陳敏輝 許文靜

衛(wèi)生資源配置的均等化,關(guān)乎廣大人民群眾基本衛(wèi)生服務(wù)的可及性與公平性，關(guān)乎社會的和諧與穩(wěn)定。關(guān)于我國衛(wèi)生資源配置均等化的研究，目前學(xué)者主要關(guān)注的是均等化程度的測度及其區(qū)域差異，對于衛(wèi)生資源配置非均等化現(xiàn)象背后的影響因素也主要是定性分析[1-3]，少有文獻(xiàn)定量分析。武力超等認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高對衛(wèi)生資源配置均等化有積極作用[4]；韓雪梅等認(rèn)為區(qū)域差異是影響甘肅省衛(wèi)生資源配置公平性的重要因素[5]。盡管有學(xué)者指出經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會影響衛(wèi)生資源配置的非均等化，但少有學(xué)者從經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域不平衡角度研究衛(wèi)生資源配置非均等化的影響因素。我國目前普遍存在著這樣的現(xiàn)象，經(jīng)濟(jì)條件好的地區(qū)，其醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)的發(fā)展也相對較好，而經(jīng)濟(jì)條件差的地區(qū)，其醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)的發(fā)展也相對落后?；诖?，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域不平衡極有可能導(dǎo)致衛(wèi)生資源配置的非均等化。本文將對此進(jìn)行實證檢驗，并深入分析其背后的經(jīng)濟(jì)學(xué)邏輯。

資料與方法

1.資料來源

本文相關(guān)數(shù)據(jù)來自于2006-2014年《中國衛(wèi)生和計劃生育統(tǒng)計年鑒》和《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》。由于直轄市與一般省份在衛(wèi)生資源配置非均等化水平以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域不平衡程度這兩個方面的可比性不強，而西藏的相關(guān)數(shù)據(jù)又缺失嚴(yán)重，因此本文只考慮除4個直轄市和西藏外大陸的26個省份。

2.研究方法

(1)各省衛(wèi)生資源配置非均等化水平的測度

每千人口衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)是衡量一個地區(qū)衛(wèi)生資源配置水平的重要指標(biāo)，因此可以用一個省所轄地級市的每千人口衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)的離散程度來衡量該省衛(wèi)生資源配置的非均等化水平。變異系數(shù)是衡量數(shù)據(jù)離散程度的一個常用統(tǒng)計量，由于其剔除了平均值大小不等的影響，因此可以用于比較兩組或多組數(shù)據(jù)的離散程度。事實上，我國已有學(xué)者使用變異系數(shù)測度各省的衛(wèi)生資源配置非均等化水平，如鄒文杰[6]和歐陽紅兵[3]等，但目前學(xué)者在計算一個省的衛(wèi)生資源配置非均等化水平時，使用的都是式(1)所示的普通的變異系數(shù)，忽視了該省所轄的各個地級市的人口規(guī)模的差異，這樣會低估人口規(guī)模較大的地級市對本省衛(wèi)生資源配置非均等化水平的貢獻(xiàn)度，而高估人口規(guī)模較小的地級市對本省衛(wèi)生資源配置非均等化水平的貢獻(xiàn)度。為克服普通變異系數(shù)的這種弊端，我們對式(1)進(jìn)行優(yōu)化，采用式(2)所示的人口加權(quán)的變異系數(shù)來測度我國各省的衛(wèi)生資源配置非均等化水平。

(1)

(2)

(2)各省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域不平衡程度測度

如果使用普通變異系數(shù)測度經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域不平衡程度，仍然會有使用普通變異系數(shù)測度衛(wèi)生資源配置非均等化水平時的弊端。為克服這一弊端，我們在測度我國各省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域不平衡程度時，仍然采用人口加權(quán)的變異系數(shù)，仿照式(2)，可以寫出式(3)所示的計算公式。另外，采用相同的計算方法也增強了二者在數(shù)值上的可比性。

(3)

(3)計量模型

經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域不平衡程度對衛(wèi)生資源配置非均等化水平的影響很可能存在門檻效應(yīng)，即在經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域不平衡程度的不同區(qū)間內(nèi)，其對衛(wèi)生資源配置非均等化水平的影響程度很可能是不同的。但人為地對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域不平衡程度劃分區(qū)間肯定會帶來偏誤，為避免這種偏誤，我們使用Hansen所發(fā)展的面板門檻回歸模型[7]，利用該模型可以根據(jù)樣本數(shù)據(jù)本身的特點來內(nèi)生地劃分區(qū)間,然后研究在經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域不平衡程度的不同區(qū)間內(nèi)，其對衛(wèi)生資源配置非均等化水平的影響?；谝陨戏治?，我們建立計量模型如下：

