■ 侯冠宇 胡寧寧

為更好地滿足人民群眾日益增長的衛(wèi)生服務(wù)需求，需要不斷提升與完善我國醫(yī)療資源供給水平，探究我國地區(qū)醫(yī)療供給水平差異與提升路徑具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。目前已有研究主要從效率和公平角度對我國地區(qū)間的醫(yī)療資源進(jìn)行探討，主要以醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)量、衛(wèi)生人員配置作為研究對象，進(jìn)行省級地區(qū)間以及省內(nèi)差異研究。學(xué)界研究表明，近些年來我國醫(yī)療資源的效率和公平性均得到一定的提升，但地區(qū)差異仍然顯著存在。本文嘗試從醫(yī)療機(jī)構(gòu)、衛(wèi)生人員、醫(yī)療設(shè)備等維度構(gòu)建我國地區(qū)醫(yī)療資源供給體系，考慮影響醫(yī)療資源水平高低的政府、社會、個(gè)人之間的經(jīng)濟(jì)社會關(guān)系，探究各個(gè)地區(qū)間醫(yī)療資源供給水平的提升路徑。以期為未來的公共衛(wèi)生服務(wù)均等化、縮小地區(qū)間醫(yī)療資源差異提供現(xiàn)實(shí)經(jīng)驗(yàn)和參考依據(jù)。

1 數(shù)據(jù)來源與方法

1.1 指標(biāo)構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2020》[1]以及《中國衛(wèi)生健康統(tǒng)計(jì)年鑒2020》[2]。

1.1.1 結(jié)果變量選取與構(gòu)建。醫(yī)療資源配置水平，從醫(yī)療資源的3個(gè)方面出發(fā)，選取萬人醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)量、千人衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)量、千人衛(wèi)生醫(yī)療床位數(shù)作為醫(yī)療機(jī)構(gòu)、人員配置、醫(yī)療設(shè)備的3個(gè)維度代理變量，選取《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2020》有關(guān)我國31個(gè)省份數(shù)據(jù)（不含港澳臺地區(qū)），使用熵值法對我國區(qū)域?qū)用驷t(yī)療資源供給體系進(jìn)行評價(jià)。

1.1.2 條件變量選取與構(gòu)建。影響醫(yī)療衛(wèi)生資源供給水平的因素有很多，如地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人均消費(fèi)、人口集聚度、城鎮(zhèn)化率以及政府重視和財(cái)政投入程度等因素。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高、人均消費(fèi)高的地區(qū)醫(yī)療供給水平也會提升；人口聚集多、城鎮(zhèn)化率高的地區(qū)醫(yī)療資源越豐富，政府資金支持和財(cái)政投入程度也會在一定程度上影響醫(yī)療資源的供給水平。本文綜合以往研究結(jié)論和現(xiàn)實(shí)經(jīng)驗(yàn)，從政府、社會和個(gè)人3個(gè)層面選取相關(guān)變量作為條件變量。其中，選擇衛(wèi)生方面的地方財(cái)政投入、人均醫(yī)療政府保險(xiǎn)支出作為政府重視和投入程度的代理變量；人口集聚度和城鎮(zhèn)化率代表地區(qū)社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r；人均收入、人均醫(yī)療保健支出代表個(gè)人層面的經(jīng)濟(jì)水平和醫(yī)療健康重視程度。具體指標(biāo)數(shù)據(jù)見表1。

表1 結(jié)果變量和條件變量的選取情況

1.2 研究方法

1.2.1 熵值法。在評價(jià)衛(wèi)生醫(yī)療資源供給水平時(shí)，本文從醫(yī)療機(jī)構(gòu)、醫(yī)療人員、醫(yī)療設(shè)備3個(gè)維度出發(fā)構(gòu)建醫(yī)療資源供給水平，利用熵值法確定各個(gè)指標(biāo)的權(quán)重wij，其權(quán)重是根據(jù)各個(gè)指標(biāo)的客觀數(shù)據(jù)計(jì)算得出，具有一定的科學(xué)性和客觀性。在進(jìn)行體系構(gòu)建之前，需要對各個(gè)指標(biāo)之間進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，消除量綱上的差異，具體標(biāo)準(zhǔn)化過程如下：

其中，xij(i=1，2，…m；j=1，2，…n)代表第i個(gè)省份第j項(xiàng)指標(biāo)；熵值法步驟所使用數(shù)據(jù)均是標(biāo)準(zhǔn)化處理后的指標(biāo)，具體測算步驟如下：

