高嘉誠，劉 鑰，辛 宇，段凌楓

1.白俄羅斯國立大學哲學與社會科學系，白俄羅斯 明斯克 220030；2.昆明文理學院馬列部，云南 昆明 650221；3.云南大學公共政策研究院，云南 昆明 650091

數(shù)字時代背景下，互聯(lián)網(wǎng)作為各類數(shù)字技術的底層技術已經(jīng)對一系列產(chǎn)業(yè)結構和經(jīng)濟發(fā)展模式產(chǎn)生了顯著的影響，催生、再造了很多新模式［1］。其中，互聯(lián)網(wǎng)與醫(yī)療服務正處于深度融合的狀態(tài)［2］。中國互聯(lián)網(wǎng)絡信息中心（CNNIC）最新發(fā)布的第48 次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》顯示，截至2021年6月，我國在線醫(yī)療用戶規(guī)模達到了2.39億，占網(wǎng)民整體的23.7%?；ヂ?lián)網(wǎng)破除時空限制的特性不僅可以實現(xiàn)“跨時空”的醫(yī)療服務縱向整合，優(yōu)化醫(yī)療資源配置［3］，推動醫(yī)療資源下沉，擴大醫(yī)療資源服務半徑［4-5］，促進醫(yī)療資源均等化、扁平化分布［3］，在盤活醫(yī)療資源存量的同時，做大增量［6］，還可以對原有醫(yī)療服務供給方式產(chǎn)生“外擴”效應，在充分調動醫(yī)療服務供給方擴展服務“時空”領域積極性的同時［7］，提升醫(yī)療服務深度，實現(xiàn)醫(yī)療資源效用最大化［6］，并轉變此前粗放型的高投入低效率經(jīng)營模式，提高醫(yī)療服務質量與醫(yī)療資源利用效率［2］。

但需要注意的是，在高速推進互聯(lián)網(wǎng)醫(yī)療建設過程中也同樣存在諸多問題。一方面，互聯(lián)網(wǎng)醫(yī)療廣告泛濫，極易與健康信息混淆［6］，產(chǎn)生信息誤導；另一方面，互聯(lián)網(wǎng)醫(yī)療還可能存在過度建設基礎設施的問題。當前學界普遍認為應當進一步加強互聯(lián)網(wǎng)建設，如擴大數(shù)據(jù)接口，提升互聯(lián)網(wǎng)用戶規(guī)模［2，8］，且均從定性角度進行研究，這很可能高估互聯(lián)網(wǎng)建設對醫(yī)療資源服務效率的積極影響，甚至產(chǎn)生悖論。此外，當前學界鮮少將醫(yī)療資源服務效率進行分解研究，無法厘清互聯(lián)網(wǎng)建設是通過作用于醫(yī)療資源利用效率去影響醫(yī)療資源服務效率，還是通過作用于規(guī)模效率去影響醫(yī)療資源服務效率，抑或是兩者皆有。為此，本文在采用全局非導向超效率SBM（Super-SBM）模型對醫(yī)療資源服務效率進行科學測度的基礎上，構建面板向量自回歸（PVAR）模型以考察互聯(lián)網(wǎng)建設如何影響醫(yī)療資源服務效率，通過分解該效率，了解互聯(lián)網(wǎng)建設對醫(yī)療資源利用效率與規(guī)模效率的影響，為互聯(lián)網(wǎng)醫(yī)療建設提供參考。

一、研究設計

（一）模型的選擇與構建

1.效率測度模型的選擇與構建

為了更有效地進行縱向對比分析，本文參考現(xiàn)有研究［9-10］，采用全局非導向Super-SBM 模型對我國31 個省（自治區(qū)、直轄市）醫(yī)療資源服務效率進行測度。全局非導向Super-SBM 模型和傳統(tǒng)的數(shù)據(jù)包絡分析（DEA）模型相比具有如下三方面優(yōu)勢：一是全局參比條件下的DEA 模型可以克服傳統(tǒng)DEA 模型所測度的決策單元效率值不可跨期對比問題［9］；二是非導向條件下的DEA 模型可以同時從投入與產(chǎn)出角度對決策單元的效率值進行評價，測度結果更具綜合性；三是Super-SBM 模型可以解決有效決策單元（采用標準效率模型所測度出效率值為1 的決策單元）的效率值排名問題［9］。相應模型構建如下。

