駱永菊，王 珞

（重慶電子工程職業(yè)學(xué)院 財(cái)經(jīng)管理學(xué)院，重慶 401331）

我國(guó)第一部《中國(guó)大健康產(chǎn)業(yè)發(fā)展藍(lán)皮書(shū)（2018）》，將大健康產(chǎn)業(yè)界定為“以優(yōu)美生態(tài)環(huán)境為基礎(chǔ)，以健康產(chǎn)品制造業(yè)為支撐，以健康服務(wù)業(yè)為核心，通過(guò)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展?jié)M足社會(huì)健康需求的全產(chǎn)業(yè)鏈活動(dòng)”［1］。大健康產(chǎn)業(yè)涵蓋有機(jī)農(nóng)業(yè)和中草藥種植業(yè)；健康食品業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、健康裝備器材制造業(yè)；醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)、健康管理業(yè)、健康金融服務(wù)業(yè)等國(guó)民經(jīng)濟(jì)三大產(chǎn)業(yè)［2］1。近年來(lái)，業(yè)界進(jìn)一步把大健康產(chǎn)業(yè)劃分為“醫(yī)、養(yǎng)、健、管、游、食”等六大產(chǎn)業(yè)，即健康醫(yī)藥醫(yī)療產(chǎn)業(yè)、健康養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)、運(yùn)動(dòng)健身產(chǎn)業(yè)、健身管理產(chǎn)業(yè)、健康旅游產(chǎn)業(yè)和健康藥食材產(chǎn)業(yè)［2］1。本文以醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)業(yè)為例，研究重慶市大健康產(chǎn)業(yè)人才的需求情況。

《“健康中國(guó)2030”規(guī)劃綱要》明確將發(fā)展健康產(chǎn)業(yè)作為健康中國(guó)建設(shè)五大任務(wù)之一，并提出將健康產(chǎn)業(yè)發(fā)展成為國(guó)民經(jīng)濟(jì)支柱性產(chǎn)業(yè)的戰(zhàn)略目標(biāo)。具體描述為，“2020年，建立覆蓋城鄉(xiāng)居民的中國(guó)特色基本醫(yī)療衛(wèi)生制度，健康素養(yǎng)水平持續(xù)提高，健康服務(wù)體系完善高效，人人享有基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)和基本體育健身服務(wù)，基本形成內(nèi)涵豐富、結(jié)構(gòu)合理的健康產(chǎn)業(yè)體系，主要健康指標(biāo)居于中高收入國(guó)家前列。到2030年，促進(jìn)全民健康的制度體系更加完善，健康領(lǐng)域發(fā)展更加協(xié)調(diào)，健康生活方式得到普及，健康服務(wù)質(zhì)量和健康保障水平不斷提高，健康產(chǎn)業(yè)繁榮發(fā)展，基本實(shí)現(xiàn)健康公平，主要健康指標(biāo)進(jìn)入高收入國(guó)家行列。到2050年，建成與社會(huì)主義現(xiàn)代化國(guó)家相適應(yīng)的健康國(guó)家”［3］。

根據(jù)重慶市衛(wèi)生健康委公布的數(shù)據(jù)，截至2020年，重慶市醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)20922個(gè)，其中醫(yī)院859個(gè)、基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)19838個(gè)、專業(yè)公共衛(wèi)生機(jī)構(gòu)149個(gè)。每千人口醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)達(dá)到6.38張、執(zhí)業(yè)（助理）醫(yī)師數(shù)達(dá)到2.77人、注冊(cè)護(hù)士達(dá)到3.41人，每萬(wàn)人口全科醫(yī)生人數(shù)達(dá)到3.12人。

