朱欣葉 阮智慧 卓揚凱 時孝春 錢愛兵

【摘 要】 目的 測算我國中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率水平，分析不同地區(qū)中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率差異及影響因素，為優(yōu)化中醫(yī)藥資源配置提供參考。方法 采用超效率SBM模型測算2012年-2021年我國中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率，運用Dagum基尼系數(shù)分析我國中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率地區(qū)差異，借助空間杜賓模型探究其影響因素及溢出效應(yīng)。結(jié)果 2012年-2021年我國中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率均值為0.907，東部、中部、西部及東北地區(qū)中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率均值分別為0.955、0.886、0.947、0.669。中部地區(qū)中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率基尼系數(shù)均值最大，為0.159；西部地區(qū)中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率基尼系數(shù)均值最小，為0.107。中部地區(qū)與東北地區(qū)中醫(yī)醫(yī)院之間服務(wù)效率的差異最大。超變密度是我國中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率總體差異的主要來源?？臻g自相關(guān)系數(shù)顯著為負(fù)，人均受教育水平和人均地區(qū)生產(chǎn)總值的直接效應(yīng)系數(shù)顯著為正，城鎮(zhèn)率和人口密度的溢出效應(yīng)系數(shù)顯著為負(fù)，床護比的直接效應(yīng)系數(shù)和溢出效應(yīng)系數(shù)均顯著。結(jié)論 我國中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率有待進(jìn)一步提升，應(yīng)重點關(guān)注東北地區(qū)中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率。不同地區(qū)間存在的交叉重疊問題是導(dǎo)致我國中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率存在差異的關(guān)鍵因素。我國中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率受人均受教育水平、人均地區(qū)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)率、人口密度、床護比等多種因素影響。

【關(guān)鍵詞】 中醫(yī)醫(yī)院；服務(wù)效率；地區(qū)差異；影響因素

中圖分類號：R191;R197.1?????? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

Regional Difference and Influencing Factors of Service Efficiency in Traditional Chinese Medicine Hospitals in China/ZHU Xinye，RUAN Zhihui，ZHUO Yangkai，et al.//Chinese Health Quality Management，2024，31（5）：17-21，28

Abstract Objective To estimate the service efficiency level of traditional Chinese medicine （TCM） hospitals in China， analyze regional differences and influencing factors， and provide a reference for optimizing the allocation of TCM resources. Methods The super-efficiency SBM model was used to estimate the service efficiency of TCM hospitals from 2012 to 2021， the Dagum Gini coefficient was used to analyze the regional differences in service efficiency of TCM hospitals， and the influencing factors and spillover effects were explored with the help of the spatial Durbin model.? Results? The average annual service efficiency of TCM hospitals from 2012 to 2021 was 0.907， with the eastern， central， westward， and northeast having respective averages of 0.955， 0.886， 0.947， and 0.669. The service efficiency of TCM hospitals in the central region was the biggest of 0.159， while the average annual Gini coefficient of service efficiency of TCM hospitals in the western region was the smallest of 0.107. The difference of service efficiency of TCM hospitals was the biggest between central region and northeast region. Supervariable density was the main source of the overall difference of service efficiency in TCM hospitals. The spatial autocorrelation coefficient was significantly negative， the direct effect coefficient of per capita education level and per capita GDP was significantly positive， the spillover effect coefficient of urban ratio and population density was significantly negative， and the direct effect coefficient and spillover effect coefficient of bed-to-cover ratio were significant. Conclusion? The development of TCM hospitals in China has room for optimization， and TCM hospitals in the northeast region should be the focus of attention and support in the next stage. The overlapping problem between different regions was the key factor that leads to the gap of service efficiency in TCM hospitals. The service efficiency of TCM hospitals in China is affected by many factors， such as per capita education level， per capita GDP， urban rate， population density and bed-to-care ratio.

Key words Chinese Medicine Hospitals;Service Efficiency;Regional Difference;Influencing Factor

First-author's address School of Health Economics and Management，Nanjing University of Chinese Medicine，Nanjing，Jiangsu，210023，China

