- ข้อความ
- ประวัติศาสตร์
Economic theory and empirical evide
Economic theory and empirical evidence suggest that patients will use fewer health services when they have to pay more for them.1,2 Increasing the copayment for ambulatory care, for instance, has been shown to reduce the number of outpatient visits.2-7
In response to rapidly rising health care costs, many public and private insurers have increased the patient's share of the cost of ambulatory care. The typical copayment for an office visit in employer-based health plans doubled between 2001 and 2006.8 An expanding number of state Medicaid programs have introduced or raised outpatient cost sharing for their enrollees.9 The proportion of Medicare enrollees in health plans requiring a copayment of more than $15 for an outpatient visit increased from 0.3 to 24% for primary care visits and from 1.2% to 63% for specialist visits between 1999 and 2003.10
One concern about requiring copayments for ambulatory care is that they may deter patients from obtaining effective outpatient medical care, leading to greater offsetting use of acute care in the hospital. If this is true, then increasing the patient's share of the cost for ambulatory care may not reduce (or may even increase) total health care spending and may result in worse health outcomes. Elderly patients may be particularly sensitive to cost sharing because they have lower incomes, are more likely to be in poor health, and have greater out-of-pocket spending on health care than nonelderly populations.11,12
There have been remarkably few studies of the consequences of increasing copayments for ambulatory care, and even these studies have been limited because they have excluded elderly patients2 or have evaluated concurrent changes in cost sharing for ambulatory care and prescription drugs.12,13 We therefore examined the effect of increasing copayments for ambulatory care on the use of acute care in the hospital among a large, nationally representative cohort of elderly Medicare enrollees in managed-care plans. Using a quasi-experimental design, we compared longitudinal changes in the use of outpatient and inpatient care in Medicare plans that increased copayments for ambulatory care with concurrent trends in control plans — similar Medicare plans that did not change ambulatory care copayments. We also determined whether increased copayments for ambulatory care had differential effects among enrollees with chronic disease, black enrollees, and enrollees from areas of lower socioeconomic status.
METHODS
Data Sources and Study Population
We obtained individual-level data from the Medicare Healthcare Effectiveness Data and Information Set (HEDIS) maintained by the Centers for Medicare and Medicaid Services (CMS) for the years 2001 through 2006. Information about data collection, variable specifications, and CMS-sponsored audits has been published previously.14,15 We matched 97% of the observations in the HEDIS data set to the Medicare enrollment file to determine the demographic characteristics of enrollees.
We obtained monthly information on health plan benefits for all Medicare plans from 2001 through 2006 from the CMS. This information included each plan's cost-sharing requirement for outpatient visits, prescription drugs, and inpatient hospitalizations. To obtain information on health plan characteristics, we linked these data to the Interstudy Competitive Edge database16 or contacted the health plans directly.
We analyzed benefits for 172 Medicare plans with more than 1 year of participation in Medicare. From this sample, we identified 18 plans that between December 2001 and January 2006 raised copayments for ambulatory care without increasing cost sharing for prescription drugs. We hereafter refer to these plans as case plans.
We matched these 18 case plans to 18 control plans that changed neither copayments for ambulatory care nor coverage of prescription drugs during the identical years in which cost-sharing plans increased copayments for ambulatory care. Each case plan was matched to a control plan on the basis of census region, model type, and tax status. If a case plan could be matched with two or more control plans, we randomly selected one of the control plans. If a control plan was matched with a case plan, it could not serve as a control for another case plan.
After observations for Medicare beneficiaries younger than 65 years of age had been excluded, our main analytic sample included 1,522,067 observations for 899,060 beneficiaries who were enrolled during the period from January 2001 through December 2006.
Variables
The main outcome variables were three measures of utilization of inpatient hospital care: the number of annual inpatient admissions, the number of annual inpatient days, and the probability of any use of inpatient care. Use of inpatient care was defined as including hospital stays for all medical and surgical acute care but excluded hospitalizations for mental health conditions. We also assessed the number of annual outpatient visits. We annualized utilization rates for 13% of observations from enrollees who were members of their plan for less than 12 months.
The primary independent variables were an indicator variable for whether the health plan increased copayments for ambulatory care, an indicator variable for time (0 in the year before the copayments were raised, 1 in the year after), and a term of interaction between these two variables.
Covariates included age (65 to 74 years, 75 to 84 years, or older than 84 years), sex, race or ethnic group (black, white, or other), proportion of persons 65 years of age or older who were living in the enrollee's ZIP Code area and had an income below the federal poverty level, proportion of persons 65 years of age or older who were living in the enrollee's ZIP Code area and had attended college (whether or not they graduated), and year in which the variables were measured.
Statistical Analysis
We used a difference-in-differences approach to assess the effect of increased copayments for ambulatory care on utilization of inpatient and outpatient services. This method accounts for secular trends in outcomes by subtracting the change in utilization in control plans from the concurrent change in plans that increased cost sharing (hereafter referred to as difference-in-differences estimates).
We fitted generalized linear models that included the independent variables and covariates described above. We included an indicator variable for the health plan to account for clustering of observations in health plans and used generalized estimating equations to account for multiple observations for one enrollee. Our model therefore estimates the mean within-plan effect of increased copayments for ambulatory care.
We used a one-part generalized linear model and an identity link with PROC GENMOD (SAS).17,18 Our results were not appreciably changed by using a two-part model (which first estimates the probability of any use of care among all enrollees and then estimates the magnitude of utilization for those persons who did receive services), using a log-link, or excluding observations from enrollees who were plan members for less than 12 months. All models were weighted by the number of months subjects were enrolled in their plan.17
To account for the exit of enrollees from health plans, we also analyzed data for a cohort of subjects who were continuously enrolled in their plan and assessed the baseline utilization patterns among those who exited the plan as compared with those who remained. This analysis was restricted to persons who were enrolled in a plan for at least 9 months and who did not die during the year before the copayment increase.
We separately estimated difference-in-differences effects for continuously enrolled beneficiaries in three strata of area-level income and education, for three racial or ethnic groups (white, black, other), and for subjects who had hypertension, diabetes, or myocardial infarction in the year before the copayment increase. Enrollees with these conditions were identified with the use of specifications for HEDIS effectiveness-of-care measures pertaining to hypertension, diabetes, and acute myocardial infarction.
To determine whether our results were sensitive to the inclusion of multiple years of data before copayments for ambulatory care were changed, we assessed utilization in eight plans in which no changes in benefits had been made in the 2 years before copayments for ambulatory care were increased and in eight concurrent control plans.
To determine national trends in the Medicare managed-care program, we assessed utilization in all plans with 2 or more years of participation in Medicare. Among the plans in this sample, utilization of inpatient care was stable during the study years, whereas annual outpatient visits increased by an average of 4.7% per year between January 2001 and December 2006. These trends in utilization were similar to those observed in control plans.
All analyses were performed with the use of SAS software, version 9.2. Results are reported with two-tailed P values or 95% confidence intervals. The Brown University Human Research Protections Office and the CMS Privacy Board approved the study protocol.
RESULTS
Case plans increased copayments for primary care visits by 95% (interquartile range, 50 to 150%) and increased copayments for specialist visits by 74% (interquartile range, 33 to 150%). The interquartile range for the absolute value of the increase was $5 to $10 for primary care copayments and $5 to $15 for specialty care copayments. Inpatient cost sharing increased in both case and control plans, although the increase was much larger in the case plans. As compared with enrollees in control plans, enrollees in case plans were more likely to be black and living in areas with slightly lower income and educational attainment (Table 1TABLE 1
Cost Sharing and Enrollee Characteristics in Case and Control Medicare Plans.
).
Over time, there was an in
In response to rapidly rising health care costs, many public and private insurers have increased the patient's share of the cost of ambulatory care. The typical copayment for an office visit in employer-based health plans doubled between 2001 and 2006.8 An expanding number of state Medicaid programs have introduced or raised outpatient cost sharing for their enrollees.9 The proportion of Medicare enrollees in health plans requiring a copayment of more than $15 for an outpatient visit increased from 0.3 to 24% for primary care visits and from 1.2% to 63% for specialist visits between 1999 and 2003.10
One concern about requiring copayments for ambulatory care is that they may deter patients from obtaining effective outpatient medical care, leading to greater offsetting use of acute care in the hospital. If this is true, then increasing the patient's share of the cost for ambulatory care may not reduce (or may even increase) total health care spending and may result in worse health outcomes. Elderly patients may be particularly sensitive to cost sharing because they have lower incomes, are more likely to be in poor health, and have greater out-of-pocket spending on health care than nonelderly populations.11,12
There have been remarkably few studies of the consequences of increasing copayments for ambulatory care, and even these studies have been limited because they have excluded elderly patients2 or have evaluated concurrent changes in cost sharing for ambulatory care and prescription drugs.12,13 We therefore examined the effect of increasing copayments for ambulatory care on the use of acute care in the hospital among a large, nationally representative cohort of elderly Medicare enrollees in managed-care plans. Using a quasi-experimental design, we compared longitudinal changes in the use of outpatient and inpatient care in Medicare plans that increased copayments for ambulatory care with concurrent trends in control plans — similar Medicare plans that did not change ambulatory care copayments. We also determined whether increased copayments for ambulatory care had differential effects among enrollees with chronic disease, black enrollees, and enrollees from areas of lower socioeconomic status.
