Проблема індукованого лікарями попиту на медичну допомогу

Тип работы:
Курсовая
Предмет:
Медицина


Узнать стоимость

Детальная информация о работе

Выдержка из работы

Вступ

Викликаний лікарями попит населення на меддопомогу привертає увагу дослідників зважаючи на фундаментальний вплив на політику та реформи в галузі охорони здоров’я, зв’язок медслужб з населенням. Реформування медицини в Україні надає велику увагу медичному забезпеченню населення, зокрема ринку праці медперсоналу. Найбільших змін зазнає стаціонарна допомога як найбільш коштовна, що забирає близько половини коштів галузі. Це дослідження є першим на теренах СНД та країн Східної Європи і безпосередньо стосується біжучих реформ здравоохорони України. Результати дослідження можуть спонукати подальший пошук регулюючих заходів в галузі охорони здоров’я, що широко застосовуються країнами з ринковою економікою для контролю різкого зростання витрат галузі.

1. Типи поведінки в рамках ІВП

Гіпотеза: Два типи поведінки лікарів розрізняють в рамках теорії індукованого виробником попиту (ІВП). Модель бажаного прибутку стверджує, що в умовах конкуренції зниження прибутку через втрату частини пацієнтів спонукає лікаря до штучного маніпулювання попитом і винагородою для забезпечення «бажаного» рівня прибутку.

Як наслідок, очікується позитивний зв’язок між забезпеченням лікарями та попитом і розміром винагород. Прибічники моделі (Rizzo, Blumenthal, 1996) вважають таку поведінку виразом природного співставлення свого прибутку з прибутком інших. Зниження прибутку від mA до mB встановлює новий рівень рівноваги як дотичну в точці T2 на кривій утилізації U2. Збільшення ІВП (IT2Ч-IT1) компенсує зниження прибутку A-C. Модель збільшення прибутку включає елементи поведінки, відомої як «проштовхування товару» (Stano, 1987). Якщо попередня модель пояснює ІВП як засіб компенсації зниження прибутку, модель збільшення прибутку пояснює ІВП як засіб маніпулювання попитом до межі, де маргінальний прибуток дорівнює маргінальним витратам, включно з затратами ІВП. Згідно до цієї моделі лікарі використовують ІВП поки це приносить прибуток. Тому при низькому рівні прибутку m очікується, що лікар взагалі не використовуватиме ІВП (McGuire and Pauly, 1991). Такий ефект «зміщення вліво» (по осі ІВП) не зменшує потужності тесту гіпотези, яка стосується оперативних втручань. Така ситуація більш характерна для амбулаторної допомоги, де затрати нерідко перевищують «винагороди» і ряд послуг взагалі є безкоштовними.

Обидві моделі накладають обмеження на ІВП. Етичні і професійні інтереси обмежують рівень ІВП. Системи заходів, введені страхувальником і передбачувані контрактами з системами керованої допомоги (HMO) ефективно регулюють ІВП і збільшують витрати поведінки лікаря як неефективного агента. Практична відсутність таких регулюючих систем в Україні посилює потужність тестування гіпотези за рахунок зниження статистичної помилки другого роду і значно спрощує дизайн дослідження і економетричну модель. Потужність моделі зростає якщо аналізувати зв’язки попит-пропозиція і розмір винагороди-пропозиція в найбільш чутливих до ІВП групах населення (Fuchs, 1978). Інша можливість підвищення потужності стосується вивчення гомогенних (вузького класу) патологій (Yip, 1998; Escarce, 1992). Саме тому доцільно зосередити увагу на поширених втручаннях. Інші кроки включають врахування складності втручань, їх ургентності і необхідності. Вивчаючи схожі стани ми зменшуємо зміщення внаслідок не спостережених фіксованих ефектів як найважливіших для перехресних планів.

Підсумовуючи вищесказане ми вважаємо, що гіпотеза існування ІВП щодо вказаних втручань може бути перевірена шляхом:

1. Аналізу парціального зв’язку між забезпеченням лікарями і кількістю послуг. Наявність вірогідного позитивного зв’язку за різних специфікацій моделі веде до прийняття гіпотези. На відміну від інших послуг потреба в оперативних втручаннях маніпулюється переважно медперсоналом.

2. Аналізу парціального зв’язку між витратами у зв’язку з послугами і забезпеченням медперсоналом. Наявність позитивного вірогідного зв’язку задовольняє Умову В ІВП гіпотези.

3. Співставлення ефектів попит-пропозиція в різних контингентах населення. Вірогідно більший ефект в ІВП чутливих групах (напр. міське доросле населення) підтверджує ІВП гіпотезу.

4. Співставлення ефектів попит-пропозиція за різної складності послуг. Наявність вірогідних відмінностей ІВП ефектів підтверджує ІВП гіпотезу.

