蔡 武,王連麗

(南華大學 經(jīng)濟管理與法學學院,湖南 衡陽 421001)

2020年11月3日,《中共中央關(guān)于制定國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和二〇三五年遠景目標的建議》明確指出:“堅持基本醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)公益屬性,加快基層醫(yī)療資源擴容和區(qū)域均衡布局”。我國醫(yī)改政策的逐步推進,取得了一定成果,但其過程中的一些難題也漸漸顯露出來,尤其是面對當今患者需求復雜以及自由就醫(yī)模式的情況,如何提高基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)的服務(wù)能力、提升其服務(wù)效率是目前非常重要的議題,也是本文要研究的核心問題。

國內(nèi)外學者對醫(yī)療服務(wù)效率的測度多集中于測度對象、方法以及指標等方面[1]。在測度對象方面,大多數(shù)文獻一方面研究醫(yī)院和專業(yè)公共衛(wèi)生機構(gòu)的效率[2-5];另一方面主要從醫(yī)療資源角度分析醫(yī)療服務(wù)效率[6-7]。在測度方法方面,主要集中于基于參數(shù)的隨機前沿生產(chǎn)法和非參數(shù)法的數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法。在參數(shù)方法方面,運用隨機前沿方法(SFA)測量我國各省份醫(yī)療服務(wù)效率較多[1,8];在非參數(shù)方面,多采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(DEA)分析醫(yī)療服務(wù)效率[7,9]。在測度指標方面,世界經(jīng)合組織和衛(wèi)生組織從不同指標提出了衛(wèi)生服務(wù)質(zhì)量評估體系,主要包括:投入、產(chǎn)出、效率、公平以及人口情況、資源配置、衛(wèi)生需求滿足等。鄭慧凌等基于2007—2016年江蘇省醫(yī)療衛(wèi)生面板數(shù)據(jù),從衛(wèi)生服務(wù)供給、利用和保障等方面分析了醫(yī)療資源配置均衡性[10];于本海等則通過納入外部環(huán)境因素,運用三階段DEA方法測算我國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體系的效率[11]。

對于醫(yī)療服務(wù)效率影響因素的研究以微觀層面的成果較多,關(guān)注焦點多集中于醫(yī)療機構(gòu)內(nèi)部的成員、區(qū)位、產(chǎn)出等方面[1,4];在宏觀層面上,大多研究經(jīng)濟、社會和政策等因素對醫(yī)療服務(wù)效率的影響[2,4,9,12]。周丘云和楊希以2014—2019年湖北省的面板數(shù)據(jù)為樣本,分析了人均GDP、政府財政補助等因素對基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)服務(wù)效率的影響[12]。此外,地理空間位置也會影響醫(yī)療衛(wèi)生資源的空間可及程度[13],對醫(yī)療服務(wù)效率也會產(chǎn)生顯著作用[14],同時顧佳峰提出醫(yī)療資源的配置也要兼顧?quán)徑貐^(qū)的情況[15]。

一 基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)服務(wù)效率的地區(qū)測度

DEA模型分為投入導向和產(chǎn)出導向兩種情況,由于我國衛(wèi)生資源匱乏、醫(yī)療機構(gòu)投入產(chǎn)出規(guī)模報酬變化不定[11],且本文研究對象是基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)服務(wù)效率,故本文采用投入導向下的三階段DEA的VRS模型,此模型事實上剔除了規(guī)模報酬變動的影響,故純技術(shù)相對效率(VRSTE)對本文更具現(xiàn)實意義,本文后續(xù)計量分析中以此作為基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)服務(wù)效率的代理變量。已有大量學者采用三階段DEA方法研究中國產(chǎn)業(yè)效率問題[11,21],本文對此方法不作過多闡述,具體測算方法和數(shù)據(jù)處理過程可參考相關(guān)文獻[22]。