METHODS
Data Sources and Study Population
We obtained individual-level data from the Medicare Healthcare Effectiveness Data and Information Set (HEDIS) maintained by the Centers for Medicare and Medicaid Services (CMS) for the years 2001 through 2006. Information about data collection, variable specifications, and CMS-sponsored audits has been published previously.14,15 We matched 97% of the observations in the HEDIS data set to the Medicare enrollment file to determine the demographic characteristics of enrollees.
We obtained monthly information on health plan benefits for all Medicare plans from 2001 through 2006 from the CMS. This information included each plan's cost-sharing requirement for outpatient visits, prescription drugs, and inpatient hospitalizations. To obtain information on health plan characteristics, we linked these data to the Interstudy Competitive Edge database16 or contacted the health plans directly.
We analyzed benefits for 172 Medicare plans with more than 1 year of participation in Medicare. From this sample, we identified 18 plans that between December 2001 and January 2006 raised copayments for ambulatory care without increasing cost sharing for prescription drugs. We hereafter refer to these plans as case plans.
We matched these 18 case plans to 18 control plans that changed neither copayments for ambulatory care nor coverage of prescription drugs during the identical years in which cost-sharing plans increased copayments for ambulatory care. Each case plan was matched to a control plan on the basis of census region, model type, and tax status. If a case plan could be matched with two or more control plans, we randomly selected one of the control plans. If a control plan was matched with a case plan, it could not serve as a control for another case plan.
After observations for Medicare beneficiaries younger than 65 years of age had been excluded, our main analytic sample included 1,522,067 observations for 899,060 beneficiaries who were enrolled during the period from January 2001 through December 2006.
Variables
The main outcome variables were three measures of utilization of inpatient hospital care: the number of annual inpatient admissions, the number of annual inpatient days, and the probability of any use of inpatient care. Use of inpatient care was defined as including hospital stays for all medical and surgical acute care but excluded hospitalizations for mental health conditions. We also assessed the number of annual outpatient visits. We annualized utilization rates for 13% of observations from enrollees who were members of their plan for less than 12 months.
The primary independent variables were an indicator variable for whether the health plan increased copayments for ambulatory care, an indicator variable for time (0 in the year before the copayments were raised, 1 in the year after), and a term of interaction between these two variables.
Covariates included age (65 to 74 years, 75 to 84 years, or older than 84 years), sex, race or ethnic group (black, white, or other), proportion of persons 65 years of age or older who were living in the enrollee's ZIP Code area and had an income below the federal poverty level, proportion of persons 65 years of age or older who were living in the enrollee's ZIP Code area and had attended college (whether or not they graduated), and year in which the variables were measured.
Statistical Analysis
We used a difference-in-differences approach to assess the effect of increased copayments for ambulatory care on utilization of inpatient and outpatient services. This method accounts for secular trends in outcomes by subtracting the change in utilization in control plans from the concurrent change in plans that increased cost sharing (hereafter referred to as difference-in-differences estimates).
We fitted generalized linear models that included the independent variables and covariates described above. We included an indicator variable for the health plan to account for clustering of observations in health plans and used generalized estimating equations to account for multiple observations for one enrollee. Our model therefore estimates the mean within-plan effect of increased copayments for ambulatory care.
We used a one-part generalized linear model and an identity link with PROC GENMOD (SAS).17,18 Our results were not appreciably changed by using a two-part model (which first estimates the probability of any use of care among all enrollees and then estimates the magnitude of utilization for those persons who did receive services), using a log-link, or excluding observations from enrollees who were plan members for less than 12 months. All models were weighted by the number of months subjects were enrolled in their plan.17
To account for the exit of enrollees from health plans, we also analyzed data for a cohort of subjects who were continuously enrolled in their plan and assessed the baseline utilization patterns among those who exited the plan as compared with those who remained. This analysis was restricted to persons who were enrolled in a plan for at least 9 months and who did not die during the year before the copayment increase.
We separately estimated difference-in-differences effects for continuously enrolled beneficiaries in three strata of area-level income and education, for three racial or ethnic groups (white, black, other), and for subjects who had hypertension, diabetes, or myocardial infarction in the year before the copayment increase. Enrollees with these conditions were identified with the use of specifications for HEDIS effectiveness-of-care measures pertaining to hypertension, diabetes, and acute myocardial infarction.
To determine whether our results were sensitive to the inclusion of multiple years of data before copayments for ambulatory care were changed, we assessed utilization in eight plans in which no changes in benefits had been made in the 2 years before copayments for ambulatory care were increased and in eight concurrent control plans.
To determine national trends in the Medicare managed-care program, we assessed utilization in all plans with 2 or more years of participation in Medicare. Among the plans in this sample, utilization of inpatient care was stable during the study years, whereas annual outpatient visits increased by an average of 4.7% per year between January 2001 and December 2006. These trends in utilization were similar to those observed in control plans.
All analyses were performed with the use of SAS software, version 9.2. Results are reported with two-tailed P values or 95% confidence intervals. The Brown University Human Research Protections Office and the CMS Privacy Board approved the study protocol.
RESULTS
Case plans increased copayments for primary care visits by 95% (interquartile range, 50 to 150%) and increased copayments for specialist visits by 74% (interquartile range, 33 to 150%). The interquartile range for the absolute value of the increase was $5 to $10 for primary care copayments and $5 to $15 for specialty care copayments. Inpatient cost sharing increased in both case and control plans, although the increase was much larger in the case plans. As compared with enrollees in control plans, enrollees in case plans were more likely to be black and living in areas with slightly lower income and educational attainment (Table 1TABLE 1
Cost Sharing and Enrollee Characteristics in Case and Control Medicare Plans.
).
Over time, there was an in
0/5000
