袁瀟瀟,陳憲澤,黃靖,沈富兒

(福建中醫(yī)藥大學(xué)人文與管理學(xué)院,福建 福州 350122)

堅(jiān)持以基層為重點(diǎn)推動健康中國建設(shè),是新形勢下衛(wèi)生與健康工作的重要方針,是中國醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)發(fā)展的歷史選擇。基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)主要包括基本醫(yī)療服務(wù)和公共衛(wèi)生服務(wù),是實(shí)現(xiàn)人人享有初級衛(wèi)生保健目標(biāo)的基本環(huán)節(jié)[1],“強(qiáng)基層”被視為新醫(yī)改的突破口。幸福感(Subjective well-being,SWB)是個體以自身價值取向及需求為基礎(chǔ)在物質(zhì)和精神生活被滿足時所收獲的積極心理體驗(yàn)[2]。社會公平感(Social fairness perception,SFP)是個體基于自身判斷標(biāo)準(zhǔn)對社會的公平程度做出的主觀評價[3]。兩者都具有多學(xué)科特征和多面向性,既可衡量個體生活質(zhì)量,也被政府和學(xué)界視為監(jiān)測及評價各類公共服務(wù)的核心指標(biāo)[4-5]。在“以人民為中心”發(fā)展醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)及“滿足人民美好生活需要”的新時代背景下,以居民的主觀感知來評價基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)有著重要意義。綜合現(xiàn)有文獻(xiàn),基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)對居民幸福感的正向影響被驗(yàn)證[6],居民社會公平感與幸福感之間的正向聯(lián)系也被證實(shí)[7],然而,基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)對幸福感的正向影響是否會因個體社會公平感的不同而存在異質(zhì)性的問題則鮮有文獻(xiàn)關(guān)注但極具研究價值,對其進(jìn)行探討有助于厘清基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)提升居民幸福感及增進(jìn)社會公平的內(nèi)在機(jī)理。鑒于此,本研究利用2017中國綜合社會調(diào)查及相關(guān)統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù),采用分層模型(Hierarchical Linear Modeling)對上述問題進(jìn)行解答,為“強(qiáng)基層”改革提供決策依據(jù)。

1 資料來源與方法

1.1 資料來源

本研究的宏觀數(shù)據(jù)來源于2018年《中國衛(wèi)生健康統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》,主要為代表基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)能力的相關(guān)數(shù)據(jù)。微觀數(shù)據(jù)為居民的主觀感知及相關(guān)社會人口學(xué)數(shù)據(jù),來源于中國人民大學(xué)發(fā)布的2017中國綜合社會調(diào)查(Chinese General Social Survey,CGSS2017),該調(diào)查采用了多階段分層抽樣,以問卷形式對28個省級行政單位的18周歲以上人口展開調(diào)查,共獲得12582個樣本。根據(jù)研究需要,本研究把CGSS2017原始樣本中那些對主觀幸福感、社會公平感及相關(guān)社會人口學(xué)調(diào)查回答缺失或無效的以及包含異常值的樣本進(jìn)行剔除,再把微觀和宏觀數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配,得到3357個有效樣本。

1.2 變量選擇與測量

1.2.1 因變量為居民幸福感。根據(jù)CGSS2017問卷“主觀幸福感調(diào)查部分”所包含的21個條目來測量。采用6級計(jì)分法,對10個正向條目正向計(jì)分,從“非常不同意”到“非常同意”依次為1～6分,對11個反向條目進(jìn)行反向計(jì)分,各條目得分之和的均數(shù)為居民幸福感總分,范圍為1～6分,分?jǐn)?shù)越高則幸福感越強(qiáng)[8]。