本文以2011—2020年中國30個省(自治區(qū)、直轄市)的社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心和29個省份的鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院(北京、上海沒有鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院,西藏自治區(qū)社區(qū)數(shù)據(jù)和港澳臺數(shù)據(jù)缺乏,故未納入)的面板數(shù)據(jù)進行分析,故三階段DEA中也采用相同時間跨度和個體容量的數(shù)據(jù)進行分析。根據(jù)已有文獻[9,23],首先從人、物兩個方面選取以下投入指標:社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心和鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院的機構(gòu)數(shù)、床位數(shù)、執(zhí)業(yè)醫(yī)師人數(shù)和注冊護士人數(shù),在產(chǎn)出指標上,選取診療人次數(shù)、入院人數(shù)和病床使用率,借助傳統(tǒng)DEA模型得到?jīng)Q策單元初始效率值及投入松弛變量,然后根據(jù)現(xiàn)有研究[2,12],選取常住人口數(shù)(衡量地區(qū)社會情況)、城鎮(zhèn)化率(衡量地區(qū)城鎮(zhèn)化水平)和人均GDP(反映經(jīng)濟發(fā)展水平)作為環(huán)境變量,用SFA回歸模型(隨機前沿方法)剔除環(huán)境因素及統(tǒng)計噪聲的影響。最后將調(diào)整后的投入值再次使用傳統(tǒng)DEA測算,具體數(shù)據(jù)的統(tǒng)計描述見表1。

表1 基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)服務(wù)效率測度的三階段DEA變量描述性統(tǒng)計

本文基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)服務(wù)效率采用軟件Deap2.1和Frontier.4.1進行測度,結(jié)果見表2。

表2 社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心和鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院服務(wù)效率均值

如表2所示,調(diào)整后的鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院和社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心服務(wù)效率較調(diào)整前均有所上升,且上升幅度較大,這說明其服務(wù)效率受外部環(huán)境因素的影響較大[11],其中鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院有13個省份(天津、江蘇、浙江、河南、湖北、湖南、廣西、重慶、四川、云南、青海、寧夏、新疆)的服務(wù)效率值為1,均處于技術(shù)有效狀態(tài),均值由0.886上升至0.939;社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心則有7個省份(天津、上海、江蘇、浙江、廣東、重慶、寧夏)的服務(wù)效率值為1,均處于技術(shù)有效狀態(tài),在剔除外部環(huán)境因素和隨機因素后,其均值由0.737上升至0.891。

二 變量選取、數(shù)據(jù)來源和模型構(gòu)建

(一)變量選取

被解釋變量為基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)服務(wù)效率。基于已有研究[1,12],兼顧數(shù)據(jù)可得性,選取以下因素作為解釋變量,具體包括:衡量醫(yī)療機構(gòu)服務(wù)供給能力的醫(yī)師診療均數(shù)、反映醫(yī)療機構(gòu)人員結(jié)構(gòu)的醫(yī)護比、體現(xiàn)醫(yī)療機構(gòu)管理和業(yè)務(wù)工作分配情況的管理人員占比。本文除沿用前文的常住人口數(shù)、城鎮(zhèn)化率、人均GDP等環(huán)境因素作為控制變量外,新增反映政府在衛(wèi)生健康領(lǐng)域投入情況的政府衛(wèi)生支出作為控制變量[11]。此外,為增加數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性和避免異方差問題,本文對醫(yī)師診療均數(shù)、人均GDP、政府衛(wèi)生支出三個變量作了對數(shù)變換處理,具體見表3。

表3 變量的描述性統(tǒng)計

續(xù)表

(二)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以2011—2020年為時間窗,選取我國30個省份的社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心和29個省份的鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院為觀測對象。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國衛(wèi)生健康統(tǒng)計年鑒》和EPS數(shù)據(jù)庫,具體變量指標見表3。此外還收集了中國各省的經(jīng)緯度信息,以確定地理空間上的遠近關(guān)系。

(三)計量回歸模型的構(gòu)建

1.空間自相關(guān)檢驗

三是原始創(chuàng)新的冒險作用。試錯是有成本投入，有失敗的風險的。即便經(jīng)歷了失敗，也不意味著原始創(chuàng)新一定會成功，一般人力資本不能承受此類失敗，而原始創(chuàng)新型人力資本基本上是高風險承擔者，具有觸底反彈的逆商，雖然遇到失敗會痛苦、會猶豫，但是最終能夠承受原始創(chuàng)新過程中的各種挫折，矢志不渝。

本文使用2011—2020年的面板數(shù)據(jù),通過Stata16.0測算出我國各省份社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心和鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院服務(wù)效率的Moran’s I指數(shù),考察其空間關(guān)聯(lián)特征,計算公式如下:

Moran’s I指數(shù)作為空間自相關(guān)系數(shù),取值在[-1,1],大于0的Moran’ I數(shù)值代表空間正相關(guān),即隨著空間位置的集聚,相關(guān)性越顯著;小于0的數(shù)值代表空間負相關(guān),即隨著空間位置的離散,相關(guān)性越顯著。其中n表示省份數(shù),wij表示空間單位i與j的區(qū)位相鄰系數(shù),若i與j相鄰,則wij=1;若i與j不相鄰,則wij=0。xi表示空間單位i的有關(guān)變量。

2.空間計量回歸模型

本文所采取的數(shù)據(jù)為2011—2020年的面板數(shù)據(jù),在回歸模型中需要對固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)做出選擇,經(jīng)檢驗,模型的最終選擇為固定效應(yīng)(具體檢驗結(jié)果在此省略)。此外,考慮到樣本在一些方面仍可能存在差異,為控制個體效應(yīng)和時間效應(yīng),本文采用雙固定效應(yīng)模型進行回歸。具體模型如下:

Yit=β0+BXit+φi+Tt+εit

其中,被解釋變量Yit是社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心和鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院的服務(wù)效率,Xit包括了本文的解釋變量和控制變量,φi和Tt分別表示個體固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。

基于上述空間自相關(guān)檢驗,本文將在傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)模型的基礎(chǔ)上納入空間相關(guān)性,采用空間計量方法進行回歸分析。常用的空間回歸模型有空間滯后模型(SLM)、空間誤差模型(SEM)和空間杜賓模(SDM)。

空間滯后模型定義如下:

Yit=β0+BXit+ρWYit+φi+Tt+εit

其中,Yit是因變量;WYit是被解釋變量乘以空間上的鄰近矩陣;而W就是空間矩陣;ρ是空間滯后系數(shù);εit表示隨機擾動項。

空間誤差模型定義如下:

Yit=β0+BXit+φi+Tt+εit,εit=λWεit+μit

λ為空間擾動項的自回歸系數(shù),若其顯著異于零,即表明有顯著空間關(guān)系。

空間杜賓模型定義如下:

Yit=β0+BXit+ρWYit+θWXit+φi+Tt+εit

式中,θ為交互項系數(shù),WXit是解釋變量乘上空間上的鄰近矩陣。

三 實證分析過程

(一)空間相關(guān)性檢驗

作為關(guān)系國計民生的醫(yī)療衛(wèi)生資源很可能會受地理鄰近的影響,即存在所謂空間自相關(guān)性[24],因此本文通過構(gòu)建空間相鄰矩陣,基于2011—2020年我國各省份社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心和鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院服務(wù)效率的面板數(shù)據(jù)測算出莫蘭值,具體結(jié)果見表4。

表4 基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)服務(wù)效率的空間自相關(guān)檢驗

由表4可知,2011—2020年社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心和鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院服務(wù)效率的莫蘭值均為正,其中社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心除2011年外,其余年份均通過了1%水平的顯著性檢驗。鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院除2016和2017年外,其余年份也均通過了10%水平的顯著性檢驗,這說明我國基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)服務(wù)效率存在正的空間相關(guān)性,鄰近地區(qū)的社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心和鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院在提供醫(yī)療服務(wù)時存在相互影響。

(二)空間回歸分析

為更好地考察社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心和鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院服務(wù)效率的空間相關(guān)特征及影響因素,本文利用空間滯后、空間誤差及空間杜賓三種模型進行回歸和綜合比較,結(jié)果見表5。

表5 基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)服務(wù)效率影響因素的空間回歸結(jié)果

由表5中回歸的結(jié)果可知,四個模型中核心解釋變量系數(shù)的方向相同,且均有一定的統(tǒng)計顯著性。比較各模型的對數(shù)似然值可以看出,模型(4)的擬合優(yōu)度要高于前面三個模型,這說明SDM模型對研究問題具有最好的解釋力,因此本文僅對模型(4)的估計結(jié)果加以分析解釋。具體結(jié)論如下:

1.社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心和鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院服務(wù)效率的空間自回歸系數(shù)ρ值均在1%水平下顯著為正,說明本地區(qū)醫(yī)療服務(wù)效率對相鄰地區(qū)醫(yī)療服務(wù)效率有一定的促進作用,因此擁有鄰省越多的省份從本省和相鄰省份醫(yī)療機構(gòu)服務(wù)能力提升過程中獲得的帶動效果越強。同時也說明醫(yī)療機構(gòu)的內(nèi)部影響因素:醫(yī)師診療均數(shù)、醫(yī)護比和管理人員占比對基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)服務(wù)效率具有空間外溢作用。