國務(wù)院辦公廳印發(fā)的《“十四五”中醫(yī)藥發(fā)展規(guī)劃》（國辦發(fā)〔2022〕5號）強調(diào)，要推動中醫(yī)藥高質(zhì)量發(fā)展，建設(shè)優(yōu)質(zhì)高效的中醫(yī)藥服務(wù)體系。公立中醫(yī)醫(yī)院是中醫(yī)藥服務(wù)體系的主體，是推動我國中醫(yī)藥事業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的主力軍，在全面推進(jìn)健康中國建設(shè)中發(fā)揮著重要作用。中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率能直接反映中醫(yī)藥資源配置的有效程度和中醫(yī)醫(yī)療服務(wù)體系的完善程度［1］。國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)［2］顯示，我國中醫(yī)醫(yī)院診療量從2012年的40 705萬人次（占各類醫(yī)療機構(gòu)總診療人數(shù)的5.91%）增長至2021年的59 668萬人次（占各類醫(yī)療機構(gòu)總診療人數(shù)的7.04%）。盡管我國中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)能力有所提升，但仍存在地區(qū)間不均衡現(xiàn)象，尚不能滿足公眾對中醫(yī)藥服務(wù)日益增長的需求［3］。中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率測算研究多采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法（Data Envelopment Analysis，DEA）。例如，范霖杰等［4］運用DEA方法分析 “十三五”時期我國中醫(yī)醫(yī)院全要素生產(chǎn)率的變化情況；林賢珊等［5］使用Bootstrap-DEA方法分析廣東省33家中醫(yī)醫(yī)院的運行效率。值得注意的是，傳統(tǒng)DEA方法難以比較有效決策單元的效率大小，而超效率SBM（Slack Based Measure）模型可以通過計算出大于1的效率值來彌補傳統(tǒng)DEA方法的不足［6］。從地區(qū)差異分析來看，多數(shù)研究只是簡單比較各地區(qū)中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率水平的高低，較少深入探究各地區(qū)中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率差異的來源［7-8］。從影響因素分析來看，多數(shù)研究采用Tobit模型探究中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率的影響因素［9-10］。但是，Tobit模型難以判斷中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率是否存在空間依賴性以及各影響因素是否具有空間溢出效應(yīng)。本研究使用超效率SBM模型測算2012年-2021年我國30個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率水平，運用Dagum基尼系數(shù)分析中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率的地區(qū)差異及來源，借助空間杜賓模型研究中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率的影響因素及溢出效應(yīng)，以期了解我國中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率的空間布局及變化情況，為優(yōu)化中醫(yī)藥資源配置提供參考。

1 資料與方法

1.1 資料來源

參考相關(guān)文獻(xiàn)［4，11］，本研究以中醫(yī)醫(yī)院數(shù)、床位數(shù)和衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)作為投入指標(biāo)，以診療人次、出院人次、病床使用率和平均住院日作為產(chǎn)出指標(biāo)。同時，選取醫(yī)護比和床護比作為內(nèi)部影響因素指標(biāo)，選取城鎮(zhèn)率、人口密度、人均受教育水平和人均地區(qū)生產(chǎn)總值作為外部影響因素指標(biāo)［12-13］。投入與產(chǎn)出指標(biāo)及各影響因素指標(biāo)數(shù)據(jù)均來源于《中國衛(wèi)生和計劃生育統(tǒng)計年鑒》《中國衛(wèi)生健康統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》。考慮到西藏自治區(qū)和港澳臺地區(qū)數(shù)據(jù)缺失，本研究納入分析30個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）中醫(yī)醫(yī)院2012年-2021年數(shù)據(jù)。東部、中部、西部及東北地區(qū)的劃分標(biāo)準(zhǔn)遵循國家統(tǒng)計局發(fā)布的《東西中部和東北地區(qū)劃分方法》。

1.2? 研究方法

1.2.1? 超效率SBM模型 ???基于健康生產(chǎn)理論，本研究采用非導(dǎo)向規(guī)模報酬可變的超效率SBM模型測算中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率，效率值越大，說明服務(wù)效率越高。

1.2.2? Dagum基尼系數(shù)???? Dagum基尼系數(shù)彌補了傳統(tǒng)Gini系數(shù)和Theil指數(shù)在研究對象間交叉重疊問題上的缺陷［14-15］。本研究運用Dagum基尼系數(shù)分析中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率的地區(qū)差異及來源。

1.2.3? 空間杜賓模型??? 空間杜賓模型是一種基于多元回歸分析的統(tǒng)計模型，能夠體現(xiàn)空間自相關(guān)效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)［16］。本研究借助空間杜賓模型探討中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率的影響因素及溢出效應(yīng)。

2 結(jié)果

2.1 中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率

2012年-2021年我國中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率均值為0.907，呈現(xiàn)波動上升趨勢，總體較為穩(wěn)定。各地區(qū)中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率均值由高到低依次為東部地區(qū)、西部地區(qū)、中部地區(qū)和東北地區(qū)，分別為0.955、0.947、0.886、0.669，其中，東部和西部地區(qū)各年份中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率均值明顯高于全國平均水平。見圖1。