5. За вираженого парціального зв’язку між витратами на послугу і забезпеченістю медперсоналом ми більш схильні розглядати перший тип моделі поведінки. За його відсутності і наявності ефекту попит-пропозиція другий тип моделі (максимізації прибутку) більш вірогідний.

6. У разі підтвердження вірогідного парціального зв’язку між ІВП потужністю лікаря (напр., у зав. відділення потужність більша) та попитом пропозицією виконується Умова С ІВП гіпотези.

2. Аналіз сучасних дизайнів дослідження ІВП-гіпотези

Дизайн дослідження і специфікація економетричної моделі повинні дозволяти відокремити ІВП ефект від ефекту, коли збільшення кількості послуг є наслідком кращого забезпечення медперсоналом (Follan, Sherman, з співавт., 2004). Неспроможність відокремлення ІВП ефекту є швидше наслідком високої мультиколінеарності між предикторами, а не вад структуриідентифікації моделі (Auster, Oaxaca, 1981). Це стосується як перехресних, так і панельних дизайнів.

Дослідження з перехресним дизайном. Класичним щодо вивчення викликаного лікарями попиту на хірургічні втручання вважається дослідження Fuchs (1978, 1986). Проблема мультиколінеарності вирішувалась застосуванням інструментальних змінних. Кількість операцій (на 10 000 населення) представлена лінійною функцією від забезпечення хірургами та інших змінних (прибутку на душу населення, демографічних змінних та контролю звернень за межі місцевого ринку медпослуг). Винагорода (ціна послуги) не включена в рівняння попиту. Рівняння щодо забезпечення хірургами представлено як лінійна функція місцевих детермінант і кількості оперативних втручань. Хоч автор отримав статистично вірогідні докази існування ІВП, залишились підстави до сумніву. Звертаючись до проблеми ідентифікації моделі, відомо, що виявлення ІВП ефекту залежить від величини дисперсії співвідношень складових ціни послуги (Auster, Oaxaca, 1981). Беручи до уваги цей факт, модель на наш погляд була б доречніша для тестування ІВП гіпотези.

Інше важливе дослідження проведено Rosister і Wilensky (1983, 1984). Автори відокремили ініційовані лікарем візити, що дозволило точніше оцінити ІВП гіпотезу. Економетрична модель включала 3 основні рівняння. Перше описувало витрати ініційованих лікарем візитів як лінійну функцію від типу мед страхування як міри особистих витрат пацієнтів, їх індивідуальних факторів (стану здоров’я, прибутку, освіти, статі, віку), а також факторів мед забезпечення (забезпечення лікарями, ліжками, % лікарів віком до 45, % сертифікованих лікарів). Залежною змінною другого і третього рівняння були витрати ініційованих лікарем амбулаторних візитів за різних специфікацій. Спостережено наявність ІВП для амбулаторних візитів, хоч величина ефекту була малою (еластичність складала 0. 11−0. 13). Це підтвердило припущення, що ІВП більш виражений для амбулаторної допомоги. На нашу думку основний недолік стосується упущення проблеми «переходу границь», коли пацієнт звертається до іншого ринку. Важливість цього феномену продемонстрована Dranove і Wehner (1994).

Найбільш продумане на наш погляд дослідження ІВП гіпотези виконано в Норвегії (Grytten, Sorensen, 1995, 2001). Проведено співставлення двох груп лікарів: з мотивацією до ІВП (розмір їх винагороди залежав від кількості послуг) і без мотивації (на фіксованій зарплаті). Попит представлений двома основними змінними: кількістю лабораторних тестів і % консультацій з тривалістю понад 20хв. Статево-віковий склад пацієнтів, вік, стать, досвід, кваліфікація лікаря враховувались як ковариати. Автори не знайшли ІВП ефекту. Це можна пояснити наявністю інших від економічного мотиваційних факторів, як-то професійних норм, турбота про пацієнтів (Hausman and LeGrand, 1999). Важливу роль відіграли обмеження Норвезької Страхової Адміністрації, яка здійснює контроль за лікарями, що працюють за контрактом. Схожі результати отримані Escarce, 1992; Dranove and Wehner, 1994; Davis, з співавт., 2000. Спільним змішуючим фактором цих досліджень був ефект ІВП-обмежувальних регуляцій. Недоліком досліджень Grytten, Sorensen, як і інших вищеназваних робіт, ми вважаємо відсутність контролю ефекту заміщення послуг як між лікарськими спеціальностями, так і між закладами.

Панельні дослідження. Тест Reinhardt, що базується на виявленні ІВП за його ефектом на прибуток лікарів відкрив інший вид дизайнів ІВП досліджень, які, проте, мають свої систематичні зміщення. За конкуренції лікар може покращити рівень послуг, що веде до збільшення їх ціни і за відсутності ІВП, як показано Feldman і Sloan (1998). Також доведено, що за умов монополізму маніпуляції з цінами на медпослуги утруднені (McGuire, 2000).