2.醫(yī)師診療均數(shù)對社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心服務(wù)效率和鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院服務(wù)效率均存在顯著正向影響,這說明醫(yī)師工作量的增加能夠提高醫(yī)療機構(gòu)服務(wù)效率,但必須注意到,盲目增加醫(yī)師工作量可能會加重醫(yī)師工作負擔,導致醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量下降或損害醫(yī)務(wù)人員權(quán)益。

3.醫(yī)護比對鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院服務(wù)效率的影響顯著為正,而對社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心服務(wù)效率的影響顯著為負。分析我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院10年的醫(yī)護比數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),其醫(yī)護比自2011年的1.94降至2020年的1.45,其中,2020年護士數(shù)量較2011年增加了6 145人,近年來我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院護士隊伍的逐步壯大使其醫(yī)護比倒置問題得到很大改善[3],進而促進了其服務(wù)效率的提升。根據(jù)中華人民共和國國家衛(wèi)生健康委員會印發(fā)的《社區(qū)醫(yī)院基本標準(試行)》要求醫(yī)護比為0.67,分析社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心10年的醫(yī)護比發(fā)現(xiàn),雖然歷年來其護士占比在逐年增加,但其醫(yī)護比平均水平仍高達1.12,僅在2020年降為1,與目標值仍相去甚遠,我國社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心醫(yī)護比倒置問題依然明顯,這與已有研究結(jié)論一致[18],由此推測正是社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心護士數(shù)量的這種低占比現(xiàn)象導致了其服務(wù)效率的降低。

4.管理人員占比對社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心和鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院服務(wù)效率的影響均顯著為負,這與已有研究結(jié)論吻合[16]。這說明基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)內(nèi)部管理人員過多可能會造成人浮于事和機構(gòu)臃腫等弊病,阻礙其服務(wù)效率的提升。不能一味追求醫(yī)療機構(gòu)內(nèi)部管理人員的數(shù)量增長,應(yīng)在充分了解其自身資源配置的前提下,利用現(xiàn)有人力資源,提高醫(yī)院管理水平與服務(wù)質(zhì)量,提升其服務(wù)效率。

5.各控制變量對社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心和鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院服務(wù)效率的影響也存在不同。常住人口、城鎮(zhèn)化率對鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院服務(wù)效率的影響均顯著為正,而對社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心服務(wù)效率的影響均顯著為負,可能隨著常住人口增長和城鎮(zhèn)化水平提高,鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院要以現(xiàn)有投入盡可能提升產(chǎn)出能力,從而促進其服務(wù)效率的提升,而對于社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心來說,現(xiàn)有醫(yī)療資源投入已不能滿足居民醫(yī)療需求,導致其服務(wù)效率的降低;人均GDP均顯著影響社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心和鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院服務(wù)效率,但方向相反,經(jīng)濟越發(fā)達的地區(qū)擁有優(yōu)質(zhì)醫(yī)療資源越多,可以更高效地服務(wù)于當?shù)鼐用?同時人均GDP的增長能使居民收入提高,為其提供了可以自由選擇醫(yī)療條件更好的醫(yī)院的機會,這有利于城市發(fā)達地區(qū)的社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心而不利于農(nóng)村落后地區(qū)的鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院就診率及其服務(wù)效率的提升;政府衛(wèi)生支出對社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心和鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院服務(wù)效率的影響均不顯著,可能由于政府對基層醫(yī)療衛(wèi)生健康扶持力度不夠,從而導致其對基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)服務(wù)效率影響不明顯。

(三)穩(wěn)健性檢驗

本文通過變更空間權(quán)重矩陣(地理空間相鄰矩陣替換為地理空間距離矩陣)和更換被解釋變量度量(采用傳統(tǒng)數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法測算)進一步對結(jié)論進行穩(wěn)健性檢驗。受篇幅影響,本文僅對模型(4)進行檢驗。本文是基于經(jīng)緯度,采用各省份省會城市之間球面距離的倒數(shù)來構(gòu)建地理距離空間權(quán)重矩陣,兩種方式的檢驗結(jié)果見表6。

