱。當受試對象為健康狀況好的患者提供衛生服務時,其實際收入最接近目標 收入,所以此時患者獲得衛生服務量也最接近最優衛生服務量。因此按人頭付費下供方 有開展健康教育和疾病預防保健類服務的積極性,發現潛在的疾病減少未來的工作量, 有利于促進治療為主向預防為主的醫療模式的轉變,但同時對醫療需求高的重癥病患最 不利,缺乏提高技術水平的積極性,導致整體醫療質量的下降。
      (3)按服務項目付費及按人頭付費的比較:首先從總體水平上,按服務項目付費 模式下受試對象所獲凈收益比按人頭付費模式下所獲凈收益少o這說明相比按服務項目 付費,按人頭付費激勵醫生更多的選擇自身凈收益較高的服務決策。其次,進一步分析 可知,按服務項目付費模式下受試對象為健康狀況差的患者提供衛生服務所獲得凈收益 比按人頭付費模式下要多,因而其他兩種患者類型則相反。因此,按服務項目付費模式 下受試對象為健康狀況差的患者提供衛生服務所獲得凈收益最大,而按人頭付費模式下 受試對象為健康狀況好、中等的患者提供衛生服務所獲得凈收益更多。因此,相比按服 務項目付費,按人頭付費激勵供方有為健康狀況好、中等的患者提供衛生服務的積極性。 相比按人頭付費,按服務項目付費激勵供方有為健康狀況差的患者提供衛生服務的積極
      性。
      (4)凈收益最大化決策:本研究中,在按人頭付費的支付方式下若醫生不提供衛 生服務則可獲得最大化凈收益;在按服務項目付費的支付方式下,醫生若提供10個衛 生服務量則意味著其可獲得最大化凈收益(除患有A類疾病的患者外,當醫生為A類 患者提供5個衛生服務量時可獲得最大化凈收益)。當醫生提供了可最大化自身凈收益 的衛生服務決策時,意味著醫生此時是“經濟人”,追求自身凈收益的最大化。
      在按人頭付費下,醫生為三種健康狀況的患者提供的衛生服務決策中最大化醫生凈 收益決策所占的構成比的差異不具有統計學意義(p>0.05,雙側Pearson卡方檢驗),按 人頭付費的支付方式對醫生為三種健康狀況的患者提供凈收益最大化決策的激勵作用 不存在差異。其次,按服務項目付費的支付方式激勵醫生為健康狀況中等的患者提供最 多的可最大化自身凈收益的決策,這可能也是造成按服務項目付費的支付方式激勵醫生 為健康狀況中等的患者提供了過量的衛生服務的原因之一。按人頭付費模式比按服務項 目付費模式下少提供了 96.98%的凈收益最大化決策,這說明相比按人頭付費,按服務 項目付費激勵醫生提供更多的最大化凈收益決策,這可能也是按服務項目付費下醫生提 供了比按人頭付費下更多的衛生服務量的原因之一。
      7.3結論及政策建議
      本研究通過運用嚴格控制的經濟學實驗室,獨立研究支付方式對醫生行為的影響得 出結論:支付方式影響醫生的衛生服務提供行為,而且單一的支付方式并不是完美的, 對醫生行為的影響都有兩面性。具體結論為:
      (1)衛生服務量:按服務項目付費激勵醫生提供過量的衛生服務;隨著患者健康 狀況的變差,過量提供的程度將變小。按人頭付費激勵醫生提供不足量的衛生服務;隨 著患者健康狀況的變差,不足提供的程度變大。按服務項目付費激勵醫生提供的衛生服 務量比按人頭付費多。按人頭付費模式下最優衛生服務量決策的數量比按服務項目付費 下多;按人頭付費下健康狀況好(中等)的患者所獲得的最優衛生服務量決策的數量比 按服務項目付費下多,健康狀況差的患者所獲得的最優衛生服務量決策的數量比按服務 項目付費下少。