Інше відгалуження досліджень ІВП спрямовано на вивчення зв’язку між змінами в прибутку лікарів і кількістю наданих ними послуг. В 1990 Medicare зменшила розмір компенсації на мед послуги, включаючи хірургічні і технологічні процедури. Цей природний експеримент став підставою дослідження Nguyen і Derrick (1997), які проаналізували дані частини В Medicare за 1989 і 1990 для вивчення ІВП за контролю сталих ефектів локального ринку мед послуг. Модель, що відображала зміну обсягу послуг як результат зміни цін за умови контролю динамічних і сталих ефектів, підлягала статистичним тестам на виявлення ІВП за лінійної і нелінійної форм залежності. Остання служила для визначення критичної точки зменшення цін, далі якої величина ІВП зменшувалась. Лікарів розділили на «потерпілих», ціни на послуги яких впала, і тих, яких зниження цін обійшло («везунів»). Результати показали, що лікар різних спеціальностей створюють різну ІВП відповідь на зниження цін. В цілому знайдено 3. 8% збільшення обсягу послуг у відповідь на 10% зменшення цін. Потерпілі хірургічні спеціальності виявили 5. 8% збільшення. «Везуни», незважаючи на спеціальність, не змінили обсягу послуг. Показано, що при зменшенні цін в діапазоні 0%-5%, кожний 1% падіння ціни супроводжувався 0. 5% збільшенням обсягу послуг. За цим діапазоном обсяг послуг падав при подальшому зменшенні цін. Це вказало на ліміт зменшення цін, нижче якого доступність до ряду послуг зменшується (McGuire and Pauly 1991). Rice (1983) вивчав зміни, запроваджені Medicare в Колорадо, за аналогічним дизайном, і прийшов до аналогічних результатів.

Дослідження з більш досконалим дизайном проведено Yip (1998) по виявленню ІВП на ринку коронарного шунтування (CABG) в Нью Йорку і Вашингтоні. Два лінійні рівняння описували кожний тип CABG втручання з залежними змінними кількість втручань, виконаних в Medicare ринку (1) та приватному (2). Беручи різницю між 1989 і 1987 роками, усунули фіксовані (зокрема лікар-специфічний) змішуючі ефекти. Ефекти прибутку лікаря, переходу до приватного ринку, часу оцінені за методом SUR. Позитивом плану був контроль за ефектами заміщенням процедур і зміною технологій у часі. Сумісне вивчення кількох ринків (приватного і Medicare) було інновацією. Результати показали, що незалежно від виду ринку лікарі, прибуток яких зменшився внаслідок урізування компенсацій, проведених Medicare, виконували більшу кількість CABG втручань, компенсуючи цим 70% втрат. Основним недоліком плану ми вважаємо високу колінеарність пояснюючих змінних, яка робить висновки дещо сумнівними.

Узагальнюючи, можна сказати, що як перехресні, так і панельні дизайни ІВП досліджень приводять до суперечливих висновків. Хоч більшість фахівців визнають ІВП як критичний фактор в стримуванні зростаючих витрат в охороні здоров’я, виявлення ІВП ефекту і оцінка його розміру залишається невирішеною проблемою. Панельні дослідження мають перевагу щодо контролю не спостережених (фіксованих) ефектів. Три вагомі проблеми на нашу думку стали на заваді в кожному з наведених досліджень прийти до більш надійних висновків:

1. Низька варіація співвідношень складових ціни медичних послуг, що призводить до високої мультиколінеарності і заважає ефективній оцінці ІВП ефекту. Дослідження цієї варіації може свідчити про можливість розпізнання ІВП (Auster, Oaxaca, 1981). Обмежені бази даних також не дозволили враховувати не грошові види компенсацій і винагород. Чим більша варіація цих складових в прибутку лікарів, тим більше зміщені висновки. Висока колінеарність між ковариатами як наслідок не включених в модель зв’язків теж заважає оцінці ІВП.

2. Регулюючі ІВП заходи, що унеможливлюють адекватну ІВП відповідь, а також обмежують варіацію співвідношень складових ціни мед послуг.

3. Недоврахування замісного ефекту між ринками, лікарями (аналогічні процедури можуть відпускатися різними спеціалістами) і іншими процедурами.