2.2 中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率地區(qū)差異

在總體差異方面，基尼系數(shù)整體呈波動下降趨勢，年均降幅為0.08%。在地區(qū)內(nèi)差異方面：從基尼系數(shù)年均值來看，中部地區(qū)均值最大，為0.159，其次是東部地區(qū)和東北地區(qū)，分別為0.135和0.116，西部地區(qū)均值最小，為0.107；從基尼系數(shù)變化趨勢來看，東部、中部和東北地區(qū)基尼系數(shù)整體呈上升趨勢，而西部地區(qū)基尼系數(shù)整體表現(xiàn)為下降趨勢。在地區(qū)間差異方面，中部地區(qū)中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率與東北地區(qū)中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率的差異最大，東部地區(qū)中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率與西部地區(qū)中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率的差異最小。見表1。在地區(qū)差異來源方面，超變密度的貢獻(xiàn)率在39.32%～52.62%之間，平均貢獻(xiàn)率為45.99%，高于地區(qū)內(nèi)和地區(qū)間差異的平均貢獻(xiàn)率（分別為27.51%、26.50%），說明超變密度是我國中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率總體差異的主要來源。

2.3 中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率影響因素

2.3.1? 空間相關(guān)性檢驗???? 存在空間相關(guān)性是使用空間杜賓模型的前提條件，故本研究先基于鄰接空間權(quán)重矩陣計算2012年-2021年我國中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率的Morans I指數(shù)，以判斷其是否具有空間關(guān)聯(lián)特征。結(jié)果顯示，Morans I指數(shù)均＞0（P均＜0.05），表明我國中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率具有顯著的空間正相關(guān)，滿足空間杜賓模型的使用條件。

2.3.2? 回歸分析??? Wald檢驗和LR檢驗結(jié)果顯示空間杜賓模型為最優(yōu)選擇，Hausman檢驗結(jié)果表明應(yīng)采用固定效應(yīng)模型。在比較三種固定效應(yīng)模型的Log-L值和sigma值后，本研究采用雙向固定效應(yīng)的空間杜賓模型。從各影響因素的直接效應(yīng)來看，人均受教育水平和人均地區(qū)生產(chǎn)總值對中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率具有正向影響，而床護比對中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率呈現(xiàn)負(fù)向影響。從空間交互項來看，人均地區(qū)生產(chǎn)總值的系數(shù)在10%的水平下顯著為正，城鎮(zhèn)率和人口密度的系數(shù)在1%的水平下顯著為負(fù)，這表明上述3個因素可能通過空間機制對中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率產(chǎn)生影響。見表2。

2.3.3? 空間效應(yīng)分解? 醫(yī)護比的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)均不顯著。床護比的直接效應(yīng)系數(shù)在5％的水平下顯著為負(fù)，溢出效應(yīng)系數(shù)在10％的水平下顯著為正。城鎮(zhèn)率的直接效應(yīng)系數(shù)為正但未通過顯著性檢驗，溢出效應(yīng)系數(shù)在1％的水平下顯著為負(fù)。人口密度的直接效應(yīng)系數(shù)為負(fù)但未通過顯著性檢驗，溢出效應(yīng)系數(shù)在1％的水平下顯著為負(fù)。人均受教育水平的直接效應(yīng)系數(shù)在1％的水平下顯著為正，溢出效應(yīng)系數(shù)為正但未通過顯著性檢驗。人均地區(qū)生產(chǎn)總值的直接效應(yīng)系數(shù)在10％的水平下顯著為正，溢出效應(yīng)系數(shù)為正但未通過顯著性檢驗。見表3。

2.3.4? 穩(wěn)健性檢驗?? 采用地理空間權(quán)重矩陣驗證本研究結(jié)果的穩(wěn)健性。結(jié)果顯示，空間自相關(guān)系數(shù)在1%的水平下顯著為負(fù)，說明更換空間權(quán)重矩陣后中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率仍存在負(fù)向空間溢出效應(yīng)。同時，各影響因素的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)系數(shù)的正負(fù)性和顯著性基本一致。見表4。

