陳志勇 韓韻格

(中南財經(jīng)政法大學(xué) 財政稅務(wù)學(xué)院，湖北 武漢 430073)

一、引言

2020年新冠肺炎疫情的爆發(fā)，使我國的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體系面臨嚴(yán)峻的考驗[1]。在此背景下，政府基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的充分性和均衡性引起了廣泛關(guān)注。保障基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給是政府應(yīng)對醫(yī)療衛(wèi)生需求、維護民眾基本健康權(quán)利的現(xiàn)實基礎(chǔ)。目前，隨著《全國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體系規(guī)劃綱要(2015—2020年)》(國辦發(fā)〔2015〕14號)《基本醫(yī)療衛(wèi)生與健康促進法》等一系列政策法規(guī)的制定和實施，政府在醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)管理中的主導(dǎo)作用不斷提升，促進了我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體系的發(fā)展[2]。然而，由于地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展水平以及公共支出偏好差異等方面的原因，基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的空間非均衡性特征依然凸顯[3](P187)。這種非均衡性不僅影響醫(yī)療衛(wèi)生資源的有效配置和政府應(yīng)對突發(fā)性公共衛(wèi)生事件的能力，而且有悖維護公平正義、建設(shè)“全民健康”社會的目標(biāo)。因此，以應(yīng)對疫情防控為契機，科學(xué)衡量我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給現(xiàn)狀，深入分析供給能力的地區(qū)差異、空間關(guān)聯(lián)以及動態(tài)演進等特征，具體把握其中的影響因素及作用方向，為完善我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體系、提高基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力及均等化水平提供依據(jù)，具有重要性和必要性。

二、文獻綜述

近年來，研究基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給問題的文獻大量涌現(xiàn)，現(xiàn)有研究主要從以下三個方面展開：(1)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力測度研究。諸多學(xué)者通過構(gòu)建供給能力評價指標(biāo)體系，借助熵權(quán)法[4]、因子分析法[5]、層次分析法[6]以及綜合評價法[7]等不同的研究方法，對我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力進行測度。戴明鋒從投入與產(chǎn)出角度構(gòu)建評價指標(biāo)體系[5]；胡洪曙從投入、產(chǎn)出和結(jié)果三個視角完善了基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給評價指標(biāo)體系，但結(jié)果類指標(biāo)設(shè)計僅體現(xiàn)了孕產(chǎn)婦、幼兒保健水平和疾病防控水平[3]。(2)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的動態(tài)演進研究?，F(xiàn)有文獻大多采用不同年份面板數(shù)據(jù)的比較分析法，直觀地考察基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的動態(tài)變化過程[4][8]。也有學(xué)者采用核密度估計對我國醫(yī)療衛(wèi)生支出水平的分布動態(tài)進行考察，揭示了醫(yī)療衛(wèi)生支出水平在位置、形態(tài)、延展性及極化程度方面隨時間變化的趨勢[9][10]。(3)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的空間差異及原因研究。已有文獻采用基尼系數(shù)法[3]、變異系數(shù)法[8]、收斂分析法[11]和泰爾指數(shù)法[12]等方法對我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的空間差異程度進行測度。研究發(fā)現(xiàn)，隨著經(jīng)濟社會的發(fā)展，我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力有所提升，地區(qū)間差異有所縮小，但仍存在空間非均衡特征，距離實現(xiàn)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)均等化目標(biāo)仍有較大差距。部分學(xué)者指出，各地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平差異與經(jīng)濟水平差異同步，地方經(jīng)濟發(fā)展水平的高低影響其供給能力的強弱[13][14][15]。辛沖沖等認(rèn)為地區(qū)間資源稟賦、經(jīng)濟規(guī)模、基礎(chǔ)設(shè)施、財政能力等方面的差異是導(dǎo)致基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)發(fā)展不均衡的主要因素[11]。高萍經(jīng)過探究發(fā)現(xiàn)地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力一方面受城鎮(zhèn)化率與人均消費支出水平的正向影響；另一方面則受人口密度的負(fù)向影響[4]。丁忠毅和譚雅丹指出合理劃分政府間基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)事權(quán)與支出責(zé)任是推進地區(qū)間基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)均衡發(fā)展的重要前提[16]。

現(xiàn)有研究盡管成果顯著，但仍存在一些薄弱領(lǐng)域：(1)對基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給評價指標(biāo)體系的設(shè)計相對簡單，產(chǎn)出類指標(biāo)的設(shè)計不夠合理，多數(shù)研究將屬于物力投入指標(biāo)的醫(yī)療機構(gòu)數(shù)和床位數(shù)作為產(chǎn)出類指標(biāo)；結(jié)果類指標(biāo)的設(shè)計不夠全面，無法充分體現(xiàn)婦女保健水平和居民健康水平，這會降低測度結(jié)果的準(zhǔn)確性。(2)現(xiàn)有研究多聚焦于醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的空間不均衡特征，而鮮有文獻對其分布動態(tài)及演進趨勢進行系統(tǒng)性考察，難以揭示供給能力的內(nèi)部動態(tài)特征，無法對其長期演變趨勢進行預(yù)測。(3)絕大多數(shù)文獻僅對我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的地區(qū)絕對差異程度進行對比分析，雖然較為簡單和直觀，卻難以具體揭示其相對差異性，更不能準(zhǔn)確判斷其差異的來源及其構(gòu)成。