ทฤษฎีทางเศรษฐกิจและหลักฐานประจักษ์แนะนำว่า ผู้ป่วยจะใช้บริการสุขภาพน้อยลงเมื่อมีการจ่ายเพิ่มเติมสำหรับ them.1,2 เพิ่ม copayment ที่สำหรับดูแลจรมุข เช่น ได้รับการแสดงเพื่อลดจำนวนผู้ป่วยนอก visits.2-7ตอบต้นทุนสุขภาพเพิ่มขึ้นอย่างรวดเร็ว ในภาครัฐ และเอกชนญี่ปุ่นได้เพิ่มขึ้นของผู้ป่วยร่วมกันของต้นทุนของจรมุข เยี่ยมชม copayment ทั่วไปสำหรับสำนักงานสุขภาพที่นายจ้างใช้แผนสองเท่าระหว่าง 2001 2006.8 การขยายจำนวน และสถานะ Medicaid โปรแกรมแนะนำ หรือยกต้นทุนผู้ป่วยนอกที่ใช้ร่วมกันสำหรับการ enrollees.9 สัดส่วนของเมดิแคร์สิทธิ์ในแผนสุขภาพที่ต้องการเข้าชม copayment มากกว่า $ 15 เที่ยวการผู้ป่วยนอกเพิ่มขึ้นจาก 0.3% 24 สำหรับหลัก และจาก 1.2% เป็น 63% สำหรับผู้เชี่ยวชาญเข้าชมระหว่าง 1999 และ 2003.10หนึ่งกังวลต้อง copayments สำหรับดูแลจรมุขเป็นว่า พวกเขาอาจขัดขวางผู้ป่วยจากการได้รับการดูแลทางการแพทย์ผู้ป่วยนอกที่มีประสิทธิภาพ นำไปใช้มากกว่าออฟเซ็ตของเฉียบพลันในโรงพยาบาล ถ้าเป็นจริง แล้วเพิ่มส่วนแบ่งต้นทุนสำหรับดูแลจรมุขของผู้ป่วยอาจไม่ลด (หรืออาจเพิ่มได้) รวมค่าใช้จ่ายสุขภาพ และอาจส่งผลให้ผลลัพธ์สุขภาพแย่ ผู้ป่วยสูงอายุอาจเป็นสำคัญโดยเฉพาะอย่างยิ่งต้นทุนร่วมกัน เพราะพวกเขามีรายได้ต่ำ มีแนวโน้มที่จะมีสุขภาพที่ดี และมีมากกว่า out-of-pocket ค่าใช้จ่ายในการดูแลสุขภาพมากกว่า nonelderly populations.11,12มีไข้แต่ไม่ศึกษาผลกระทบของการเพิ่ม copayments สำหรับดูแลจรมุข และศึกษาแม้เหล่านี้มีจำกัดเนื่องจากพวกเขาได้แยกผู้สูงอายุ patients2 หรือมีประเมินการเปลี่ยนแปลงในต้นทุนที่ใช้ร่วมกันสำหรับการดูแลจรมุขและ drugs.12,13 ยาเราจึงตรวจสอบผลของการเพิ่ม copayments สำหรับการดูแลการใช้จรมุขของเฉียบพลันในโรงพยาบาลระหว่างขนาดใหญ่พร้อมกัน , cohort พนักงานผลงานของสิทธิ์เมดิแคร์ผู้สูงอายุในแผนดูแลจัดการ ใช้แบบกึ่งทดลอง เราเปรียบเทียบการเปลี่ยนแปลงระยะยาวในการใช้ของผู้ป่วยนอกและห้องคลอดในแผนเมดิแคร์ที่เพิ่ม copayments สำหรับดูแลจรมุขกับแนวโน้มที่เกิดขึ้นพร้อมกันในแผนควบคุม ซึ่งแผนเมดิแคร์เหมือนกันที่ไม่ได้เปลี่ยน copayments จรมุขดูแล เรายังพบว่า copayments เพิ่มขึ้นสำหรับดูแลจรมุขมีลักษณะพิเศษแตกต่างจากสิทธิ์กับโรคเรื้อรัง สิทธิ์ดำ และสิทธิ์จากสถานภาพประชากรต่ำวิธีการแหล่งข้อมูลและประชากรศึกษาเราได้รับข้อมูลแต่ละระดับจากเมดิแคร์สุขภาพประสิทธิภาพข้อมูลและข้อมูลตั้ง (HEDIS) รักษา โดยศูนย์เมดิแคร์และบริการ Medicaid (CMS) ปี 2001 ถึง 2006 ข้อมูลเกี่ยวกับการเก็บรวบรวมข้อมูล ข้อมูลจำเพาะของตัวแปร และตรวจสอบสนับสนุน CMS ได้ประกาศ previously.14,15 เราตรง 97% สังเกตใน HEDIS ตั้งค่าข้อมูลในไฟล์การลงทะเบียนของเมดิแคร์เพื่อระบุลักษณะทางประชากรของสิทธิ์เราได้รับข้อมูลสุขภาพแผนแผนเมดิแคร์ทั้งหมดประจำเดือนจากปี 2001 ถึง 2006 จาก CMS ข้อมูลนี้รวมความต้องการร่วมทุนของแต่ละแผน การเข้าชมรักษา ยา ห้องคลอด hospitalizations ได้รับข้อมูลในลักษณะแผนสุขภาพ เราเชื่อมโยงข้อมูลเหล่านี้กับการแข่งขัน Interstudy database16 หรือติดต่อแผนสุขภาพโดยตรงเราวิเคราะห์ประโยชน์ 172 เมดิแคร์แผนมากกว่า 1 ปีของการเข้าร่วมในเมดิแคร์ จากตัวอย่างนี้ เราต้องระบุแผน 18 ที่ระหว่าง 2544 ธันวาคมและเดือน 2006 มกราคมยก copayments สำหรับจรมุขดูแลโดยไม่ต้องเพิ่มต้นทุนที่ใช้ร่วมกันสำหรับยา เราโดยอ้างอิงถึงแผนนี้เป็นแผนกรณีเราจับคู่กับแผนกรณีนี้ 18 18 แผนควบคุมที่เปลี่ยนแปลงไม่ copayments สำหรับดูแลจรมุขหรือความครอบคลุมของยาในช่วงปีเหมือนกันในการร่วมทุนแผนเพิ่ม copayments สำหรับดูแลจรมุข แผนแต่ละกรณีสอดคล้องกับแผนการควบคุมตามภูมิภาคบ้าน ชนิดของแบบจำลอง และสถานะของภาษี ถ้าแผนกรณีสามารถจับคู่กับ น้อยสองแผนควบคุม เราสุ่มเลือกหนึ่งแผนควบคุมการ ถ้าแผนควบคุมถูกจับคู่กับแผนกรณี มันไม่สามารถใช้เป็นตัวควบคุมสำหรับกรณีแผนอื่นหลังจากสังเกตสำหรับผู้รับผลประโยชน์ของเมดิแคร์อายุ มากกว่าอายุ 65 ปีได้ถูกแยกออก ตัวอย่างคู่ของเราหลักรวมสังเกต 1,522,067 สำหรับผู้รับผลประโยชน์ 899,060 ที่ถูกลงทะเบียนในระหว่างรอบระยะเวลาตั้งแต่เดือน 2001 มกราคมถึงเดือน 2549 ธันวาคมตัวแปรตัวแปรผลลัพธ์หลักได้สามวัดใช้ประโยชน์ของห้องคลอดโรงพยาบาล: จำนวนรับสมัครห้องคลอดปี จำนวนวันรองประจำปี และความน่าเป็นการดูแลในห้องคลอด มีกำหนดการใช้ของห้องคลอดโรงพยาบาลรวมอยู่ในทั้งหมดทางการแพทย์ และศัลยกรรมเฉียบพลันดูแล แต่ไม่รวม hospitalizations สำหรับสุขภาพจิต นอกจากนี้เรายังประเมินจำนวนผู้ป่วยนอกประจำปีชม เราปีใช้อัตรา 13% สังเกตจากสิทธิ์ที่สมาชิกของของแผนน้อยกว่า 12 เดือนตัวแปรอิสระหลักตัวแปรบ่งชี้สำหรับว่าแผนสุขภาพเพิ่ม copayments สำหรับดูแลจรมุข ตัวแปรบ่งชี้เวลา (0 ปีก่อนที่ copayments ขึ้น 1 ปีหลัง), และระยะของปฏิสัมพันธ์ระหว่างตัวแปรทั้งสองนี้ได้Covariates รวมอายุ (65-74 ปี 75-84 ปี หรือเก่ากว่าปี 84), เพศ เชื้อชาติหรือชาติพันธุ์กลุ่ม (สีดำ สีขาว หรืออื่น ๆ), สัดส่วนของคน 65 ปี ขึ้นไป ที่มีอยู่ในรหัสไปรษณีย์ของผู้มีรายได้ต่ำกว่าระดับความยากจนของรัฐบาลกลาง สัดส่วนของคน 65 ปี ขึ้นไป ที่มีอยู่ในรหัสไปรษณีย์ของผู้ได้เข้าร่วมวิทยาลัย (หรือไม่พวกเขาจบศึกษา) และปีที่มีวัดตัวแปรวิเคราะห์ทางสถิติเราใช้วิธีการแตกต่างในผลต่างการประเมินผลของ copayments เพิ่มจรมุขดูแลการใช้ประโยชน์ของห้องคลอดและผู้ป่วยนอก บัญชีวิธีนี้สำหรับแนวโน้มทางโลกในผลลัพธ์โดยการลบการเปลี่ยนแปลงการใช้ประโยชน์ในแผนควบคุมจากพร้อมเปลี่ยนแปลงในแผนที่ใช้ร่วมกันเพิ่มทุน (โดยเรียกว่าการประเมินความแตกต่างในผลต่าง)เรานี่แบบจำลองเชิงเส้นเมจแบบทั่วไปที่ตัวแปรอิสระและ covariates ข้าง เรารวมตัวแปรบ่งชี้แผนสุขภาพการคลัสเตอร์สังเกตในแผนสุขภาพ และใช้สมการประมาณเมจแบบทั่วไปการบัญชีสำหรับการสังเกตหลายสำหรับผู้หนึ่ง รุ่นเราจึงประเมินผลเฉลี่ยภายในแผนของ copayments เพิ่มขึ้นสำหรับดูแลจรมุขเราใช้แบบจำลองเชิงเส้นเมจแบบทั่วไปส่วนหนึ่งและการเชื่อมโยงตัวตน ด้วยกระบวนการ GENMOD (SAS) .17,18 appreciably มีไม่สามารถทำการเปลี่ยนแปลงผลลัพธ์ของเรา โดยใช้แบบสองส่วน (ซึ่งต้อง ประเมินความน่าเป็นการดูแลระหว่างสิทธิ์ทั้งหมด และประเมินขนาดของการใช้ประโยชน์สำหรับบุคคลที่ไม่ได้รับบริการแล้ว), โดยใช้การเชื่อมโยงล็อก รวมสังเกตจากสิทธิ์ที่สมาชิกแผนน้อยกว่า 12 เดือน ทุกรุ่นมีการถ่วงน้ำหนักตามจำนวนเดือนที่ได้ลงทะเบียนวิชา plan.17 ของพวกเขาการออกสิทธิ์จากแผนสุขภาพ เรายังวิเคราะห์ข้อมูลสำหรับผู้ผ่านเรื่องที่ได้ลงทะเบียนในแผนของพวกเขาอย่างต่อเนื่อง และประเมินรูปแบบการใช้ประโยชน์หลักในหมู่ผู้ที่ออกจากแผนเมื่อเทียบกับผู้ที่ยังคง วิเคราะห์นี้ถูกจำกัดให้บุคคลที่ได้ลงทะเบียนในแผนอย่างน้อย 9 เดือน และที่ไม่ได้ตายในระหว่างปีก่อนการเพิ่ม copaymentเราแยกกันประเมินผลความแตกต่างในผลต่าง สำหรับผู้รับผลประโยชน์อย่างต่อเนื่องเข้าเรียนในชั้นสามของพื้นที่ระดับรายได้และการศึกษา สำหรับสามเชื้อชาติ หรือชาติพันธุ์กลุ่ม (ขาว ดำ อื่น ๆ), และ สำหรับเรื่องที่มีความดันโลหิตสูง เบาหวาน หรือกล้ามเนื้อหัวใจตายเหตุขาดเลือดในปีก่อนที่ copayment เพิ่ม ระบุสิทธิ์ ด้วยเงื่อนไขเหล่านี้ ด้วยการใช้ข้อกำหนดสำหรับ HEDIS ประสิทธิภาพดูแลมาตรการเกี่ยวกับความดันโลหิตสูง เบาหวาน และตายกล้ามเนื้อหัวใจเฉียบพลันการตรวจสอบว่า ผลของเรามีความไวต่อการรวมข้อมูลหลายปีก่อนมีการเปลี่ยนแปลง copayments สำหรับดูแลจรมุข เราประเมินใช้ประโยชน์ในแผน 8 ที่ไม่มีในประโยชน์มีการเปลี่ยนแปลง ใน 2 ปีก่อนที่ copayments สำหรับดูแลจรมุขเพิ่มอีก และ ในแผนการควบคุมพร้อมกัน 8เพื่อกำหนดแนวโน้มแห่งชาติโปรแกรมดูแลจัดการเมดิแคร์ เราประเมินใช้ประโยชน์ในแผนทั้งหมดมีอย่าง น้อย 2 ปีของการเข้าร่วมในเมดิแคร์ ระหว่างแผนในตัวอย่างนี้ การใช้ประโยชน์ของห้องคลอดมีเสถียรภาพในช่วงปีการศึกษา ในขณะเข้าชมผู้ป่วยนอกประจำปีเพิ่มขึ้นเฉลี่ย 4.7% ต่อปีระหว่างเดือน 2549 ธันวาคมและ 2001 มกราคม เหล่านี้แนวโน้มในการใช้ประโยชน์คล้ายคลึงกับผู้สังเกตในแผนควบคุมวิเคราะห์ทั้งหมดถูกทำ ด้วยการใช้ซอฟต์แวร์ SAS เวอร์ชัน 9.2 มีรายงานผล ด้วยหางสอง P ค่าหรือ 95% ช่วงความเชื่อมั่น น้ำตาลมหาวิทยาลัยมนุษย์วิจัยดังที่สำนักงานและคณะส่วนตัว CMS อนุมัติโพรโทคอลการศึกษาผลลัพธ์กรณีแผนเพิ่ม copayments สำหรับดูแลเยี่ยม 95% (interquartile ช่วง 50-150%) และ copayments เพิ่มขึ้นสำหรับผู้เชี่ยวชาญเข้าชม 74% (interquartile ช่วง 33-150%) ช่วง interquartile สำหรับค่าสัมบูรณ์ของการเพิ่มขึ้นเป็น $5 ถึง $10 สำหรับดูแล copayments และ $5 ถึง $15 สำหรับ copayments การดูแลพิเศษ ห้องคลอดร่วมทุนเพิ่มขึ้นในกรณีและควบคุมแผน แม้ว่าในแผนกรณีมีขนาดใหญ่เพิ่มขึ้น แย้งสิทธิ์ในแผนควบคุม สิทธิ์ในกรณีที่แผนมีแนวโน้มที่จะ อาศัยอยู่ในพื้นที่ที่มีและดำเล็กน้อยต่ำกว่ารายได้และสำเร็จการศึกษา (ตาราง 1TABLE 1ต้นทุนร่วม และวางแผนในลักษณะผู้ควบคุมเมดิแคร์และ).ช่วงเวลา มีการใน
การแปล กรุณารอสักครู่..
