陶群山，魏驊(安徽中醫(yī)藥大學(xué)醫(yī)藥經(jīng)濟管理學(xué)院，安徽合肥230012)

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我國基本衛(wèi)生服務(wù)均等化影響因素的固定效應(yīng)模型分析
——基于31個省級面板數(shù)據(jù)的研究

陶群山，魏驊
(安徽中醫(yī)藥大學(xué)醫(yī)藥經(jīng)濟管理學(xué)院，安徽合肥230012)

［摘要］人人享有基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)是我國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體制改革的目標，也關(guān)系著整個社會的穩(wěn)定與和諧發(fā)展?；谖覈拘l(wèi)生服務(wù)地區(qū)間差異的現(xiàn)實，在2007—2012年我國31個省級面板數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，運用主成分分析法，提取了基本衛(wèi)生服務(wù)均等化的特征指標，并通過變異系數(shù)分析得出我國的基本衛(wèi)生服務(wù)的地區(qū)差距呈逐年縮小的趨勢。在此基礎(chǔ)上建立了一個變截距固定效應(yīng)模型并選取基本衛(wèi)生服務(wù)均等化的投入和產(chǎn)出指標，分析了基本衛(wèi)生服務(wù)均等化的影響因素。研究發(fā)現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展、財政支出、社會保障支出以及衛(wèi)生監(jiān)督狀況與基本衛(wèi)生服務(wù)均等化水平呈正向變化關(guān)系。提高地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，完善財政轉(zhuǎn)移支付體系，增加社會保障支出以及加強衛(wèi)生服務(wù)運行的監(jiān)管對于基本衛(wèi)生服務(wù)均等化尤為重要。

［關(guān)鍵詞］基本衛(wèi)生服務(wù);均等化;影響因素;固定效應(yīng)模型

改革開放以來，我國衛(wèi)生服務(wù)事業(yè)取得了長足的發(fā)展，到2012年，我國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)機構(gòu)的總數(shù)為950 297所，其中醫(yī)院23 170家，鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院37 097所，社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心(站) 33 562個;我國衛(wèi)生人員總數(shù)為9 115 705人，醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)床位數(shù)572．48萬張。農(nóng)村醫(yī)療服務(wù)事業(yè)取得了明顯的進展，2012年我國村衛(wèi)生室數(shù)量為653 419個，鄉(xiāng)村醫(yī)生為1 094 419人，城鄉(xiāng)醫(yī)療網(wǎng)絡(luò)已基本形成。但是在衛(wèi)生事業(yè)快速發(fā)展的同時，衛(wèi)生資源配置的地區(qū)差距、城鄉(xiāng)差距明顯，醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體系的公平和效率問題突出，基本衛(wèi)生服務(wù)均等化問題日益凸現(xiàn)。2009年國家出臺的新醫(yī)改方案明確提出“實現(xiàn)人人享有基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)”的醫(yī)改目標和“建立健全覆蓋城鄉(xiāng)居民的基本醫(yī)療衛(wèi)生制度”的醫(yī)改任務(wù)?；踞t(yī)療衛(wèi)生服務(wù)逐漸成為一種公共產(chǎn)品，這實際是由科學(xué)技術(shù)的進步、經(jīng)濟水平和收入水平的發(fā)展以及政府官員和民眾在不同規(guī)則下的公共選擇所決定的［1］。基本衛(wèi)生服務(wù)是一種準公共產(chǎn)品，其需求費用是由政府和消費者共同承擔(dān)的，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、消費者收入水平、政府財政支持力度以及政府對公共產(chǎn)品運營狀況的監(jiān)督共同影響著基本衛(wèi)生服務(wù)的供給和有效需求，供求的不匹配會進一步影響到基本衛(wèi)生服務(wù)的均等化，因而本文在相關(guān)理論基礎(chǔ)上從基本衛(wèi)生服務(wù)供給和有效需求兩個方面選取相關(guān)變量，建立計量模型對基本衛(wèi)生服務(wù)均等化的影響機制進行實證分析。