3 討論

3.1 我國中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率有待提升

本研究結(jié)果顯示，2012年-2021年我國中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率均值為0.907，說明在現(xiàn)有醫(yī)療衛(wèi)生資源投入下，中醫(yī)醫(yī)院僅完成目標(biāo)產(chǎn)值的90.7%，這提示中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率有待進(jìn)一步提高，其發(fā)展存在優(yōu)化提升空間［10］。原因可能為：中醫(yī)醫(yī)院發(fā)展主要依托醫(yī)療設(shè)備配置、衛(wèi)生財政撥款等，這些資源要素在短期內(nèi)能夠推動中醫(yī)醫(yī)院快速發(fā)展，但從長遠(yuǎn)來看，中醫(yī)醫(yī)院要想實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展，須提升制度建設(shè)與管理水平的協(xié)調(diào)性［17］。以往中醫(yī)醫(yī)院管理體制缺乏靈活性，無法有效應(yīng)對不斷變化的外部環(huán)境和內(nèi)部需求，同時傳統(tǒng)的績效考核體系過于強調(diào)業(yè)績。對此，提出建議如下：（1）聚焦“三個轉(zhuǎn)變、三個提高”。在發(fā)展內(nèi)涵方面，強化中醫(yī)醫(yī)院內(nèi)涵建設(shè)，促進(jìn)中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率提高；在發(fā)展方式方面，通過加強臨床專科能力建設(shè)、推進(jìn)醫(yī)療服務(wù)模式創(chuàng)新，提高醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量；在資源配置方面，改變“重硬件配置、輕內(nèi)涵建設(shè)”的投入傾向，注重人才培養(yǎng)，調(diào)動醫(yī)務(wù)人員積極性。（2）完善中醫(yī)醫(yī)院管理制度。2023年2月10日，國務(wù)院辦公廳印發(fā)的《中醫(yī)藥振興發(fā)展重大工程實施方案》（國辦發(fā)〔2023〕3號）提出，要推進(jìn)各地中醫(yī)醫(yī)院的管理體制改革，建立健全現(xiàn)代醫(yī)院管理制度。因此，中醫(yī)醫(yī)院要充分應(yīng)用現(xiàn)代醫(yī)院管理的理念方法和工具技術(shù)，建立健全現(xiàn)代醫(yī)院管理制度，以促進(jìn)中醫(yī)醫(yī)院管理水平提升。

本研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，不同地區(qū)中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率存在差異。東部地區(qū)中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率處于較高水平，可能與東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較高，醫(yī)療衛(wèi)生資源較豐富有關(guān)［18］。東北地區(qū)中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率遠(yuǎn)低于全國平均水平和其他地區(qū)平均水平。一方面，東北地區(qū)中醫(yī)醫(yī)院應(yīng)以分級診療為抓手完善中醫(yī)醫(yī)療服務(wù)體系建設(shè)；另一方面，東北地區(qū)應(yīng)加快國家中醫(yī)區(qū)域醫(yī)療中心建設(shè)，以促進(jìn)優(yōu)質(zhì)中醫(yī)藥資源擴容下沉，推動中醫(yī)醫(yī)院綜合實力提升。

3.2 我國中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率呈現(xiàn)空間非均衡特征

研究［19-20］表明，我國中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率發(fā)展不均衡現(xiàn)象客觀存在。從總體差異來看，2012年-2021年基尼系數(shù)整體呈波動下降趨勢，說明我國中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率的差距在逐漸縮小。

從地區(qū)內(nèi)差異來看，2012年-2021年西部地區(qū)基尼系數(shù)整體呈現(xiàn)下降趨勢，這表明西部地區(qū)省際間中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率的不均衡現(xiàn)象有所改善。而中部地區(qū)基尼系數(shù)年均值最大，這說明中部地區(qū)省際間中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率不均衡現(xiàn)象在加劇。對此，一方面，建議加強中醫(yī)醫(yī)院醫(yī)聯(lián)體建設(shè)，例如在城市建設(shè)城市醫(yī)療集團，在縣域建立縣域醫(yī)療共同體，跨區(qū)域建立?？坡?lián)盟，在邊遠(yuǎn)貧困地區(qū)建立遠(yuǎn)程醫(yī)療協(xié)作網(wǎng)等；另一方面，建議加快國家中醫(yī)區(qū)域醫(yī)療中心建設(shè)［21］，發(fā)揮其輻射引領(lǐng)作用，以縮小區(qū)域內(nèi)中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率差異。