1.2.2 自變量為基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)能力、居民社會公平感。選取28個省級行政單位的每萬人口全科醫(yī)生數(shù)、每千人口專業(yè)公共衛(wèi)生機(jī)構(gòu)人員數(shù)、每千人口基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)代表各地區(qū)基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)能力。對社會公平感的測量沿用直接詢問受訪者對社會公平狀況總體感受的主觀測量法,根據(jù)受訪者對CGSS2017中“總的來說,您認(rèn)為當(dāng)今的社會公不公平?”這一問題的回答來測量[9]。采用5級計(jì)分法,從“完全不公平”到“完全公平”依次為1～5分,分?jǐn)?shù)越高則社會公平感越高。原問卷代表中立觀點(diǎn)的“說不上公平但也不能說不公平”修改為“中等水平”但其賦值不變。

1.2.3 控制變量為性別、年齡、婚姻、教育水平、個人收入、宗教信仰、戶籍、社會經(jīng)濟(jì)地位、政治面貌。上述各變量賦值如表1所示。

表1 變量賦值

1.3 模型構(gòu)建

本研究的變量具有明顯的跨層嵌套數(shù)據(jù)(Nested Data)結(jié)構(gòu)特點(diǎn),使用分層模型進(jìn)行處理具有明顯優(yōu)勢[10]?；鶎俞t(yī)療衛(wèi)生服是政府公共服務(wù)體系的重要組成部分,公共服務(wù)如何影響居民幸福感不僅取決于政府本身的服務(wù)能力,還取決于服務(wù)能力與居民主觀感知因素的交互作用,作為重要主觀感知因素的社會公平感在公共服務(wù)影響幸福感的過程中發(fā)揮著感知調(diào)節(jié)的功能,分析社會公平感與政府公共服務(wù)能力的交互作用可以揭示公共服務(wù)對居民幸福感的影響程度是如何隨著個體社會公平感的變化而變化的[11]?；诖?本文提出分析基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)能力及居民社會公平感影響居民幸福感的邏輯框架(圖1)。

圖1 基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)能力及居民社會公平感影響居民幸福感邏輯框架

構(gòu)建了如下模型(1)到(13)進(jìn)行層級回歸分析:

微觀層次:

SWBij=β0j+β1jSFPij+β2jX1+…β10jX9+εij

(1)

宏觀層次:

β0j=γ00+γ01Pj+γ02Kj+μ0j

(2)

β1j=γ10+γ11Pj+μ1j

(3)

β2j=γ20+μ2j

(4)

?

?

β10j=γ100+μ10j

(12)

宏觀、微觀混合模型:

SWBij=γ00+γ01Pj+γ02Kj+γ10SFPij+γ11Pj*SEPij+(μ0j+μ1jSFPij+εij)+γ20X1+…γ100X9

(13)

式(1)中,i、j分別指居民個體和各省級單位,SWBij是j省第i個居民的幸福感,β0j是微觀層面的截距,SFPij和β1j分別表示社會公平感的向量及其斜率;X1-X9是微觀層面的控制變量,β2j-β10j為控制變量的斜率;εij為微觀層面的誤差項(xiàng)。式(2)中,γ00是在控制宏觀層面相關(guān)變量時,微觀層面因變量的均值;γ01是宏觀變量Pj(基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)能力)的斜率,γ02是宏觀層面控制變量Kj的斜率;μ0j是宏觀層面的誤差項(xiàng)。式(3)與式(2)類似,只不過β1j是以社會公平感的斜率作為因變量。把式(2)、(3)帶入(1)得式(13),γ11是各省級單位基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)能力Pj和社會公平感SFPij交互項(xiàng)的斜率。模型中所有自變量通過共線性檢驗(yàn),方差膨脹因子VIF總體均值為1.089。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

本研究采用SPSS 23.0進(jìn)行數(shù)據(jù)清洗及描述性統(tǒng)計(jì)分析,采用HLM6.8構(gòu)建分層模型并進(jìn)行分層回歸分析:第一步,進(jìn)行空模型(Null Model)診斷性檢驗(yàn);第二步,分別考察基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)能力、社會公平感對幸福感的直接作用;第三步,考察社會公平感與基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)能力的交互作用對幸福感的影響。結(jié)合實(shí)際情況并參考文獻(xiàn)資料,在分層回歸分析時把社會公平感、幸福感作連續(xù)變量處理[12]。