(1)標(biāo)準(zhǔn)化的數(shù)據(jù)進(jìn)行比重變換：Aij=xij/∑ni=1xij(i=1，2，…m；j=1，2，…n)；

(2)計(jì)算熵值hj=-K∑mi=1AijlnAij，其中K=1/l n m，當(dāng)Aij=0時(shí)，AijlnAij=0；

(3)計(jì)算權(quán)重wij=(1-hj)/∑mj=1(1-hj)；

(4)綜合評價(jià)得分：Tij=∑nj=1Yijwij。

1.2.2 模糊集定性比較分析方法（fuzzy-set qualitative comparative analysis，fsQCA)。fsQCA關(guān)注微觀案例的因果關(guān)系，以往研究主要著眼總體的平均發(fā)展趨勢，難以解決多重因果復(fù)雜性的微觀問題[3]。本文在組態(tài)視角的基礎(chǔ)上分析影響衛(wèi)生醫(yī)療資源供給水平的多元機(jī)制，采用模糊集定性比較分析方法展開實(shí)證檢驗(yàn)。在技術(shù)層面，fsQCA操作具有“二重性”，無論是定性分析方法抑或定量分析方法，它都能與之結(jié)合，探索因果關(guān)系的“黑匣子”[4]。

1.3 校準(zhǔn)

在fsQCA中，校準(zhǔn)是給案例賦予集合隸屬的步驟，校準(zhǔn)后的集合隸屬于0～1。研究中根據(jù)條件變量和結(jié)果變量的取值分布確定“完全隸屬”“交叉點(diǎn)”“完全不隸屬”3個(gè)斷點(diǎn)即“錨點(diǎn)”[5]，將案例校準(zhǔn)為取值在0～1的模糊集合，校準(zhǔn)結(jié)果見表2。

表2 結(jié)果變量和條件變量的校準(zhǔn)

2 結(jié)果

基于fsQCA對上述條件變量和結(jié)果變量原始數(shù)據(jù)進(jìn)行賦值、測度、校準(zhǔn)后，生成真值計(jì)算結(jié)果，進(jìn)而分析條件變量和結(jié)果變量的所有邏輯組合關(guān)系[6]。

2.1 必要條件分析

本文從一致性、覆蓋率兩方面對條件變量與結(jié)果變量間是否構(gòu)成充分或必要條件進(jìn)行檢測。值得注意的是，fsQCA的一致率指標(biāo)是說明通過這一路徑且實(shí)現(xiàn)最終目標(biāo)的樣本數(shù)比例的大小，表示“給定條件的組合導(dǎo)致特定結(jié)果”為“真”的可信程度。覆蓋率指標(biāo)是通過這一路徑的樣本數(shù)占總樣本數(shù)的比例，表示具有給定結(jié)果的案例中具有這一條件組合的案例占比。當(dāng)一致性指標(biāo)大于0.9時(shí)，認(rèn)為其為結(jié)果變量的必要條件。為保證結(jié)果的穩(wěn)健性，還對單個(gè)變量缺失情況下的影響進(jìn)行檢測[7]。根據(jù)表3中變量必要性分析結(jié)果顯示，單一條件變量的一致性指標(biāo)均低于構(gòu)成必要條件的臨界值0.9。說明各單一變量對于結(jié)果的產(chǎn)生具有一定的解釋力但無法有效解釋衛(wèi)生醫(yī)療資源水平的發(fā)生條件。本研究為保證結(jié)果的穩(wěn)健性，還對單個(gè)變量缺失情況下的影響進(jìn)行檢測。6個(gè)前因條件及其“非集”的一致性皆未達(dá)到0.9，故每一個(gè)條件都不是必要條件。衛(wèi)生醫(yī)療資源測度水平是諸多復(fù)雜因素共同作用的結(jié)果。

表3 必要條件分析結(jié)果

2.2 條件組態(tài)分析

運(yùn)用Quinen-McCluskey算法進(jìn)行模糊集分析。對于前因組合的前期案例分步檢查，選擇默認(rèn)個(gè)案數(shù)量為1，一致性閾值為0.8，刪除真值表中不符合頻率的閾值行，根據(jù)所選的一致性閾值將結(jié)果編碼為0或1，即可根據(jù)頻率將集合分類為相關(guān)組合，其他組合則不相關(guān)。在QCA中選擇標(biāo)準(zhǔn)分析可以得到3種解，分別為簡約解、中間解、復(fù)雜解。本文使用fsQCA3.0“標(biāo)準(zhǔn)分析”程序?qū)φ嬷当磉M(jìn)行條件組合分析，獲得結(jié)果見表4。

表4 衛(wèi)生醫(yī)療資源水平高/低的組態(tài)

鑒于fsQCA分析方法還可以解釋因果非對稱的問題，因此本研究將衛(wèi)生醫(yī)療資源低水平的組態(tài)也進(jìn)行了分析。針對醫(yī)療衛(wèi)生資源高水平組態(tài)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)醫(yī)療衛(wèi)生資源高水平存在3種組態(tài)路徑（H1～H3）。3種組態(tài)路徑的一致性均達(dá)到81%以上，總體一致性達(dá)到88%，即說明在滿足這3個(gè)解的條件組態(tài)的案例中，88%的案例呈現(xiàn)出較高的資源配置水平。H1～H3三個(gè)路徑總覆蓋度為80.7%，表明這3個(gè)條件組態(tài)可以解釋80.7%的高水平性案例。

針對醫(yī)療衛(wèi)生資源低水平組態(tài)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)醫(yī)療衛(wèi)生資源低水平也存在3種組態(tài)路徑（L1～L3）。3種組態(tài)路徑的總體一致性達(dá)到80.6%，覆蓋度達(dá)到80.2%，即這3組條件組態(tài)解釋了衛(wèi)生醫(yī)療資源低水平的主要原因。高/低水平性組態(tài)總的一致性與總覆蓋度高于80%，表明實(shí)證分析有效。

2.2.1 衛(wèi)生醫(yī)療資源高水平組態(tài)。產(chǎn)生衛(wèi)生醫(yī)療資源高水平的路徑有H1、H2、H3共3種組態(tài)，地方財(cái)政投入、人均醫(yī)療保險(xiǎn)支出、城鎮(zhèn)化率、人均工資性收入作為核心條件出現(xiàn)在每種類組態(tài)中。

條件組態(tài)H1表示城鎮(zhèn)化水平較高的地區(qū)，其擁有的醫(yī)療資源較為豐富，醫(yī)療資源供給水平較高。代表省份有海南、山西，即說明上述地區(qū)的城鎮(zhèn)化程度影響醫(yī)療資源供給水平的核心條件和提升路徑。

條件組態(tài)H2表示地方財(cái)政實(shí)力雄厚、人均醫(yī)療保險(xiǎn)充足、人口密集、人均可支配收入高，居民擁有一定的經(jīng)濟(jì)實(shí)力且重視醫(yī)療保健消費(fèi)，無論城鎮(zhèn)化率高低與否，都可以提升當(dāng)?shù)氐男l(wèi)生醫(yī)療資源供給水平。代表省份有廣東、山東、河北等，即說明H2是上述地區(qū)的醫(yī)療資源高供給水平提升路徑。

條件組態(tài)H3表示人口密集、地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，人均可支配收入較高，且居民擁有一定的經(jīng)濟(jì)實(shí)力并重視醫(yī)療保健消費(fèi)，有利于實(shí)現(xiàn)衛(wèi)生醫(yī)療資源配置，提升整體醫(yī)療供給水平。代表省份有北京、江蘇、浙江等，即說明H3是上述地區(qū)的醫(yī)療資源供給提升路徑。

2.2.2 衛(wèi)生醫(yī)療資源低水平組態(tài)。產(chǎn)生衛(wèi)生醫(yī)療資源低水平的路徑有L1、L2、L3共3種組態(tài)。條件組態(tài)L1表示對于人均可支配收入較低、城鎮(zhèn)化率較低的地區(qū)，如果缺乏地方政府財(cái)政支持會導(dǎo)致衛(wèi)生醫(yī)療資源供給短缺。條件組態(tài)L2表示對于人口稀疏、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的地區(qū)，若個(gè)人不太重視醫(yī)療保健消費(fèi)，也會導(dǎo)致地區(qū)的衛(wèi)生醫(yī)療資源低水平發(fā)展。條件組態(tài)L3表示人口稀疏、城鎮(zhèn)化率較低、人均可支配收入較低，即使當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高、居民醫(yī)療消費(fèi)強(qiáng)勁也無法提升衛(wèi)生醫(yī)療資源供給水平。