上式中，θ代表醫(yī)療資源服務效率值；xio（i=1，2，…，p；o=1，2，…，31）與yro（r=1，2，…，q；o=1，2，…，31）分別代表投入向量x與產(chǎn)出向量y中的各投入要素；λ為列向量，s-i代表投入向量的松弛向量；s+r代表產(chǎn)出向量的剩余向量。在此基礎上放寬規(guī)模不變的假定，測度出醫(yī)療資源利用效率，并通過將醫(yī)療資源服務效率與醫(yī)療資源利用效率相除，得到規(guī)模效率。

2.實證分析模型的選擇與構建

為了更好地評估互聯(lián)網(wǎng)建設對醫(yī)療資源服務效率的沖擊影響，結合本文樣本數(shù)據(jù)的面板結構，采用PVAR 模型進行實證分析。PVAR 模型和傳統(tǒng)模型相比具有如下兩方面優(yōu)勢：一是PVAR 模型能夠更好地消除變量間的內生性，使估計結果更具有效性；二是PVAR 模型的前提假定條件更加寬松，基本上樣本數(shù)據(jù)的時間長度只需比滯后階數(shù)多3 期就符合建?；A。相應模型構建如下：

（1）（2）（3）式中，TEi,t代表第i個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）第t期的醫(yī)療資源服務效率；PTEi,t代表第i個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）第t期的醫(yī)療資源利用效率；SEi,t代表第i個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）第t期的規(guī)模效率；Xi,t代表第i個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）第t期的一系列互聯(lián)網(wǎng)建設指標；α1、β1與γ1代表截距項向量；Ni與Ti分別代表個體固定效應和時間效應；μi,t、εi,t與ωi,t代表隨機擾動項。

（二）指標體系構建與實證變量選取

1.投入與產(chǎn)出指標選取

在參考現(xiàn)有研究的基礎上，本文選取衛(wèi)生人員數(shù)X1［11-13］作為勞動投入要素，床位數(shù)X2［8，13-16］與醫(yī)療機構數(shù)X3［14，17］作為資本投入要素；選取診療人次Y1［12，14，17-18］、手術人次Y2［11，13，15-16］、住院人數(shù)Y3［12，15］與出院人數(shù)Y4［14，15，17-19］作為醫(yī)療服務產(chǎn)出指標。

2.實證變量選取

根據(jù)現(xiàn)有互聯(lián)網(wǎng)醫(yī)療建設的相關基礎設施指標［2，8］，本文選取網(wǎng)頁數(shù)、域名數(shù)、互聯(lián)網(wǎng)接口數(shù)與互聯(lián)網(wǎng)接入用戶數(shù)作為互聯(lián)網(wǎng)建設的4個代理指標引入PVAR 模型，考察互聯(lián)網(wǎng)建設對醫(yī)療資源服務效率、醫(yī)療資源利用效率與規(guī)模效率的影響。

（三）數(shù)據(jù)來源及說明

本文數(shù)據(jù)來源于《中國衛(wèi)生統(tǒng)計年鑒》《中國衛(wèi)生和計劃生育統(tǒng)計年鑒》，以及國家統(tǒng)計局關于互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展指標的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，涵蓋了2011—2018年31 個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）醫(yī)療資源投入與產(chǎn)出以及互聯(lián)網(wǎng)建設的相關數(shù)據(jù)。