3. Вихідні дані для дослідження ІВП

Дані. Найкритичнішою є інформація щодо витрат пацієнтів у зв’язку з оперативним втручанням. Хоч Конституцією передбачено безкоштовність надання поширених хірургічних втручань, кожний пацієнт в дійсності оплачує ряд послуг, включаючи медпрепарати, перев’язувальний матеріал, анестезію, діагностичні процедури і лабораторні тести. Існують різноманітні шляхи як хірург отримує винагороду. Існує також суттєвий брак контролю за витратами, які несе пацієнт. Ці варіації практично стали уособленням «місцевих традицій». Така ситуація забезпечує необхідну варіацію співвідношень складових ціни мед послуг. До того ж, ця варіація в певній мірі незалежна від факторів ринку. Це дає нам можливість виділити ІВП ефект. Кожний сільський район Вінницької області є макро-одиницею дослідження. Ми передбачаємо 3-рівневу ієрархічну організацію даних: пацієнти утворюють гнізда щодо хірурга, хірурги в свою чергу зібрані в гнізда відповідних ЦРЛ. Вибірка пацієнтів, які перенесли планове грижесічіння в 2009—2010 здійснена з кожного району окремо (20 пацієнтів на район) з вирахуванням відповідних середніх величин (див. Додаток «Карта вивчення вартості медичних послуг на планові килопластичні оперативні втручання»). Важливою змінною першого рівня є витрати у зв’язку з оперативним втручанням. Крім загальних витрат ми використали як більш об'єктивну маркерну змінну «витрати на медикаменти». Вивчена індивідуальна інформація щодо віку, статі, прибутку, освіті, характеру зайнятості, місцю проживання (містосело) як важливих ІВП модифікуючих ознак. Тривалість перебування в стаціонарі, складність оперативного втручання теж вивчені як потенційні модифікатори. Змінні другого рівня описують інформацію щодо хірургів. Найважливішою є змінна статусу хірурга «завідувач відділення/лікар-ординатор», яка є аналогом до змінної «employer/employee», використаної в дослідженні ІВП Дж. Грітеном (Grytten and Sorensen, 2001) і відтворює «ІВП потужність» (SID power) хірурга. Інформація третього рівня (популяційні характеристики) отримана з річних звітів ЦРЛ.

Ендогенні змінні моделі наступні: кількість планових грижесічень на 10тис. населення району (Y), кількість хірургів загального профілю на 10тис. населення району (S), усереднена по району загальна сума витрат на випадок планового грижесічення (TCost). Поряд з TCost використана також усереднена по району сума витрат на медикаменти на випадок планового грижесічення (MCost). Використана повна структурна форма системи рівнянь, тобто кожна ендогенна змінна описана окремим рівнянням системи. Так, ендогенна змінна Y утворює рівняння попиту (Demand), ендогенна змінна S утворює рівняння пропозиції (Supply), змінна TCost утворює рівняння витрат на оперативне втручання (Charge)

Екзогенні змінні рівняння попиту (Demand) включають основні демографічні характеристики популяції району, які обумовлюють попит, а саме частку населення старше 50 (AGE), частку жіночого населення (SEX); а також змінні, що модифікують попит штучно: зокрема частку хірургів першої і вищої категорій (QUALIFS), індикаторну змінну, що характеризує ІВП потужність лікаря (SIDPower). Іншими «пасивними» модифікаторами попиту рівняння є змінні WLOAD та Income. Пасивні модифікатори не породжують попит, проте впливають на реалізацію існуючого. Змінна WLOAD виражає усереднену по району кількість оперативних втручань на рік на хірурга. Вона асимілює можливий вихід пацієнтів за межі географічних ринків, тобто враховує можливість отримати загальні хірургічні втручання в сусідніх районах, хоча внаслідок територіальних регуляцій організації лікування поширених захворювань за місцем проживання це малоймовірно, тобто зміщення в оцінках ІВП навіть без врахування можливості виходу за межі географічних ринків мінімальне. Вважається, що ризик обрання пацієнтом ЛПЗ іншого району обернено пропорційний до значення змінної WLOAD. Змінна INCOME виражає прибуток пацієнта (див. Додаток «Карта вивчення вартості медичних послуг на планові килопластичні оперативні втручання»). Вищий прибуток пасивно модифікує попит через кращі можливості задоволення існуючого.

Екзогенні змінні рівняння пропозиції (Supply), тобто забезпеченості хірургами, включають індикатори «привабливості» району для хірургів, а саме: рівень безробіття (UNEMPLOY), кількість спеціальностей, забезпечених всього одним спеціалістом (SHORT1), кількість спеціальностей, незабезпечених жодним спеціалістом (SHORT2), співвідношення вакансій лікарських посад до зайнятих (VACANCY). Чим вищі значення змінних, тим менш привабливим є район. З цією ж метою в рівняння включені змінні забезпеченості лікарями населення району (DENSITY) і частку хірургів першої і вищої категорій (QUALIFS). Чим вищі значення цих змінних, тим більш привабливим є район. Усі екзогенні змінні рівняння пропозиції є інструментальними в термінах економетричного моделювання системи одночасних рівнянь.

Екзогенні змінні рівняння витрат на оперативне втручання (Charge) включає екзогенні змінні: індекс складності хірургічних втручань (COMPLEXITY), усереднена по району тривалість перебування у стаціонарі у зв’язку х плановим грижесічінням (T), яка також є індикатором ефективності лікування, статус хірурга (SIDpower), прибуток пацієнта (INCOME).