與已有研究比較，本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在：第一，在原有研究的基礎(chǔ)上，優(yōu)化產(chǎn)出類的“門診及住院服務(wù)情況”和“醫(yī)生擔(dān)負(fù)工作量情況”等指標(biāo)并拓展結(jié)果類“婦女保健水平”和“居民健康水平”等指標(biāo)，從而豐富了評價指標(biāo)體系多維視角的內(nèi)容，提高了醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力測度結(jié)果的科學(xué)性和準(zhǔn)確性。第二，為有效預(yù)測供給能力的長期演進趨勢，本文基于動態(tài)角度揭示了醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的內(nèi)部空間關(guān)聯(lián)特征，采用核密度估計以及馬爾科夫鏈轉(zhuǎn)移概率矩陣分析我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的動態(tài)演進趨勢及規(guī)律，彌補了當(dāng)前文獻靜態(tài)研究較多，而動態(tài)分析相對不足的缺憾。第三，相較于絕對差異分析，本文側(cè)重于利用Dagum基尼系數(shù)分解法探索我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的空間相對差異程度，并運用面板回歸模型解析空間差異的來源，從而為政府針對性地制定相關(guān)政策提供依據(jù)。

三、研究設(shè)計

(一)指標(biāo)體系的構(gòu)建

《國務(wù)院關(guān)于印發(fā)“十三五”推進基本公共服務(wù)均等化規(guī)劃的通知》(國發(fā)〔2017〕9號)明確了“基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)”的范圍和內(nèi)容?！盎踞t(yī)療衛(wèi)生服務(wù)”包括“基本醫(yī)療服務(wù)”和“公共衛(wèi)生服務(wù)”兩大范疇，前者指疾病的診斷、治療和康復(fù)等服務(wù)，后者則包括疾病預(yù)防控制、婦幼保健、健康教育等內(nèi)容。本文根據(jù)“基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)”的內(nèi)涵，遵循系統(tǒng)性、客觀性及可行性原則，在借鑒胡洪曙等相關(guān)研究的基礎(chǔ)上[3](P187—190)，對既有指標(biāo)進行拓展和優(yōu)化。一方面，將“醫(yī)療機構(gòu)數(shù)”和“床位數(shù)”作為物力投入指標(biāo)歸在投入類指標(biāo)體系中，選擇“門診及住院服務(wù)情況”和“醫(yī)生擔(dān)負(fù)工作量情況”等指標(biāo)作為產(chǎn)出類指標(biāo)；另一方面，拓展結(jié)果類指標(biāo)“婦女保健水平”和“居民健康水平”等，建立更為全面、合理的“基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力評價指標(biāo)體系”，如表1所示。該指標(biāo)體系的構(gòu)建考慮了以下因素：第一，基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力評價指標(biāo)體系是對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的投入、產(chǎn)出與結(jié)果所作的多維度綜合考量，投入類指標(biāo)應(yīng)反映政府為醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)所提供的各類資源，不僅包括財力投入，還應(yīng)包括物力投入和人力投入；產(chǎn)出類指標(biāo)應(yīng)反映醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的供給狀況，從“門診及住院服務(wù)情況”和“醫(yī)生擔(dān)負(fù)工作量情況”兩大層面體現(xiàn)；結(jié)果類指標(biāo)應(yīng)反映政府提供醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)所要實現(xiàn)的基本目標(biāo)，體現(xiàn)為醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給所取得的主要績效，如婦女保健水平、幼兒保健水平、疾病防控水平、居民健康水平等。第二，評價指標(biāo)體系應(yīng)具有客觀性和可量化性，避免因群體(個人)的主觀感受而影響對基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的客觀判斷。第三，評價指標(biāo)體系中各指標(biāo)所需的原始數(shù)據(jù)是可獲取的，均來自于統(tǒng)計年鑒和相關(guān)政府部門公布的數(shù)據(jù)。

表1 基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力評價指標(biāo)體系

(二)研究方法

1.基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的動態(tài)演進分析

(1)核密度估計法。為了直觀、生動地揭示我國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力隨時間變化的分布形態(tài)，本文運用核密度估計圖刻畫考察期內(nèi)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的動態(tài)演進過程。核密度估計常見于空間非均衡分析中，主要通過平滑的峰值函數(shù)對樣本的概率密度進行近似估計，進而生成連續(xù)的密度曲線以考察變量的分布位置、形態(tài)、延展性以及極化程度隨時間變化的趨勢[9]。通過對比不同時期的分布曲線圖，可分析我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的動態(tài)特征，整體位置的變化趨勢反映醫(yī)療衛(wèi)生供給能力的高低，主峰高度和寬度的變化反映省份間供給能力絕對差異的變化趨勢，分布形態(tài)的延展性可考察供給能力高的省份與供給能力低的省份間的差距，波峰的數(shù)量可說明供給能力的極化程度。其基本原理如下：

假定隨機變量獨立同分布，F(xiàn)(x)為其概率密度函數(shù)，如式(1)所示：

(1)