二、結 果

（一）效率測度結果

表1 報告了所測度出的我國醫(yī)療資源服務效率、醫(yī)療資源利用效率與規(guī)模效率的整體均值情況。可以發(fā)現(xiàn)，盡管我國醫(yī)療資源服務效率整體有效性較弱，但呈較大幅度的上升趨勢。在對我國醫(yī)療資源服務效率分解后發(fā)現(xiàn)，我國醫(yī)療資源利用效率的較大幅度提升是促進該上升趨勢的主要原因，而規(guī)模效率則變動較小。

表1 效率測度結果

（二）單位根檢驗

數(shù)據(jù)平穩(wěn)是構建PVAR 模型的前提條件，若數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，則需要進行適當?shù)牟罘痔幚韥淼玫狡椒€(wěn)數(shù)據(jù)，再建立PVAR 模型。IPS、ADF、PP 檢驗（表2）顯示，原序列只有網(wǎng)頁數(shù)這一指標平穩(wěn)，其余變量均不平穩(wěn)。對原序列進行一階差分后，各變量均達到平穩(wěn)狀態(tài)。此外，LR 值、FPE 值、AIC 值與HQ 值均顯示模型的最優(yōu)滯后期為3，據(jù)此建立關于一階差分后的醫(yī)療資源服務效率、醫(yī)療資源利用效率、規(guī)模效率、網(wǎng)頁數(shù)、域名數(shù)、互聯(lián)網(wǎng)接口數(shù)與互聯(lián)網(wǎng)接入用戶數(shù)的三階面板向量自回歸模型，命名為PVAR（3）。

表2 單位根檢驗

（三）穩(wěn)定性檢驗

滯后結構分析顯示，模型所有特征根的倒數(shù)模均小于1，位于單位圓內。因此，本文建立的PVAR（3）模型是穩(wěn)定的，結果見圖1。

圖1 PVAR模型的穩(wěn)定性檢驗

（四）脈沖響應函數(shù)分析

圖2 展示了互聯(lián)網(wǎng)建設的4 個指標（網(wǎng)頁數(shù)、域名數(shù)、互聯(lián)網(wǎng)接口數(shù)與互聯(lián)網(wǎng)接入用戶數(shù)）對醫(yī)療資源服務效率、利用效率及規(guī)模效率所產(chǎn)生的沖擊效應。

對于醫(yī)療資源服務效率而言（圖2A），網(wǎng)頁數(shù)的1 個標準差新息會立即對醫(yī)療資源服務效率產(chǎn)生微弱的正向影響，隨后開始緩慢上升直至第3 期達到峰值，然后逐漸下降，直到第6期產(chǎn)生微弱的負向影響，并在第7 期達到谷值，在這之后影響逐漸消失?；ヂ?lián)網(wǎng)接口數(shù)的1個標準差新息對醫(yī)療資源服務效率的前兩期影響較弱，隨后迅速上升直到第4 期達到峰值，然后迅速下降，并在第7 期達到谷值，在這之后影響逐漸消失。域名數(shù)與互聯(lián)網(wǎng)接入用戶數(shù)的1個標準差新息均會立即對醫(yī)療資源服務效率產(chǎn)生微弱的負向影響，并在第2期達到谷值，在這之后影響逐漸消失。

