Has the Reform of Public Hospitals Improved the Capacity of Medical and Health Services? Analysis of the Promotion Effect Based on Financial Input
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摘要: 基于2006—2018年的地市级数据，采用渐进双重差分法探讨城市公立医院综合试点改革对城市医疗卫生服务能力的促进效应以及作用机制。研究发现：综合试点改革显著促进了城市医院床位数的增长，但政策具有一定的时滞性；促进了医生数量的增长，但持续效应不强；未能促进城市医院数量的增长。总体而言，城市医疗卫生服务能力得到提高，在一定程度上缓解了“看病难、住院难”的问题。异质性分析表明，中等城市规模的医院床位数和医生数量提升效应显著，财政支出水平高的城市医院床位数量提升效应明显，人力资本高的城市医生数量提升效应明显；机制分析表明，人均医疗卫生财政支出是试点改革提高医疗卫生服务能力的重要作用机制，试点改革强化了政府财政投入责任，人均医疗卫生财政支出的增加促进了医疗卫生服务能力的提高。本研究为进一步深化城市公立医院改革，提升整体医疗卫生服务能力提供了政策启示。Abstract: Based on the progressive difference-in-differences method and the thirteen-year panel data collected from 289 prefecture-level cities since 2006, this paper systematically examines the promoting effect of the comprehensive reform on the urban public medical and health services as well as the specific mechanisms behind it. The findings of this study indicate that the pilot comprehensive reform of urban public hospitals has significantly promoted the number of beds and doctors in urban hospitals, as well as the urban medical and health services, which has alleviated the "difficulty in seeing a doctor and hospitalization"; the effect of the pilot reform in increasing the number of beds in urban hospitals has obvious time lag, but the effect of increasing the number of doctors has a poor persistence. The heterogeneity study reveals that the effect of increasing the number of hospital beds and the number of doctors in medium-sized cities is significant; the effect of increasing the number of hospital beds in cities with high fiscal expenditure levels is obvious, and the effect of increasing the number of doctors in cities with high human capital is obvious. Mechanism verification shows that the pilot reform has achieved the improvement of medical and health service capabilities by strengthening the per capita security level of medical and health expenditures and strengthening the government's responsibilities for financial input. This research provides useful policy enlightenment for further deepening the reform of urban public hospitals and enhancing the overall medical and health service capacity.
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表 1 变量描述性统计
变量 均值 标准差 最小值 最大值 样本量 hosbed 4.002 5 1.739 9 0.891 4 13.836 5 3 518 hospital 197.902 6 141.456 4 6 1 684 3 552 doctor 2.084 5 1.116 8 0.275 5 9.823 3 3 708 lngdp 4.015 9 0.918 5 1.533 6 7.218 2 3 757 lnpeople 8.161 3 0.705 9 5.170 5 10.435 2 3 757 lnurbanincome 9.223 2 0.251 1 8.599 6 10.157 0 3 752 fixedassetrate 0.708 7 0.284 6 0.083 0 2.278 9 3 529 healthpayrate 0.022 5 0.015 5 0.001 5 0.201 9 3 308 fiscalrate 0.179 4 0.099 1 0.035 3 1.026 8 3 757 educationrate 0.017 9 0.023 7 0.000 1 0.127 0 2 821 
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表 2 基准回归结果
变量 (1)
hosbed(2)
