李程洪，張 前，張祖涵，李 環(huán)，張治國，2

1華中科技大學同濟醫(yī)學院醫(yī)藥衛(wèi)生管理學院，湖北武漢，430030；2湖北省衛(wèi)生技術(shù)評估研究中心，湖北武漢，430030

2019年底新型冠狀病毒肺炎疫情的爆發(fā)，再一次凸顯了疾病預(yù)防控制在突發(fā)公共衛(wèi)生事件應(yīng)對中的重要性。2009年《中共中央 國務(wù)院關(guān)于深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革的意見》(以下簡稱《意見》)提出促進基本公共衛(wèi)生服務(wù)逐步均等化，其中就包括疾病預(yù)防控制的均等化。在疾病預(yù)防控制的眾多資源中，人力資源的配置調(diào)整最難實現(xiàn)。目前新一輪醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革已過10年，我國疾病預(yù)防控制機構(gòu)人力資源(以下簡稱“疾控人力資源”)配置公平性是如何變化的、其是否有利于應(yīng)對突發(fā)公共衛(wèi)生事件等問題亟待分析。本研究首先使用集中指數(shù)分析2002-2017年我國疾病預(yù)防控制機構(gòu)(以下簡稱“疾控機構(gòu)”)歷年人員配置的公平性，再把2009年醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革啟動作為一個干預(yù)斷點，進而形成間斷時間序列設(shè)計(Interrupted Time Series Design)，最終借助分段回歸(Segmented Regression)模型分析疾控人力資源配置公平性在醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革前后的變化，為進一步提高疾控人力資源配置公平性提供依據(jù)。

1 資料來源與方法

1.1 資料來源

2002-2017年數(shù)據(jù)分別來源于2003-2012年《中國衛(wèi)生統(tǒng)計年鑒》、2013-2017年《中國衛(wèi)生和計劃生育統(tǒng)計年鑒》、2018年《中國衛(wèi)生健康統(tǒng)計年鑒》。數(shù)據(jù)包括我國31個省、自治區(qū)、直轄市(不包括香港特別行政區(qū)、澳門特別行政區(qū)和臺灣省)的疾控機構(gòu)人員數(shù)、各地區(qū)總?cè)丝?、各地區(qū)人均GDP。

1.2 研究方法

1.2.1 集中指數(shù)(Concentration Index, CI)。 集中指數(shù)是世界銀行推薦用于測量不同社會經(jīng)濟條件下健康和衛(wèi)生服務(wù)公平性的方法[1]。本研究利用該方法測量不同經(jīng)濟水平(以人均GDP為衡量標準)的省、自治區(qū)、直轄市疾控機構(gòu)人員配置的公平性。集中指數(shù)的取值范圍為-1到1。集中指數(shù)為0，說明絕對公平[2]；為正值時，說明疾控機構(gòu)人員傾向于配置在經(jīng)濟水平高的省、自治區(qū)、直轄市; 為負值時，說明疾控機構(gòu)人員傾向于配置在經(jīng)濟水平低的省、自治區(qū)、直轄市。集中指數(shù)計算公式為：CI=(P1L2-P2L1) + (P2L3-P3L2) +…+ (Pt-1Lt-PtLt-1)，其中，Pt是地區(qū)t按經(jīng)濟水平排序后的累計人口百分比，Lt是疾控機構(gòu)人員配置的累計百分比[3]。

1.2.2 分段回歸。間斷時間序列設(shè)計是評估干預(yù)效應(yīng)的類實驗研究設(shè)計，具有較強的因果推斷能力，已被世界循證醫(yī)學Cochrane協(xié)作網(wǎng)推薦使用。而分段回歸模型是適合間斷時間序列設(shè)計的統(tǒng)計方法，用于評估干預(yù)措施對研究指標的瞬時影響和長期影響[4-5]。分段回歸中的“段”指間斷時間序列被干預(yù)措施所分割的部分。分段回歸的每一段包括2個參數(shù)，即水平(Level)參數(shù)和趨勢(Trend)參數(shù)。水平的變化(Level Change)，如干預(yù)后指標結(jié)果的急劇下降，構(gòu)成了瞬時影響；趨勢的變化(Trend Change)，即干預(yù)前后兩段時間序列斜率的變化值，代表干預(yù)對所觀測指標結(jié)果的長期影響。分段回歸的數(shù)學模型可表示為：Yt=β0+β1×timet+β2×interventiont+β3×timeafterinterventiont+et。其中，Yt為疾控機構(gòu)人員在相應(yīng)時間點的集中指數(shù)值；β0為集中指數(shù)在2009年醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革前的水平參數(shù)，β1為2009年醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革前的集中指數(shù)值隨時間的變化趨勢參數(shù)，β2為改革后集中指數(shù)值的水平變化，β3為改革后集中指數(shù)值的趨勢變化，β1+β3為改革后集中指數(shù)值隨時間的變化趨勢，et為模型不能解釋的部分。采用Cumby-Huizinga檢驗對模型序列相關(guān)性進行檢驗。