表6 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

續(xù)表

在模型(5)和模型(6)中,核心解釋變量的方向和顯著性基本不變,證明了結(jié)論的穩(wěn)健性。模型(6)中空間自回歸系數(shù)ρ仍在1%的水平下顯著,而模型(5)中空間自回歸系數(shù)不顯著,這表明,一方面,基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)服務(wù)效率存在空間外溢作用;另一方面,相較于地理遠近,空間是否相鄰對于各省份之間基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)服務(wù)效率的影響更大。

四 結(jié)論與政策啟示

本文以2011—2020年我國基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)面板數(shù)據(jù)為樣本,運用三階段DEA方法測度其服務(wù)效率,并在此基礎(chǔ)上使用空間計量模型分析了影響基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)服務(wù)效率的因素。研究表明:第一,我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院服務(wù)效率均值(0.939)高于社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心服務(wù)效率均值(0.891),其中鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院有13個省份、社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心有7個省份的服務(wù)效率值均為1,處于技術(shù)有效狀態(tài)。第二,鄰近省份間基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)服務(wù)效率存在正向相互影響。第三,醫(yī)師診療均數(shù)對社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心和鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院服務(wù)效率的影響均顯著為正,而管理人員占比對其服務(wù)效率的影響均顯著為負,這說明可以通過適度增加醫(yī)師工作量,降低基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)的管理人員占比來提高其服務(wù)效率。第四,醫(yī)護比對鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院服務(wù)效率的影響顯著為正,而對社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心服務(wù)效率的影響顯著為負。近年來我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院護士隊伍的逐步壯大提升了其服務(wù)效率,而社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心醫(yī)護比倒置問題依然明顯,導致其降低了服務(wù)效率。

基于以上結(jié)論,本文得到如下政策啟示:

第一,兼顧?quán)徑貐^(qū)的影響和地區(qū)差異。我國基層醫(yī)療資源分布不均衡,服務(wù)效率分布地區(qū)差異,應(yīng)結(jié)合具體的地理位置特征及鄰近地區(qū)的醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)發(fā)展情況,發(fā)揮地理位置優(yōu)勢,充分利用相鄰地區(qū)間的輻射帶動和相互促進作用,促進基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)服務(wù)能力均衡化發(fā)展。此外,應(yīng)以國家為主體建立統(tǒng)一協(xié)調(diào)的機制,鼓勵地區(qū)間資源的良性互動和政策學習,統(tǒng)籌推進各省基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)的政策配套銜接,促進基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)服務(wù)效率共同提升。

第二,適當增加醫(yī)師工作量。增加醫(yī)師工作量能夠提高基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)服務(wù)效率,但要平衡好醫(yī)療機構(gòu)的醫(yī)師利益和醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量之間的關(guān)系,更好地促進基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)服務(wù)能力高質(zhì)量發(fā)展。

第三,增加護士數(shù)量、改善基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)醫(yī)護比失衡。我國長期以來都存在“重醫(yī)輕護”的現(xiàn)象,而面對越來越多的患者以及復雜的醫(yī)療需求,護士隊伍建設(shè)在維護人民群眾的生命安全和健康方面發(fā)揮著不可替代的作用。國家在護士隊伍發(fā)展過程中,應(yīng)特別向基層傾斜,在不斷增加基層護士數(shù)量的同時,也要大力加強對護士的培養(yǎng),提高其學歷、素質(zhì)和專業(yè)技能來滿足基層的醫(yī)療衛(wèi)生和護理需求。

第四,合理配置基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)管理人員占比。合理的行政管理人員占比是提高基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)服務(wù)效率的重要標準。應(yīng)通過提高準入門檻、嚴格管理人員考核制度等措施建立具有扎實專業(yè)基礎(chǔ)、優(yōu)良業(yè)務(wù)素質(zhì)、結(jié)構(gòu)合理的基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)管理人員隊伍。

第五,加快優(yōu)質(zhì)醫(yī)療資源向基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)擴容、下沉。實時掌握我國基層醫(yī)療資源配置情況,對基層醫(yī)療資源的投入進行科學引導和結(jié)構(gòu)調(diào)整,倡導資源投入與當?shù)夭煌瑫r期的發(fā)展需求相適應(yīng)。同時,應(yīng)積極推進分級診療等新醫(yī)改措施,補齊基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)服務(wù)短板,加快實現(xiàn)優(yōu)質(zhì)醫(yī)療資源的擴容、下沉,全面提升基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)服務(wù)效率。