圖2 逐期脈沖響應函數(shù)圖

將互聯(lián)網(wǎng)建設的4 個指標（網(wǎng)頁數(shù)、域名數(shù)、互聯(lián)網(wǎng)接口數(shù)、互聯(lián)網(wǎng)接入用戶數(shù)）對醫(yī)療資源服務效率所產(chǎn)生的累積沖擊效應匯總成圖3，可以發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)建設對醫(yī)療資源服務效率的影響存在階段性。整體來看，互聯(lián)網(wǎng)建設短期內會使醫(yī)療資源服務效率下降，直到第4期才開始產(chǎn)生正向影響，之后逐漸趨于平穩(wěn)，但各指標對該效率的影響具有很大差異性。具體來看，域名數(shù)與互聯(lián)網(wǎng)接入用戶數(shù)的增加會使醫(yī)療資源服務效率呈較大幅度的持續(xù)性下降，并逐漸趨于平穩(wěn)；網(wǎng)頁數(shù)的增加會使醫(yī)療資源服務效率呈持續(xù)性小幅上升，并逐漸趨于平穩(wěn)；互聯(lián)網(wǎng)接口數(shù)增加所產(chǎn)生的影響具有突變性，短期來看，互聯(lián)網(wǎng)接口數(shù)的增加會使醫(yī)療資源服務效率小幅下降，但長期來看，互聯(lián)網(wǎng)接口數(shù)的增加會使醫(yī)療資源服務效率呈突變性大幅上升，盡管隨后存在一定回落，但最終趨于平穩(wěn)。

圖3 醫(yī)療資源服務效率的累積脈沖響應函數(shù)圖

對于醫(yī)療資源利用效率而言（圖2B），網(wǎng)頁數(shù)的1 個標準差新息對醫(yī)療資源利用效率存在滯后影響，直到第2期才開始產(chǎn)生微弱的正向影響，隨后開始緩慢上升直到第4 期達到峰值，在這之后迅速下降，影響逐漸消失。域名數(shù)的1個標準差新息會立即對醫(yī)療資源利用效率產(chǎn)生微弱的負向影響，然后迅速下降，并在第2期達到谷值，隨后緩慢上升直到第5期達到峰值，在這之后波動下降，影響逐漸消失?；ヂ?lián)網(wǎng)接口數(shù)的1個標準差新息會立即對醫(yī)療資源利用效率產(chǎn)生微弱的正向影響并緩慢上升至第3期，隨后迅速上升直到第4期達到峰值，在這之后迅速下降，并在第7期達到谷值后逐漸消失?；ヂ?lián)網(wǎng)接入用戶數(shù)的1個標準差新息對醫(yī)療資源利用效率也存在滯后影響，直到第2期才開始產(chǎn)生微弱的正向影響，隨后迅速上升直到第3 期達到峰值，在這之后緩慢下降，在第6期達到谷值后逐漸消失。

將互聯(lián)網(wǎng)建設的4 個指標（網(wǎng)頁數(shù)、域名數(shù)、互聯(lián)網(wǎng)接口數(shù)、互聯(lián)網(wǎng)接入用戶數(shù)對醫(yī)療資源利用效率）所產(chǎn)生的累積沖擊效應匯總成圖4，可以發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)建設對醫(yī)療資源利用效率的影響存在滯后性。整體來看，互聯(lián)網(wǎng)建設在前2期不會對醫(yī)療資源利用效率產(chǎn)生顯著影響，但第3期以后會持續(xù)性大幅提升該效率，并最終趨于平穩(wěn)，各指標對該效率的影響具有很大差異性。具體來看，網(wǎng)頁數(shù)與互聯(lián)網(wǎng)接入用戶數(shù)的增加會使醫(yī)療資源利用效率呈持續(xù)性小幅上升，并逐漸趨于平穩(wěn)；互聯(lián)網(wǎng)接口數(shù)增加所產(chǎn)生的影響具有突變性，短期來看，互聯(lián)網(wǎng)接口數(shù)的增加會使醫(yī)療資源利用效率小幅上升，但長期來看，互聯(lián)網(wǎng)接口數(shù)的增加會使醫(yī)療資源利用效率呈持續(xù)性大幅上升，并逐漸趨于平穩(wěn)；域名數(shù)增加所產(chǎn)生的影響具有階段性，短期來看，域名數(shù)的增加會使醫(yī)療資源利用效率呈持續(xù)性小幅下降，中期來看，域名數(shù)的增加會使醫(yī)療資源利用效率略有回升，但整體仍為負向影響，長期來看，域名數(shù)的增加會使醫(yī)療資源利用效率小幅上升，并逐漸趨于平穩(wěn)。