根據(jù)《重慶市醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體系“十四五”規(guī)劃（2021—2025年）》，到2025年，重慶市每千人口執(zhí)業(yè)（助理）醫(yī)師數(shù)達(dá)到3.6人（中醫(yī)類別達(dá)到0.8人）、注冊(cè)護(hù)士達(dá)到4.7人、藥師（士）數(shù)達(dá)到0.54人，每萬(wàn)人口全科醫(yī)生數(shù)達(dá)到4人，每10萬(wàn)人口精神科執(zhí)業(yè)（助理）醫(yī)師數(shù)達(dá)到6人，康復(fù)醫(yī)師數(shù)達(dá)到8人，每百?gòu)埓参慌R床藥師數(shù)達(dá)到0.7人，醫(yī)療機(jī)構(gòu)藥學(xué)專業(yè)技術(shù)人員不低于本機(jī)構(gòu)衛(wèi)生專業(yè)技術(shù)人員總數(shù)的8%。合理提高公共衛(wèi)生人員配置標(biāo)準(zhǔn)，到2025年，每千人口專業(yè)公共機(jī)構(gòu)人員數(shù)達(dá)到0.86人，社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心、鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院和二級(jí)以上醫(yī)療機(jī)構(gòu)配備公共衛(wèi)生醫(yī)師數(shù)不少于1人［4］。

為順利完成《重慶市醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體系“十四五”規(guī)劃（2021—2025年）》，如何確保合理的、可持續(xù)發(fā)展的健康服務(wù)人才的供給與布局，能夠相對(duì)準(zhǔn)確地、科學(xué)地進(jìn)行一個(gè)國(guó)家或者是一個(gè)地區(qū)的健康產(chǎn)業(yè)人才的需求預(yù)測(cè)，明晰影響大健康產(chǎn)業(yè)人才需求的因素，就成為值得重點(diǎn)研究的問(wèn)題之一。

一、指標(biāo)的篩選

（一）資料的獲取

本文依據(jù)現(xiàn)有的文獻(xiàn)指標(biāo)選擇方法，結(jié)合各方面收集的資料和專家的意見(jiàn)，在考慮指標(biāo)體系數(shù)據(jù)的獲得性、適用性，以及不同行業(yè)研究對(duì)象的差異性，選取了宏觀經(jīng)濟(jì)因素、社會(huì)環(huán)境因素、對(duì)外經(jīng)濟(jì)因素三類共計(jì)20個(gè)指標(biāo)進(jìn)行預(yù)測(cè)，具體見(jiàn)表1。

表1 重慶市人才需求預(yù)測(cè)解釋變量（自變量）的指標(biāo)初選

本文初步擬定以上20個(gè)指標(biāo)作為自變量（即X1，…，X20），以重慶市衛(wèi)生人員總量作為因變量（記為Y1）（表2、表3）。

表2 重慶市2013年—2020年20個(gè)解釋變量（自變量）的相關(guān)數(shù)據(jù)

表3 被解釋變量（因變量）初選（單位：人）

（二）指標(biāo)的篩選

1.剔除重復(fù)性指標(biāo)

在所選的指標(biāo)中，有總量指標(biāo)，也有平均指標(biāo)，而且有些指標(biāo)是派生的，如全市衛(wèi)生總費(fèi)用和人均衛(wèi)生總費(fèi)用、全市國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、全市普通高等教育在校學(xué)生數(shù)和全市百萬(wàn)人口高等教育學(xué)生平均在校生數(shù)就是派生關(guān)系，必然產(chǎn)生多重共線性。因此，二者只保留其一。由于多數(shù)指標(biāo)是平均指標(biāo)，因此，保留平均指標(biāo)，剔除X1、X3、X15、X17，詳見(jiàn)表4。

表4 初步篩選后的解釋變量（自變量）

X5第三產(chǎn)業(yè)增加值除以國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值轉(zhuǎn)換為第三產(chǎn)業(yè)比重，得到相對(duì)指標(biāo)。X4人均衛(wèi)生總費(fèi)用2020年數(shù)據(jù)缺失，由于樣本量極其有限，因此，以前三期{0.2，0.3，0.5}的權(quán)重采取加權(quán)移動(dòng)平均方法將該數(shù)據(jù)補(bǔ)上，整理后的解釋變量的具體數(shù)據(jù)見(jiàn)表5。

表5 調(diào)整后的解釋變量（自變量）數(shù)據(jù)