一、文獻回顧

基本衛(wèi)生服務(wù)均等化的研究主要表現(xiàn)在以下幾個方面:基本衛(wèi)生服務(wù)的含義最初由世界銀行的《1993年世界發(fā)展報告》中提出，基本衛(wèi)生服務(wù)包括基本公共衛(wèi)生服務(wù)包和基本醫(yī)療服務(wù)包在內(nèi)的一攬子基本衛(wèi)生項目。2008年全國衛(wèi)生會議上提出了基本衛(wèi)生服務(wù)的內(nèi)涵，其中公共衛(wèi)生服務(wù)領(lǐng)域范圍包括疾病預(yù)防控制、健康教育、婦幼保健以及計劃免疫等十二個領(lǐng)域，基本醫(yī)療領(lǐng)域包括基本藥物的采納、常見病、慢性病的診斷、治療與康復(fù)等。于風(fēng)華［2］認為公共衛(wèi)生服務(wù)均等化是指政府在不降低衛(wèi)生服務(wù)效率的前提下，按照公平和公正原則為公眾提供基本的、大致均等的公共衛(wèi)生服務(wù)和基本醫(yī)療服務(wù)。楊宜勇和劉永濤［3］篩選了基本衛(wèi)生服務(wù)均等化指標，例如每千人公共衛(wèi)生機構(gòu)床位數(shù)、每千人公共衛(wèi)生人員數(shù)等，通過變異系數(shù)和偏離度指標對地區(qū)間的基本衛(wèi)生服務(wù)均等化進行了測度，得出我國地區(qū)間衛(wèi)生服務(wù)差距較大。關(guān)于基本衛(wèi)生服務(wù)均等化的影響因素研究，Obinna Onwujekwe，Benjamin Uzochukwu［4］研究了尼日利亞不同地區(qū)的基本衛(wèi)生保健服務(wù)的支付方式后得出基本公共衛(wèi)生服務(wù)的分期付款方式有利于提高經(jīng)濟落后地區(qū)的衛(wèi)生服務(wù)公平性。李齊云、劉小勇［5］運用1997—2006年中國大陸省級面板數(shù)據(jù)驗證了財政分權(quán)和轉(zhuǎn)移支付對中國公共衛(wèi)生服務(wù)均等化的影響，認為財政分權(quán)加劇了地區(qū)間的人均衛(wèi)生經(jīng)費支出，而財政轉(zhuǎn)移支付則縮小了地區(qū)間的可及性衛(wèi)生服務(wù)產(chǎn)出差距。李曉燕［6］在我國1999—2010年30個省級面板數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上以基本公共衛(wèi)生服務(wù)水平為被解釋變量，人均GDP、政府轉(zhuǎn)移支付以及社會保障支出為解釋變量，分析了區(qū)域基本衛(wèi)生服務(wù)的影響因素。本文在相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，運用主成分分析法提取了基本衛(wèi)生服務(wù)均等化特征指標，從地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、政府財政支持狀況、社會保障以及衛(wèi)生監(jiān)督等方面分析了其影響因素，并將地區(qū)人均門診數(shù)量作為衛(wèi)生服務(wù)均等化的產(chǎn)出指標進行對照分析，力求使得研究更加全面和精準化。

二、研究假說和計量模型

(一)研究假說

我國的基本衛(wèi)生服務(wù)呈現(xiàn)明顯的地區(qū)差距、城鄉(xiāng)差距，導(dǎo)致衛(wèi)生服務(wù)差距的原因很多，參考相關(guān)研究和理論，本研究認為地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、政府對衛(wèi)生服務(wù)事業(yè)的財政支持力度、社會保障水平及其覆蓋程度以及衛(wèi)生服務(wù)監(jiān)督是影響基本衛(wèi)生服務(wù)均等化的重要因素。

1．地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平關(guān)于地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平和公共服務(wù)差距之間的關(guān)系，相關(guān)學(xué)者進行了理論和實證的研究。林萬龍［7］構(gòu)建了一個城鄉(xiāng)兩部門在內(nèi)的經(jīng)濟模型探討了經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)公共產(chǎn)品供給的影響，認為城鄉(xiāng)公共服務(wù)存在的差異在一定程度上是由于受到特定經(jīng)濟發(fā)展水平的影響。滕堂偉、林利劍［8］運用江蘇省13個市的實證數(shù)據(jù)分析了區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平和公共服務(wù)差距的關(guān)系，認為兩者之間存在顯著的正相關(guān)，但兩者之間并不表現(xiàn)為絕對的關(guān)系，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平之外的因素也具有一定的影響作用。而基本衛(wèi)生服務(wù)屬于公共服務(wù)的一種，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的差異在一定程度上會影響衛(wèi)生服務(wù)的供給，從而影響基本衛(wèi)生服務(wù)的均等化。