ทฤษฎีเศรษฐกิจและหลักฐานเชิงประจักษ์ชี้ให้เห็นว่าผู้ป่วยจะใช้บริการด้านสุขภาพน้อยลงเมื่อพวกเขาจะต้องจ่ายมากขึ้นสำหรับการเพิ่ม them.1,2 copayment สำหรับการดูแลผู้ป่วยเช่นได้รับการแสดงเพื่อลดจำนวนผู้ป่วยนอก visits.2-7
ใน ตอบสนองต่อการเพิ่มขึ้นอย่างรวดเร็วค่าใช้จ่ายในการดูแลสุขภาพหลาย บริษัท ประกันภาครัฐและเอกชนมีการเพิ่มส่วนแบ่งของผู้ป่วยของค่าใช้จ่ายในการดูแลผู้ป่วย copayment ทั่วไปสำหรับการเยี่ยมชมสำนักงานในนายจ้างตามแผนสุขภาพสองเท่าระหว่างปี 2001 และ 2,006.8 จำนวนการขยายตัวของโปรแกรมรัฐ Medicaid ได้แนะนำหรือยกแบ่งปันค่าใช้จ่ายผู้ป่วยนอกของพวกเขาสำหรับ enrollees.9 สัดส่วนของเมดิแคร์ enrollees ในแผนประกันสุขภาพที่ต้อง copayment ของมากขึ้น กว่า $ 15 สำหรับการเยี่ยมชมผู้ป่วยนอกเพิ่มขึ้น 0.3-24% สำหรับการเข้าชมการดูแลรักษาเบื้องต้นและจาก 1.2% มาอยู่ที่ 63% สำหรับการเข้าชมผู้เชี่ยวชาญระหว่างปี 1999 และ 2,003.10
หนึ่งความกังวลเกี่ยวกับต้อง copayments สำหรับการดูแลผู้ป่วยนอกที่พวกเขาอาจจะเป็นอุปสรรคของผู้ป่วยจากการได้รับการดูแลที่มีประสิทธิภาพผู้ป่วยนอกการแพทย์ ที่นำไปสู่การใช้งานที่มากขึ้นของหักล้างการดูแลผู้ป่วยในโรงพยาบาล ถ้าเป็นจริงแล้วการเพิ่มส่วนแบ่งของผู้ป่วยของค่าใช้จ่ายสำหรับการดูแลผู้ป่วยที่ไม่อาจลด (หรือแม้กระทั่งอาจเพิ่มขึ้น) การใช้จ่ายด้านการดูแลสุขภาพรวมและอาจส่งผลให้ผลลัพธ์ทางสุขภาพที่เลวร้ายยิ่ง ผู้ป่วยสูงอายุที่อาจจะสำคัญโดยเฉพาะการเสียค่าใช้จ่ายร่วมกันเพราะพวกเขามีรายได้ที่ต่ำกว่ามีแนวโน้มที่จะมีสุขภาพดีและมีการใช้จ่ายมากขึ้นออกมาจากกระเป๋าในการดูแลสุขภาพกว่า populations.11,12 nonelderly
มีการศึกษาไม่กี่อย่างน่าทึ่งของ ผลกระทบของการเพิ่ม copayments สำหรับการดูแลผู้ป่วยและแม้กระทั่งการศึกษาเหล่านี้ได้รับการ จำกัด เพราะพวกเขาได้รับการยกเว้น patients2 ผู้สูงอายุหรือมีการประเมินการเปลี่ยนแปลงที่เกิดขึ้นพร้อมกันในการแบ่งปันค่าใช้จ่ายสำหรับผู้ป่วยนอกและการดูแลตามใบสั่งแพทย์ drugs.12,13 ดังนั้นเราตรวจสอบผลกระทบของการเพิ่ม copayments สำหรับผู้ป่วยนอก ดูแลเกี่ยวกับการใช้การดูแลผู้ป่วยในโรงพยาบาลในกลุ่มที่มีขนาดใหญ่การศึกษาเป็นตัวแทนของชาติของเมดิแคร์ enrollees สูงอายุในแผนการดูแลจัดการ โดยใช้การออกแบบกึ่งทดลองเราเมื่อเทียบกับการเปลี่ยนแปลงระยะยาวในการใช้งานของผู้ป่วยนอกผู้ป่วยในการดูแลและอยู่ในแผนประกันสุขภาพของรัฐบาลที่เพิ่มขึ้น copayments สำหรับการดูแลผู้ป่วยที่มีแนวโน้มเกิดขึ้นพร้อมกันในการวางแผนการควบคุม - แผนประกันสุขภาพของรัฐบาลที่คล้ายกันซึ่งไม่ได้เปลี่ยนแปลง copayments ดูแลผู้ป่วย นอกจากนี้เรายังมุ่งมั่นที่ว่า copayments เพิ่มขึ้นสำหรับการดูแลผู้ป่วยที่มีผลกระทบที่แตกต่างกันในหมู่ผู้สมัครที่มีโรคเรื้อรัง enrollees สีดำและ enrollees จากพื้นที่ของสถานะทางเศรษฐกิจและสังคมที่ต่ำกว่า. วิธีแหล่งที่มาของข้อมูลและการศึกษาประชากรเราได้รับข้อมูลแต่ละระดับจากข้อมูลเมดิแคร์เฮลธ์แคร์ประสิทธิผลและสารสนเทศตั้ง (HEDIS) ดูแลโดยศูนย์การ Medicare และ Medicaid บริการ (CMS) สำหรับปี 2001 ผ่าน 2006 ข้อมูลเกี่ยวกับการเก็บรวบรวมข้อมูลรายละเอียดตัวแปรและการตรวจสอบ CMS สนับสนุนได้รับการเผยแพร่ previously.14,15 เราจับคู่ 97% ของ ข้อสังเกตในข้อมูล HEDIS ตั้งไปยังแฟ้มลงทะเบียนประกันสุขภาพของรัฐบาลในการกำหนดลักษณะทางประชากรของ enrollees. เราได้รับข้อมูลเกี่ยวกับผลประโยชน์รายเดือนแผนสุขภาพสำหรับแผนประกันสุขภาพของรัฐบาลทั้งหมดจาก 2001 ผ่าน 2006 จาก CMS ข้อมูลนี้รวมถึงความต้องการใช้งานร่วมกันค่าใช้จ่ายแผนของแต่ละคนสำหรับการเข้าชมผู้ป่วยนอกยาตามใบสั่งแพทย์และผู้ป่วยในโรงพยาบาล ที่จะได้รับข้อมูลเกี่ยวกับลักษณะแผนสุขภาพเราเชื่อมโยงข้อมูลเหล่านี้กับการแข่งขัน Interstudy database16 หรือติดต่อแผนประกันสุขภาพโดยตรง. เราวิเคราะห์ผลประโยชน์ให้กับแผนประกันสุขภาพของรัฐบาล 172 กว่า 1 ปีของการมีส่วนร่วมในการประกันสุขภาพของรัฐบาล จากตัวอย่างนี้เราระบุแผนการที่ 18 ระหว่างเดือนธันวาคมปี 2001 และมกราคม 2006 ยก copayments สำหรับการดูแลผู้ป่วยโดยไม่ต้องเสียค่าใช้จ่ายร่วมกันที่เพิ่มขึ้นสำหรับยาตามใบสั่งแพทย์ ต่อจากนี้เราหมายถึงแผนการเหล่านี้เป็นกรณีที่มีแผน. เราจับคู่เหล่านี้ 18 กรณีที่มีแผนจะ 18 แผนควบคุมที่มีการเปลี่ยนแปลงไม่ copayments สำหรับการดูแลผู้ป่วยหรือการรายงานข่าวของยาตามใบสั่งแพทย์ในช่วงปีที่เหมือนกันในการที่มีแผนร่วมกันต้นทุนที่เพิ่มขึ้น copayments สำหรับการดูแลผู้ป่วย แผนแต่ละกรณีได้รับการจับคู่กับแผนควบคุมบนพื้นฐานของภูมิภาคการสำรวจสำมะโนประชากรชนิดรูปแบบและสถานะภาษี หากแผนกรณีที่อาจจะมีการจับคู่กับสองคนหรือมากกว่าแผนควบคุมเราสุ่มเลือกหนึ่งของแผนควบคุม ถ้าทำตามแผนควบคุมถูกจับคู่กับแผนกรณีก็ไม่สามารถทำหน้าที่เป็นผู้ควบคุมแผนกรณีอื่น. หลังจากที่สังเกตสำหรับผลประโยชน์เมดิแคร์ที่อายุน้อยกว่า 65 ปีที่ได้รับการยกเว้นตัวอย่างการวิเคราะห์หลักของเรารวม 1,522,067 สังเกต 899,060 ได้รับผลประโยชน์ที่ได้รับ ลงทะเบียนเรียนในช่วงระยะเวลาตั้งแต่มกราคม 2001 ถึงเดือนธันวาคม 2006 ตัวแปรตัวแปรผลหลักสามมาตรการการใช้ประโยชน์ของการดูแลผู้ป่วยในโรงพยาบาล: จำนวนผู้ป่วยในการรับสมัครประจำปีของจำนวนวันที่ผู้ป่วยประจำปีและน่าจะเป็นของการใช้งานของการดูแลผู้ป่วยใด ๆ การใช้งานของการดูแลผู้ป่วยได้รับการกำหนดให้เป็นรวมทั้งโรงพยาบาลสำหรับทุกการดูแลผู้ป่วยทางการแพทย์และศัลยกรรม แต่ไม่รวมโรงพยาบาลสำหรับเงื่อนไขสุขภาพจิต นอกจากนี้เรายังมีการประเมินจำนวนการเข้าชมผู้ป่วยนอกประจำปี เราต่อปีอัตราการใช้ 13% ของการสังเกตจาก enrollees ที่เป็นสมาชิกของแผนของพวกเขาน้อยกว่า 12 เดือน. ตัวแปรอิสระหลักเป็นตัวแปรตัวบ่งชี้ว่าแผนสุขภาพเพิ่มขึ้น copayments สำหรับการดูแลผู้ป่วย, ตัวแปรตัวบ่งชี้เวลา (0 ใน ปีก่อนที่ copayments ถูกยก 1 ในปีหลังจาก) และระยะเวลาของการทำงานร่วมกันระหว่างทั้งสองตัวแปร. ตัวแปรอายุรวม (65-74 ปี, 75-84 ปีหรืออายุมากกว่า 84 ปี) เพศเชื้อชาติหรือ กลุ่มชาติพันธุ์ (สีดำ, สีขาว, หรืออื่น ๆ ), สัดส่วนของผู้ที่อายุ 65 ปีหรือมากกว่าที่อาศัยอยู่ในพื้นที่รหัสไปรษณีย์สมัครและมีรายได้ต่ำกว่าระดับความยากจนของรัฐบาลสัดส่วนของคนที่อายุ 65 ปีหรือมากกว่าที่เป็น อาศัยอยู่ในพื้นที่รหัสไปรษณีย์สมัครและได้เข้าเรียนที่วิทยาลัย (หรือไม่พวกเขาจบการศึกษา) และปีที่ตัวแปรวัด. การวิเคราะห์ทางสถิติเราใช้ความแตกต่างในความแตกต่างของวิธีการที่จะประเมินผลกระทบของการ copayments เพิ่มขึ้นสำหรับการดูแลผู้ป่วยใน การใช้บริการผู้ป่วยในและผู้ป่วยนอก วิธีการนี้บัญชีสำหรับแนวโน้มในโลกผลโดยการลบการเปลี่ยนแปลงการใช้ประโยชน์ในการวางแผนการควบคุมจากการเปลี่ยนแปลงที่เกิดขึ้นพร้อมกันในแผนการที่เพิ่มขึ้นร่วมกันค่าใช้จ่าย (ต่อจากนี้จะเรียกว่าเป็นความแตกต่างในความแตกต่างของประมาณการ). เราติดตั้งตัวแบบเชิงเส้นทั่วไปที่รวมตัวแปรอิสระ และตัวแปรที่อธิบายข้างต้น เรารวมตัวแปรตัวบ่งชี้สำหรับแผนสุขภาพบัญชีสำหรับการจัดกลุ่มของการสังเกตในแผนประกันสุขภาพและใช้ทั่วไปการประมาณสมการบัญชีสำหรับการสังเกตหลายหนึ่งผู้ลงทะเบียน แบบจำลองของเราจึงประมาณการค่าเฉลี่ยภายในแผนผลของ copayments เพิ่มขึ้นสำหรับการดูแลผู้ป่วย. เราใช้ส่วนเดียวแบบจำลองเชิงเส้นทั่วไปและการเชื่อมโยงกับตัวตน PROC GENMOD (SAS) .17,18 ผลของเราไม่เปลี่ยนแปลงประเมินโดยใช้สอง รูปแบบ -part (ซึ่งเป็นครั้งแรกคาดว่าน่าจะเป็นของการใช้งานของการดูแลในหมู่ enrollees ทั้งหมดใด ๆ แล้วประมาณการขนาดของการใช้ประโยชน์สำหรับคนผู้ที่ไม่ได้รับการบริการที่) โดยใช้การเชื่อมโยงเข้าสู่ระบบหรือไม่รวมข้อสังเกตจาก enrollees ที่เป็นสมาชิกแผนน้อย กว่า 12 เดือน ทุกรุ่นได้รับการถ่วงน้ำหนักด้วยจำนวนเดือนอาสาสมัครได้รับการคัดเลือกใน plan.17 ของพวกเขาในการบัญชีสำหรับทางออกของenrollees จากแผนประกันสุขภาพเรายังวิเคราะห์ข้อมูลสำหรับการศึกษาของอาสาสมัครที่ได้รับการคัดเลือกอย่างต่อเนื่องในแผนของพวกเขาและการประเมินรูปแบบการใช้งานพื้นฐาน ในหมู่ผู้ที่เดินออกมาจากแผนเมื่อเทียบกับบรรดาผู้ที่ยังคงอยู่ การวิเคราะห์นี้จะถูก จำกัด ให้ผู้ที่ได้รับการคัดเลือกในการวางแผนเป็นเวลาอย่างน้อย 9 เดือนและผู้ที่ไม่ได้ตายในช่วงปีก่อนที่เพิ่มขึ้น copayment. the เราแยกกันประมาณผลกระทบที่แตกต่างกันในความแตกต่างสำหรับการลงทะเบียนเรียนต่อเนื่องได้รับผลประโยชน์ในสามชั้นของพื้นที่ระดับ รายได้และการศึกษาสำหรับสามกลุ่มเชื้อชาติหรือชาติพันธุ์ (สีขาว, สีดำ, อื่น ๆ ) และสำหรับอาสาสมัครที่มีความดันโลหิตสูงโรคเบาหวานโรคกล้ามเนื้อหัวใจตายหรือในปีก่อนเพิ่มขึ้น copayment enrollees กับเงื่อนไขเหล่านี้ถูกระบุว่ามีการใช้ข้อมูลจำเพาะสำหรับ HEDIS มาตรการที่มีประสิทธิภาพของการดูแลที่เกี่ยวข้องกับความดันโลหิตสูงโรคเบาหวานและโรคกล้ามเนื้อหัวใจตายเฉียบพลัน. การตรวจสอบว่าผลของเรามีความไวต่อการรวมของหลายปีของข้อมูลก่อน copayments สำหรับการดูแลผู้ป่วย มีการเปลี่ยนแปลงเราประเมินการใช้ประโยชน์ในแปดแผนในการที่ไม่มีการเปลี่ยนแปลงในผลประโยชน์ที่ได้รับการทำในช่วง 2 ปีก่อนที่จะ copayments สำหรับการดูแลผู้ป่วยนอกเพิ่มขึ้นและในรอบแปดแผนการควบคุมพร้อมกัน. เพื่อตรวจสอบแนวโน้มแห่งชาติในโครงการเมดิแคร์ดูแลจัดการเราประเมิน การใช้ประโยชน์ในการวางแผนทุก 2 ปีหรือมากกว่าการมีส่วนร่วมในการประกันสุขภาพของรัฐบาล ท่ามกลางแผนในตัวอย่างนี้, การใช้ประโยชน์ของการดูแลผู้ป่วยในมีเสถียรภาพในช่วงปีการศึกษาในขณะที่การเข้าชมผู้ป่วยนอกประจำปีเพิ่มขึ้นโดยเฉลี่ย 4.7% ต่อปีระหว่างเดือนมกราคมปี 2001 และเดือนธันวาคม 2006 แนวโน้มเหล่านี้ในการใช้งานใกล้เคียงกันกับที่พบในการวางแผนการควบคุม . การวิเคราะห์ทั้งหมดถูกดำเนินการกับการใช้ซอฟต์แวร์ SAS รุ่น 9.2 ผลจะมีการรายงานที่มีสองด้านค่า P หรือช่วงความเชื่อมั่น 95% มหาวิทยาลัยบราวน์มนุษย์วิจัยสำนักงานคุ้มครองและคณะกรรมการความเป็นส่วนตัว CMS ได้รับการอนุมัติโปรโตคอลการศึกษา. ผลแผนกรณี copayments เพิ่มขึ้นสำหรับการเข้าชมการดูแลหลักโดย 95% (ช่วง interquartile, 50-150%) และ copayments เพิ่มขึ้นสำหรับการเข้าชมผู้เชี่ยวชาญ 74% (interquartile ช่วง 33 150%) ช่วง interquartile สำหรับค่าที่แน่นอนของการเพิ่มขึ้นเป็น $ 5 ถึง $ 10 สำหรับ copayments ดูแลหลักและ $ 5 ถึง $ 15 สำหรับ copayments ดูแลพิเศษ แบ่งปันค่าใช้จ่ายผู้ป่วยที่เพิ่มขึ้นทั้งในกรณีและแผนการควบคุมแม้ว่าจะเพิ่มขึ้นได้มากขนาดใหญ่ในกรณีที่แผน เมื่อเทียบกับผู้สมัครในการวางแผนควบคุม enrollees ในแผนกรณีที่มีแนวโน้มที่จะเป็นสีดำและอาศัยอยู่ในพื้นที่ที่มีรายได้ลดลงเล็กน้อยและสำเร็จการศึกษา (ตารางที่ 1TABLE 1 ร่วมกันต้นทุนและลักษณะผู้ลงทะเบียนในกรณีการควบคุมและประกันสุขภาพของรัฐบาลแผน..) เมื่อเวลาผ่านไป มีอยู่ใน