2.數(shù)據(jù)修正

為了研究的口徑一致，將被解釋變量（因變量）也調(diào)整為平均指標(biāo)，將Y1到Y(jié)7都除以當(dāng)年常住人口數(shù)，得到每萬(wàn)人擁有各類從事大健康工作的人員數(shù)。此時(shí)X2（全市人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值）與X8（全市商品零售價(jià)格指數(shù)）重復(fù)。且X8與計(jì)算結(jié)果不符，予以剔除。調(diào)整后的數(shù)據(jù)見(jiàn)表6。

表6 調(diào)整后的被解釋變量（因變量）數(shù)據(jù)

3.剔除相關(guān)性不顯著的指標(biāo)

對(duì)解釋變量（自變量）和被解釋變量（因變量）應(yīng)用統(tǒng)計(jì)軟件SPSS23.0中文版進(jìn)行相關(guān)分析，得到的結(jié)果見(jiàn)表7。

從表7相關(guān)系數(shù)來(lái)看，在顯著水平0.05的置信水平下，重慶市衛(wèi)生人員總量與全市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)X6、全市醫(yī)療保健消費(fèi)價(jià)格指數(shù)X7、全市商品零售價(jià)格指數(shù)X8、重慶市全員勞動(dòng)生產(chǎn)率X14以及重慶市進(jìn)出口總額X19X20的相關(guān)系數(shù)相關(guān)性不顯著，予以剔除。其余指標(biāo)與重慶市衛(wèi)生人員總量具有極大的相關(guān)性，都在0.9以上。于是解釋變量（自變量）個(gè)數(shù)由以前的16個(gè)縮減為現(xiàn)在的10個(gè)，見(jiàn)表8。

表7 相關(guān)分析數(shù)據(jù)表

4.剔除多重共線的指標(biāo)

對(duì)表8進(jìn)行共線性檢驗(yàn)。需要說(shuō)明的是，共線性檢驗(yàn)是在回歸中進(jìn)行的。而回歸要求樣本量必須大于變量數(shù)+2，而表中的樣本量小于變量數(shù)，因此，不會(huì)算出相關(guān)指標(biāo)計(jì)算結(jié)果，需要先找出剔除的變量（表9）。

表8 去除相關(guān)性不顯著變量后的數(shù)據(jù)表

表9 排除的變量a

檢驗(yàn)結(jié)果排除X2全市人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、X12城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、X14全市全員勞動(dòng)生產(chǎn)率（表10）。

二、主成分分析降維

為了解決自變量之間存在的共線性問(wèn)題，同時(shí)盡可能多地保留人才需求影響因素的變量，本文采取主成分分析法構(gòu)建回歸模型。

由于表10仍不能滿足樣本量的要求，所以，對(duì)解釋變量（自變量）進(jìn)行降維處理（見(jiàn)表11）。

表10 去除共線變量后的數(shù)據(jù)表

表11 成分矩陣a

經(jīng)過(guò)主成分分析后，分析結(jié)果只提取一個(gè)成分，即：

公 式（1）：F=0.968x4+0.964x5+0.998x9+0.993x10+x11+0.99x13+0.925x18

由公式（1）預(yù)測(cè)F的值為：（表12）

表12 重慶市2013年-2020年的F值

三、回歸分析

以主成分分析提取的變量F為自變量，變成Y對(duì)F的一元回歸。

Y1的回歸結(jié)果如下表13：

表13 結(jié)果摘要

結(jié)果顯示P值=5.03E-07，回歸效果顯著。即：

同理，可以求出：

根據(jù)回歸結(jié)果，把（1）式F代入（2）—（8）式，預(yù)測(cè)重慶市2013—2020年每萬(wàn)人口衛(wèi)生人員和大健康產(chǎn)業(yè)管理人員數(shù)，見(jiàn)表15。

由表15可以看出回歸模型的實(shí)際值與預(yù)測(cè)值比較一致。根據(jù)表15，將實(shí)際值與預(yù)測(cè)值繪制成圖，得到更直觀的圖形表示，見(jiàn)后（圖1）。