考慮到《意見》頒布后相關(guān)配套措施的出臺仍需一段時間，各地方政府所頒布的相關(guān)政策文件也幾乎都是在2010年發(fā)布，政策效應(yīng)的顯現(xiàn)可能存在一定的滯后性。因此，本研究在建立分段回歸模型時，未納入2009年的數(shù)據(jù)，以更準確地分析醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革對疾控人力資源配置公平性的影響。

1.3 統(tǒng)計學方法

利用Excel 2016建立2002-2017年疾控機構(gòu)人員信息數(shù)據(jù)庫并計算歷年的集中指數(shù)，使用Stata 12.0進行分段回歸分析。

2 結(jié)果

2.1 每萬人口疾控機構(gòu)人員數(shù)變化趨勢

2002年以來，我國每萬人口疾控機構(gòu)人員數(shù)呈下降趨勢，從2002年的1.6218下降到2017年的1.3738。見表1。

表1 每萬人口疾控機構(gòu)人員數(shù)變化趨勢

2.2 疾控機構(gòu)人員集中指數(shù)變化趨勢

2002-2017年疾控機構(gòu)人員的集中指數(shù)見表2，其變化趨勢見圖1。2002年，疾控機構(gòu)人員集中指數(shù)為-0.0013，2009年為0.0089。由結(jié)果可知，2009年醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革之前，疾控機構(gòu)人員集中指數(shù)呈增長趨勢；改革后，疾控機構(gòu)人員集中指數(shù)水平明顯下降，趨勢由增長變?yōu)榫徛陆怠?/p>

表2 2002-2017年疾控機構(gòu)人員集中指數(shù)及編碼情況

圖1 疾控機構(gòu)人員集中指數(shù)變化趨勢

2.3 分段回歸結(jié)果

利用分段回歸分析疾控機構(gòu)人員集中指數(shù)水平及趨勢變化是否具有統(tǒng)計學意義。見表3。Cumby-Huizinga檢驗結(jié)果表明數(shù)據(jù)間不存在序列相關(guān)。其中，β0為-0.0032(P>0.05)，說明2002年疾控機構(gòu)人員集中指數(shù)近似為0，可認為絕對公平。β1為0.0056(P<0.001)，即2009年醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革之前，疾控機構(gòu)人員集中指數(shù)呈逐年增長趨勢，疾控機構(gòu)人員傾向于配置在經(jīng)濟水平高的省、自治區(qū)、直轄市,且越來越不公平。β2為-0.0644(P<0.001)，說明改革對疾控機構(gòu)人員集中指數(shù)有明顯的瞬時效應(yīng)，使其顯著下降。β3為-0.0095(P<0.001)，說明改革對疾控機構(gòu)人員集中指數(shù)有長期影響，同時，β1+β3為-0.0039(P<0.05)，說明改革后我國疾控機構(gòu)人員集中指數(shù)有緩慢下降的趨勢，即長期來看，疾控人力資源配置逐步向經(jīng)濟水平低的省、自治區(qū)、直轄市傾斜。從反事實預(yù)測值來看，假設(shè)這一輪的醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革并未實施，疾控人力資源配置公平性按照2009年前的變化趨勢發(fā)展，那么到2017年，疾控機構(gòu)人員集中指數(shù)將變?yōu)?.0752，不公平程度更為嚴重。

表3 疾控機構(gòu)人員集中指數(shù)分段回歸參數(shù)估計值

3 討論

3.1分段回歸可量化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革對我國疾控人力資源配置公平性的影響