      (2)患者效益:兩種支付方式下的患者效益均小于最優患者效益。按服務項目付 費下隨著患者健康狀況的變差,患者損失的效益就越少。按人頭付費下隨著患者健康狀 況的變差,患者損失的效益就越多。按服務項目付費模式下的患者效益比按人頭付費模 式下的患者效益多。相比按服務項目付費,按人頭付費激勵醫生提供了更多的最優患者 效益決策。按人頭付費激勵醫生為健康狀況好、中等的患者提供了比按服務項目付費模 式下更多的最優患者效益決策,而按服務項目付費激勵醫生為健康狀況差的患者提供了 比按人頭付費模式下更多的最優患者效益決策。
      (3)醫生凈收益:兩種支付方式下的醫生凈收益均小于最大化凈收益。按服務項 目付費下隨著患者健康狀況的變差,醫生所獲得凈收益就越多,所損失的凈收益就越小。 按人頭付費下隨著患者健康狀況的變差,醫生所獲得凈收益就越少,所損失的凈收益就 越大。按服務項目付費模式下的醫生凈收益比按人頭付費模式下的醫生凈收益少。相比 按人頭付費,按服務項目付費激勵醫生提供了更多的可最大化自身凈收益的決策;按服 務項目付費激勵醫生為健康狀況中等的患者提供了最多的可最大化自身凈收益的決策, 為健康狀況差的患者提供了最少的可最大化自身凈收益的決策。
      基于以上結論,本研究可提出以下建議:
      (1)探索混合支付方式,根據單一支付方式的特點,揚長避短,實現優勢互補。 由本研究可知,每種單一的支付方式都不是完美的。如按人頭付費的支付方式不適合醫 生為重癥患者提供服務,按服務項目付費不適合醫生為健康狀況好、中等的患者提供服 務。因此應根據各支付方式的獨有特點,構建合理的混合支付方式結構。
      (2)充分重視并發揮按服務項目付費在重癥疾病治療中的積極作用。本研究可知 按服務項目付費的支付方式下,醫生為健康狀況差的患者提供的衛生服務量對患者最有 利且醫生所損失的凈收益最少,因此要充分重視并發揮按服務項目付費在重癥疾病治療 上對醫生行為的積極影響。
      (3)加大政府對醫療衛生機構的財政投入力度,提高醫生的收入。通過提高醫生 的收入來不斷地弱化經濟利益給供方帶來的強烈激勵,從而減輕醫生為追求自身凈收益 而產生的不合理的服務行為。
      (4)建立處方評價機制,根據不同支付方式的特點有針對性地對醫生服務行為進 行評價與監管。根據各支付方式的特點明確監督管理的重點內容,明確評價及監管的重 點,如按服務項目付費重點監管過量提供衛生服務的行為,尤其是為健康狀況中等或者 好的患者提供過量的衛生服務;按人頭付費重點監管服務提供不足的行為,尤其是為健 康狀況差的患者減少必要的衛生服務的提供行為。
      研究的創新與不足
      本研究的創新點
      (1)本研究最大的創新點是設計經濟學實驗來研究支付方式對醫生行為的影響, 彌補了現有研究的方法學弊端和研究內容的空白,得出更可靠的研究證據。為我國決策 者制定更加合理的支付制度提供科學規范的實證依據。運用經濟學實驗的方法研究本議 題,在國內尚屬首次,填補了我國在該方面研究上的空白。
      (2)本研究創新性的將患者效益進行了量化,分析了不同支付方式下不同類型的 患者從醫生的衛生服務決策中所獲得的及損失的患者效益,以及不同的支付方式對哪種 健康狀況的患者更有利。在國內尚屬首次。
      (3)在廣義線性潛變量混合模型(GLLAMM)構架下對支付方式是否影響醫生的 衛生服務行為,以及不同支付方式對上述行為影響的差異進行了分析,保證了研究結果 的可靠性。
      本研究的不足
      (1)本研究僅研究了支付方式對醫生行為的獨立作用,未在此基礎上加入某些監 督管理措施如信息公開/透明、加強醫德教育等對醫生行為帶來的改變。未來可進行此 類的擴展研究,探求可弱化支付方式對醫生行為的不利影響的管理措施和手段,如信息 公開、加強醫生的醫德教育等是否可以減輕按服務項目付費下醫生過度提供衛生服務量 的行為,或減輕按人頭付費激勵醫生不足量的提供衛生服務的行為。