2．財政支持政府對衛(wèi)生服務(wù)事業(yè)的財政支持有利于提高基本衛(wèi)生服務(wù)的供給能力，從而有利于實現(xiàn)基本衛(wèi)生服務(wù)的均等化。根據(jù)公共產(chǎn)品理論，基本衛(wèi)生服務(wù)的供給主體應(yīng)當(dāng)是政府，這是由基本衛(wèi)生服務(wù)的公共物品性質(zhì)所決定的?；拘l(wèi)生服務(wù)提供的目的是以預(yù)防疾病、改善生活環(huán)境和促進健康為目的的，這就決定了公共衛(wèi)生服務(wù)的公共物品性質(zhì)。政府財政支出增加，有利于公共物品的提供，這在環(huán)境質(zhì)量等公共物品提供的實證分析中得到驗證，Halkos和Paizanos［9］使用77個國家1980—2000年的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)財政支出規(guī)模擴大會使得環(huán)境質(zhì)量不斷得到改善。本研究將結(jié)合31個省級面板數(shù)據(jù)分析政府財政支出對基本衛(wèi)生服務(wù)提供的影響。

3．社會保障社會保障的目標是保障社會公民的基本生存和生活需要，特別是為公民在年老、生病、殘疾、困頓和失業(yè)等情況下提供特殊生活和醫(yī)療保障。社會保障體系建設(shè)涉及到城鎮(zhèn)醫(yī)療保險、城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險以及農(nóng)村合作醫(yī)療保險制度的建立，完善的社會保障體系的建立有利于居民基本醫(yī)療服務(wù)的享受并降低公眾的醫(yī)療服務(wù)支出，能夠有效地促進衛(wèi)生服務(wù)的均等化。

4．衛(wèi)生監(jiān)督衛(wèi)生監(jiān)督的主要任務(wù)是執(zhí)行國家衛(wèi)生法律法規(guī)，維護公共衛(wèi)生秩序和醫(yī)療服務(wù)秩序，保護人民群眾健康，促進經(jīng)濟社會協(xié)調(diào)發(fā)展。高效的衛(wèi)生監(jiān)督能夠規(guī)范基層醫(yī)療機構(gòu)的服務(wù)行為，提高工作質(zhì)量，有效地提高基層醫(yī)療機構(gòu)的覆蓋面以促進衛(wèi)生服務(wù)的均等化水平。

(二)計量模型

本文運用2007—2012年間全國31個省級面板數(shù)據(jù)進行回歸分析研究基本衛(wèi)生服務(wù)均等化的影響因素，因而需采取面板數(shù)據(jù)模型進行分析。面板數(shù)據(jù)的基本模型為

其中，參數(shù)αi，βi是不受個體影響的恒變量。

面板數(shù)據(jù)的模型分為不變系數(shù)模型、變截距模型和變系數(shù)模型三種，不變系數(shù)模型假設(shè)截面數(shù)據(jù)成員既無個體影響也不存在結(jié)構(gòu)變化，變截距模型假設(shè)截面成員存在個體影響但無結(jié)構(gòu)變化且個體影響可以用截距項差別來表示，變系數(shù)模型假設(shè)截面成員既存在個體影響也存在結(jié)構(gòu)變化，經(jīng)常通過協(xié)方差分析檢驗來加以區(qū)分，主要檢驗以下兩個假設(shè):

如果接受假設(shè)H2，則認為假設(shè)H2成立，模型為不變系數(shù)模型，無需進一步進行檢驗，如果拒絕H2，則需檢驗H1。如果接受H1，則認為樣本數(shù)據(jù)符合變截距模型，反之則認為樣本數(shù)據(jù)符合變系數(shù)模型。

假設(shè)H1，H2下檢驗統(tǒng)計量F1，F(xiàn)2分別為:

其中S1，S2是殘差平方和。

而變截距面板模型又分為固定影響變截距模型和隨機影響變截距模型兩種。在利用面板數(shù)據(jù)建模分析時要對個體影響對解釋變量的相關(guān)性進行檢驗，如果兩者不相關(guān)即為隨機影響變截距模型，反之則為固定影響變截距模型，通常需進行hausman檢驗。