Теоретична модель. Система одночасних рівнянь така:

demand: Y=S + Tcost + AGE + SEX + QUALIFS + SIDPower + WLOAD + INCOME (1)

supply: S=Y +Tcost +DENSITY +UNEMPLOY +VACANCY +SHORT1 +SHORT2 +QUALIFS (2)

charge: Tcost=Y + S + COMPLEXITY + T + SIDpower + INCOME

4. Тестування ІВП гіпотези

1. Тестування базується на трьох класичних умовах традиційної ІВП моделі:

Умова A вимагає наявність позитивної кореляції між попитом (Y) і пропозицією (S), тобто Corr (S, Y)> 0;

Умова B вимагає збільшення Y за ІВП;

Умова C передбачає, що причина збільшення попиту полягає в ІВП.

Ефекти, які підлягають тестуванню, виділені жирним шрифтом:

Y=в1S+ в2SIDpower+ інші змінні (7)

в1> 0 задовольняє умову A. За в2 > 0 задовольняється умова C, тобто крива попиту зміщується далі вправо завідувачами відділень порівняно з хірургами-ординаторами. За одночасного виконання умов Corr (S, Y) > 0 і Corr (SIDpower, Y) > 0 задовольняється умова B. Отже, одночасне тестування в1>0 і в2>0 практично означає одночасне тестування всіх умов ІВП гіпотези (Grytten and Sorensen, 2001).

2. Ми також проведемо тест з використанням Corr (S, TCost) і Corr (SIDpower, TCost). Якщо вказані кореляції одночасно є позитивними (в1>0 і в2> 0), це також задовольняє умови B і C.

TCost = в1S + в2SIDpower + інші змінні (8)

3. Основи третього тесту покладені Джері Гріном (Jerry Green, 1978). Він розглянув усереднену кількість оперативних втручань на рік на хірурга (W), аналогічно до змінної WLOAD у нашому дослідженні (в поясненнях ми притримуємося оригінальної символіки автора):

W=Rц (9)

де R виражає співвідношення кількості населення до кількості лікарів, а ц є кількість медичних послуг на душу населення. Нульова гіпотеза H0 (заперечення існування ІВП) передбачає, що ц залежить лише від екзогенних змінних, таких як прибуток пацієнта (I), і ендогенних змінних, таких як вартість послуг (P), проте не залежить від змінних, пов’язаних з ІВП, як наприклад, положення хірурга чи змінної SIDPower дослідження. За таких умов:

ц (P, I)=PєIз (10).

Диференціюючи (9) щодо R і I, він отримав:

dW/dR=ц+R (dц/dR) = ц + RцP(dP/dR)

dW/dI=RцI+R (dц/dI) = RцI + RцP(dP/dI) (11)

Грін довів, що за умови максимізації функції утиліт U (PRц, Rц), аргументами якої є прибуток лікаря і його навантаження, а також ізо-еластичної форми ц, яка передбачає рівність ц/RцI= цP/RцIP, ми маємо:

dW/dR=ц[1 + (цP/цI)(dP/dI)]

dW/dI=RцI[1+ (цP/цI)(dP/dI)] (12)

або ж

(dW/dR)/(dW/dI)= ц/RцI =(dP/dR)/(dP/dI) (13).

Тобто, за H0 відсутності ІВП співвідношення коефіцієнтів R (в11/ в21) і I (в12/ в22) в рівняннях (TCost) і (Y) повинні бути однакові. Саме ця рівність і лежить в основі третього тесту ІВП гіпотези. Ефекти, які підлягають тестуванню, виділені жирним шрифтом:

Y= в11S+ в12INCOME + інші змінні (14. 1)

TCost = в21S+ в22INCOME + інші змінні (14. 2)

Ми також проаналізуємо ІВП ефект на основі індивідуальних даних з врахуванням різних складових ціни (витрат) за контролю індивідуальних ковариат (вік, стать, і т. ін.)

Оцінювання.

Модель буде оцінюватися з процедурами пакету SAS 9.1 Level 1M3 XP Home platform, S/N 882 876, Site #12 300 001 ліцензованому проф. Очередьку О. М. Ми обрали робастний 2SLS метод оцінювання. Обираючи 2SLS метод ми виходили з можливості присутності гетероскедастичності і ковариації змінних і помилок різних рівнянь. Структура ковариаційної матриці теж невідома. За цих умов 2SLS метод забезпечує консистентне оцінювання параметрів (Wooldridge, 2001; Johnston, DiNardo, p/n 833 423−3, 2003). Робастний t-тест (ковариаційна матриця отримується за умови гетероскедастичності) буде використаний для оцінки 1−4 компонент гіпотези і робастний Wald тест для тестування 5-ї і 6-ї компонент гіпотези.