MIit=α0+α1EIit·I(EIit≤λ1)+α2EIit·I(λ1λn)+β1PHEit+β2MARit+β3POPit+β4ECOit+εit

(4)

其中，MIit為i省第t年的衛(wèi)生資源配置非均等化水平；EIit為i省第t年的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域不平衡程度，該變量為門限變量，I(·)為示性函數(shù)；PHEit為i省第t年的公共衛(wèi)生支出占GDP的比重；MARit為i省第t年的市場化程度，用個體、私營企業(yè)部門就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)的比重衡量；POPit為i省第t年的人口城鎮(zhèn)化水平，用城鎮(zhèn)人口數(shù)占總?cè)丝跀?shù)的比重衡量；ECOit為i省第t年總的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，用實際人均GDP衡量；λ1,λ2…λn為待估計的門檻值，α0,α1…αn,β1,β2,β3,β4為待估計的系數(shù)，εit為擾動項。

結(jié) 果

1.計量模型的估計結(jié)果

由于式(4)所示計量模型中的門檻值及其個數(shù)都是未知的，我們首先根據(jù)數(shù)據(jù)的特征，通過相應(yīng)的算法和程序，確定出可能的門檻個數(shù)及其值，然后使用F檢驗統(tǒng)計量，結(jié)合利用Bootstrap所計算出的P值和置信區(qū)間，按步驟對可能情況進(jìn)行顯著性檢驗，檢驗步驟為：分別對原假設(shè)“不存在門檻值(備擇假設(shè)：存在一個門檻值)”、“存在一個門檻值(備擇假設(shè)：存在兩個門檻值)”和“存在兩個門檻值(備擇假設(shè)：存在三個門檻值)”進(jìn)行顯著性檢驗，結(jié)果顯示，“不存在門檻值”和“存在一個門檻值”的F檢驗統(tǒng)計量分別為4.971和8.175，且P值均小于0.001，這說明應(yīng)該拒絕“不存在門檻值”和“存在一個門檻值”這兩種原假設(shè)，而原假設(shè)“存在兩個門檻值”的F檢驗統(tǒng)計量不顯著，因此存在更多門檻值的情況也就無需檢驗了，檢驗結(jié)束。通過上述過程，可以確定出門檻的個數(shù)為2，還可以估計出具體的門檻值，結(jié)果如表1所示。在門檻個數(shù)及其值確定后，我們采用Hansen的非線性最小二乘法[3]來估計系數(shù)α0,α1,α2,α3,β1,β2,β3,β4，結(jié)果如表2所示。

表1 門檻值的估計結(jié)果

表2 系數(shù)的估計結(jié)果

注：***、**和*分別代表在1%、5%和10%的水平上顯著。EI′、EI″和EI?分別代表位于[min(EI),0.297]、(0.297,0.763]和(0.763，max(EI)]時的經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域不平衡程度。

2．實證結(jié)果分析

從表1可以看出，兩個門檻值分別為0.297和0.763，這兩個門檻值可將經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域不平衡程度劃分為三個區(qū)間：[min(EI),0.297]、(0.297,0.763]和(0.763，max(EI)]，其中，min(EI)和max(EI)分別表示其最小值和最大值。通過分析樣本數(shù)據(jù)可得，位于這三個區(qū)間內(nèi)的樣本在總樣本中的占比分別為7.69%、85.90%和6.41%，這表明我國大部分省份在大部分年份內(nèi)其經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域不平衡程度都位于區(qū)間(0.297,0.763]內(nèi)。

從表2可以看出，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域不平衡程度的不同區(qū)間內(nèi)，其對衛(wèi)生資源配置非均等化水平的影響確實是不同的。當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域不平衡程度位于區(qū)間[min(EI),0.297]時，其系數(shù)估計值盡管為正，但并不顯著，即當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域不平衡程度較低時，其對衛(wèi)生資源配置非均等化水平的影響是不顯著的，這是因為當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域不平衡程度低到一定程度時，其不足以影響到衛(wèi)生資源配置的非均等化水平，但這種情況僅占7.69%。當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域不平衡程度位于區(qū)間(0.297,0.763]和(0.763，max(EI)]時，其系數(shù)估計值都在1%的水平上顯著為正，這說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域不平衡程度只要超過0.297這個門檻值，其對衛(wèi)生資源配置非均等化水平就會有顯著的正向影響，即隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域不平衡程度的上升，衛(wèi)生資源配置非均等化水平也會跟著上升，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域不平衡確實能夠引致衛(wèi)生資源配置的非均等化，且這種情況占到了92.31%。2015年《中國衛(wèi)生和計劃生育統(tǒng)計年鑒》的數(shù)據(jù)顯示，我國各類醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)的總收入中，醫(yī)療收入占83.12%，而財政補助收入僅占13.24%，如果一個地級市的醫(yī)療需求不足，其很多醫(yī)療機構(gòu)將難以維持下去，政府的財政補助畢竟是有限的。因此，一個地級市醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)的發(fā)展，很大程度上取決于本市居民的醫(yī)療需求，而本市居民的醫(yī)療需求又很大程度上取決于本市居民的收入水平[8]，本市居民的收入水平自然是由本市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r決定的。這樣，一般情況下，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地級市，其醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)的發(fā)展也會相對較好，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的地級市，其醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)的發(fā)展也會相對落后。因此，一個省所轄的地級市之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡將會引致地級市之間衛(wèi)生資源配置的非均等化。