2 結(jié)果

2.1 居民幸福感、社會公平感及基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)能力的描述性統(tǒng)計(jì)分析

居民幸福感的平均分為(4.182±0.545)分,處于中等偏上水平,其中有約63%的居民認(rèn)為自己的幸福感超過4分。社會公平感的平均分為(3.105±1.063)分,基本處于中等水平,其中48.3%的居民認(rèn)為“社會比較公平或完全公平”,約33.4%的居民評分在2分或以下,認(rèn)為“社會比較或完全不公平”。三個代表基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)能力的指標(biāo)的變異系數(shù)在0.249到0.530之間,其中每萬人口全科醫(yī)生數(shù)的變異系數(shù)達(dá)到0.53,表明地區(qū)間差異較大。

2.2 空模型診斷性檢驗(yàn)

驗(yàn)證宏觀因素對個體幸福感是否存在不可忽視的影響,本文利用空模型進(jìn)行診斷性檢驗(yàn),計(jì)算ICC(Intra-Class Correlation)。表2模型1的空模型ICC=0.0702>0.059 ,顯示不同地區(qū)之間居民幸福感差距顯著,有必要進(jìn)一步通過分層模型加以分析。

表2 基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)能力、社會公平感對居民幸福感影響的估計(jì)結(jié)果

2.3 基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)能力、居民社會公平感對幸福感的直接作用檢驗(yàn)

構(gòu)建隨機(jī)截距模型(Random-Intercept Model)分析地區(qū)基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)能力是否對居民幸福感產(chǎn)生直接影響。先加入控制變量(表2模型2),然后在此基礎(chǔ)上加入代表基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)能力的三個變量(表2模型3),結(jié)果顯示每萬人口全科醫(yī)生數(shù)(0.036,P<0.01)、每千人口專業(yè)公共衛(wèi)生機(jī)構(gòu)人員數(shù)(0.044,P<0.1)對居民幸福感的直接影響均顯著為正,每千人口基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)的影響則不顯著。上述結(jié)果同樣出現(xiàn)在完整模型中(表2模型5),即便加入社會公平感這一變量,全科醫(yī)生數(shù)、專業(yè)公共衛(wèi)生機(jī)構(gòu)人員數(shù)對幸福感的正向影響依然穩(wěn)健。

其次,在不考慮基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)能力的情況下驗(yàn)證居民社會公平感對幸福感的直接影響。如表2模型4所示,結(jié)果顯示社會公平感對幸福感的影響顯著為正(0.088 ,P<0.01)。這一結(jié)果也出現(xiàn)在完整模型中,即便加入基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)能力的三個變量,社會公平感對幸福感的正向影響依然穩(wěn)健。

最后,從控制變量上看,社會經(jīng)濟(jì)地位、教育水平、收入水平、政治面貌等均顯著影響居民幸福感,即便加入了社會公平感以及三個基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)能力的變量,這些控制變量對幸福感的影響依然穩(wěn)健。這一結(jié)果表明,隨著個體社會經(jīng)濟(jì)地位、教育及收入水平的提升,幸福感也會顯著提高。人均GDP對幸福感沒有顯著影響,而人均地區(qū)衛(wèi)生總費(fèi)用則顯著負(fù)向影響幸福感(-0.027,P<0.1)。

2.4 基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)能力、居民社會公平感影響幸福感的交互作用檢驗(yàn)