ใน ตอบสนองต่อการเพิ่มขึ้นอย่างรวดเร็วค่าใช้จ่ายในการดูแลสุขภาพหลาย บริษัท ประกันภาครัฐและเอกชนมีการเพิ่มส่วนแบ่งของผู้ป่วยของค่าใช้จ่ายในการดูแลผู้ป่วย copayment ทั่วไปสำหรับการเยี่ยมชมสำนักงานในนายจ้างตามแผนสุขภาพสองเท่าระหว่างปี 2001 และ 2,006.8 จำนวนการขยายตัวของโปรแกรมรัฐ Medicaid ได้แนะนำหรือยกแบ่งปันค่าใช้จ่ายผู้ป่วยนอกของพวกเขาสำหรับ enrollees.9 สัดส่วนของเมดิแคร์ enrollees ในแผนประกันสุขภาพที่ต้อง copayment ของมากขึ้น กว่า $ 15 สำหรับการเยี่ยมชมผู้ป่วยนอกเพิ่มขึ้น 0.3-24% สำหรับการเข้าชมการดูแลรักษาเบื้องต้นและจาก 1.2% มาอยู่ที่ 63% สำหรับการเข้าชมผู้เชี่ยวชาญระหว่างปี 1999 และ 2,003.10
หนึ่งความกังวลเกี่ยวกับต้อง copayments สำหรับการดูแลผู้ป่วยนอกที่พวกเขาอาจจะเป็นอุปสรรคของผู้ป่วยจากการได้รับการดูแลที่มีประสิทธิภาพผู้ป่วยนอกการแพทย์ ที่นำไปสู่การใช้งานที่มากขึ้นของหักล้างการดูแลผู้ป่วยในโรงพยาบาล ถ้าเป็นจริงแล้วการเพิ่มส่วนแบ่งของผู้ป่วยของค่าใช้จ่ายสำหรับการดูแลผู้ป่วยที่ไม่อาจลด (หรือแม้กระทั่งอาจเพิ่มขึ้น) การใช้จ่ายด้านการดูแลสุขภาพรวมและอาจส่งผลให้ผลลัพธ์ทางสุขภาพที่เลวร้ายยิ่ง ผู้ป่วยสูงอายุที่อาจจะสำคัญโดยเฉพาะการเสียค่าใช้จ่ายร่วมกันเพราะพวกเขามีรายได้ที่ต่ำกว่ามีแนวโน้มที่จะมีสุขภาพดีและมีการใช้จ่ายมากขึ้นออกมาจากกระเป๋าในการดูแลสุขภาพกว่า populations.11,12 nonelderly
มีการศึกษาไม่กี่อย่างน่าทึ่งของ ผลกระทบของการเพิ่ม copayments สำหรับการดูแลผู้ป่วยและแม้กระทั่งการศึกษาเหล่านี้ได้รับการ จำกัด เพราะพวกเขาได้รับการยกเว้น patients2 ผู้สูงอายุหรือมีการประเมินการเปลี่ยนแปลงที่เกิดขึ้นพร้อมกันในการแบ่งปันค่าใช้จ่ายสำหรับผู้ป่วยนอกและการดูแลตามใบสั่งแพทย์ drugs.12,13 ดังนั้นเราตรวจสอบผลกระทบของการเพิ่ม copayments สำหรับผู้ป่วยนอก ดูแลเกี่ยวกับการใช้การดูแลผู้ป่วยในโรงพยาบาลในกลุ่มที่มีขนาดใหญ่การศึกษาเป็นตัวแทนของชาติของเมดิแคร์ enrollees สูงอายุในแผนการดูแลจัดการ โดยใช้การออกแบบกึ่งทดลองเราเมื่อเทียบกับการเปลี่ยนแปลงระยะยาวในการใช้งานของผู้ป่วยนอกผู้ป่วยในการดูแลและอยู่ในแผนประกันสุขภาพของรัฐบาลที่เพิ่มขึ้น copayments สำหรับการดูแลผู้ป่วยที่มีแนวโน้มเกิดขึ้นพร้อมกันในการวางแผนการควบคุม - แผนประกันสุขภาพของรัฐบาลที่คล้ายกันซึ่งไม่ได้เปลี่ยนแปลง copayments ดูแลผู้ป่วย นอกจากนี้เรายังมุ่งมั่นที่ว่า copayments เพิ่มขึ้นสำหรับการดูแลผู้ป่วยที่มีผลกระทบที่แตกต่างกันในหมู่ผู้สมัครที่มีโรคเรื้อรัง enrollees สีดำและ enrollees จากพื้นที่ของสถานะทางเศรษฐกิจและสังคมที่ต่ำกว่า. วิธีแหล่งที่มาของข้อมูลและการศึกษาประชากรเราได้รับข้อมูลแต่ละระดับจากข้อมูลเมดิแคร์เฮลธ์แคร์ประสิทธิผลและสารสนเทศตั้ง (HEDIS) ดูแลโดยศูนย์การ Medicare และ Medicaid บริการ (CMS) สำหรับปี 2001 ผ่าน 2006 ข้อมูลเกี่ยวกับการเก็บรวบรวมข้อมูลรายละเอียดตัวแปรและการตรวจสอบ CMS สนับสนุนได้รับการเผยแพร่ previously.14,15 เราจับคู่ 97% ของ ข้อสังเกตในข้อมูล HEDIS ตั้งไปยังแฟ้มลงทะเบียนประกันสุขภาพของรัฐบาลในการกำหนดลักษณะทางประชากรของ enrollees. เราได้รับข้อมูลเกี่ยวกับผลประโยชน์รายเดือนแผนสุขภาพสำหรับแผนประกันสุขภาพของรัฐบาลทั้งหมดจาก 2001 ผ่าน 2006 จาก CMS ข้อมูลนี้รวมถึงความต้องการใช้งานร่วมกันค่าใช้จ่ายแผนของแต่ละคนสำหรับการเข้าชมผู้ป่วยนอกยาตามใบสั่งแพทย์และผู้ป่วยในโรงพยาบาล ที่จะได้รับข้อมูลเกี่ยวกับลักษณะแผนสุขภาพเราเชื่อมโยงข้อมูลเหล่านี้กับการแข่งขัน Interstudy database16 หรือติดต่อแผนประกันสุขภาพโดยตรง. เราวิเคราะห์ผลประโยชน์ให้กับแผนประกันสุขภาพของรัฐบาล 172 กว่า 1 ปีของการมีส่วนร่วมในการประกันสุขภาพของรัฐบาล จากตัวอย่างนี้เราระบุแผนการที่ 18 ระหว่างเดือนธันวาคมปี 2001 และมกราคม 2006 ยก copayments สำหรับการดูแลผู้ป่วยโดยไม่ต้องเสียค่าใช้จ่ายร่วมกันที่เพิ่มขึ้นสำหรับยาตามใบสั่งแพทย์ ต่อจากนี้เราหมายถึงแผนการเหล่านี้เป็นกรณีที่มีแผน. เราจับคู่เหล่านี้ 18 กรณีที่มีแผนจะ 18 แผนควบคุมที่มีการเปลี่ยนแปลงไม่ copayments สำหรับการดูแลผู้ป่วยหรือการรายงานข่าวของยาตามใบสั่งแพทย์ในช่วงปีที่เหมือนกันในการที่มีแผนร่วมกันต้นทุนที่เพิ่มขึ้น copayments สำหรับการดูแลผู้ป่วย แผนแต่ละกรณีได้รับการจับคู่กับแผนควบคุมบนพื้นฐานของภูมิภาคการสำรวจสำมะโนประชากรชนิดรูปแบบและสถานะภาษี หากแผนกรณีที่อาจจะมีการจับคู่กับสองคนหรือมากกว่าแผนควบคุมเราสุ่มเลือกหนึ่งของแผนควบคุม ถ้าทำตามแผนควบคุมถูกจับคู่กับแผนกรณีก็ไม่สามารถทำหน้าที่เป็นผู้ควบคุมแผนกรณีอื่น. หลังจากที่สังเกตสำหรับผลประโยชน์เมดิแคร์ที่อายุน้อยกว่า 65 ปีที่ได้รับการยกเว้นตัวอย่างการวิเคราะห์หลักของเรารวม 1,522,067 สังเกต 899,060 ได้รับผลประโยชน์ที่ได้รับ ลงทะเบียนเรียนในช่วงระยะเวลาตั้งแต่มกราคม 2001 ถึงเดือนธันวาคม 2006 ตัวแปรตัวแปรผลหลักสามมาตรการการใช้ประโยชน์ของการดูแลผู้ป่วยในโรงพยาบาล: จำนวนผู้ป่วยในการรับสมัครประจำปีของจำนวนวันที่ผู้ป่วยประจำปีและน่าจะเป็นของการใช้งานของการดูแลผู้ป่วยใด ๆ การใช้งานของการดูแลผู้ป่วยได้รับการกำหนดให้เป็นรวมทั้งโรงพยาบาลสำหรับทุกการดูแลผู้ป่วยทางการแพทย์และศัลยกรรม