陳保啟，靳福磊，趙一鳴

（山東財經(jīng)大學經(jīng)濟學院，濟南 250014）

0 引言

健康是人的基本需求，是經(jīng)濟社會發(fā)展的基礎(chǔ)。隨著我國經(jīng)濟發(fā)展和人口老齡化加劇，人民群眾對醫(yī)療服務的要求不斷提高。然而，我國醫(yī)療資源的分布存在明顯的空間差異，這種非均衡性違背了“全民健康”的愿景。近年來，已有研究對我國醫(yī)療服務展開了綜合評價。已有研究通常選取人均床位數(shù)、人均醫(yī)師數(shù)等多種指標構(gòu)建評價體系，然后采用熵值法等賦權(quán)方法合成單一指標，并以此衡量醫(yī)療服務發(fā)展水平[1,2]。還有部分學者聚焦醫(yī)療服務質(zhì)量的效率維度，運用DEA方法對醫(yī)療服務展開效率評價[3,4]。關(guān)于醫(yī)療服務的空間差異也有大量研究，已有文獻表明，我國在公共衛(wèi)生支出、醫(yī)療供給能力、醫(yī)療配置效率等方面均存在不同程度的空間差異與收斂特征[5—7]。上述研究為把握我國醫(yī)療服務發(fā)展狀況提供了良好啟示。

本文選取2005—2019 年中國31 個省份的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建多維評價指標體系測度醫(yī)療服務質(zhì)量。首先，采用兩階段熵值法客觀賦權(quán)，以克服傳統(tǒng)熵值法的缺陷；其次，采用泰爾指數(shù)與Kernel 密度估計考察我國醫(yī)療服務質(zhì)量的地區(qū)差異；最后，利用σ收斂和β收斂模型考察我國醫(yī)療服務的收斂特征。

1 研究設計

1.1 醫(yī)療服務質(zhì)量評價指標體系構(gòu)建

結(jié)合醫(yī)療服務行業(yè)的自身特點和“健康中國”戰(zhàn)略的內(nèi)在要求，本文從醫(yī)務人員、醫(yī)療設施、治愈能力、基層醫(yī)療以及醫(yī)療效率五個維度對醫(yī)療服務質(zhì)量進行綜合測度?？紤]到數(shù)據(jù)的連貫性與可獲得性，共選取15 個指標構(gòu)建醫(yī)療服務質(zhì)量評價指標體系（見下頁表1）。在評價方法上，本文采用兩階段熵值法，分別對評價體系的維度層和指標層進行客觀賦權(quán)。首先，計算15個指標的熵值；其次，通過指標熵值計算出其所在維度的熵值；最后，通過維度熵值計算各維度的權(quán)重。下頁表1 報告了醫(yī)療服務質(zhì)量評價指標體系各層級的熵值和權(quán)重分配情況。

表1 醫(yī)療服務質(zhì)量評價指標體系

1.2 研究方法

1.2.1 兩階段熵值法

崔蓉和李國鋒（2021）[8]對熵值法進行改進，提出兩階段熵值法。相較于傳統(tǒng)的熵值法，兩階段熵值法在評價體系的“維度層”也進行客觀賦權(quán)，實現(xiàn)了評價體系內(nèi)不同維度間的直接比較，從而使權(quán)重分配更加合理。本文使用兩階段熵值法測度醫(yī)療服務質(zhì)量，具體步驟如下：

（1）標準化處理

其中，xitjk為原始數(shù)據(jù)，i表示省份，t表示時期，j表示測算維度，k表示測算指標。

（2）計算指標熵值

其中，ejk為維度j中指標k的熵值。

（3）計算維度熵值

其中，gitk為省份i在時期t第j個維度的比重，ej為第j個維度的加權(quán)熵值。

（4）計算醫(yī)療服務質(zhì)量

省份i在時期t的醫(yī)療服務質(zhì)量可通過下式計算：

1.2.2 泰爾指數(shù)及其分解方法

本文使用泰爾指數(shù)（T）測算醫(yī)療服務質(zhì)量的地區(qū)差異，并將其分解為組內(nèi)差異（Tw）和組間差異（Tb），以分別反映我國地區(qū)內(nèi)、地區(qū)間醫(yī)療服務質(zhì)量的差異，T=Tw+Tb。此外，通過計算組內(nèi)差異和組間差異所占的比重，也可以反映出地區(qū)內(nèi)、地區(qū)間及三大地區(qū)內(nèi)部的差異對總體差異造成的影響程度。