采用隨機(jī)斜率模型(Random-Slope Model),在表2模型5的基礎(chǔ)上,依次加入三個基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)能力的指標(biāo)與居民社會公平感的交互項(xiàng),得到表3的模型1、2、3的回歸結(jié)果。模型1加入了每萬人口全科醫(yī)生數(shù)和社會公平感的交互項(xiàng),前者的主效應(yīng)估值顯著為正(0.057,P<0.01),表示增加全科醫(yī)生數(shù)顯著提升了低社會公平感個體的幸福感;后者的主效應(yīng)估值也顯著為正(0.089,P<0.01),表明對于全科醫(yī)生資源較少的地區(qū),居民的社會公平感對幸福感有正向影響。兩者交互項(xiàng)的估值顯著為負(fù)(-0.007,P<0.05),表明全科醫(yī)生數(shù)量的充足性對居民幸福感的正向影響程度在不同社會公平感的個體間存在異質(zhì)性,本文參考Aiken&West[13]繪制了交互作用效果圖,如圖2所示,每萬人口全科醫(yī)生數(shù)對較低社會公平感個體的幸福感的正向影響程度要強(qiáng)于對較高社會公平感個體。

圖2 社會公平感與每萬人口全科醫(yī)生數(shù)的交互作用影響居民幸福感

表3 基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)能力、社會公平感影響居民幸福感的交互作用估計(jì)結(jié)果

模型2中加入每千人口專業(yè)公共衛(wèi)生機(jī)構(gòu)人員數(shù)與社會公平感的交互項(xiàng),前者的主效應(yīng)估值顯著為正(0.043,P<0.1),表示增加專業(yè)公共衛(wèi)生機(jī)構(gòu)人員數(shù)顯著提升了低社會公平感個體的幸福感;后者的主效應(yīng)估值也顯著為正(0.088,P<0.01),表示對于專業(yè)公共衛(wèi)生機(jī)構(gòu)人員較少的地區(qū),居民的社會公平感對幸福感有正向影響。但兩者的交互項(xiàng)不顯著,表明專業(yè)公共衛(wèi)生機(jī)構(gòu)人員數(shù)對居民幸福感的正向影響的程度在社會公平感較高和較低的個體間具有同質(zhì)性。

模型3加入每千人口基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)與社會公平感的交互項(xiàng),前者的主效應(yīng)估值不顯著,后者的主效應(yīng)估值則顯著為正,但兩者的交互項(xiàng)不顯著。

3 討論

3.1 每千人口專業(yè)公共衛(wèi)生機(jī)構(gòu)人員數(shù)對居民幸福感的正向影響具有同質(zhì)性

本研究發(fā)現(xiàn),每千人口專業(yè)公共衛(wèi)生機(jī)構(gòu)人員數(shù)的直接作用顯著為正,但其與居民社會公平感的交互作用不顯著,表明專業(yè)公共衛(wèi)生人員數(shù)對居民幸福感存在正向影響,且影響程度在不同社會公平感的個體間具有同質(zhì)性。由此可見,擴(kuò)大專業(yè)公共衛(wèi)生人員規(guī)模所帶來的幸福效應(yīng)具有廣泛性和穩(wěn)定性。

基本公共衛(wèi)生服務(wù)是新醫(yī)改五項(xiàng)重點(diǎn)之一,作為服務(wù)的直接提供者,專業(yè)公共衛(wèi)生人員數(shù)量的充足性與服務(wù)的質(zhì)量息息相關(guān),是確保服務(wù)能夠滿足居民健康需求從而增進(jìn)幸福感的關(guān)鍵。近年來國家逐步增加了基本公共衛(wèi)生服務(wù)項(xiàng)目,如果專業(yè)人員數(shù)量無法與項(xiàng)目數(shù)量的增長相匹配,則可能出現(xiàn)一人負(fù)責(zé)多項(xiàng)或由非專業(yè)人員頂替的情況,將引起服務(wù)專業(yè)化水平不足、積極性不高、差錯增多等問題[14],從而消解了增加基本公共衛(wèi)生服務(wù)項(xiàng)目對居民幸福感的增進(jìn)作用。再者,專業(yè)公共衛(wèi)生機(jī)構(gòu)人員數(shù)對幸福感的正向影響程度在不同社會公平感的個體間無顯著差別,主要是因?yàn)閷I(yè)公共衛(wèi)生人員所提供的基本公共衛(wèi)生服務(wù)是公共產(chǎn)品,強(qiáng)調(diào)人人享有,而人員隊(duì)伍壯大所帶來的服務(wù)質(zhì)量提升是全社會范圍、全生命周期都可無差別受益的,和每一個人的健康福祉及基本利益都相關(guān)[15]。