      (2)本研究僅對按人頭付費和按服務項目付費兩種支付方式下的醫生行為進行了 研究,未對其他單一的支付方式及混合支付方式進行研究,尤其是對混合支付方式下醫 生行為的改變進行比較分析,為探求適合我國國情的最優支付方式提供更加可靠的研究 證據。
      附錄:實驗說明
      附錄I
      第一部分實驗說明
      一般說明
      在即將進行的實驗中你將作出一系列決策。如果你完全按照實驗說明參加實驗,你 可以根據自己作出的決策獲得一定的金錢收入。因此仔細閱讀實驗說明非常重要。
      你將在你面前的電腦屏幕上作出決策。你的決策是匿名的。實驗進行過程中禁止與 其他參加者交談。如有問題,請你舉手示意。實驗組織人員會前往你的座位給予解答。 違反這些規定的人將被從實驗中開除且不會得到任何報酬。
      實驗中所有的金額均已代幣顯示。實驗結束后,你掙到的報酬將以10代幣=1元的 比率以現金支付給你。
      實驗包括兩部分:現在我們向你介紹第一部分的決策情景。第一部分結束后,我們貓 會將第二部分的實驗說明發給你。請注意,你在第一部分作出的決策對你在第二部分作 出的決策沒有影響,反之亦然。
      你在實驗第一部分的決策
      你在實驗中的身份是一名醫生。你需要作出關于患者治療的15個決定。所有實驗 參加者均以醫生的身份作出決策。你根據一位患者的既定臨床癥狀決定對其提供的醫療峯 服務的數量。
      你在電腦屏幕上作出決策。屏幕上會按順序先后顯示分別5個不同的臨床癥狀A、 B、C、D和E,它們各屬于3類患者(1、2、3)。你可以針對每個臨床癥狀提供0、1、 2、3、4、5、6、7、8、9或10項醫療服務。
      你的診療費通過如下方式計算:每個醫療服務的數量均對應一筆丕回的診療費。你 的診療費隨著醫療服務的數量而增加。
      你關于醫療服務數量的決策不僅決定你診療費的高低,同時也決定你提供的服務所 產生的成本。在醫療服務數量的增加時,你的診療費和成本均隨之增加。從診療費中減 去提供服務所產生的成本便是你按代幣計算的凈收益。
      每個醫療服務的數量都與給患者帶來的一項效益相對應,稱為患者效益。患者通過 你提供的服務(治療)得到這些效益。因此,你針對每個臨床癥狀作出的醫療服務數量
      的決策不僅決定了你自己的凈收益,同時也決定了患者效益。你在下邊看到的示例是一 個決策情景的屏幕顯示。
      示例屏幕今按服務項目付費
      1 1 ■■■
      你針對醫療服務的數量作出決策,方法是在電腦屏幕的“你的決策” 一欄里填寫一 個從0到10的整數。
      當所有參加者作出決策后,你便可以對下一個患者作出決策。
      雖然在實驗中并沒有實際的患者,但每個患者通過你的服務得到的效益,即患者效 益,都會給一位真實的患者帶來益處。由你的15個決定帶來的患者效益的總額將提供 給正在山東省立醫院接受治療的一位癌癥患者。這筆錢將直接轉入該患者在醫院的賬 戶,幫助該患者支付部分醫療費用。
      每次你針對醫療服務的數量作出決策后,都會得到關于你的凈收益和患者效益的信 息。你在實驗第一部分作出15個決策之后會得知你的凈收益總額和相應的患者效益。 實驗第一部分的報酬支付
      在你作完實驗第一部分的決策之后,你的報酬以向15位患者提供的服務所獲的凈 收益之和來計算。該數額將在實驗結束時換算為人民幣元,與你在實驗第二部分的報酬 一起以現金形式支付給你(四舍五入到元)。