1.2.3 Kernel密度估計

Kernel密度估計是重要的非參數(shù)估計方法，已被廣泛應用于空間非均衡分布的研究。由于無須對模型作出具體形式的假定，因此Kernel 密度估計的結(jié)果通常比較穩(wěn)定。假設隨機變量X的概率密度函數(shù)f(x)如下：

1.2.4 時空收斂性研究方法（1）σ收斂檢驗。本文分別使用σ系數(shù)、變異系數(shù)考察醫(yī)療服務質(zhì)量的σ收斂特征。其中，變異系數(shù)的計算公式為：

其中，下標j表示地區(qū)，下標i表示各地區(qū)所包含的省份，y表示醫(yī)療服務質(zhì)量，yˉ表示各地區(qū)醫(yī)療服務質(zhì)量的均值。σ系數(shù)的計算公式為式（9）中的分子部分。當多個年份出現(xiàn)σt-1＞σt時，可認為醫(yī)療服務質(zhì)量存在σ收斂特征。

（2）β收斂檢驗。絕對β收斂是指在不考慮區(qū)域異質(zhì)性因素的條件下，隨著時間推移，各地區(qū)醫(yī)療服務質(zhì)量收斂至同一水平。條件β收斂則是在考慮區(qū)域異質(zhì)性因素的條件下，各地醫(yī)療服務質(zhì)量呈現(xiàn)收斂趨勢。模型設定為：

其中，β為核心待估參數(shù)，若β的估計值顯著為負，則表明醫(yī)療服務質(zhì)量的初始值與增長率呈負相關(guān)關(guān)系，存在β收斂特征；λ為控制變量的待估參數(shù)，當模型不含控制變量時，為絕對β收斂檢驗，反之則為條件β收斂檢驗。本文借鑒相關(guān)研究[9,10]，選取以下控制變量：（1）經(jīng)濟發(fā)展水平（gdp），用人均地區(qū)生產(chǎn)總值表示。（2）城鎮(zhèn)化率（urban），用城鎮(zhèn)人口數(shù)量與年末人口數(shù)量之比表示。（3）人口出生率（birth），采用國家統(tǒng)計局公布的年出生率衡量。（4）對外開放度（open），用地區(qū)進出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值之比表示。（5）財政自給率（finance），用地方一般財政收入與支出之比表示。

1.3 數(shù)據(jù)來源

本文測度我國31個省份（不含港澳臺）的醫(yī)療服務質(zhì)量，樣本觀測期的時間跨度為2005—2019 年。所涉及的數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國衛(wèi)生健康統(tǒng)計年鑒》《中國衛(wèi)生和計劃生育統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》以及各省份的統(tǒng)計局官網(wǎng)。對于少量缺失值和異常值，采用插值法進行填補。為避免價格波動造成的影響，將以貨幣為單位的數(shù)值型指標平減到以2005年為基期的水平。

2 醫(yī)療服務質(zhì)量的演變趨勢及地區(qū)差異分析

2.1 醫(yī)療服務質(zhì)量演變趨勢

下頁圖1呈現(xiàn)了全國總體及三大地區(qū)①本文參照國家統(tǒng)計局的劃分標準，將31個省份劃分為東、中、西三大地區(qū)。醫(yī)療服務質(zhì)量均值的演變趨勢。從全國層面來看，在樣本期內(nèi)，全國總體醫(yī)療服務質(zhì)量呈現(xiàn)良好的上升趨勢，年均增長率達到10.28%。從地區(qū)層面來看，東、中、西三大地區(qū)醫(yī)療服務質(zhì)量均值均呈現(xiàn)上升趨勢，年均增長率分別為7.5% 、12.39%、12.79%。然而，三大地區(qū)間的醫(yī)療服務質(zhì)量存在明顯差異，東部地區(qū)均值始終最高，西部地區(qū)始終最低。總體來看，在樣本期內(nèi)，我國醫(yī)療服務質(zhì)量不斷提升，但存在明顯的地區(qū)差異。