Результати

Основні дескриптивні характеристики змінних моделі наведені в Таблиці 1. Таким чином, середня кількість планових грижесічень на 10 тис. населення району (Y) становила 16,41, середня кількість хірургів на 10 тис. населення району (S) була 1,23, усереднена загальна сума витрат на випадок планового грижесічення (TCost) 826,50грн, усереднена сума витрат на медикаменти на випадок планового грижесічення (MCost) 234,99. Середня кількість лікарів на 10 тис. населення району (DENSITY) 24,80, усереднена частка хірургів першої і вищої категорій (QUALIFS) 66,28%, усереднена річна кількість оперативних втручань на хірурга (WLOAD) 401, усереднена частка населення старше 50 (AGE) 44,94%, усереднена частка жіночого населення (SEX) 54,60%, середня кількість вакансій лікарських посад до 100 зайнятих (VACANCY) 1,25, кількість спеціальностей, забезпечених всього одним спеціалістом (SHORT1) 17, кількість спеціальностей, незабезпечених жодним спеціалістом (SHORT2) 1,59, середній рівень безробіття (UNEMPLOY) 3,77%. В середньому прибуток був у межах прожиткового мінімуму або вище від прожиткового мінімуму (INCOME) у 87% пацієнтів і лише у 13% нижче прожиткового мінімуму. В середньому частка ускладнених випадків грижесічень, напр., вентральна, невправна, двобічна, післяопераційна кила, рецидив (COMPLEXITY) зустрічалась у 24% планових грижесічень. Середня тривалість перебування у стаціонарі з приводу планового грижесічення (Т) 7,9 днів. В середньому у 49,01% випадків оперативне втручання з приводу планового грижесічення здійснював завідувач хірургічним відділенням (SIDPower).

Табл. 1

Основні дескриптивні характеристики змінних моделі

Змінні моделі

Середнє

Похибка

Коеф. варіації (%)

Y

16,41

0,77

24,27

S

1,23

0,05

21,34

Tсost

826,50

68,32

42,95

Mcost

234,99

22,33

49,38

DENSITY

24,80

0,84

17,67

QUALIFS

66,28

3,41

26,74

WLOAD

401,48

19,99

25,87

AGE

44,94

1,88

21,76

SEX

54,60

1,47

14,01

VACANCY

1,25

0,68

78,33

SHORT1

17,00

1,76

53,91

SHORT2

1,59

0,25

60,30

UNEMPLOY

3,77

0,38

52,92

INCOME

1,87

0,05

12,98

COMPLEXITY

0,24

0,04

60,04

T

7,90

0,18

12,15

SIDPower

0,49

0,03

34,61

Значення змінних Y, S, DENSITY, QUALIFS, WLOAD, AGE, SEX, QUALIFS, COMPLEXITY, VACANCY, UNEMPLOY, INCOME, T є схожими в інших областях України, і практично співпадають з середньостатистичними по країні в цілому [*,**], отже, ситуація і висновки мають бути типові і генералізуємі. Високі значення варіабельності змінних моделі (значення більшості коефіцієнтів варіації перевищують 20%) уможливлюють тестування ІВП гіпотези.

5. Оцінка рівняння demand: (Y), Тест 1 ІВП гіпотези

Оцінка коефіцієнтів рівняння demand: (Y) наведена в таблиці 2. Направленість парціальних коефіцієнтів регресії свідчить про логічну змістовність рівняння попиту. Загальна детермінація Y незалежними змінними висока — значення вирівняного на ступені свободи коефіцієнта множинної кореляції дорівнює 89,34%. Проте суттєвими виявились лише парціальні ефекти змінних S і SIDpower, причому обидва позитивні. Таким чином, одночасно виконуються умови Corr (S, Y) > 0 і Corr (SIDpower, Y) > 0, що задовольняє умови А, B, С ІВП гіпотези. Тест Басманна на ідентифікованість рівняння (Y) свідчить, що перелік незалежних змінних рівняння demand повний, а усі інші (не включені в рівняння) екзогенні змінні мають нульові коефіцієнти — F (7, 11)=1,10; р =0,4282. Таким чином, результати тестування є валідними.

Табл. 2

Оцінка коефіцієнтів рівняння demand: (Y) Тест 1 ІВП гіпотези

Змінні моделі

m

t

Pr > |t|

Intercept

-3,696

7,392

0,50

0,6231

S

11,976

5,316

2,25

0,0370

TСost

0,0005

0,004

0,12

0,9043

AGE

0,053

0,054

0,97

0,3426

SEX

0,0116

0,059

0,19

0,8482

QUALIFS

0,006

0,020

0,34

0,7359

SIDPower

4,798

2,636

1,82

0,0431

WLOAD

-0,0008

0,0034

0,25

0,8072

INCOME

0,1664

1,1270

0,15

0,8842

R2=0,9262; R2adj=0,8934

F (7, 11)=1,10; Pr > F =0,4282

6. Оцінка рівняння supply: (S).