式(1)中，n為觀測期內(nèi)樣本個數(shù)，α表示平均值，Xi表示獨立同分布的觀測值，h表示帶寬，K(*)表示核函數(shù)。為了提高估計結(jié)果的精度，在進行核密度估計時應(yīng)盡量選擇較小帶寬。

(2)馬爾科夫鏈分析法。由于核密度估計圖無法反映地區(qū)內(nèi)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力高低間相對位置的變動及變動的可能性，本文引入傳統(tǒng)馬爾科夫鏈分析法來探索不同供給水平下各省(市、自治區(qū))醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的內(nèi)部動態(tài)發(fā)展趨勢[17]。首先，將觀測期內(nèi)我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力劃分為N種類型(狀態(tài))，構(gòu)造N × N 的狀態(tài)轉(zhuǎn)移概率矩陣，測算每種類型的概率分布和變化情況，以此探究考察期內(nèi)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的動態(tài)轉(zhuǎn)移趨勢和規(guī)律，并根據(jù)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力類型的提高、不變和降低來分析轉(zhuǎn)移的方向。假設(shè)Pxy表示某地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力從t年的狀態(tài)x轉(zhuǎn)移為t+1年的狀態(tài)y的概率，可采用極大似然估計法來計算，即Pxy=nxy/nx,其中nxy表示在觀測期內(nèi)由初始時期t年狀態(tài)x轉(zhuǎn)移到下一時期t+1年狀態(tài)y的省份數(shù)量，nx表示在觀測期內(nèi)屬于狀態(tài)x的省份數(shù)量，且滿足：

∑yPxy=∑yP{Xn+1=y/Xn=x}=1

(2)

然而，傳統(tǒng)馬爾科夫鏈分析法無法揭示空間因素對基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力動態(tài)轉(zhuǎn)移的影響，需要運用空間馬爾科夫鏈展開進一步分析?？臻g馬爾科夫鏈分析法是在傳統(tǒng)馬爾科夫鏈模型中引入“空間滯后”這一概念，考察地理空間因素對本地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力轉(zhuǎn)移概率的影響，揭示觀測對象的時空演變趨勢與地理空間因素之間的內(nèi)在聯(lián)系。具體方法是借助空間權(quán)重矩陣，將傳統(tǒng)馬爾可夫鏈轉(zhuǎn)移概率矩陣N×N分解為N個N×N的轉(zhuǎn)移概率矩陣。某地區(qū)在t年的空間滯后類型為N，則Pxy(N)表示為該地區(qū)由t年狀態(tài)x轉(zhuǎn)移到t+1年狀態(tài)y的空間轉(zhuǎn)移概率。為檢驗地理空間因素對本地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的影響是否顯著，本文利用卡方檢驗進行驗證。其公式為：

(3)

2.基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的空間差異及成因分析

(1)Dagum基尼系數(shù)及分解方法。本文采用Dagum(1997)提出的基尼系數(shù)及其按子群分解方法對我國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的地區(qū)差異進行分析。與傳統(tǒng)泰爾指數(shù)測算方法相比，此方法不僅能夠科學(xué)測度基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力地區(qū)總體差異的大小，還能將總體差異分解為地區(qū)內(nèi)差異和地區(qū)間差異，并有效解決觀測樣本之間存在的交叉重疊問題，從而準(zhǔn)確識別我國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力地區(qū)差異的來源[18]。其計算公式如下:

(4)

式(4)中，n表示考察期內(nèi)樣本總數(shù)，k表示地區(qū)個數(shù)，nj、nh分別表示j、h所在地區(qū)內(nèi)的省份個數(shù)，γ表示地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的平均水平，xji、xhr分別表示j、h所在地區(qū)各省份的基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力。根據(jù)分解思路，G=Gnb+Gw+Gt，Gnb表示j地區(qū)與h地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的差異，即地區(qū)間差異貢獻程度；Gw表示j地區(qū)或h地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的差異，即地區(qū)內(nèi)差異貢獻程度；Gt表示地區(qū)間基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力交叉影響的剩余項，即超變密度貢獻程度。

(2)面板回歸分析。為了進一步分析影響基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給空間差異的主要因素，本文將我國31個省(市、自治區(qū))的基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給指數(shù)作為因變量，將政府本級財力、轉(zhuǎn)移支付水平、財政分權(quán)度、城鎮(zhèn)化率、對外開放程度和人口密度作為自變量，對基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給空間差異的影響因素進行顯著性檢驗[19]?；貧w模型設(shè)定如下：

(5)

式(5)中，i表示省份(i=1，2，3，…，N)，t表示時間(t=1，2，3，…，T)，αi為橫截項，εit為隨機干擾項；Yit作為因變量，表示全國各省(市、自治區(qū))基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給指數(shù)；Xit作為自變量，包括財政分權(quán)度、政府本級財力、轉(zhuǎn)移支付水平、城鎮(zhèn)化率、對外開放程度和人口密度等解釋變量，n為自變量個數(shù)(n=1，2，3，…，N)。