圖4 醫(yī)療資源利用效率的累積脈沖響應函數(shù)圖

對于醫(yī)療資源規(guī)模效率而言（圖2C），網(wǎng)頁數(shù)的1 個標準差新息會立即對規(guī)模效率產(chǎn)生微弱的正向影響，隨后緩慢上升直到第2期達到峰值，在這之后迅速下降，并在第4 期達到谷值，盡管此后波動上升，但影響逐漸消失。域名數(shù)的1 個標準差新息會立即對規(guī)模效率產(chǎn)生微弱的負向影響，隨后迅速下降直到第2期達到谷值，在這之后迅速上升直到第4期達到峰值，此后迅速下降，直到第8期才再度上升，但影響仍為負并逐漸消失?；ヂ?lián)網(wǎng)接口數(shù)的1個標準差新息會立即對規(guī)模效率產(chǎn)生微弱的負向影響，隨后迅速下降再迅速上升直到第3期達到峰值，在這之后迅速下降直到第6期達到谷值，盡管此后再次迅速上升，但影響仍為負并逐漸消失?；ヂ?lián)網(wǎng)接入用戶數(shù)的1個標準差新息會立即對規(guī)模效率產(chǎn)生微弱的負向影響，隨后迅速下降直到第4期達到谷值，在這之后迅速上升直到第6期達到峰值，但影響仍為負并逐漸消失。

將互聯(lián)網(wǎng)建設的4 個指標（網(wǎng)頁數(shù)、域名數(shù)、互聯(lián)網(wǎng)接口數(shù)、互聯(lián)網(wǎng)接入用戶數(shù)）對醫(yī)療資源規(guī)模效率所產(chǎn)生的累積沖擊效應匯總成圖5，可以發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)建設整體上降低了規(guī)模效率。具體來看，網(wǎng)頁數(shù)增加所產(chǎn)生的影響具有階段性，短期來看，網(wǎng)頁數(shù)的增加會使規(guī)模效率小幅上升，但長期來看，網(wǎng)頁數(shù)的增加會使規(guī)模效率呈持續(xù)性小幅下降，并逐漸趨于平穩(wěn)；域名數(shù)、互聯(lián)網(wǎng)接口數(shù)與互聯(lián)網(wǎng)接入用戶數(shù)的增加均會使規(guī)模效率呈不同程度的持續(xù)性下降，盡管在這過程中域名數(shù)與互聯(lián)網(wǎng)接口數(shù)增加所產(chǎn)生的影響均有過不同程度的回升，但最終均逐漸趨于平穩(wěn)。

圖5 醫(yī)療資源規(guī)模效率的累積脈沖響應函數(shù)圖

三、討 論

（一）互聯(lián)網(wǎng)建設短期會降低醫(yī)療資源服務效率，但長期來看則會提升該效率

互聯(lián)網(wǎng)建設整體上在短期內會降低醫(yī)療資源服務效率，但長期來看則會提升該效率。分解醫(yī)療資源服務效率后發(fā)現(xiàn)，造成這種發(fā)展趨勢的原因在于互聯(lián)網(wǎng)建設對醫(yī)療資源利用效率的促進效應具有一定滯后性，其影響在前期較弱；而互聯(lián)網(wǎng)建設對規(guī)模效率的抑制效應盡管在后期的作用力度弱于其對醫(yī)療資源利用效率的促進效應，但該抑制效應在前期的作用力度更強。

（二）互聯(lián)網(wǎng)建設提升了醫(yī)療資源服務效率，但存在差異性

互聯(lián)網(wǎng)建設整體上提升了醫(yī)療資源服務效率，但4項指標對該效率的影響存在明顯的差異性。增加域名數(shù)與互聯(lián)網(wǎng)接入用戶數(shù)，無論是短期抑或是長期均會降低醫(yī)療資源服務效率；增加網(wǎng)頁數(shù)會提升醫(yī)療資源服務效率，但短期內效果有限；增加互聯(lián)網(wǎng)接口數(shù)短期內會降低醫(yī)療資源服務效率，但長期來看該收益是相當明顯的，尤其是在中期產(chǎn)生的正向沖擊效應。