圖1 全國及三大地區(qū)醫(yī)療服務質(zhì)量的演變趨勢

2.2 醫(yī)療服務質(zhì)量的空間差異分解

本文利用泰爾指數(shù)及其分解法對醫(yī)療服務質(zhì)量的地區(qū)差異進行測算和分解，表2報告了2005—2019年全國以及三大地區(qū)醫(yī)療服務質(zhì)量的泰爾指數(shù)及貢獻率的測算結(jié)果。圖2報告了總體、地區(qū)內(nèi)以及地區(qū)間的泰爾指數(shù)變動趨勢。圖3報告了三大地區(qū)泰爾指數(shù)的變動趨勢。

圖2 醫(yī)療服務質(zhì)量泰爾指數(shù)及其分解

圖3 三大地區(qū)醫(yī)療服務質(zhì)量泰爾指數(shù)

表2 泰爾指數(shù)分解及貢獻率

2.2.1 泰爾指數(shù)變動趨勢

本次研究中，不良反應組患者輸血后凝血功能指標均較無不良反應組患者低，組間有明顯差異存在；兩組患者的血常規(guī)指標比對，差異不明顯。其可說明為異位妊娠大出血患者開展輸血治療的過程中，不良反應的出現(xiàn)可改變患者的凝血功能，為此在輸血治療前后，醫(yī)務人員需要加強對患者凝血功能監(jiān)測的力度，及時掌握患者的身體狀況，通過及時有效的干預降低并發(fā)癥發(fā)生率。

從圖2 和表2 可知，2005—2019 年我國醫(yī)療服務質(zhì)量泰爾指數(shù)呈明顯下降趨勢，其最高值為2005年的0.0356，最低值為2019 年0.0073，且地區(qū)內(nèi)泰爾指數(shù)始終高于地區(qū)間泰爾指數(shù)。相較于地區(qū)間泰爾指數(shù)的緩慢下降趨勢，地區(qū)內(nèi)泰爾指數(shù)則下降明顯，其走勢與總體泰爾指數(shù)相似，并在2008—2009 年出現(xiàn)較大幅度下降。從圖3 可知，在三大地區(qū)的泰爾指數(shù)中，東部地區(qū)的泰爾指數(shù)最高且降幅最大，在2008—2009 年出現(xiàn)明顯下降，與圖2 中地區(qū)內(nèi)泰爾指數(shù)在此期間大幅下降的趨勢相契合；中部地區(qū)泰爾指數(shù)在2011年前下降趨勢明顯，之后處于波動持平狀態(tài)；西部地區(qū)泰爾指數(shù)則呈階梯式下降趨勢。以上結(jié)論表明：我國醫(yī)療服務質(zhì)量的地區(qū)差異隨時間推移明顯下降，醫(yī)療服務的均等化水平不斷提高；雖然地區(qū)內(nèi)差異下降幅度最大，但地區(qū)內(nèi)差異始終大于地區(qū)間差異，各地區(qū)應注重地區(qū)內(nèi)的協(xié)調(diào)工作。

2.2.2 差異貢獻率

在差異貢獻率方面，由表2可知，組內(nèi)差異的貢獻率遠高于組間差異的貢獻率，且兩者之間的差異不斷擴大，呈現(xiàn)緩慢上升趨勢。其中，2005—2014年處于波動狀態(tài)，2014年之后則穩(wěn)定上升。組間差異的貢獻率總體呈現(xiàn)緩慢下降趨勢，其中2005—2014年與組內(nèi)差異的貢獻率呈反方向波動，2014年后平穩(wěn)下降。在三大地區(qū)泰爾指數(shù)的貢獻率方面，東部地區(qū)貢獻率遠超中西部地區(qū)，其貢獻率均值為42.61%，且自2012 年開始不斷上升；中部地區(qū)貢獻率均值為10.99%，變化較小且相對平穩(wěn)；西部地區(qū)貢獻率均值為18.30%，相比中部地區(qū)浮動較大。以上結(jié)果表明：地區(qū)內(nèi)差異是影響我國總體差異的首要因素，尤其是東部地區(qū)內(nèi)部的醫(yī)療服務發(fā)展不平衡問題突出。