(三)數(shù)據(jù)來源與變量說明

1.數(shù)據(jù)來源。本文考察對象為2007～2018年我國省級區(qū)劃層面的面板數(shù)據(jù)。由于政府收支科目在2007年進行了調(diào)整，為了保持?jǐn)?shù)據(jù)統(tǒng)計口徑的一致性，所以考察期限起始于2007年。原始數(shù)據(jù)來自《中國衛(wèi)生健康統(tǒng)計年鑒》和《中國財政年鑒》。由于原始數(shù)據(jù)的量綱不同，需先對其進行標(biāo)準(zhǔn)化處理。本文運用熵值法和綜合加權(quán)法對無量綱化處理后的數(shù)據(jù)進行計算，得到我國31個省(市、自治區(qū))基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給指數(shù)。在面板回歸分析中，考慮到面板數(shù)據(jù)可能存在的非平穩(wěn)和非線性等問題對統(tǒng)計結(jié)果的影響，對涉及的變量取自然對數(shù)，相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。為衡量基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力地區(qū)差異，根據(jù)國家統(tǒng)計局的劃分標(biāo)準(zhǔn)，將我國劃分為東、中、西三大地區(qū)。

表2 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

2.變量說明。既有研究發(fā)現(xiàn)影響我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給空間差異的因素主要有：政府財力水平、財政體制與政策因素、經(jīng)濟發(fā)展水平和居民需求程度[4][8]。本文選取以下變量作為主要影響因素：(1)政府本級財力，由地方人均財政收入衡量。該變量代表地方政府財力水平，財政實力越雄厚，對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的投入會越多，越能促進醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的提升[20]。(2)轉(zhuǎn)移支付水平，由中央補助與地方上解之差除以地區(qū)常住人口進行衡量。該變量可反映政府間財政轉(zhuǎn)移支付政策的實施情況，影響地方政府的財力水平[4]。(3)財政分權(quán)度，用地方政府一般公共預(yù)算收入與其一般公共預(yù)算支出的比值來表示。該變量可代表財政體制因素，反映政府收入與支出的分配情況，在一定程度上影響地方醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平[21]。(4)城鎮(zhèn)化率，用各省份城鎮(zhèn)人口與年末常住人口的比重來反映。該變量體現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展水平，城鎮(zhèn)化的推進有利于醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平的提升[20]。(5)對外開放程度，用該地區(qū)進出口總額占當(dāng)?shù)谿DP的比重來衡量。該變量可反映地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展?fàn)顩r與前景，在一定程度上影響醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平[11]。(6)人口密度，用每平方千米內(nèi)的常住人口數(shù)表示。該變量可反映轄區(qū)人口集聚情況，人口分布越密集，對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的需求則越大，越有利于促進醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的提升[19]。

四、基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的動態(tài)演進

(一)核密度估計動態(tài)特征分析

為了獲取我國地區(qū)間基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力絕對差異的動態(tài)信息，本文采用高斯核函數(shù)進行核密度估計，對不同時期基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的分布位置、態(tài)勢、延展性以及極化趨勢進行考察，以便深入探究其分布動態(tài)特征。為確保核密度非參數(shù)估計結(jié)果的精準(zhǔn)性，本文選取2007年、2010年、2013年、2016年和2018年的供給指數(shù)作為觀測樣本，具體估計結(jié)果如圖1所示。

圖1 我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的分布動態(tài)

1.全國層面的分布動態(tài)。圖1(a)描繪了全國各地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的動態(tài)演進趨勢。在觀測期內(nèi)，全國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的分布動態(tài)呈現(xiàn)如下特征：第一，供給指數(shù)的核密度分布曲線中心位置隨著年份的增加整體向右側(cè)移動，說明我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力在觀測期內(nèi)由低水平向高水平演進。第二，從分布曲線的波峰態(tài)勢來看，供給指數(shù)的主峰峰值呈波動下降趨勢，且曲線寬度表現(xiàn)為先變寬后略微收窄的變化過程，這意味著我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)總體供給能力的離散程度有所上升，其絕對差異隨著時間的推移呈擴大態(tài)勢。第三，從分布曲線的延展性得知，供給指數(shù)存在明顯右拖尾現(xiàn)象，延展性呈現(xiàn)先拓寬后收窄趨勢，表明我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力高的省份(北京、上海)與供給能力低的省份(西藏、云南)之間的差距在觀測期內(nèi)有所縮小。第四，從極化趨勢來看，供給指數(shù)的波峰數(shù)量呈“多峰—一主一側(cè)雙峰—多峰—不明顯雙峰”的變化過程，這意味著我國各省份基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力具有一定的梯度效應(yīng)，存在兩極或多極分化特征，但分化趨勢在觀測期內(nèi)逐漸弱化，最終呈現(xiàn)微弱的兩極分化現(xiàn)象?？傮w而言，隨著經(jīng)濟社會的全面發(fā)展，我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力有了明顯提升，但供給能力高的省份與供給能力低的省份之間的差距仍然存在，短期內(nèi)難以達到均衡。