hosbed(3)
hospital(4)
hospital(5)
doctor(6)
doctorpolicy 0.082 9**(0.034 4) 0.088 0***(0.034 1) -1.684 9(2.305 3) -1.885 7(2.301 3) 0.090 7**(0.037 1) 0.091 4**(0.037 1) 控制变量 是 是 是 是 是 是 个体效应 是 是 是 是 是 是 时间效应 是 是 是 是 是 是 个体×时间效应 否 是 否 是 否 是 常数项 26.246 7***(1.646 9) -31.256 2***(7.874 5) -5.0e+02***(118.368 8) 1.4e+03***(534.730 8) 3.523 2**(1.796 2) -5.513 7(7.650 7) R2值 0.819 5 0.819 5 0.093 5 0.097 4 0.320 2 0.320 5 观测值 3 378 3 378 3 361 3 361 3 703 3 703 注：*、**和***分别表示10%、5% 和1% 的显著性水平，括号内为稳健标准误。下表同。
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表 3 安慰剂检验
模型 试点政策提前2年 试点政策提前4年 (1)
hosbed(2)
doctor(3)
hosbeds(4)
doctorpolicyfalse 0.011 1(0.034 3) 0.052 5(0.037 1) -0.009 7(0.036 1) 0.018 3(0.037 5) 控制变量 是 是 是 是 个体效应 是 是 是 是 时间效应 是 是 是 是 常数项 25.883 8***(1.641 6) 3.237 2*(1.795 3) 4.358 2***(1.117 2) 3.247 4*(1.797 9) R2值 0.823 2 0.319 4 0.806 1 0.319 1 观测值 3 378 3 703 3 378 3 703
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表 4 其他稳健性检验
变量 (1)
hosbed(2)
doctor(3)
hosbed(4)
doctorpolicy 0.059 8*(0.034 3) 0.063 7*(0.038 7) 0.084 5**(0.035 9) 0.110 7***(0.039 3) 控制变量 是 是 是 是 个体效应 是 是 是 是 时间效应 是 是 是 是 常数项 26.024 4***(1.842 8) 3.480 1*(2.095 2) 27.561 7***(1.668 3) 4.840 4***(1.878 4) R2值 0.807 6 0.262 3 0.822 3 0.296 3 观测值 2 801 3 136 3 160 3 457
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表 5 城市规模异质性分析
变量 (1)
hosbed
中型城市(2)
hosbed
大型城市(3)
doctor
中型城市(4)
doctor
大型城市policy 0.114 9**(0.044 8) 0.142 6***(0.051 9) 0.128 5***(0.048 2) -0.035 3(0.055 3) 控制变量 是 是 是 是 个体效应 是 是 是 是 时间效应 是 是 是 是 常数项 21.899 2***(2.271 0) 5.133 6(5.000 8) 7.273 9***(2.277 9) -17.178 5***(4.898 8) R2值 0.816 6 0.866 7 0.255 6 0.460 7 观测值 2 074 1 164 2 268 1 285
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表 6 城市财政支出异质性分析
变量 (1)
hosbed(2)
hosbed(3)
doctor(4)
doctor城市财政支出 低 高 低 高 policy 0.041 9(0.061 1) 0.098 1**(0.041 5) 0.061 1(0.055 5) 0.071 1(0.049 5) 控制变量 是 是 是 是 个体效应 是 是 是 是 时间效应 是 是 是 是 常数项 17.478 9***(3.697 5) 27.281 5***(1.832 9) -6.196 5**(3.149 2) 7.031 0***(2.258 4) R2值 0.811 9 0.834 0 0.511 6 0.229 8 观测值 1 123 2 255 1 242 2 461
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表 7 城市人力资本异质性分析
变量 (1)
hosbed(2)
hosbed(3)
doctor(4)
doctor城市人力资本 低 高 低 高 policy 0.074 8(0.054 0) 0.034 9(0.043 6) -0.012 9(0.075 4) 0.136 6***(0.044 8) 控制变量 是 是 是 是 个体效应 是 是 是 是 时间效应 是 是 是 是 常数项 12.765 2***(4.338 0) 26.698 3***(2.719 0) -1.251 6(5.386 3) 3.983 2(2.601 6) R2值 0.844 4 0.778 6 0.128 1 0.330 6 观测值 810 1 646 916 1 879
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表 8 Bootstrap方法中介效应分析
hosbeds 估计系数 2.5%点估计值 97.5%点估计值 间接效应 0.248***(0.031) 0.190 6 0.312 8 直接效应 0.819 7***(0.071 7) 0.680 2 0.965 1 doctor 估计系数 2.5%点估计值 97.5%点估计值 间接效应 0.266 8*** (0.024 6) 0.212 8 0.314 直接效应 0.255 6*** (0.036 7) 0.177 8 0.330 3
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图(2) / 表(8)
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