2.3 醫(yī)療服務質(zhì)量的空間動態(tài)特征

在相對差異方面，上文已經(jīng)通過泰爾指數(shù)及其分解方法實現(xiàn)了對地區(qū)差異及其來源的細致分析。而在絕對差異方面，仍有待進一步考察。Kernel密度估計能夠直觀動態(tài)地呈現(xiàn)醫(yī)療服務質(zhì)量的整體形態(tài)和時序變化，與泰爾指數(shù)、基尼系數(shù)等地區(qū)差異分析工具相結(jié)合，已經(jīng)成為研究地區(qū)差異的重要方法[9—11]。因此，本文進一步利用Kernel密度估計分析中國醫(yī)療服務質(zhì)量的分布動態(tài)特征，以實現(xiàn)對地區(qū)絕對差異的考察。下頁圖4 報告了全國及三大地區(qū)醫(yī)療服務質(zhì)量的三維Kernel密度估計結(jié)果。

圖4 全國總體與東部、中部、西部地區(qū)醫(yī)療服務質(zhì)量分布動態(tài)

總體來看，全國醫(yī)療服務質(zhì)量的分布動態(tài)呈現(xiàn)如下特征：第一，從分布位置看，樣本觀測期內(nèi)醫(yī)療服務質(zhì)量分布曲線的中心點逐步向右移動，表明全國各省份的醫(yī)療服務質(zhì)量逐步提高，我國的醫(yī)療服務建設不斷取得成效。第二，從主峰形態(tài)看，主峰呈現(xiàn)高度逐步下降、寬度略微增大的趨勢，這意味全國總體醫(yī)療服務質(zhì)量的絕對差異有擴大趨勢。第三，從分布延展性看，曲線具有“右拖尾”特征，且呈現(xiàn)擴寬趨勢，這意味著醫(yī)療服務質(zhì)量高的省份與低的省份之間的差距逐漸擴大。第四，從極化趨勢看，全國總體醫(yī)療服務質(zhì)量存在多峰分布現(xiàn)象，呈現(xiàn)三個層次并存的分化式發(fā)展結(jié)構(gòu)。2010年之前，全國總體醫(yī)療服務質(zhì)量分布的主峰高度明顯高于側(cè)峰，2010年之后，側(cè)峰的高度逐漸上升，甚至在部分年份超過主峰，說明部分省份的醫(yī)療服務從低質(zhì)量快速發(fā)展為中等質(zhì)量水平，分化現(xiàn)象得到一定程度的緩解。

東部地區(qū)醫(yī)療服務質(zhì)量的分布動態(tài)特征如下：第一，分布曲線的中心點逐步向右移動，表明東部地區(qū)的醫(yī)療服務質(zhì)量逐步提高。第二，Kernel 密度曲線的峰值逐漸增大，意味著東部地區(qū)醫(yī)療服務發(fā)展呈集中趨勢。第三，東部地區(qū)醫(yī)療服務質(zhì)量存在右拖尾現(xiàn)象，這是由部分省份醫(yī)療服務質(zhì)量相對較高所致。第四，東部地區(qū)的醫(yī)療服務質(zhì)量的分布呈多峰分布狀態(tài)，同樣呈現(xiàn)三個層次并存的分化式發(fā)展結(jié)構(gòu)。2010 年以后主峰高度超過側(cè)峰，說明東部地區(qū)越來越多的省份從低質(zhì)量快速發(fā)展為中等質(zhì)量水平，地區(qū)內(nèi)的分化現(xiàn)象得到緩解。

中部地區(qū)醫(yī)療服務質(zhì)量分布動態(tài)特征如下：第一，在樣本觀測期內(nèi)，中部地區(qū)與東部地區(qū)的演變趨勢基本一致，總體表現(xiàn)為向右移動的趨勢，說明中部地區(qū)的醫(yī)療服務質(zhì)量正在逐步提高。第二，中部地區(qū)主峰峰值經(jīng)歷了先緩慢下降后上升的演變過程，但總體表現(xiàn)為主峰高度上升，這說明中部地區(qū)內(nèi)部醫(yī)療服務質(zhì)量分布呈集中趨勢。第三，中部地區(qū)呈單峰分布形式，說明中部地區(qū)醫(yī)療服務發(fā)展不存在多極分化現(xiàn)象。