2.地區(qū)層面的分布動態(tài)。圖1(b)、(c)、(d)分別描述了觀測期內(nèi)東、中、西部地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的動態(tài)演進特征。觀察可知：首先，東、中、西部地區(qū)供給指數(shù)分布曲線的中心位置隨著時間的推移均呈顯著右移趨勢，表明在觀測期內(nèi)地區(qū)內(nèi)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力不斷提升。其次，從分布曲線的波峰形態(tài)來看，東部地區(qū)供給指數(shù)的主峰高度呈波動上升趨勢，且曲線寬度呈微弱收窄態(tài)勢，這意味著東部地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的絕對差異隨著時間的推移而逐漸縮小。中部地區(qū)主峰高度波動較大，總體高度略微下降，曲線寬度呈“大幅收窄—逐漸變寬”的變化過程，表明中部地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的絕對差異在觀測期內(nèi)呈擴大趨勢。西部地區(qū)分布曲線的波峰高度有所下降，波峰寬度略微增大，意味著西部地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的絕對差異在觀測期內(nèi)呈上升趨勢。再次，觀察分布曲線的延展性可知，東部地區(qū)分布曲線的右拖尾現(xiàn)象顯著，延展性逐漸收窄，表明東部地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力高的省份與供給能力低的省份之間的差異有所縮小。中西部地區(qū)分布曲線則不存在顯著右拖尾現(xiàn)象，延展性均呈小幅拓寬趨勢，意味著中西部地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力高的省份發(fā)展較快，供給能力低的省份發(fā)展較慢，兩者之間差距有所擴大。最后，觀察極化趨勢可知，東部地區(qū)分布曲線在考察期內(nèi)出現(xiàn)雙峰格局，隨著時間的推移，側(cè)峰曲線逐漸平緩，表明東部地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力存在兩極分化趨勢，但分化格局逐漸弱化。中部地區(qū)分布曲線在觀測期內(nèi)由多峰格局演變?yōu)殡p峰格局，最終形成單峰狀態(tài)，說明中部地區(qū)隨著時間的推移不存在梯度效應(yīng)，各省份之間的基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力正向均衡發(fā)展的方向轉(zhuǎn)變。西部地區(qū)分布曲線在考察期內(nèi)由雙峰格局演變?yōu)閱畏甯窬?，表明此地區(qū)隨著時間的演進極化現(xiàn)象逐漸消失，基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的均衡化程度有所提高。

(二)馬爾科夫鏈動態(tài)特征分析

1.傳統(tǒng)馬爾科夫鏈動態(tài)特征分析。核密度估計法只能簡單直觀地刻畫我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的時間變化走勢，并不能深刻反映其內(nèi)在的分布動態(tài)趨勢與特征。為了研究各地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的動態(tài)轉(zhuǎn)移趨勢，本文采用傳統(tǒng)馬爾科夫鏈分析方法，將2007～2018年間31個省(市、自治區(qū))基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力按照四分位點劃分為四種不同類型的區(qū)域：I表示低水平(<25%)、II表示中低水平(25%～50%)、III表示中高水平(50%～75%)、IV表示高水平(>75%)，據(jù)此，測算我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力狀態(tài)轉(zhuǎn)移的概率矩陣，結(jié)果如表3所示。

表3 中國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的傳統(tǒng)馬爾可夫鏈轉(zhuǎn)移概率矩陣

表3對角線上的元素表示地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的狀態(tài)類型未發(fā)生轉(zhuǎn)移的概率，反映該地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力演變的穩(wěn)定性，而非對角線上的元素則表示地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力在不同狀態(tài)類型之間發(fā)生轉(zhuǎn)移的概率，據(jù)此得出基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力在未考慮地理空間因素下的動態(tài)演變特征：(1)我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力在考察期內(nèi)尚未達到穩(wěn)定階段，不具有維持原有狀態(tài)的穩(wěn)定性。因為對角線上的概率并非總是大于非對角線上的概率，類型I、II、III、IV維持原有狀態(tài)的概率依次為43.18%、35.06%、63.64%和100%，類型I向類型II轉(zhuǎn)移的概率為45.45%，類型II向類型III轉(zhuǎn)移的概率為54.55%，類型III向類型IV轉(zhuǎn)移的概率為36.36%。(2)我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力總體呈現(xiàn)低水平向高水平轉(zhuǎn)移的顯著性趨勢。具體而言，類型II和類型III向上轉(zhuǎn)移的概率分別為54.55%和36.36%，均大于各自向下轉(zhuǎn)移的概率0，表明在考察期內(nèi)各地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力不斷提高的可能性更大。(3)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力存在跨越式轉(zhuǎn)移的可能。類型I跨越式轉(zhuǎn)移到類型III和類型IV的概率分別為10.23%、1.14%，類型II跨越式轉(zhuǎn)移到類型IV的概率為10.39%，表明基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的轉(zhuǎn)移不止發(fā)生在對角線兩側(cè)，存在跳級轉(zhuǎn)移的情況，但跨越式轉(zhuǎn)移的概率較低。

2.空間馬爾科夫鏈動態(tài)特征分析。傳統(tǒng)馬爾可夫鏈概率轉(zhuǎn)移矩陣在反映我國各地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力動態(tài)轉(zhuǎn)移特征時，將各地區(qū)看作獨立的單元，沒有考慮周圍鄰接類型對其轉(zhuǎn)移的影響，而基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的向上或向下轉(zhuǎn)移在空間上并不是孤立的。因此，有必要在傳統(tǒng)馬爾可夫鏈概率轉(zhuǎn)移矩陣的基礎(chǔ)上，將地理空間因素引入研究范圍，構(gòu)建空間馬爾可夫鏈概率轉(zhuǎn)移矩陣，考察在空間滯后影響下我國2007～2018年基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的動態(tài)空間演進趨勢。類型劃分標(biāo)準(zhǔn)同上，測算結(jié)果如表4所示。