建立回歸模型:

其中，medservice是被解釋變量，表示基本衛(wèi)生服務(wù)均等化指標，在定量分析中時媛媛、李林貴2014年研究［10］由醫(yī)療費用、醫(yī)護人員、醫(yī)療設(shè)備、醫(yī)療服務(wù)利用等方面的多項指標運用泰爾指數(shù)分析獲取。為了較全面和科學(xué)地把握衛(wèi)生服務(wù)均等化的影響因素，本文的基本衛(wèi)生服務(wù)均等化指標由投入指標和產(chǎn)出指標構(gòu)成，投入指標即為人均擁有衛(wèi)生服務(wù)資源數(shù)，是由每千人擁有衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)、每萬人擁有醫(yī)療機構(gòu)數(shù)量和每萬人擁有病床數(shù)量經(jīng)過主成分分析法提取的一個表征指標，產(chǎn)出指標是由各地區(qū)的人均門診數(shù)量來表示。

pergdp是解釋變量，表示地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，用人均GDP指標來表示。financial用來表示政府用于基本衛(wèi)生服務(wù)的財政支持，用衛(wèi)生機構(gòu)獲取的財政支出數(shù)量來表示。security表示社會保障支出，supervision表示衛(wèi)生監(jiān)督，用各地區(qū)的衛(wèi)生監(jiān)督人員數(shù)量指標衡量。

本文的數(shù)據(jù)主要來源于《中國衛(wèi)生統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。

三、各指標的統(tǒng)計描述

衛(wèi)生服務(wù)均等化指標。衛(wèi)生服務(wù)均等化指標是由衛(wèi)生服務(wù)均等化的投入指標和產(chǎn)出指標所構(gòu)成。衛(wèi)生服務(wù)均等化的投入指標是由人均衛(wèi)生服務(wù)資源數(shù)量運用主成分分析法提取的一個表征指標，主成分分析法是Hotelling提出的，是研究用原始變量的少數(shù)幾個線性組合來表征原始變量的絕大多數(shù)信息，其核心用較少的主成分來表示較多的信息變量以達到降維的目的。

這里運用SPSS17．0對人均擁有衛(wèi)生服務(wù)資源數(shù)即每千人擁有衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)、每萬人擁有醫(yī)療機構(gòu)數(shù)量和每萬人擁有病床數(shù)量等因素進行主成分分析。在進行主成分分析時，要先進行KMO＆Bartlett檢驗和相關(guān)變量的相關(guān)分析，檢驗結(jié)果顯示KMO值和變量相關(guān)性均在合適范圍內(nèi)，適合進行主成分分析。在進行主成分分析時，需提取特征值大于0．6的因子作為主成分，分析結(jié)果見表1。由表1可以看出因子1特征值是1．675，解釋原有3個原始變量總方差的55．831%，也即該因子的方差貢獻率是55．831%;因子1特征值是1．043，解釋原有3個原始變量總方差的34．773%，也即該因子的方差貢獻率是34．773%，兩因子的累計方差貢獻率是90．605%，能較好地表示原有變量的信息，將之提取為主成分，用E1，E2表示。

表1　因子方差貢獻率

確定主成分后還需分析各主成分變量的代表性，這要對因子載荷矩陣進行方差極大化正交旋轉(zhuǎn)，使得因子載荷的平方按列兩極分化，經(jīng)過旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣見表2。主成分E1上高載荷的指標有每千人擁有衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)、每萬人擁有病床數(shù)，主成分E2上高載荷指標為每萬人擁有醫(yī)療機構(gòu)數(shù)。

表2　正交旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣

表3　因子得分系數(shù)矩陣

表3是因子得分矩陣，是用回歸算法計算出來因子得分函數(shù)的系數(shù)，據(jù)此可以獲取下面的因子得分函數(shù):

然后再根據(jù)特征值計算出兩因子的貢獻率，由此計算出衛(wèi)生服務(wù)均等化指標。求解公式為: E = w1E1+ w2E2，其中wj=λj/∑λj，λj為因子特征值，E為衛(wèi)生服務(wù)均等化指標。將各因子特征值代入即可計算出衛(wèi)生服務(wù)均等化投入指標即人均衛(wèi)生資源數(shù)。根據(jù)全國人均衛(wèi)生資源數(shù)計算出2007—2012年各年人均衛(wèi)生資源數(shù)的平均值和標準差，如表4:

表4　2007—2012年全國人均衛(wèi)生資源數(shù)的平均值和標準差

2007—2012年全國人均衛(wèi)生服務(wù)資源數(shù)的變異系數(shù)變化趨勢見圖1。由圖1可以看出:我國的衛(wèi)生服務(wù)差距在逐漸縮小，2007年變異系數(shù)是0．22，中間幾年皆為0．23，變化趨勢不明顯，但從人均門診數(shù)的變異系數(shù)可以看出較明顯的變化趨勢。衛(wèi)生服務(wù)均等化的產(chǎn)出指標可以用人均門診數(shù)來表示。根據(jù)2007—2012年各年的全國各省市區(qū)的人均門診數(shù)計算出各年的平均數(shù)和標準差，再由此計算出各年度的變異系數(shù)，見圖1。從圖1可以看出:人均門診數(shù)變異系數(shù)變化較人均衛(wèi)生資源數(shù)呈明顯的下降趨勢，但從2009年開始，這一變異系數(shù)變化更為明顯，這與2009年啟動的新醫(yī)改政策關(guān)系密切。

區(qū)域發(fā)展水平。區(qū)域發(fā)展水平是影響衛(wèi)生服務(wù)均等化的重要因素，我國的區(qū)域發(fā)展水平存在明顯的不均衡，東部地區(qū)人均GDP要明顯高于中西部地區(qū)，2012年人均GDP最高的天津為93 173元，而最低的貴州省僅為19 710元，相差3．73倍。從變異系數(shù)來看，2007年的各省區(qū)的人均GDP是21 700元，變異系數(shù)是0．62，而2012年大幅上升，人均GDP是43 482元，變異系數(shù)為0．45。可見2007—2012年間區(qū)域發(fā)展水平呈上升趨勢，省際間差距也在不斷縮小。

圖1　2007—2012年間全國人均門診數(shù)變異系數(shù)變化趨勢圖

圖2　2007—2012年間全國省際財政資金補助變異系數(shù)變化趨勢圖

財政支持狀況。本文運用醫(yī)療機構(gòu)獲取政府財政補助資金數(shù)作為政府支持指標。我國醫(yī)療機構(gòu)所獲得的政府財政補助資金呈不斷上升的趨勢，2007年全國政府財政補助資金平均值為357 211萬元，到了2012年上升為885 172萬元，是2007年水平的2．48倍。圖2反映的是2007—2012年間的省際財政補助資金變異系數(shù)變化趨勢，由圖2也可以看出，從2009年以來變異系數(shù)逐漸降低，這說明全國省級財政補助資金差距在逐漸縮小，這與國家支持新醫(yī)改的財政轉(zhuǎn)移支付政策有關(guān)。

社會保障支出。2007年以來，我國的社會保障支出呈迅速增加趨勢，由表5可以看出，2007年省級社保平均支出是50．05億元，而2002年則上升為142．94億元，增加了1．86倍。社會保障支出的增加不僅能夠擴大醫(yī)療保障的覆蓋面和受益人群，而且提高了公眾接受基本醫(yī)療服務(wù)的支付能力。從各年省際醫(yī)療保障支出的差異來看，2007年醫(yī)療保障支出的標準差為42．97億元，2012年擴大為114．37億元，但從變異系數(shù)來看，醫(yī)療保障支出呈現(xiàn)明顯縮小的趨勢。

衛(wèi)生監(jiān)督?？紤]到指標數(shù)據(jù)的可得性，本文中的衛(wèi)生監(jiān)督水平用各地區(qū)的衛(wèi)生監(jiān)督人員數(shù)來衡量。從表5可以看出，全國衛(wèi)生監(jiān)督人員省際平均值2007年為2 346人，到2012年增長到2 688人，雖有增長，但變化較為平穩(wěn)。從標準差數(shù)值來看，2007年為1 354，到2012年擴大為1 645，有所增長。但從變異系數(shù)來看，則呈明顯擴大的趨勢，2007年衛(wèi)生監(jiān)督人員變異系數(shù)為0．58，到了2012年則上升到0．61，這表明各省市對衛(wèi)生服務(wù)事業(yè)運行情況監(jiān)督的重視存在較大的差距。