作為Cochrane協(xié)作網(wǎng)所推薦使用的類實驗研究設(shè)計，間斷時間序列設(shè)計同時考慮了結(jié)局變量的水平及趨勢變化。結(jié)合集中指數(shù)，本研究可以最大程度地獲得醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革對疾控人力資源配置公平性的影響。國內(nèi)外已有類似研究，如Hamed Zandian等結(jié)合卡瓦尼指數(shù)與分段回歸分析伊朗經(jīng)濟改革對社會和醫(yī)療保健籌資公平性的影響[6]，我國臺灣學者Ya-Seng Arthur Hsueh等結(jié)合基尼系數(shù)與分段回歸分析總額預(yù)算對臺灣牙醫(yī)配置及牙科護理使用的影響[7]。但從文獻檢索來看，目前分段回歸在我國大陸衛(wèi)生領(lǐng)域的應(yīng)用尚不多見，同時暫未發(fā)現(xiàn)把2009年醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革啟動作為干預(yù)斷點的相關(guān)間斷時間序列設(shè)計。有關(guān)疾控機構(gòu)人員配置公平性的研究多是橫截面研究或2019年后幾年的時間序列研究[8-9]。雖然可以充分地反映當年或近幾年我國疾病預(yù)防控制機構(gòu)人力資源配置存在的問題，但無法整體了解疾控人力資源配置公平性的變化情況，也無法反映醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革對公平性的影響。

3.2 醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革顯著扭轉(zhuǎn)了我國疾控機構(gòu)人員配置的不公平

集中指數(shù)能很好地反映與人均GDP相聯(lián)系的疾控人力資源配置的不公平程度。分段回歸結(jié)果顯示，醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革之前，我國疾控人力資源配置方面存在突出問題，不同經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)的疾控人力資源配置的差距越來越大，經(jīng)濟水平更高的省、自治區(qū)、直轄市擁有更多的疾控人力資源，經(jīng)濟發(fā)展落后的省份很難吸引和留住人才。龔向光等于2005年研究我國疾病預(yù)防控制資源配置存在的問題時發(fā)現(xiàn)疾控人力資源配置的不公平性較為嚴重[10]。陳婷等分析2004年《中國衛(wèi)生統(tǒng)計年鑒》相關(guān)數(shù)據(jù)時也發(fā)現(xiàn)類似問題，并提出政府應(yīng)制定向貧困和弱勢群體傾斜的相關(guān)政策[11]。這些均與本研究結(jié)果一致。

分段回歸結(jié)果表明，醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革對于扭轉(zhuǎn)疾控人力資源配置不公平具有顯著的瞬時效應(yīng)，兩年間疾控人力資源配置不公平由傾向于發(fā)達地區(qū)轉(zhuǎn)為傾向于欠發(fā)達地區(qū)?？紤]到欠發(fā)達地區(qū)疾控機構(gòu)對人力資源的“欠賬”較多，同時欠發(fā)達地區(qū)多處于中西部，人口密度較東部地區(qū)低，服務(wù)涵蓋面積大，客觀上加大了對疾控服務(wù)的需求，因此集中指數(shù)反映的人力資源配置傾向于欠發(fā)達地區(qū)的改變在一定程度上是合理的。這與政策導(dǎo)向密不可分，2009年醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革啟動后，中央財政加大了對中西部地區(qū)的轉(zhuǎn)移支付力度。國家將加強衛(wèi)生人才隊伍建設(shè)的文件作為醫(yī)改的重要配套文件，進一步加大對欠發(fā)達的中西部地區(qū)的政策傾斜力度，鼓勵優(yōu)秀衛(wèi)生人才到中西部地區(qū)服務(wù)。《國務(wù)院關(guān)于印發(fā)醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革近期重點實施方案(2009-2011年)的通知》中提出疾控機構(gòu)醫(yī)生在晉升中高級職稱前應(yīng)到農(nóng)村服務(wù)一年以上。同時，分段回歸的趨勢變化表明醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革對于疾控人力資源配置不公平具有長期影響，且疾控機構(gòu)人員逐漸傾向于配置在經(jīng)濟水平較低的省、自治區(qū)、直轄市。這與蘇彬彬等發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟落后的西部地區(qū)疾病預(yù)防控制人員數(shù)量增長較為明顯的結(jié)果一致[9]。這說明，通過不斷完善相關(guān)配套措施，醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革的活力得以充分發(fā)揮。如2009年之后，疾控機構(gòu)開始實行績效工資，有研究表明由于經(jīng)濟發(fā)展落后的西部地區(qū)疾控機構(gòu)工資水平明顯提升[12]，其人員積極性亦得以提高。2014年中央編辦、財政部、原國家衛(wèi)生計生委發(fā)布了《關(guān)于印發(fā)疾病預(yù)防控制中心機構(gòu)編制標準指導(dǎo)意見的通知》，鼓勵各省份通過合理運用編制，創(chuàng)造有利于吸引和留住高素質(zhì)疾控人才的政策環(huán)境[13]。以上政策導(dǎo)向均有助于相關(guān)人力資源向欠發(fā)達省份流動，以適應(yīng)實際需求。