從表4可知，空間效應(yīng)對我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的影響主要體現(xiàn)為：(1)地理空間因素對我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力各類型間的動態(tài)轉(zhuǎn)移具有較為顯著的影響。當(dāng)不考慮地理空間因素時，類型I向類型II轉(zhuǎn)移的概率為45.45%；當(dāng)考慮地理空間因素時，類型I向類型II轉(zhuǎn)移的概率依次為20.51%、61.29%、60%和87.5%。因此，將地理空間因素納入我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的動態(tài)演變趨勢分析中是十分必要的。(2)除類型IV之外，基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力在同一類型中的穩(wěn)定性會根據(jù)鄰接類型的不同而存在明顯差異。對于類型I而言，其在鄰接類型I、II、III、IV中穩(wěn)定性概率依次為71.79%、25.81%、20%和0；對于類型II而言，其在鄰接類型I、II、III、IV中穩(wěn)定性概率依次為72.73%、40.63%、17.65%和0；對于類型III而言，其在鄰接類型I、II、III、IV中穩(wěn)定性概率依次為85.71%、75%、56.82%和20%。此結(jié)果表明在考慮地理空間因素后，基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力在類型I、II、III中的穩(wěn)定性會隨著鄰接類型的提高而變差。(3)鄰接地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的提高可以提高本地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力向上轉(zhuǎn)移的概率。在考慮地理空間因素的影響下，與供給能力較高的地區(qū)為鄰，其向上轉(zhuǎn)移的概率絕大部分會增大，比如當(dāng)觀測類型為III時，隨著鄰接類型的提高，其向上轉(zhuǎn)移的概率分別為14.29%、25%、43.18%和80%。此結(jié)果表明基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力較高的地區(qū)對鄰接地區(qū)具有正向溢出效應(yīng)，一定程度上存在俱樂部趨同的現(xiàn)象。這是因為高水平地區(qū)經(jīng)濟較發(fā)達、醫(yī)療設(shè)施較為完善、醫(yī)務(wù)人員水平較高，且政府對民生問題較為重視，有較充足的財力作支撐[11]，從而這些省份基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給結(jié)構(gòu)較為均衡，供給能力維持在較高水平，對相鄰地區(qū)形成正向輻射帶動作用。

表4 中國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的空間馬爾可夫鏈轉(zhuǎn)移概率矩陣

五、基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的空間差異及原因分析

(一)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的空間差異

為探究我國地區(qū)間基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力相對差異的大小及其來源，本文根據(jù)Dagum基尼系數(shù)對觀測期內(nèi)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的地區(qū)差異進行測算與分解，計算結(jié)果如表5所示。

表5 基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的地區(qū)基尼系數(shù)及分解結(jié)果

從總體差異演變來看，我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的基尼系數(shù)在考察期內(nèi)整體呈趨穩(wěn)下降態(tài)勢。具體而言，總體基尼系數(shù)由2007年的0.1486降至0.0770。降幅高達48.18%，說明2007～2018年間我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的總體地區(qū)差異不斷縮小，均衡程度相應(yīng)提高。究其原因，應(yīng)得益于近年來國家制定的“基本公共服務(wù)均等化”“健康中國”“醫(yī)療衛(wèi)生體制改革”等政策與制度的制定和有效實施，政府對公共醫(yī)療衛(wèi)生的財政投入力度不斷增強，使基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的公平性和可及性有所提高[11]。盡管如此，總體基尼系數(shù)還是偏高，空間差異仍有縮小的潛力，仍需加快推進基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)均等化進程，以滿足人民群眾日益增長的健康需求。從地區(qū)內(nèi)差異演變來看，東、中、西地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的基尼系數(shù)均呈現(xiàn)波動下降的演變趨勢，表明東、中、西部地區(qū)的區(qū)內(nèi)供給能力差異在考察期內(nèi)逐漸縮小，均等化程度明顯提升。具體來看，東部地帶基尼系數(shù)由2007年的0.1794下降為0.0763，降幅高達57.47%；2018年中部地帶基尼系數(shù)相比于2007年下降了0.0150，降幅為26.93%；西部地帶基尼系數(shù)由2007年的0.0613下降為0.0447，降幅為27.08%。東部地區(qū)降幅最大，西部區(qū)域次之，中部地區(qū)降幅最小。東、中、西地區(qū)基尼系數(shù)的均值排序從大到小依次為東部(0.1113)、西部(0.060)、中部(0.0444)，這意味著地區(qū)差異最大的為東部地區(qū)，西部次之，中部最小。從地區(qū)間差異來看，東、中、西地區(qū)間的基尼系數(shù)演變趨勢在觀測期內(nèi)均以波動下降為主。東部和中部地區(qū)間基尼系數(shù)由2007年的0.1874下降為0.0956，降幅達48.99%；2018年東部和西部地區(qū)間基尼系數(shù)相比于2007年降低了0.1026，降幅為48.37%；中部和西部地區(qū)間基尼系數(shù)由2007年的0.0652下降為0.0452，降幅為30.67%。由此說明，東、中、西地區(qū)的供給能力地區(qū)間差異在觀測期內(nèi)不斷縮小。通過地區(qū)間均值排序可知，東部和西部地區(qū)值最大(0.1578)，其次是東部和中部地區(qū)(0.1207)，中部和西部地區(qū)值最小(僅為0.0656)，表明東部和西部地區(qū)、東部和中部地區(qū)之間差異較大，中部和西部地區(qū)之間差異較小。