Табл. 3

Оцінка коефіцієнтів рівняння supply: (S)

Змінні моделі

m

t

Pr > |t|

Intercept

0,5887

0,3229

1,82

0,0850

Y

0,0176

0,0063

2,79

0,0541

Tcost

0,0005

0,0003

1,48

0,1560

DENSITY

-0,5

0,0070

0,01

0,9942

UNEMPLOY

-0,022

0,0080

2,76

0,0542

VACANCY

-0,002

0,0075

0,30

0,7710

SHORT1

-0,003

0,0047

0,76

0,4584

SHORT2

-0,029

0,0088

3,27

0,0411

QUALIFS

0,001

0,0014

0,68

0,5078

R2=0,8841; R2adj=0,8326

F (7, 11)=0,89; Pr > F =0,5449

Таблиця 3 містить оцінку коефіцієнтів рівняння supply: (S). Ефекти цього рівняння не приймають безпосередню участь у тестуванні ІВП гіпотези, натомість воно описує ендогенну змінну забезпеченості хірургами S через інструментальні змінні, які виражають привабливість району для хірурга. Основна вимога до такого рівняння системи — його ідентифікованість, а також висока детермінація ендогенної змінної множиною інструментальних змінних. Виконання першої умови очевидно з тесту Басманна — F (7, 11)=0,89; р =0,5449. Друга умова теж виконана — значення вирівняного на ступені свободи коефіцієнта множинної кореляції дорівнює 83,26%. Напрямок коефіцієнтів рівняння обґрунтовують логічну інтерпретацію — за вищої привабливості очікується краща забезпеченість хірургами. Проте лише два коефіцієнти виявились суттєвими — змінних рівня безробіття UNEMPLOY та кількості спеціальностей, незабезпечених жодним спеціалістом SHORT2. Саме ці змінні мали найбільший ефект на забезпеченість хірургами.

7. Оцінка рівняння charge: Tcost, Тест 2 ІВП гіпотези.

Оцінка коефіцієнтів рівняння витрат на оперативне втручання charge: (Tcost) наведена в таблиці 4. Направленість парціальних коефіцієнтів регресії свідчить про логічну змістовність рівняння. Загальна детермінація витрат Tcost незалежними змінними висока — значення вирівняного на ступені свободи коефіцієнта множинної кореляції дорівнює 90,80%. Проте усі ефекти виявились не суттєвими. На порозі суттєвості виявились лише парціальні ефекти змінних Y (р=0,0785) і SIDpower (р=0,0518), причому обидва позитивні. Слід зважити на малу кількість одиниць спостережень — всього 27 районів. Тому на перший план виходить саме напрямок ефектів. Таким чином, одночасно виконуються умови Corr (S, TCost) > 0 і Corr (SIDpower, TCost) > 0, що задовольняє умови А, B, С ІВП гіпотези (Тест 2). Тест Бас манна щодо ідентифікованості рівняння (TCost) свідчить, що перелік незалежних змінних рівняння повний, а усі інші (не включені в рівняння) екзогенні змінні мають нульові коефіцієнти — F (9, 11)=2,03; р =0,1335. Таким чином, результати тестування є валідними.

Табл. 4

Оцінка коефіцієнтів рівняння charge: Tcost Тест 2 ІВП гіпотези

Змінні моделі

m

t

Pr > |t|

Intercept

-641,0

260,74

2,46

0,0232

Y

8,576

5,834

1,47

0,0785

S

615,12

339,33

1,81

0,0849

Complexity

35,78

140,22

0,26

0,8012

T

-1,569

25,456

0,06

0,9515

SIDPower

951,75

460,23

2,07

0,0518

INCOME

54,63

91,869

0,59

0,5587

R2=0,9292; R2adj=0,9080

F (9, 11)=2,03; Pr > F =0,1335

Оцінка рівняння charge: Tcost Тест 3 ІВП гіпотези.

Перевіряється нульова гіпотеза H0 відсутності ІВП, за якою:

в11/ в21 = в12/ в22,

де

в11 — коефіцієнт регресії Y на S в рівнянні (Y)

в21 — коефіцієнт регресії TCost на S в рівнянні (TCost)

в12 — коефіцієнт регресії Y на INCOME в рівнянні (Y)

в22 — коефіцієнт регресії TCost на INCOME в рівнянні (TCost)

З таблиць 6. 2−6. 4

в11 = 11,976 ± 5,316

в12 = 0,1664 ± 1,1270

в21 = 615,12 ± 339,33

в22 = 54,63 ± 91,869

Слід відмітити великі похибки коефіцієнтів внаслідок малої кількості районів дослідження, що штучно веде до прийняття гіпотези H0 щодо відсутності ІВП. Значення тесту за таких умов:

F (1; 56)=2,34 Pr > F=0,1314

відхиляє ІВП гіпотезу, проте й не стверджує H0. Тому логічно говорити про існування обмеженого ІВП.