表5　2007—2012年間全國社會保障支出和衛(wèi)生監(jiān)督狀況

四、實證分析結(jié)果

1．?dāng)?shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗在進行模型分析前首先要對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗，以防止模型的回歸結(jié)果出現(xiàn)虛假回歸。先取衛(wèi)生服務(wù)均等化的投入指標人均衛(wèi)生資源數(shù)進行分析。對衛(wèi)生服務(wù)均等化、地區(qū)發(fā)展水平、財政支持、社會保障和衛(wèi)生監(jiān)督數(shù)據(jù)序列進行ADF單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)其原數(shù)列均為非平衡數(shù)量，不能通過ADF單位根檢驗，而一階差分序列的單位根檢驗均能通過ADF單位根檢驗，所有序列皆為同階單整I(1)序列，平穩(wěn)性檢驗效果明顯。在數(shù)據(jù)的Johnsan協(xié)整檢驗中，Kao檢驗中的t統(tǒng)計量為－5．204 672，p值為0．000 0，這說明變量序列之間存在協(xié)整關(guān)系，變量間具有長期穩(wěn)定的關(guān)系，可以進行回歸分析。

2．模型的選擇首先在不變系數(shù)模式、變截距模型和變系數(shù)模型中進行選擇，需要計算F統(tǒng)計量。經(jīng)計算得F2=10．7762＞1．46( 1．46是5%水平下的臨界值)，拒絕假設(shè)H2，則需檢驗H1;計算得F1=1．23＜1．55 ( 1．55是5%水平下的臨界值)，接受假設(shè)H1，所以模型屬于變截距模型。接下來運用Huasman檢驗對變截距模型下的固定性效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型的選擇進行分析，Huasman檢驗的統(tǒng)計量是34．330 982，p =0．000 0，所以采用固定效應(yīng)模型進行分析，固定效應(yīng)模型分析結(jié)果見表6模型一。同理對衛(wèi)生服務(wù)均等化的產(chǎn)出指標人均門診數(shù)作為被解釋變量進行分析，分析結(jié)果見表6模型二。

運用eviews7．0對模型進行估計，結(jié)果如表6:

表6　模型估計結(jié)果

由實證結(jié)果可以看出，對于模型一和模型二，不論被解釋變量人均衛(wèi)生服務(wù)均等化指標是從投入還是從產(chǎn)出角度來衡量，所有解釋變量包括地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、財政支持狀況、社會保障和衛(wèi)生監(jiān)督，對衛(wèi)生服務(wù)均等化的影響都是積極的，除了模型二中的衛(wèi)生監(jiān)督變量外，其他變量在5%的顯著水平上均通過了顯著性檢驗，而且模型的檢驗效果也是顯著的。

從地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平變量看，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平提高對衛(wèi)生服務(wù)均等化的促進作用是積極的，從人均資源擁有量來看，人均GDP每提高1萬元，衛(wèi)生服務(wù)均等化指標會提高2．07個單位;而人均門診數(shù)量看，人均GDP每提高1萬元，衛(wèi)生服務(wù)均等化指標會提高0．923個單位。模型一的作用效果要大于模型二，主要是由于地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平提高會直接促使政府提高對醫(yī)療服務(wù)設(shè)施以及醫(yī)療機構(gòu)人力資本的投入，而對人均門診數(shù)的影響則是間接的。

財政支持力度加強也會有利于衛(wèi)生服務(wù)的均等化，在模型一中，整個社會用于衛(wèi)生服務(wù)的財政支出每提高1億元，衛(wèi)生服務(wù)均等化指標會增加0．044 8個單位;而在模型二中，整個社會用于衛(wèi)生服務(wù)的財政支出每提高1億元，衛(wèi)生服務(wù)均等化指標會增加0．016 7個單位。模型一的效果稍微明顯于模型二，這是由于用于衛(wèi)生服務(wù)財政支出的增加會直接作用于城鄉(xiāng)衛(wèi)生服務(wù)設(shè)施的建設(shè)，從而有利于基本衛(wèi)生服務(wù)的均等化，而對人均門診量的作用也是間接的。