基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力總體差異的貢獻率包括地區(qū)內(nèi)貢獻率、地區(qū)間貢獻率和超變密度貢獻率，其中超變密度貢獻率是指不同地區(qū)之間的交叉重疊對總體差異的影響。在考察期內(nèi)，我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力總體差異的地區(qū)內(nèi)貢獻率呈波動下降趨勢，而地區(qū)間貢獻率和超變密度貢獻率均表現(xiàn)為波動上升的演變態(tài)勢。由表5可以看出，貢獻率占比較大的為地區(qū)間差距，比重均在65%以上，遠高于地區(qū)內(nèi)貢獻率和超變密度貢獻率，表明我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的地區(qū)差距主要由地區(qū)間差距引起。而地區(qū)內(nèi)貢獻率和超變密度貢獻率占比較小，其中超變密度貢獻率占比均不足9%，由此可知，地區(qū)內(nèi)差異和不同地區(qū)之間的交叉重疊現(xiàn)象不是影響總體差異的關(guān)鍵因素。

(二)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給空間差異的原因分析

為探尋影響基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給空間差異的關(guān)鍵因素，本文根據(jù)回歸模型(5)的研究思路，采用隨機效應(yīng)模型、固定效應(yīng)模型和混合最小二乘回歸模型對各影響因素進行回歸分析并進行穩(wěn)健性檢驗，以考察各因素與醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力之間的關(guān)聯(lián)度，回歸結(jié)果如表6所示。由Breusch-Pagan-Lagrange乘數(shù)檢驗結(jié)果可知，隨機效應(yīng)模型優(yōu)于混合最小二乘回歸模型；由F檢驗結(jié)果可知，隨機效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型優(yōu)于混合最小二乘回歸模型；由Hausman檢驗可知，隨機效應(yīng)模型優(yōu)于固定效應(yīng)模型。因此，本文應(yīng)在隨機效應(yīng)模型估計結(jié)果的基礎(chǔ)上分析異質(zhì)性因素的影響。

表6 中國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力影響因素的回歸分析

由表6可知，異質(zhì)性因素對基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力產(chǎn)生了不同的影響。政府本級財力對基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力存在顯著的正向影響，當(dāng)政府本級財力提高1%時，基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力將提高8.564%。地方政府本級財力越雄厚，越能為醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給提供更多的財力支持[20]。政府間財政轉(zhuǎn)移支付對基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力具有顯著的正向影響，當(dāng)轉(zhuǎn)移支付水平提高1%時，基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力將提高2.070%。加大對落后地區(qū)的財政轉(zhuǎn)移支付力度能夠調(diào)節(jié)地方政府財力，緩解地區(qū)間由于財力及醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給成本差異所導(dǎo)致的不均等問題[21]。財政分權(quán)度對基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力存在顯著負(fù)向效應(yīng)，這意味著我國現(xiàn)行的財政分權(quán)體制是影響醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給空間差異的重要因素，在一定程度上抑制了基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的有效供給。財政分權(quán)對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的負(fù)向影響主要表現(xiàn)在：財政分權(quán)實施的結(jié)果是地方政府承擔(dān)過多的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)支出責(zé)任，易使地方政府陷入收支困境，造成醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力不足[21]。城鎮(zhèn)化率對基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力存在顯著正向驅(qū)動效應(yīng)，當(dāng)城鎮(zhèn)化率提高1%時，基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力將提高28.749%，這說明城鎮(zhèn)化的推進會促進轄區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展，進而對該地區(qū)政府的財力水平產(chǎn)生正向影響，從而促進其醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的提高[13]。對外開放程度對基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力存在負(fù)向效應(yīng)，當(dāng)對外開放程度提高1%時，基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力則會降低1.603%，表明對外開放程度對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的供給有一定的抑制性。人口密度對基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力具有顯著正向影響，當(dāng)人口密度提高1%時，基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力將提高2.534%。