3.2 每萬人口全科醫(yī)生數(shù)對居民幸福感的正向影響存在異質(zhì)性

本研究中,每萬人口全科醫(yī)生數(shù)的直接作用顯著為正,而其與居民社會公平感的交互作用則顯著為負(fù),這一結(jié)果表明,全科醫(yī)生數(shù)對居民幸福感存在正向影響,但是影響程度會隨著個體社會公平感的降低反而增強(qiáng),即擁有較低社會公平感的個體更能從全科醫(yī)生數(shù)量的增加中收獲幸福感,也意味著隨著全科醫(yī)生數(shù)量的增加,由社會不公平而造成的個體幸福感差距得以縮小,全科醫(yī)生制度的“補(bǔ)短板”作用得以體現(xiàn)。作為“健康守門人”的家庭醫(yī)生主要由全科醫(yī)生所構(gòu)成,而家庭醫(yī)生人數(shù)的充足性是簽約服務(wù)順利開展的前提,是提升基層首診率的關(guān)鍵[16]?；鶎邮自\能夠有效削弱經(jīng)濟(jì)及地域等條件對健康的不良影響,促進(jìn)健康公平,讓弱勢群體及時有效地獲得服務(wù),在更大程度上提升他們健康改善結(jié)果[17]。再者,家庭醫(yī)生簽約服務(wù)優(yōu)先覆蓋重點(diǎn)人群[18],而重點(diǎn)人群中不乏貧困地區(qū)慢性病人口、殘疾人及老年人等弱勢群體,這種政策導(dǎo)向能夠緩解醫(yī)療衛(wèi)生資源配置不公平對弱勢群體的不良影響,增進(jìn)他們的幸福感。

3.3 居民社會公平感顯著正向影響其幸福感

研究結(jié)果顯示,居民的社會公平感對幸福感有顯著正向影響,與現(xiàn)有研究的結(jié)果基本一致。[19]幸福感和社會公平感之間存在著深刻的聯(lián)系,學(xué)界對伊斯特林“幸福悖論”的研究指出,機(jī)會和結(jié)果的不平等會降低民眾的社會公平感,從而削弱由經(jīng)濟(jì)增長所帶來的幸福回報,導(dǎo)致幸福感并沒有隨經(jīng)濟(jì)的增長而顯著提升。社會公平感主要通過“感知不平等”和“可接納不平等”兩種機(jī)制影響幸福感,前者是指在社會比較過程中當(dāng)個體認(rèn)為自身付出與獲得程度不如他人時會產(chǎn)生的社會不公平的認(rèn)知,從而削弱了個體從需求得以滿足中所收獲的幸福感[20]。后者主要是指國家和社會的關(guān)于公平的主流價值觀會內(nèi)化為個體的公平觀[21],公平觀將在社會比較過程中起到重要的調(diào)節(jié)作用。擁有正確公平觀的個體對社會公平狀況有著更理性的認(rèn)知,會客觀看待社會比較的結(jié)果,也更容易收獲幸福感。

3.4 每千人口基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)對居民幸福感的影響不顯著

每千人口基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)與居民幸福感的關(guān)系不顯著,這與預(yù)期相符,也與現(xiàn)有研究成果相符。[22]基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)增進(jìn)居民幸福感的前提條件是服務(wù)供給必須滿足居民需求,即有效公共服務(wù)供給才能提高居民幸福感。一方面,在現(xiàn)階段水平,只擴(kuò)大基層床位數(shù)量已經(jīng)難以滿足居民的健康需求,而提升服務(wù)質(zhì)量才是關(guān)鍵;另一方面,相較于擴(kuò)充床位數(shù)量,擴(kuò)充基層人員隊(duì)伍才是滿足居民健康需求的關(guān)鍵。