（三）互聯(lián)網(wǎng)建設整體上提升了醫(yī)療資源利用效率，但個別指標對該效率存在負向影響

互聯(lián)網(wǎng)建設整體上提升了醫(yī)療資源利用效率，但個別指標對該效率存在負向影響。增加網(wǎng)頁數(shù)、互聯(lián)網(wǎng)接口數(shù)與互聯(lián)網(wǎng)接入用戶數(shù)均會提升醫(yī)療資源利用效率，特別是互聯(lián)網(wǎng)接口數(shù)在中期以后所帶來的沖擊效應尤為明顯，但增加域名數(shù)會在很長一段時間內對醫(yī)療資源利用效率產(chǎn)生負向影響，之后才能產(chǎn)生微弱的正向影響。

（四）互聯(lián)網(wǎng)建設整體上降低了規(guī)模效率

互聯(lián)網(wǎng)建設整體上降低了規(guī)模效率，并且4 個指標均對該效率產(chǎn)生了不同程度的負向影響。增加網(wǎng)頁數(shù)、域名數(shù)、互聯(lián)網(wǎng)接口數(shù)與互聯(lián)網(wǎng)接入用戶數(shù)均會降低規(guī)模效率，特別是互聯(lián)網(wǎng)接口數(shù)與互聯(lián)網(wǎng)接入用戶數(shù)在中期以后所帶來的抑制效應尤為明顯。

四、建 議

（一）減少對域名的投資建設

域名的投資建設無論是對醫(yī)療資源服務效率還是規(guī)模效率都存在較明顯的抑制效應，盡管其對醫(yī)療資源利用效率長期來看存在微弱的提升，但是前期會產(chǎn)生較明顯的抑制效應。因此，政府部門應當減少對域名的投資建設。

（二）加大對網(wǎng)頁數(shù)與互聯(lián)網(wǎng)接口數(shù)的投資建設

盡管網(wǎng)頁數(shù)與互聯(lián)網(wǎng)接口數(shù)的投資建設會對規(guī)模效率產(chǎn)生一定程度的負向影響，但兩者均會很大程度上提高醫(yī)療資源利用效率，進而提高醫(yī)療資源服務效率，特別是互聯(lián)網(wǎng)接口數(shù)的沖擊效應尤為明顯。因此，政府部門應當進一步加大對網(wǎng)頁數(shù)與互聯(lián)網(wǎng)接口數(shù)的投資建設。

（三）綜合衡量對互聯(lián)網(wǎng)接入用戶數(shù)的投資建設

關于互聯(lián)網(wǎng)接入用戶數(shù)的投資建設則具有相當程度的復雜性。盡管互聯(lián)網(wǎng)接入用戶數(shù)會大幅降低規(guī)模效率，進而導致醫(yī)療資源服務效率下降，但是互聯(lián)網(wǎng)接入用戶數(shù)對醫(yī)療資源利用效率的沖擊效應也非常值得注意。因此，政府部門應當綜合衡量對互聯(lián)網(wǎng)接入用戶數(shù)的投資建設。當某一地區(qū)當前規(guī)模效率較高、醫(yī)療資源利用效率較低，并且急需提高其醫(yī)療資源利用效率時，可以適當考慮增加互聯(lián)網(wǎng)接入用戶數(shù)的投資建設力度，來刺激提升其醫(yī)療資源利用效率。但是當某一地區(qū)當前規(guī)模效率較低時，必須減少對互聯(lián)網(wǎng)接入用戶數(shù)的投資建設，防止產(chǎn)生嚴重失衡。