從表2還可以看出，經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域不平衡程度位于區(qū)間(0.297,0.763]和(0.763，max(EI)]時，其系數(shù)估計值是不同的，分別為0.423和0.293，這說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域不平衡程度超過門檻值0.763時，其對衛(wèi)生資源配置非均等化水平的影響程度將會有所減弱。一方面，從微觀上看，盡管收入是影響醫(yī)療需求的一個重要因素，但收入增加到一定程度時，其對醫(yī)療需求的影響將會弱化，尤其是收入水平很高的人，收入增加不會對其醫(yī)療需求有任何影響，上升到宏觀上可得，盡管一個地級市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展會促進(jìn)其醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)的發(fā)展，但當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平達(dá)到一定高度時，其促進(jìn)作用將會有所弱化；另一方面，從微觀上看，低收入人群的醫(yī)療需求會受到抑制，但對于一些基本的醫(yī)療需求，他們即使是擠占其他消費，也會盡力去滿足，上升到宏觀上可得，當(dāng)一個地級市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低到一定程度時，其醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)的發(fā)展不會跟著一味地低下去，從以上兩方面的分析可得，一個省所轄的地級市之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡達(dá)到一定程度時，其對地級市之間衛(wèi)生資源配置的非均等化水平的影響將會有所減弱。

表2還列出了控制變量系數(shù)的估計結(jié)果，公共衛(wèi)生支出占GDP的比重代表的是政府這只“看得見的手”對醫(yī)療衛(wèi)生資源配置的調(diào)節(jié)能力，其系數(shù)估計值在5%的水平上顯著為負(fù)，說明政府的調(diào)節(jié)能力越強，衛(wèi)生資源配置越趨向均等。市場化程度的系數(shù)估計值在10%的水平上顯著為正，這是因為，盡管醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)屬于“事業(yè)”，但也難免會受到市場這只“看不見的手”的影響，它會把更多的醫(yī)療衛(wèi)生資源配置到經(jīng)濟(jì)條件好的地區(qū)，從而加重衛(wèi)生資源配置的非均等化水平。人口城鎮(zhèn)化水平的系數(shù)估計值在5%的水平上顯著為負(fù)，表明人口城鎮(zhèn)化水平越高的省份，其衛(wèi)生資源配置越趨向均等化。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的系數(shù)不顯著，即一個省的總的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對該省衛(wèi)生資源配置非均等化水平的影響是不顯著的，這表明衛(wèi)生資源配置并不會隨著總的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高而自動地趨向均等化。

需要指出的是，本文計算時使用的人口數(shù)據(jù)是“常住人口數(shù)”，對于常住人口大于戶籍人口的地級市，衛(wèi)生資源配置狀況會被低估，反之則會高估。這是因為，常住外來人口一般都是為務(wù)工經(jīng)商而來，一般都是身體健康者，況且大多數(shù)外來人口并沒有本地醫(yī)保，就醫(yī)時，尤其是在費用較多的情況下，很可能會回老家。但若使用“戶籍人口數(shù)”，一個地級市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平將會被高估或低估。在今后的研究中，需要進(jìn)一步優(yōu)化方法，盡可能使衛(wèi)生資源配置狀況和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的計算都不失真。

結(jié)論與建議

本文研究得出，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域不平衡是引起衛(wèi)生資源配置非均等化的一個深層次原因。因此，要想真正解決我國衛(wèi)生資源配置非均等化的問題，政府一方面要不斷深化醫(yī)療體制改革，加大對欠發(fā)達(dá)地區(qū)的衛(wèi)生投入，另一方面還要大力推進(jìn)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)的平衡發(fā)展，從更深層次上解決該問題。

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