實證模型還可以看出社會保障支出的增加是有利于衛(wèi)生服務(wù)的均等化的。在模型一中，社會保障支出每增加1億元，衛(wèi)生服務(wù)均等化指標會增加0．000 435個單位;而在模型二中，社會保障支出每增加1億元，衛(wèi)生服務(wù)均等化指標會增加0．000 628個單位。在這一影響因素分析中，社會保障支出對于人均門診量的影響是直接的，因為社會保障支出的增加會直接影響公眾的衛(wèi)生服務(wù)支付能力，從而會導(dǎo)致人均門診量的增加。而社會保障支出對于人均擁有衛(wèi)生服務(wù)資源量的影響則是間接的，因而模型二的影響效果明顯于模型一，這與實際是吻合的。

最后，從衛(wèi)生監(jiān)督因素來看，衛(wèi)生監(jiān)督的加強也會促進衛(wèi)生服務(wù)的均等化。在模型一中，衛(wèi)生監(jiān)督每增加一個單位，衛(wèi)生服務(wù)均等化指標會增加0．002 928個單位;而在模型二中，衛(wèi)生監(jiān)督每增加一個單位，衛(wèi)生服務(wù)均等化指標會增加0．002 323個單位，但實證檢驗效果不顯著。這主要是由于衛(wèi)生監(jiān)督的加強，會促使衛(wèi)生服務(wù)部門改善醫(yī)療設(shè)施，提高服務(wù)水平和質(zhì)量以及基本衛(wèi)生服務(wù)的覆蓋面，從而有利于衛(wèi)生服務(wù)的均等化，但衛(wèi)生監(jiān)督對公眾衛(wèi)生服務(wù)需求的影響是間接的，因而從人均門診量角度檢驗效果不是很明顯。

五、結(jié)論和政策建議

(一)結(jié)論

本文在2007—2012年31個省級面板數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，運用主成分分析法抽取了基本衛(wèi)生服務(wù)均等化的特征指標，建立了一個變截距固定效應(yīng)分析模型，從地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展、財政支出、社會保障支出以及衛(wèi)生監(jiān)督方面分析了衛(wèi)生服務(wù)均等化的影響因素，并將人均門診量作為衛(wèi)生服務(wù)均等化的產(chǎn)出指標作為對照，建立了固定效應(yīng)模型從投入和產(chǎn)出指標兩個方面進行了對比分析。從投入指標即人均衛(wèi)生服務(wù)資源數(shù)指標來看，各影響因素對衛(wèi)生服務(wù)均等化的促進作用都是積極的;而從產(chǎn)出指標即人均門診數(shù)指標來看，影響因素中除衛(wèi)生監(jiān)督指標檢驗效果不明顯外，其他因素對衛(wèi)生服務(wù)均等化的促進作用也是較為顯著的。

研究發(fā)現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平對衛(wèi)生服務(wù)均等化的影響是較為明顯的，因而提高落后地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平就顯得非常重要，這主要是因為落后地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，會促進落后地區(qū)衛(wèi)生服務(wù)資源的供給能力以及居民的醫(yī)療支付水平的提高，進而實現(xiàn)基本衛(wèi)生服務(wù)的均等化的［1］。財政支出的增加以及政府對經(jīng)濟落后地區(qū)的均衡性轉(zhuǎn)移支付政策則是通過完善衛(wèi)生服務(wù)設(shè)施以及提高地區(qū)人力資本水平，并通過擴大基本衛(wèi)生服務(wù)覆蓋面而促進基本衛(wèi)生服務(wù)的均等化。社會保障支出的增加特別是農(nóng)村地區(qū)、落后地區(qū)社會保障的全覆蓋則是通過提高公眾的衛(wèi)生服務(wù)的支付能力，促進社會人均門診量的提高來實現(xiàn)基本衛(wèi)生服務(wù)的均等化。而衛(wèi)生監(jiān)督是基本衛(wèi)生服務(wù)均等化的外部因素，有效的衛(wèi)生監(jiān)督也會促使基層衛(wèi)生設(shè)施和就診條件的改善，衛(wèi)生服務(wù)質(zhì)量的提高并促進醫(yī)療服務(wù)水平的提高和醫(yī)療需求的改善而實現(xiàn)基本衛(wèi)生服務(wù)均等化的。