從圖1可以直觀地看出重慶市衛(wèi)生人員總量的預(yù)測(cè)值與實(shí)際值的變化趨勢(shì)基本反映了實(shí)際值的變化趨勢(shì)。由此判斷，本文構(gòu)建的回歸預(yù)測(cè)模型用來(lái)預(yù)測(cè)重慶市衛(wèi)生人員總量的預(yù)測(cè)值偏差較小，可靠度較高。

圖1 重慶市每萬(wàn)人口衛(wèi)生人員和大健康產(chǎn)業(yè)管理人員預(yù)測(cè)值與實(shí)際值對(duì)比

續(xù)表7

四、未來(lái)五年的預(yù)測(cè)值

表15預(yù)測(cè)是Yi分別對(duì)F0回歸，F(xiàn)0以主成分系數(shù)與自變量的實(shí)際值的點(diǎn)積得到的。而未來(lái)五年沒(méi)有自變量的實(shí)際值，因此，以F0的前8年的預(yù)測(cè)值為因變量值，以年代的順序號(hào)為自變量，進(jìn)行一元線性回歸。需要說(shuō)明的是，線性回歸不能適用長(zhǎng)期預(yù)測(cè)，因?yàn)槊咳f(wàn)人口健康工作人數(shù)不能無(wú)限制的增長(zhǎng)，但對(duì)短期還是可以近似的。盡管如此，隨著遠(yuǎn)離預(yù)測(cè)變量的平均值，其預(yù)測(cè)誤差越大。

表15 重慶市每萬(wàn)人口衛(wèi)生人員和大健康產(chǎn)業(yè)管理人員預(yù)測(cè)值與實(shí)際值對(duì)比

F的預(yù)測(cè)值及置信區(qū)間（表16）：

表16 以年份順序號(hào)為自變量主成分F預(yù)測(cè)值及置信區(qū)間

以F為自變量，Y為因變量回歸結(jié)果如表14，其置信上下限是兩次回歸的疊加。預(yù)測(cè)值以95%的概率置于上下限之間（表17）。

表14 七個(gè)因變量（Y）回歸結(jié)果匯總表

表17 以主成分F預(yù)測(cè)值為自變量Y的預(yù)測(cè)值及置信區(qū)間

五、研究結(jié)論

本文利用主成分分析一元回歸方法，構(gòu)建了重慶市大健康產(chǎn)業(yè)的各類人才需求預(yù)測(cè)模型，經(jīng)過(guò)實(shí)際數(shù)據(jù)計(jì)算，構(gòu)建模型的預(yù)測(cè)值與實(shí)際值比較接近，預(yù)測(cè)效果較好。

圖2 主成分F預(yù)測(cè)值及5%置信水平區(qū)間

圖3 每萬(wàn)人口擁有的衛(wèi)生人員總量預(yù)測(cè)值

但是需要說(shuō)明的是，由于重慶統(tǒng)計(jì)年鑒（2022年）尚未公布，2021年的統(tǒng)計(jì)年鑒只體現(xiàn)了2020年的數(shù)據(jù)，所以，本文把2021—2022年也列入預(yù)測(cè)年里。同時(shí)，線性回歸不能適用長(zhǎng)期預(yù)測(cè)，因?yàn)槊咳f(wàn)人口健康工作人數(shù)不能無(wú)限制的增長(zhǎng)。因此，隨著遠(yuǎn)離預(yù)測(cè)變量的平均值，其預(yù)測(cè)誤差越大。所以，本文只預(yù)測(cè)了未來(lái)幾年的每萬(wàn)人口擁有的衛(wèi)生人員總量預(yù)測(cè)值。

從前面研究可以看出，影響重慶市大健康產(chǎn)業(yè)的因素主要有城鎮(zhèn)常住居民人均年可支配收入、衛(wèi)生和社會(huì)工作人員平均工資、城鎮(zhèn)非私營(yíng)單位就業(yè)人員平均工資、第三產(chǎn)業(yè)增加值、全市常住人口、人均衛(wèi)生總費(fèi)用、全市百萬(wàn)人口高等教育學(xué)生平均在校生數(shù)，如表18。

表18 每萬(wàn)人口擁有衛(wèi)生人員總量相關(guān)因素相關(guān)程度降序排序