4 建議

4.1 制度層面:加強(qiáng)全科醫(yī)生及基層公共衛(wèi)生人才隊(duì)伍建設(shè)

從全科醫(yī)生及專業(yè)公共衛(wèi)生機(jī)構(gòu)人員數(shù)量影響居民幸福感的作用機(jī)制可以看出,以人民的健康福祉和主觀感受為出發(fā)點(diǎn),人才是決定基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)能力的核心要素。為此,“強(qiáng)基層”要以基層人才隊(duì)伍建設(shè)為重點(diǎn)。首先,應(yīng)該以“拉高起點(diǎn)”和“補(bǔ)缺口”為導(dǎo)向壯大全科醫(yī)生人才隊(duì)伍。一方面,要構(gòu)建院校教育、畢業(yè)后教育、繼續(xù)教育相銜接的全科醫(yī)生培養(yǎng)體系,既要擴(kuò)大“5+3”一體化全科醫(yī)學(xué)人才培養(yǎng)規(guī)模,也要鼓勵非全科醫(yī)生通過規(guī)范化培訓(xùn)、轉(zhuǎn)崗培訓(xùn)等方式取得服務(wù)資質(zhì)。另一方面,要逐步擴(kuò)大“定向訂單式”人才培養(yǎng)規(guī)模,增加服務(wù)邊遠(yuǎn)貧困地區(qū)、服務(wù)重點(diǎn)人群的人才供給,充分發(fā)揮全科醫(yī)生制度的“補(bǔ)短板”效應(yīng),縮小不同地區(qū)和群體間的幸福感差距。再者,應(yīng)全面擴(kuò)充基層公共衛(wèi)生人才隊(duì)伍,一方面要增加基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)中公共衛(wèi)生專業(yè)人員的編制,另一方面要探索如何構(gòu)建高校與公共衛(wèi)生專業(yè)機(jī)構(gòu)的聯(lián)動育人機(jī)制,培養(yǎng)出具有預(yù)防醫(yī)學(xué)專業(yè)背景的應(yīng)用型、防治復(fù)合型人才。最后,各級機(jī)構(gòu)還要重視建立合理的經(jīng)濟(jì)及精神激勵機(jī)制,確保基層人才留得住。

4.2 社會心理層面:增強(qiáng)基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)的心理健康服務(wù)能力

從居民社會公平感正向影響幸福感的作用機(jī)制可以看出,政府除了要從制度層面入手之外,還要從社會心理因素切入,通過多種手段培育居民積極的社會心態(tài),幫助居民建立正確的社會公平觀,從而提升居民的社會公平感并增進(jìn)幸福感。擁有積極社會心態(tài)的個體通常會對社會公平狀況有著更正確的認(rèn)知,對醫(yī)療衛(wèi)生改革有著更正面的解讀,更容易從服務(wù)中感知到滿意和幸福?；鶎俞t(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)應(yīng)充分發(fā)揮其貼近群眾的優(yōu)勢,建立健全基層心理服務(wù)網(wǎng)點(diǎn),給與群眾更多的心理支持。以家庭醫(yī)生為首的基層人員應(yīng)該重視在服務(wù)過程中對重點(diǎn)人群、特殊人員進(jìn)行心理疏導(dǎo)和精神慰藉。政府還需要加強(qiáng)對基層人員的心理服務(wù)培訓(xùn)和考核,提高他們的心理健康科普宣教能力及心理咨詢、心理疏導(dǎo)和干預(yù)能力。此外,還要積極建設(shè)基層心理健康專業(yè)人員隊(duì)伍。