西部地區(qū)醫(yī)療服務質(zhì)量分布動態(tài)特征如下：第一，在樣本觀測期內(nèi)，西部地區(qū)曲線的中心點不斷向右移動，表明西部地區(qū)的醫(yī)療服務質(zhì)量逐步提高。第二，與中部地區(qū)相似，西部地區(qū)醫(yī)療服務質(zhì)量分布的主峰峰值同樣經(jīng)歷了先緩慢下降后上升的演變過程，但總體表現(xiàn)為主峰高度上升，這說明西部地區(qū)內(nèi)部醫(yī)療服務質(zhì)量分布呈集中趨勢。第三，西部地區(qū)呈單峰分布形式，說明西部地區(qū)醫(yī)療服務發(fā)展不存在多極分化現(xiàn)象。

3 醫(yī)療服務質(zhì)量的收斂性分析

判斷我國醫(yī)療服務質(zhì)量的收斂性具有重要意義。如果我國醫(yī)療服務質(zhì)量的演變存在收斂特征，那么醫(yī)療服務落后地區(qū)會因其更高的增長率而逐漸追上醫(yī)療服務發(fā)達的地區(qū)，最終達到收斂狀態(tài)。這意味著在現(xiàn)行政策下，我國地區(qū)間醫(yī)療服務的發(fā)展具有趨同效應，對進一步推進醫(yī)療服務均等化具有積極意義。因此，在對我國地區(qū)間醫(yī)療服務質(zhì)量的絕對差異和相對差異進行分析的基礎(chǔ)上，本文進一步從σ收斂和β收斂兩個方面探究醫(yī)療服務質(zhì)量差異演變的收斂特征。

3.1 σ 收斂檢驗

圖5報告了在樣本觀測期內(nèi)，全國及三大地區(qū)醫(yī)療服務質(zhì)量σ系數(shù)和變異系數(shù)的動態(tài)變化趨勢。從圖5 中可以看出，σ系數(shù)與變異系數(shù)的走勢基本相同，因此本文主要以變異系數(shù)為例進行說明。從演變趨勢看，全國整體層面的變異系數(shù)隨著時間推移呈現(xiàn)明顯的下降趨勢。截至2019 年，全國層面的變異系數(shù)值比2005 年下降了0.241，下降幅度為56.19%。在地區(qū)層面，變異系數(shù)同樣呈現(xiàn)下降趨勢。截至2019 年，東、中、西三大地區(qū)的變異系數(shù)值比2005年分別下降了0.192、0.151、0.145，下降幅度分別達到47.49%、55.84%、49.96%。可見，無論是在全國整體還是地區(qū)層面，醫(yī)療服務質(zhì)量地區(qū)差異的演變趨勢都表現(xiàn)出σ收斂特征。

圖5 σ 收斂性檢驗結(jié)果

3.2 β 收斂檢驗

下頁表3 報告了全國和東、中、西三大地區(qū)醫(yī)療服務質(zhì)量的絕對β收斂與條件β收斂檢驗結(jié)果。為保證估計結(jié)果無偏且穩(wěn)健，所有回歸均控制了地區(qū)效應與時間效應，回歸系數(shù)的顯著性均由穩(wěn)健標準誤判斷。

表3 全國與三大地區(qū)醫(yī)療服務質(zhì)量絕對β 收斂和條件β 收斂檢驗結(jié)果

（1）絕對β收斂分析。全國和東、中、西三大地區(qū)醫(yī)療服務質(zhì)量的回歸系數(shù)均顯著小于0，表明全國與各地區(qū)醫(yī)療服務質(zhì)量的發(fā)展速度與初始值均為負相關(guān)關(guān)系，醫(yī)療服務質(zhì)量的分布在整體和區(qū)域?qū)用嫔暇嬖诮^對β收斂現(xiàn)象。這意味著，在不考慮區(qū)域異質(zhì)性的條件下，落后地區(qū)醫(yī)療服務的發(fā)展速度快于發(fā)達地區(qū)，最終將收斂到同一穩(wěn)態(tài)均衡水平。從收斂速度看，全國及東、中、西三大地區(qū)的收斂速度分別為0.015、0.018、0.023、0.016，呈現(xiàn)“中部＞東部＞西部”的空間分布特征。值得注意的是，絕對β收斂檢驗僅考慮了各地區(qū)的初始狀態(tài)，而沒有考慮經(jīng)濟發(fā)展水平等地區(qū)異質(zhì)性因素的影響。忽略這些因素可能會導致估計結(jié)果出現(xiàn)偏誤，因此需要對全國和各地區(qū)的條件β收斂特征進行檢驗，以確保結(jié)論的穩(wěn)健性。