3.3 應(yīng)關(guān)注疾控機構(gòu)人員數(shù)量，滿足疾控服務(wù)需求

隨著疾病譜的變化，人口老齡化日趨嚴峻，我國疾病預(yù)防控制的服務(wù)需求日益增長。雖然我國疾控人力資源配置的公平性整體得到改善，但也應(yīng)注意到，從每萬人口疾控機構(gòu)人員數(shù)逐年下降的趨勢來看，我國疾控機構(gòu)人員增長速度明顯落后于人口增長速度。雖然2003年后，各地方陸續(xù)將衛(wèi)生監(jiān)督從疾控部門分離，使得疾控機構(gòu)人員在此后幾年合理減少[14]，但從數(shù)據(jù)來看，醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革后，我國每萬人口疾控機構(gòu)人員數(shù)仍逐年下降。根據(jù)《國務(wù)院辦公廳關(guān)于印發(fā)全國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體系規(guī)劃綱要(2015-2020年)的通知》，為滿足工作需要，到2020年，我國每萬人口疾控機構(gòu)人員應(yīng)為1.75。按照該標準，2017年我國疾控機構(gòu)人員缺口量約為5.2萬人。一方面，我國疾控機構(gòu)福利待遇普遍低于同級別醫(yī)院及醫(yī)藥企業(yè)，難以吸引疾控人才，導(dǎo)致疾控人力資源流失[15]；另一方面，我國疾控機構(gòu)，尤其是市、縣級疾控機構(gòu)編制不足，崗位設(shè)置不合理，高級崗位比例偏低，難以滿足疾控機構(gòu)人員的職業(yè)晉升需求[16]。

充足的疾控機構(gòu)人員有利于應(yīng)對突發(fā)公共衛(wèi)生事件。如新冠肺炎疫情初期，湖北省基層傳染病防控能力薄弱的問題較為突出，其中一個比較重要的原因就是疾控機構(gòu)與基層衛(wèi)生機構(gòu)未形成常態(tài)化的協(xié)同機制，疾控人力資源不足嚴重影響了疾控機構(gòu)為基層衛(wèi)生機構(gòu)提供專業(yè)、有效指導(dǎo)的主動性[17]。雖然疾病預(yù)防控制隊伍參與了覆蓋武漢全部街道和社區(qū)的集中拉網(wǎng)排查，但更多依靠的是社區(qū)基層組織與基層衛(wèi)生機構(gòu)的橫向協(xié)作。因此，未來幾年，有關(guān)部門應(yīng)關(guān)注疾控機構(gòu)人員數(shù)量，有計劃地增加人員數(shù)量，合理精確安排人員編制，以保證疾控機構(gòu)人員能滿足需求。同時加大對疾控人才的吸引力度，在政策上給予支持，提高疾控機構(gòu)人員的收入、福利待遇水平，以減少疾控人才流失[15]。

3.4 本研究的局限性

本研究結(jié)合集中指數(shù)與分段回歸，試圖最大程度獲得醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革對疾控人力資源配置公平性的影響，但也存在一定局限。首先，未對疾控機構(gòu)的人力資源進行分類，如管理人員、衛(wèi)生技術(shù)人員、其他技術(shù)人員等。此外，對疾控機構(gòu)人員只是做了簡單的數(shù)量累計，沒有考慮職稱、學歷等因素對其公平性的影響，結(jié)果難免存在一定偏倚。另外，采用集中指數(shù)計算時，未對不同經(jīng)濟水平地區(qū)設(shè)置不同的權(quán)重，也未考慮不同地區(qū)人群健康狀況的差異導(dǎo)致的對疾控人力資源需求的差異。這些方面均有待進一步的分析和研究。