從地區(qū)間差異來看，東北地區(qū)中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率與其他地區(qū)中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率之間存在較大差距。我國東北地區(qū)存在經(jīng)濟體量不大、人口外流嚴(yán)重、老齡化程度較高、醫(yī)療資源分布不均等問題，一定程度上導(dǎo)致中醫(yī)醫(yī)院財政投入有限、醫(yī)療人才匱乏［13］。對此，在加快國家中醫(yī)區(qū)域醫(yī)療中心建設(shè)基礎(chǔ)上，建議對東北地區(qū)中醫(yī)藥資源進(jìn)行科學(xué)規(guī)劃，以促進(jìn)集約利用，同時需加大中醫(yī)藥人才培養(yǎng)力度［22］。

從地區(qū)差異來源看，2012年-2021年超變密度的貢獻(xiàn)率始終高于地區(qū)內(nèi)差異和地區(qū)間差異的貢獻(xiàn)率，

這表明不同地區(qū)間存在的交叉重疊問題是導(dǎo)致我國中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率存在差異的關(guān)鍵因素?！丁笆奈濉敝嗅t(yī)藥發(fā)展規(guī)劃》（國辦發(fā)〔2022〕5號）指出，要以高水平中醫(yī)醫(yī)院為輸出單位，在中醫(yī)藥資源稀缺或患者頻繁外出就醫(yī)的地區(qū)設(shè)立分院，從而擴大優(yōu)質(zhì)中醫(yī)藥資源的容量并實現(xiàn)均衡分布。衛(wèi)生行政部門要強化中醫(yī)醫(yī)院頂層設(shè)計和統(tǒng)籌規(guī)劃，在系統(tǒng)性、整體性、協(xié)同性和前瞻性的前提下，構(gòu)建包括地區(qū)內(nèi)平衡策略、地區(qū)間平衡策略和全局平衡策略的體系，以促進(jìn)中醫(yī)醫(yī)院醫(yī)療資源的跨區(qū)域流動。

3.3 我國中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率存在空間溢出效應(yīng)

本研究結(jié)果顯示，空間自相關(guān)系數(shù)在1%的水平下顯著為負(fù)，這說明我國中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率存在負(fù)向空間溢出效應(yīng)［12］。回歸分析結(jié)果顯示，人均受教育水平和人均地區(qū)生產(chǎn)總值對中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率有顯著的正向影響，而床護比對中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率有顯著的負(fù)向影響。從空間效應(yīng)分解（表3）來看，醫(yī)護比對本省與相鄰省份中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率的影響均不顯著。床護比與本省中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率呈顯著負(fù)相關(guān)，與鄰近省份中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率呈顯著正相關(guān)。我國護理人員總量短缺，床護比較低，難以滿足患者多樣化就醫(yī)需求，一定程度上降低了本省中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率，同時高強度的臨床護理工作可能導(dǎo)致部分護理人員外溢，一定程度上帶動鄰近省份中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率提升［23］。城鎮(zhèn)率對本省中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率無顯著影響，但與鄰近省份中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率具有負(fù)相關(guān)關(guān)系。分析原因為，交通設(shè)施的便捷性提高了城鎮(zhèn)人口外出就診率，但就診量驟然增加會導(dǎo)致醫(yī)療資源擠兌，造成鄰近省份中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率降低。人口密度對本省中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率無顯著影響，但與鄰近省份中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率具有負(fù)相關(guān)關(guān)系。這提示我國衛(wèi)生行政部門應(yīng)在充分考慮地區(qū)人口密度的前提下，優(yōu)化中醫(yī)藥資源配置［24］。人均受教育水平與本省中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率呈顯著正相關(guān)，而對鄰近省份中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率影響不顯著。居民受教育水平越高，健康素養(yǎng)越高［25］，對醫(yī)療服務(wù)的不合理利用次數(shù)越少，一定程度上減少了醫(yī)療資源浪費［26］。人均地區(qū)生產(chǎn)總值與本省中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率具有顯著正相關(guān)關(guān)系，但對鄰近省份中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率影響不顯著。較高的經(jīng)濟發(fā)展水平為財政投入提供了支持，而財政投入有利于中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率提高。綜上，要因地制宜制訂中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率提升策略，通過創(chuàng)新體制機制、優(yōu)化資源要素配置，推動中醫(yī)醫(yī)院治理能力持續(xù)提升，激發(fā)中醫(yī)醫(yī)院發(fā)展活力。

4 本研究局限

本研究納入分析了2020年和2021年新冠肺炎感染疫情期間我國中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率數(shù)據(jù)，由于不同地區(qū)疫情的嚴(yán)重程度、管控力度存在差異，這些因素可能會影響中醫(yī)醫(yī)院服務(wù)效率。

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