（2）條件β收斂分析。在加入控制變量后，全國和東、中、西三大地區(qū)醫(yī)療服務質(zhì)量的回歸系數(shù)依然在1%的水平上顯著小于0，表明醫(yī)療服務質(zhì)量的分布在整體和區(qū)域?qū)用嫔暇嬖跅l件β收斂現(xiàn)象。換言之，在考慮了經(jīng)濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化率、對外開放度等地區(qū)異質(zhì)性因素后，各地區(qū)的醫(yī)療服務質(zhì)量依然能收斂到同一穩(wěn)態(tài)均衡水平。從收斂速度看，全國及東、中、西三大地區(qū)的收斂速度分別為0.025、0.027、0.035、0.032，呈現(xiàn)“中部＞西部＞東部”的空間分布特征，這表明在考慮相關(guān)異質(zhì)性因素后，收斂速度發(fā)生了變化。城鎮(zhèn)化率（urban）的系數(shù)在全國層面和東部、西部地區(qū)顯著大于0，表明提高城鎮(zhèn)化率不利于縮小地區(qū)差距；在中部地區(qū)的回歸系數(shù)雖然為正，但不顯著，因此無法對其影響做出明確判斷。對外開放度（open）的回歸系數(shù)在西部地區(qū)為正，且通過了1%的水平上的顯著性檢驗，表明擴大西部地區(qū)的對外開放有助于提升醫(yī)療服務質(zhì)量，但不利于縮小其內(nèi)部差距。財政自給率（finance）在中部地區(qū)顯著為負，表明提高財政自給率有助于縮小中部地區(qū)內(nèi)部的空間差異，而在全國和東西部地區(qū)的影響有待進一步研究。

4 結(jié)論

本文采用兩階段熵值法測度2005—2019年我國31個省份的醫(yī)療服務質(zhì)量，運用泰爾指數(shù)及其分解法、Kernel密度估計分析其地區(qū)差異，并利用σ系數(shù)、變異系數(shù)、面板模型考察其收斂特征。研究發(fā)現(xiàn)：（1）從發(fā)展趨勢看，在樣本期間內(nèi)，全國總體及三大地區(qū)的醫(yī)療服務質(zhì)量均呈現(xiàn)明顯的上升趨勢，但存在明顯差異，東部地區(qū)的醫(yī)療服務質(zhì)量始終最高，西部地區(qū)始終最低。（2）從相對差異看，我國醫(yī)療服務質(zhì)量呈現(xiàn)空間非均衡特征，地區(qū)內(nèi)差異是總體差異的主要來源，其中，東部地區(qū)的地區(qū)內(nèi)差異最大。從變化趨勢看，在考察期內(nèi)，全國和三大地區(qū)的泰爾指數(shù)下降明顯，地區(qū)差異問題有所緩解。（3）從動態(tài)分布看，全國和三大地區(qū)的Kernel密度曲線的主峰逐步向右移動，醫(yī)療服務質(zhì)量呈現(xiàn)明顯的上升趨勢。全國和東部地區(qū)存在右拖尾現(xiàn)象，且有明顯的側(cè)峰，呈現(xiàn)明顯的梯度特征；而中部和西部地區(qū)不存在明顯的分化現(xiàn)象。（4）從σ收斂特征看，σ系數(shù)、變異系數(shù)均呈現(xiàn)逐年下降的趨勢，存在σ收斂現(xiàn)象，收斂速度呈現(xiàn)“中部＞西部＞東部”的空間分布特征。從絕對β收斂特征看，全國和三大地區(qū)醫(yī)療服務質(zhì)量均存在絕對β收斂特征，收斂速度呈現(xiàn)“中部＞東部＞西部”的空間分布特征。從條件β收斂特征看，各地區(qū)均存在條件β收斂特征，收斂速度呈現(xiàn)“中部＞西部＞東部”的空間分布特征。從控制變量看，城鎮(zhèn)化率、對外開放度以及財政自給率會對醫(yī)療服務質(zhì)量的收斂性產(chǎn)生影響。