      所有15位患者得到的患者效益也會在實驗結束時從代幣換算成元,由實驗助手和 一位監督人共同前往山東省立醫院轉入該患者的賬上。轉賬完成之后,我們會將收據掃 描成電子版后通過small的方式發送給大家,以供監督。為了尊重患者的隱私,收據的 個人信息部分涂黑。
      監督人在實驗第二部分結束后通過抽簽方式從參加者中選出。監督人除實驗報酬之 外還將獲得數額為50元的補貼。最后,監督人在一張表格上簽名證實上述任務已全部 完成。該表格將與收據一同通過e?mail發給大家。
      接下來我們請你回答幾個理解題。它們會幫助你熟悉決策情景。
      第二部分實驗說明
      現在重復實驗,但有一處變更。像實驗第一部分一樣,你將作出15個決策。在這專 15個決策作完之后,實驗即告結束。
      丈驗第一部分中的一般說明對于第二部分仍然有效。
      你在實驗第二部分的決策
      你在實驗第二部分的身份仍是一名醫生。在實驗過程中你需要作出關于患者治療的 15個決定。所有實驗參加者均以醫生的身份作出決策。你根據一位患者的既定臨床癥 狀決定對其提供的醫療服務的數量。
      像實驗第一部分一樣,你在電腦屏幕上作出決策。屏幕上會按順序先后顯示分別5 個不同的臨床癥狀A、B、C、D和E,它們各屬于3類患者(1、2、3)o
      你可以針對每個臨床癥狀提供0、1、2、3、4、5、6、7、8、9或10項醫療服務。
      你的診療費通過如下方式計算:無論醫療服務的數量如何,每接待一位患者你都將 得到一筆闔定數額的診療費O
      像實驗第一部分一樣,你關于醫療服務數量的決策同時也決定你提供的服務所產生 的成本。你的成本隨醫療服務數量的增加而增加。從診療費中減去提供服務所產生的成 本便是你按代幣計算的凈收益。
      每個醫療服務的數量都與給患者帶來的一項效益相對應,稱為患者效益。患者通過 你提供的服務(治療)得到這些效益。因此,你針對每個臨床癥狀作出的醫療服務數量 的決策不僅決定了你自己的凈收益,同時也決定了患者效益。你在下邊看到的示例是實 驗這一部分中一個決策情景的屏幕顯示。
      示例屏幕9按人頭付費
       
      你針對醫療服務的數量作出決策,方法是在電腦屏幕的“你的決策” 一欄里填寫一 個從0到10的整數。
      實驗這一部分中也沒有實際的患者,但每個患者通過你的服務得到的效益,即患者 效益,都會給一位真實的患者帶來益處。在實驗第二部分,由你的15個決定帶來的患 者效益的總額仍將提供給正在山東省立醫院接受治療的一位癌癥患者。這筆錢將直接轉 入該患者在醫院的賬戶,幫助該患者支付部分醫療費用。
      每次你針對醫療服務的數量作出決策后,都會得到關于你的凈收益和患者效益 的信息。你在實驗第二部分作出15個決策之后會得知你的凈收益總額和相應的患者效 益。
      實驗第二部分的報酬支付
      在你作完實驗第二部分的決策之后,你的報酬以向15位患者提供的服務所獲的凈 收益之和來計算。該數額將在實驗結束時換算為人民幣元,與你在實驗第一部分的報酬 一起以現金形式支付給你(四舍五入到元)。
      所有15位患者得到的患者效益也會在實驗結束時從代幣換算成元,由實驗助手和
      一位監督人共同前往山東省立醫院轉入該患者的賬上。轉賬完成之后,我們會將收據掃 描成電子版后通過e-mail的方式發送給大家,以供監督。為了尊重患者的隱私,收據的 個人信息部分涂黑。實驗第一部分已就此作出說明。
      接下來我們請你在這一部分也回答幾個理解題。它們會幫助你熟悉當前的決策情 景。
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