Так як усі три тести підтвердили наявність обмеженого ІВП, відпала необхідність у співставленні ефектів попит-пропозиція в різних контингентах населення, а також за різної складності оперативних втручань для верифікації гіпотези. Це саме стосується і використанню витрат на медикаменти у зв’язку з грижесіченням як індикатора загальних витрат з меншою помилкою виміру.

Висновки

Так як дані дослідження вказують на присутність ІВП, ми можемо розглядати і тип ІВП поведінки хірургів. Як було зазначено вище (п. 5 гіпотези), за вираженого парціального зв’язку між витратами на оперативне втручання і забезпеченістю хірургами ми більш схильні розглядати перший тип моделі поведінки. За його відсутності і наявності ефекту попит-пропозиція другий тип моделі (максимізації прибутку) більш вірогідний.

Із отриманих результатів (Таблиці 2 — 4) випливає, що вираженого парціального зв’язку між витратами на оперативне втручання і забезпеченістю хірургами не спостерігається. Так, коефіцієнт регресії забезпеченості хірургами на витрати на оперативне втручання в рівнянні supply: (S) склав в=0,50,0003 з р=0,1560, тобто практично нульовий і несуттєвий. З іншого боку, коефіцієнт регресії кількості втручань на населення на забезпеченість хірургами (ефект попит-пропозиція) рівняння demand: (Y) був в=11,9765,3163 з р=0,0370, тобто виражений, позитивний і суттєвий навіть за малої кількості одиниць спостережень. З огляду на це, другий тип моделі (максимізації прибутку) більш вірогідний, що також підтверджується і результатами Тесту 3.

Це означає, що хірурги використовують ІВП як засіб маніпулювання попитом до межі, де маргінальний прибуток дорівнює маргінальним витратам, включно з моральним та юридичним ризиком (скарги пацієнтів, негативне ставлення колег, адміністрації закладу) внаслідок маніпулюванням попитом. Згідно до цієї моделі лікарі використовують ІВП обмежено, зважаючи на «ціну» додаткового прибутку. За таких умов лікар, хоч і використовує ІВП, проте робить це помірковано зважаючи на інтереси пацієнта. Саме така модель ІВП поведінки поширена в розвинутих країнах (McGuire and Pauly, 1991). Крім того, чим нижчий прибуток від надання послуг, тим більше лікар схильний до обмеження ІВП і поведінки за моделлю «максимізації прибутку». Цілком можливо, що саме цей факт є вирішальним для обмеженого характеру ІВП на вторинному рівні надання медичної допомоги. З іншого боку, адміністративно-правові важелі регуляції надання медичної допомоги теж обмежують доцільність ІВП, зокрема в умовах декларованого безкоштовного гарантованого мінімуму. Що саме спонукає лікаря обирати поведінку обмеженого ІВП — низький результуючий прибуток чи загроза власній репутації (ризик втрати пацієнтів), чи моральні принципи (інтереси пацієнта над усе), чи контроль з боку адміністрації і колег, а може юридична відповідальність — потребує спеціального вивчення.

індукований попит хірург поведінка гіпотеза

Список використаної літератури

1. Яковлева Л. В., Бездетко Н. В., Герасимова О. А., Мищенко О. Я., Карбушева И. В., Ткачева О. В // Фармакоэкономика // Харьков: Издательство НФаУ. — 2007 г.

2. Келесбек АБДУЛЛИН. Фармакоэкономический анализ в системе здравоохранения // - 2002. — № 6 (154).

3. Васькова Лариса. Фармакоэкономика должна быть экономной // Медицинская газета (электронная версия) — 2003. — № 8 (5 февраля).

4. Зупанец И. А., Черных В. П., Попов С. Б., Бездетко Н. В., Зайченко А. В., Налетов С. В., Усенко В. А., Усенко Г. Д. Фармацевтическая опека. Лечение симптомов аллергии. — 2003 г. — С. 299−319.

5. Лекарственные препараты // Коваленко В. Н., Викторова А.П.- МОРИОН. — 2007 г. — С2270.

6. Залиская О. Н., Парновский Б. Л. Фармакоэкономика: теоретические и практические направления исследований.

7. АБДУЛЛИН Келесбек. Фармакоэкономический анализ в системе здравоохранения // Медицинский журнал «Здоров я України». -2002 г.- № 6. — С154.

8. Воробьева П. А. Экономическая оценка эффективности лекарственной терапии (фармакоэкономический анализ) // издательство «Нъю-диамед» — Москва, 2000 г. — С80.

ПоказатьСвернуть
Заполнить форму текущей работой