(二)政策建議

地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平是影響基本衛(wèi)生服務(wù)均等化的根本原因。地區(qū)發(fā)展實力增強，地區(qū)財政供給能力就會增強，人們的收入水平也會隨之提高，這將會有力地促進衛(wèi)生服務(wù)供給能力和基本衛(wèi)生服務(wù)的有效需求，從而有利于基本衛(wèi)生服務(wù)的均等化［11］。當(dāng)前我國地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展很不平衡，政府需加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和升級，加強對中西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)政策扶持，加快帶動經(jīng)濟落后地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展，提高這些地區(qū)經(jīng)濟實力和財政供給能力以及居民的收入水平。

完善財政轉(zhuǎn)移支付制度。健全政府財政投入保障機制，建立合理、有效的財政轉(zhuǎn)移支付體制，建立對省級政府以下均衡性轉(zhuǎn)移支付的穩(wěn)定增長機制，改善落后地區(qū)地方政府財政供給能力。加大地方財政支付水平，提高地方財政的自主支付能力。根據(jù)衛(wèi)生服務(wù)供給成本約束及需求狀況確定均等化財政轉(zhuǎn)移支付的公共產(chǎn)品標準，以便地方政府能夠提供標準化的基本衛(wèi)生服務(wù)。完善公共衛(wèi)生服務(wù)的支付方式，提高公共衛(wèi)生財政資金投入效率。

健全社會保障體系。社會保障支付政策有利于降低公眾的衛(wèi)生服務(wù)支出水平，從而有利于提高他們的基本衛(wèi)生服務(wù)需求，社會保障在地區(qū)間、城鄉(xiāng)間的差別必然會影響公眾的支付能力從而影響衛(wèi)生服務(wù)需求。實現(xiàn)基本衛(wèi)生服務(wù)的均等化需要實現(xiàn)社會保障服務(wù)的均等化，建立居民統(tǒng)一的基本醫(yī)療保險制度，實現(xiàn)基本養(yǎng)老保險和社會救助的全覆蓋。健全社保預(yù)算管理制度，實現(xiàn)社?；鸾y(tǒng)一管理，提高社?；鸬睦眯省Ｍㄟ^政府財政轉(zhuǎn)移支付提高財政困難地區(qū)地方政府的社會保障服務(wù)能力。

加強政府對衛(wèi)生服務(wù)運行的監(jiān)管。政府要強化衛(wèi)生服務(wù)的監(jiān)督能力，規(guī)范醫(yī)療機構(gòu)的服務(wù)行為，明確各級醫(yī)療機構(gòu)的職業(yè)范圍，提高衛(wèi)生服務(wù)質(zhì)量。要開展對公眾衛(wèi)生法律、法規(guī)的宣傳教育，特別是基本衛(wèi)生服務(wù)均等化的政策宣傳。

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［責(zé)任編輯:靳香玲］

An Analysis of the Fixed Effects Mode of Influencing Factors in the Equalization of China’s Basic Health Services: A Study of 31 Provincial Panel Data

TAO Qun-shan，WEI Hua
( School of Medical Economics and Management，Anhui University of Chinese Medicine，Hefei 230012，China)

Abstract:Everyone has access to basic medical and health services，which is the goal of China＇s medical and health service system reform and also related to the stability and harmonious development of the entire society．According to the reality of regional differences in China’s basic health services，the paper，on the basis of 31 provincial panel data in China from 2007 to 2012，adopts the principal components analysis to extract the feature indexes related to the equalization of basic health services，while applying the coefficient of variation to conclude that regional differences tend to decrease gradually in China’s basic health services．Furthermore，a fixed effects mode with variable intercept is set up to select the input and output indexes related to the equalization of basic health services，analyzing its influencing factors．The study discovers a positive correlation between the level of equalization of basic health services as well as regional economic development，fiscal expenditure，social security expenditure and health supervision．It is of great significance for the equalization of basic health services to increase the level of regional economic development，improve the system of fiscal payment，enlarge the social security spending and strengthen the supervision on health service operation．

Key words:basic health service; equalization; influencing factor; fixed effects mode

［中圖分類號］F 224．0，F(xiàn) 632．1

［文獻標志碼］A

［文章編號］1004－1710(2016) 02－0051－08

［收稿日期］2015－11－20

［基金項目］安徽省軟科學(xué)重點項目(1502052040)

［作者簡介］陶群山( 1973－)，男，安徽無為人，安徽中醫(yī)藥大學(xué)醫(yī)藥經(jīng)濟管理學(xué)院副教授，博士，主要從事公共經(jīng)濟、衛(wèi)生經(jīng)濟研究。