3 討論

3.1 地方財(cái)政投入直接影響衛(wèi)生醫(yī)療資源供給水平

分析結(jié)果顯示地方財(cái)政投入是衛(wèi)生醫(yī)療資源配置與醫(yī)療供給水平形成的核心條件，地方財(cái)政投入大說明對于全國平均省份而言，該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，城鎮(zhèn)化率也隨之提高，對基本衛(wèi)生醫(yī)療資源的需求也會隨之增加。城鎮(zhèn)化率與衛(wèi)生醫(yī)療資源配置的關(guān)聯(lián)度較強(qiáng)，隨著城鎮(zhèn)化率的提高，醫(yī)療資源逐漸向城市轉(zhuǎn)移，特別是在醫(yī)療技術(shù)人才的集聚方面[8]。值得注意的是，隨著基本公共衛(wèi)生籌資水平的提高，地方財(cái)政在衛(wèi)生醫(yī)療領(lǐng)域投入增長迅速，給地方財(cái)政帶來了一定的壓力。因此，需要一方面對財(cái)政支出進(jìn)行測度，另一方面要結(jié)合當(dāng)?shù)貙?shí)際情況，采取因地制宜的激勵(lì)措施，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)基本公共服務(wù)均等化目標(biāo)[9]。我國在推進(jìn)公共醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)均等化過程中，實(shí)行供給推動(dòng)的資源配置方式，資源配置的地理稟賦和空間分布特征被忽視，導(dǎo)致大量醫(yī)療資源聚集在城鎮(zhèn)化率較高、人口密度大、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高、人均可支配收入較高的直轄市和東部沿海地區(qū)[10]。對于衛(wèi)生醫(yī)療資源配置水平較低的甘肅、黑龍江、新疆、西藏等地提升勞動(dòng)力流入的吸引力、提升城市化率、提高居民衛(wèi)生醫(yī)療素養(yǎng)尤為重要。為提高衛(wèi)生醫(yī)療資源供給水平[11]，應(yīng)該兼顧內(nèi)地與沿海、北方與南方差異，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)基本公共服務(wù)均等化。

3.2 諸多要素協(xié)同促成衛(wèi)生醫(yī)療資源供給水平實(shí)現(xiàn)

衛(wèi)生醫(yī)療資源配置高水平組態(tài)H1～H3包含的8個(gè)省份（北京、江蘇、浙江、海南、山西、廣東、山東、河北）其醫(yī)療資源配置水平領(lǐng)先于全國平均水平（一致性指標(biāo)＞0.8）。究其原因在于其擁有較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)實(shí)力、較高的城鎮(zhèn)化率為衛(wèi)生醫(yī)療資源合理化配置奠定了基礎(chǔ)[11]。醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域的公共產(chǎn)品供應(yīng)僅靠社會與個(gè)人力量是不夠的，更需要地方政府的大力支持[12]，北京、江蘇、浙江、山東等地?fù)碛休^強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)實(shí)力，能夠在醫(yī)療領(lǐng)域投入相對多的資金支持。反觀衛(wèi)生醫(yī)療資源配置水平較低的地區(qū)，如甘肅、新疆、寧夏、青海人均可支配收入在全國處于較低水平。因此要充分考慮地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和財(cái)政收入的不均衡，中央政府應(yīng)承擔(dān)更多的支出責(zé)任，促進(jìn)區(qū)域間公共衛(wèi)生事業(yè)的可持續(xù)發(fā)展[13]。

3.3 原因條件之間的聯(lián)動(dòng)影響提升整體醫(yī)療供給水平

組態(tài)H1路徑的代表省份海南、山西省有較高的城鎮(zhèn)化率，組態(tài)H3包含的北京、浙江、江蘇，衛(wèi)生醫(yī)療供給水平除了具有較高城鎮(zhèn)化率，亦得益于地方財(cái)政支持力度和人均可支配收入水平較高。比較H1和H3說明在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高和城鎮(zhèn)化水平較高的地區(qū)存在前因條件的聯(lián)動(dòng)關(guān)系。地方財(cái)政支持或較高的城鎮(zhèn)化率二者之間任一條件的支持均可實(shí)現(xiàn)衛(wèi)生醫(yī)療供給水平的提高。地方財(cái)政投入不足的海南、山西，需要通過提升城市發(fā)展水平，進(jìn)而提升衛(wèi)生醫(yī)療資源供給水平；在資源供給相對不足的地區(qū)，應(yīng)提高居民可支配收入和醫(yī)療保健觀念從而推動(dòng)需求升級，進(jìn)一步刺激醫(yī)療資源的供給端，提升醫(yī)療資源配置水平，實(shí)現(xiàn)基本公共服務(wù)均等化。