แต่ไม่รวมโรงพยาบาลสำหรับเงื่อนไขสุขภาพจิต นอกจากนี้เรายังมีการประเมินจำนวนการเข้าชมผู้ป่วยนอกประจำปี เราต่อปีอัตราการใช้ 13% ของการสังเกตจาก enrollees ที่เป็นสมาชิกของแผนของพวกเขาน้อยกว่า 12 เดือน. ตัวแปรอิสระหลักเป็นตัวแปรตัวบ่งชี้ว่าแผนสุขภาพเพิ่มขึ้น copayments สำหรับการดูแลผู้ป่วย, ตัวแปรตัวบ่งชี้เวลา (0 ใน ปีก่อนที่ copayments ถูกยก 1 ในปีหลังจาก) และระยะเวลาของการทำงานร่วมกันระหว่างทั้งสองตัวแปร. ตัวแปรอายุรวม (65-74 ปี, 75-84 ปีหรืออายุมากกว่า 84 ปี) เพศเชื้อชาติหรือ กลุ่มชาติพันธุ์ (สีดำ, สีขาว, หรืออื่น ๆ ), สัดส่วนของผู้ที่อายุ 65 ปีหรือมากกว่าที่อาศัยอยู่ในพื้นที่รหัสไปรษณีย์สมัครและมีรายได้ต่ำกว่าระดับความยากจนของรัฐบาลสัดส่วนของคนที่อายุ 65 ปีหรือมากกว่าที่เป็น อาศัยอยู่ในพื้นที่รหัสไปรษณีย์สมัครและได้เข้าเรียนที่วิทยาลัย (หรือไม่พวกเขาจบการศึกษา) และปีที่ตัวแปรวัด. การวิเคราะห์ทางสถิติเราใช้ความแตกต่างในความแตกต่างของวิธีการที่จะประเมินผลกระทบของการ copayments เพิ่มขึ้นสำหรับการดูแลผู้ป่วยใน การใช้บริการผู้ป่วยในและผู้ป่วยนอก วิธีการนี้บัญชีสำหรับแนวโน้มในโลกผลโดยการลบการเปลี่ยนแปลงการใช้ประโยชน์ในการวางแผนการควบคุมจากการเปลี่ยนแปลงที่เกิดขึ้นพร้อมกันในแผนการที่เพิ่มขึ้นร่วมกันค่าใช้จ่าย (ต่อจากนี้จะเรียกว่าเป็นความแตกต่างในความแตกต่างของประมาณการ). เราติดตั้งตัวแบบเชิงเส้นทั่วไปที่รวมตัวแปรอิสระ และตัวแปรที่อธิบายข้างต้น เรารวมตัวแปรตัวบ่งชี้สำหรับแผนสุขภาพบัญชีสำหรับการจัดกลุ่มของการสังเกตในแผนประกันสุขภาพและใช้ทั่วไปการประมาณสมการบัญชีสำหรับการสังเกตหลายหนึ่งผู้ลงทะเบียน แบบจำลองของเราจึงประมาณการค่าเฉลี่ยภายในแผนผลของ copayments เพิ่มขึ้นสำหรับการดูแลผู้ป่วย. เราใช้ส่วนเดียวแบบจำลองเชิงเส้นทั่วไปและการเชื่อมโยงกับตัวตน PROC GENMOD (SAS) .17,18 ผลของเราไม่เปลี่ยนแปลงประเมินโดยใช้สอง รูปแบบ -part (ซึ่งเป็นครั้งแรกคาดว่าน่าจะเป็นของการใช้งานของการดูแลในหมู่ enrollees ทั้งหมดใด ๆ แล้วประมาณการขนาดของการใช้ประโยชน์สำหรับคนผู้ที่ไม่ได้รับการบริการที่) โดยใช้การเชื่อมโยงเข้าสู่ระบบหรือไม่รวมข้อสังเกตจาก enrollees ที่เป็นสมาชิกแผนน้อย กว่า 12 เดือน ทุกรุ่นได้รับการถ่วงน้ำหนักด้วยจำนวนเดือนอาสาสมัครได้รับการคัดเลือกใน plan.17 ของพวกเขาในการบัญชีสำหรับทางออกของenrollees จากแผนประกันสุขภาพเรายังวิเคราะห์ข้อมูลสำหรับการศึกษาของอาสาสมัครที่ได้รับการคัดเลือกอย่างต่อเนื่องในแผนของพวกเขาและการประเมินรูปแบบการใช้งานพื้นฐาน ในหมู่ผู้ที่เดินออกมาจากแผนเมื่อเทียบกับบรรดาผู้ที่ยังคงอยู่ การวิเคราะห์นี้จะถูก จำกัด ให้ผู้ที่ได้รับการคัดเลือกในการวางแผนเป็นเวลาอย่างน้อย 9 เดือนและผู้ที่ไม่ได้ตายในช่วงปีก่อนที่เพิ่มขึ้น copayment. the เราแยกกันประมาณผลกระทบที่แตกต่างกันในความแตกต่างสำหรับการลงทะเบียนเรียนต่อเนื่องได้รับผลประโยชน์ในสามชั้นของพื้นที่ระดับ รายได้และการศึกษาสำหรับสามกลุ่มเชื้อชาติหรือชาติพันธุ์ (สีขาว, สีดำ, อื่น ๆ ) และสำหรับอาสาสมัครที่มีความดันโลหิตสูงโรคเบาหวานโรคกล้ามเนื้อหัวใจตายหรือในปีก่อนเพิ่มขึ้น copayment enrollees กับเงื่อนไขเหล่านี้ถูกระบุว่ามีการใช้ข้อมูลจำเพาะสำหรับ HEDIS มาตรการที่มีประสิทธิภาพของการดูแลที่เกี่ยวข้องกับความดันโลหิตสูงโรคเบาหวานและโรคกล้ามเนื้อหัวใจตายเฉียบพลัน. การตรวจสอบว่าผลของเรามีความไวต่อการรวมของหลายปีของข้อมูลก่อน copayments สำหรับการดูแลผู้ป่วย มีการเปลี่ยนแปลงเราประเมินการใช้ประโยชน์ในแปดแผนในการที่ไม่มีการเปลี่ยนแปลงในผลประโยชน์ที่ได้รับการทำในช่วง 2 ปีก่อนที่จะ copayments สำหรับการดูแลผู้ป่วยนอกเพิ่มขึ้นและในรอบแปดแผนการควบคุมพร้อมกัน. เพื่อตรวจสอบแนวโน้มแห่งชาติในโครงการเมดิแคร์ดูแลจัดการเราประเมิน การใช้ประโยชน์ในการวางแผนทุก 2 ปีหรือมากกว่าการมีส่วนร่วมในการประกันสุขภาพของรัฐบาล ท่ามกลางแผนในตัวอย่างนี้, การใช้ประโยชน์ของการดูแลผู้ป่วยในมีเสถียรภาพในช่วงปีการศึกษาในขณะที่การเข้าชมผู้ป่วยนอกประจำปีเพิ่มขึ้นโดยเฉลี่ย 4.7% ต่อปีระหว่างเดือนมกราคมปี 2001 และเดือนธันวาคม 2006 แนวโน้มเหล่านี้ในการใช้งานใกล้เคียงกันกับที่พบในการวางแผนการควบคุม . การวิเคราะห์ทั้งหมดถูกดำเนินการกับการใช้ซอฟต์แวร์ SAS รุ่น 9.2 ผลจะมีการรายงานที่มีสองด้านค่า P หรือช่วงความเชื่อมั่น 95% มหาวิทยาลัยบราวน์มนุษย์วิจัยสำนักงานคุ้มครองและคณะกรรมการความเป็นส่วนตัว CMS ได้รับการอนุมัติโปรโตคอลการศึกษา. ผลแผนกรณี copayments เพิ่มขึ้นสำหรับการเข้าชมการดูแลหลักโดย 95% (ช่วง interquartile, 50-150%) และ copayments เพิ่มขึ้นสำหรับการเข้าชมผู้เชี่ยวชาญ 74% (interquartile ช่วง 33 150%) ช่วง interquartile สำหรับค่าที่แน่นอนของการเพิ่มขึ้นเป็น $ 5 ถึง $ 10 สำหรับ copayments ดูแลหลักและ $ 5 ถึง $ 15 สำหรับ copayments ดูแลพิเศษ แบ่งปันค่าใช้จ่ายผู้ป่วยที่เพิ่มขึ้นทั้งในกรณีและแผนการควบคุมแม้ว่าจะเพิ่มขึ้นได้มากขนาดใหญ่ในกรณีที่แผน เมื่อเทียบกับผู้สมัครในการวางแผนควบคุม enrollees ในแผนกรณีที่มีแนวโน้มที่จะเป็นสีดำและอาศัยอยู่ในพื้นที่ที่มีรายได้ลดลงเล็กน้อยและสำเร็จการศึกษา (ตารางที่ 1TABLE 1 ร่วมกันต้นทุนและลักษณะผู้ลงทะเบียนในกรณีการควบคุมและประกันสุขภาพของรัฐบาลแผน..) เมื่อเวลาผ่านไป มีอยู่ใน
การแปล กรุณารอสักครู่..