六、結(jié)論與政策建議

本文利用2007～2018年我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給指數(shù)，采用核密度估計、馬爾科夫鏈分析法、Dagum基尼系數(shù)及面板回歸分析對我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的動態(tài)演進及空間差異進行實證研究，得出的研究結(jié)論是：第一，從核密度估計動態(tài)特征分析來看，全國總體及東、中、西部地區(qū)內(nèi)的基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力整體呈上升態(tài)勢，其中全國與東部地區(qū)具有兩極分化現(xiàn)象，存在梯度效應(yīng)，而中西部地區(qū)的供給能力均衡化程度有所提高。第二，從馬爾科夫鏈動態(tài)特征分析來看，觀測期內(nèi)我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力整體向高水平方向轉(zhuǎn)移，發(fā)生跨越式轉(zhuǎn)移的概率較??；地理空間因素對我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力各類型間的動態(tài)轉(zhuǎn)移具有較為顯著的影響，供給能力較高的省市具有正向溢出效應(yīng)。第三，從空間差異及原因分析來看，我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的總體差異、地區(qū)內(nèi)差異以及地區(qū)間差異在觀測期內(nèi)均呈縮小態(tài)勢，但空間差異仍然存在；政府本級財力、轉(zhuǎn)移支付水平、城鎮(zhèn)化水平和人口密度對我國基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給整體空間差異的正向影響較為顯著，財政分權(quán)度和對外開放程度則對其產(chǎn)生負(fù)向影響。

依據(jù)上述結(jié)論，本文提出以下政策建議：第一，重視地區(qū)間“空間聯(lián)動”作用，增強供給能力較強地區(qū)的正向溢出效應(yīng)。在“健康中國2030”戰(zhàn)略實施的背景下，發(fā)達地區(qū)與落后地區(qū)之間應(yīng)在“共享”理念導(dǎo)向下充分利用現(xiàn)代信息技術(shù)手段搭建互動平臺，創(chuàng)立“互聯(lián)網(wǎng)+”醫(yī)院模式，以提高人民群眾健康水平為目標(biāo)，實現(xiàn)地區(qū)間在醫(yī)療設(shè)備、醫(yī)療技術(shù)、醫(yī)務(wù)人員、醫(yī)療成果等方面的合作交流，創(chuàng)新醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)領(lǐng)域的交流互助和精準(zhǔn)幫扶機制，發(fā)揮供給能力較強地區(qū)的輻射帶動作用，增強地區(qū)間基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給上的良性互動，努力促進基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的均衡發(fā)展。第二，根據(jù)不同地區(qū)政府財力與經(jīng)濟發(fā)展水平，采取差異化的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力提升策略。地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力與地方政府財力、經(jīng)濟發(fā)展水平的內(nèi)在關(guān)聯(lián)性較強，政府財力與經(jīng)濟發(fā)展水平的空間差異性在一定程度上導(dǎo)致了基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的空間非均衡格局。因此，對自身財力較強、經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，應(yīng)重點引導(dǎo)其加快構(gòu)建醫(yī)療衛(wèi)生支出績效管理體系，加強對支出目標(biāo)、過程和結(jié)果的控制，提高醫(yī)療衛(wèi)生資金使用效率，為醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的有效供給提供保障；對政府自身財力較弱與經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地區(qū)，應(yīng)在加快推進城鎮(zhèn)化進程的基礎(chǔ)上，加大政府間醫(yī)療衛(wèi)生專項轉(zhuǎn)移支付力度，拓寬地方政府的稅源，努力解決其財政資金緊缺問題，從而大力促進區(qū)域經(jīng)濟向高水平、均衡化方向發(fā)展，緩解因財政能力差異引起的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的非均衡格局。第三，優(yōu)化財政集權(quán)與分權(quán)體系，構(gòu)建權(quán)責(zé)清晰的中央與地方政府間基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)事權(quán)與支出責(zé)任劃分模式。根據(jù)《醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域中央與地方財政事權(quán)和支出責(zé)任劃分改革方案的通知》(國辦發(fā)〔2018〕67號)，細化政府間有關(guān)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的事權(quán)與支出責(zé)任界定。將受益范圍覆蓋全國或跨地區(qū)的重大公共衛(wèi)生服務(wù)確定為中央政府的事權(quán)并擔(dān)負(fù)相應(yīng)的支出責(zé)任；將涉及基本民生問題的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)確定為共同事權(quán)，由中央與地方政府共同承擔(dān)支出責(zé)任；其他事務(wù)則根據(jù)隸屬關(guān)系確定事權(quán)與支出責(zé)任歸屬。對于基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)共同事權(quán)的具體界定，應(yīng)根據(jù)不同地方經(jīng)濟發(fā)展與財力水平，實行差異化政策，明確不同地方政府承擔(dān)的投入比例和責(zé)任，并在實踐中根據(jù)財政經(jīng)濟狀況及醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求與標(biāo)準(zhǔn)的動態(tài)變化適時調(diào)整，為基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)均等化發(fā)展奠定財政基礎(chǔ)。第四，深化醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，形成高效、協(xié)調(diào)、可持續(xù)的基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給體系。應(yīng)加大醫(yī)療衛(wèi)生人才培養(yǎng)力度，制定對相對落后地區(qū)的人才支持政策，鼓勵醫(yī)療衛(wèi)生人員向相對落后地區(qū)流動；完善醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域的分級管理體系，重點加強基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)機構(gòu)的力量，提高醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的便利性和可及性；根據(jù)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求的地區(qū)差異，建立地區(qū)間醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給與需求的協(xié)調(diào)機構(gòu)，了解和把握各地區(qū)的供需動態(tài)并進行政策協(xié)調(diào)，提高醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的地區(qū)適應(yīng)性和針對性。