ทฤษฎีเศรษฐศาสตร์และหลักฐานเชิงประจักษ์ว่า ผู้ป่วยจะใช้บริการสุขภาพน้อยลงเมื่อพวกเขาต้องจ่ายมากขึ้นสำหรับพวกเขา . 2 เพิ่ม copayment สำหรับการดูแลผู้ป่วยตัวอย่างเช่นได้รับการแสดงเพื่อลดจำนวนของการเข้าชมผู้ป่วยนอก 2-7
ในการตอบสนองที่เพิ่มขึ้นอย่างรวดเร็วค่าใช้จ่ายในการดูแลสุขภาพบริษัทภาครัฐและเอกชนมากมาย มีการเพิ่มขึ้นของผู้ป่วยส่วนแบ่งของค่าใช้จ่ายในการดูแลผู้ป่วยนอก . ทั่วไปเยี่ยมชมใน copayment สำหรับออฟฟิศนายจ้างตามแผนสุขภาพเป็นสองเท่าระหว่างปี 2001 และ 2006.8 ขยายจำนวนของรัฐ Medicaid โปรแกรมแนะนำ หรือยกค่าใช้จ่ายผู้ป่วยนอกสามารถ enrollees ของพวกเขา9 สัดส่วนของเมดิแคร์ enrollees ในแผนสุขภาพที่ต้องการ copayment มากกว่า $ 15 สำหรับคนไข้นอกเข้าชมเพิ่มขึ้นจาก 0.3 ถึง 24% สำหรับการเยี่ยมดูแลหลักและจาก 1.2% 63 % สำหรับผู้เข้าชมระหว่าง 1999 และ 2003.10
หนึ่งกังวลเกี่ยวกับมี copayments สำหรับสิงขรคือว่าพวกเขาอาจขัดขวางผู้ป่วยจากการได้รับงานที่มีประสิทธิภาพ การดูแลทางการแพทย์ามากขึ้น ซึ่งใช้การดูแลเฉียบพลันในโรงพยาบาล ถ้าเป็นงั้นจริง การเพิ่มของผู้ป่วยส่วนแบ่งของค่าใช้จ่ายสำหรับการดูแลผู้ป่วยนอกอาจไม่ลด ( หรืออาจจะเพิ่มการใช้จ่ายด้านการดูแลสุขภาพทั้งหมด ) และอาจส่งผลในผลสุขภาพแย่ลง ผู้ป่วยสูงอายุอาจจะโดยเฉพาะอย่างยิ่งไวต่อค่าใช้จ่ายร่วมกัน เพราะพวกเขามีรายได้ต่ำ มีแนวโน้มที่จะอยู่ในสุขภาพที่ไม่ดี
ในการตอบสนองที่เพิ่มขึ้นอย่างรวดเร็วค่าใช้จ่ายในการดูแลสุขภาพบริษัทภาครัฐและเอกชนมากมาย มีการเพิ่มขึ้นของผู้ป่วยส่วนแบ่งของค่าใช้จ่ายในการดูแลผู้ป่วยนอก . ทั่วไปเยี่ยมชมใน copayment สำหรับออฟฟิศนายจ้างตามแผนสุขภาพเป็นสองเท่าระหว่างปี 2001 และ 2006.8 ขยายจำนวนของรัฐ Medicaid โปรแกรมแนะนำ หรือยกค่าใช้จ่ายผู้ป่วยนอกสามารถ enrollees ของพวกเขา9 สัดส่วนของเมดิแคร์ enrollees ในแผนสุขภาพที่ต้องการ copayment มากกว่า $ 15 สำหรับคนไข้นอกเข้าชมเพิ่มขึ้นจาก 0.3 ถึง 24% สำหรับการเยี่ยมดูแลหลักและจาก 1.2% 63 % สำหรับผู้เข้าชมระหว่าง 1999 และ 2003.10
หนึ่งกังวลเกี่ยวกับมี copayments สำหรับสิงขรคือว่าพวกเขาอาจขัดขวางผู้ป่วยจากการได้รับงานที่มีประสิทธิภาพ การดูแลทางการแพทย์ามากขึ้น ซึ่งใช้การดูแลเฉียบพลันในโรงพยาบาล ถ้าเป็นงั้นจริง การเพิ่มของผู้ป่วยส่วนแบ่งของค่าใช้จ่ายสำหรับการดูแลผู้ป่วยนอกอาจไม่ลด ( หรืออาจจะเพิ่มการใช้จ่ายด้านการดูแลสุขภาพทั้งหมด ) และอาจส่งผลในผลสุขภาพแย่ลง ผู้ป่วยสูงอายุอาจจะโดยเฉพาะอย่างยิ่งไวต่อค่าใช้จ่ายร่วมกัน เพราะพวกเขามีรายได้ต่ำ มีแนวโน้มที่จะอยู่ในสุขภาพที่ไม่ดี
การแปล กรุณารอสักครู่..
ภาษาอื่น ๆ
การสนับสนุนเครื่องมือแปลภาษา: กรีก, กันนาดา, กาลิเชียน, คลิงออน, คอร์สิกา, คาซัค, คาตาลัน, คินยารวันดา, คีร์กิซ, คุชราต, จอร์เจีย, จีน, จีนดั้งเดิม, ชวา, ชิเชวา, ซามัว, ซีบัวโน, ซุนดา, ซูลู, ญี่ปุ่น, ดัตช์, ตรวจหาภาษา, ตุรกี, ทมิฬ, ทาจิก, ทาทาร์, นอร์เวย์, บอสเนีย, บัลแกเรีย, บาสก์, ปัญจาป, ฝรั่งเศส, พาชตู, ฟริเชียน, ฟินแลนด์, ฟิลิปปินส์, ภาษาอินโดนีเซี, มองโกเลีย, มัลทีส, มาซีโดเนีย, มาราฐี, มาลากาซี, มาลายาลัม, มาเลย์, ม้ง, ยิดดิช, ยูเครน, รัสเซีย, ละติน, ลักเซมเบิร์ก, ลัตเวีย, ลาว, ลิทัวเนีย, สวาฮิลี, สวีเดน, สิงหล, สินธี, สเปน, สโลวัก, สโลวีเนีย, อังกฤษ, อัมฮาริก, อาร์เซอร์ไบจัน, อาร์เมเนีย, อาหรับ, อิกโบ, อิตาลี, อุยกูร์, อุสเบกิสถาน, อูรดู, ฮังการี, ฮัวซา, ฮาวาย, ฮินดี, ฮีบรู, เกลิกสกอต, เกาหลี, เขมร, เคิร์ด, เช็ก, เซอร์เบียน, เซโซโท, เดนมาร์ก, เตลูกู, เติร์กเมน, เนปาล, เบงกอล, เบลารุส, เปอร์เซีย, เมารี, เมียนมา (พม่า), เยอรมัน, เวลส์, เวียดนาม, เอสเปอแรนโต, เอสโทเนีย, เฮติครีโอล, แอฟริกา, แอลเบเนีย, โคซา, โครเอเชีย, โชนา, โซมาลี, โปรตุเกส, โปแลนด์, โยรูบา, โรมาเนีย, โอเดีย (โอริยา), ไทย, ไอซ์แลนด์, ไอร์แลนด์, การแปลภาษา.
- Cyclone Nargis
- market segmentation
- Cyclone Nargis
- พักกายพักใจ
- พวกเราต้องทำงานร่วมกัน
- ยิ่งคิดยิ่งแค้น
- why did you comment on your own comment?
- เมื่อไม่นานมานี้ผู้เขียนได้มีโอกาสเดินทา
- ผงฟู
- Northern
- as the substructureis not only widely pr
- The protocol followed was proposed by wi
- ผู้คนหันมากินผลไม้มากขึ้น
- ฉันชอบสีดำ
- Access Point : Activated Deactivated
- รอยยิ้มของคุณเป็นยาวิเศษ
- ได้ยินเสียง
- คุณนับถือศาสนาอะไร
- She writes the address of her family hom
- หลังจากแยกย้ายกันกลับบ้าน Nara ก็ได้ไปส่
- 2) Transfer the homogenate to a 1.5-ml m
- Do not take anything valuable out.
- เสื่อมสภาพจากการใช้งาน
- independence
