基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的動(dòng)態(tài)演進(jìn)及空間差異

陳志勇 韓韻格

(中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 財(cái)政稅務(wù)學(xué)院，湖北 武漢 430073)

一、引言

2020年新冠肺炎疫情的爆發(fā)，使我國(guó)的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體系面臨嚴(yán)峻的考驗(yàn)[1]。在此背景下，政府基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的充分性和均衡性引起了廣泛關(guān)注。保障基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給是政府應(yīng)對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生需求、維護(hù)民眾基本健康權(quán)利的現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)。目前，隨著《全國(guó)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體系規(guī)劃綱要(2015—2020年)》(國(guó)辦發(fā)〔2015〕14號(hào))《基本醫(yī)療衛(wèi)生與健康促進(jìn)法》等一系列政策法規(guī)的制定和實(shí)施，政府在醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)管理中的主導(dǎo)作用不斷提升，促進(jìn)了我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體系的發(fā)展[2]。然而，由于地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及公共支出偏好差異等方面的原因，基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的空間非均衡性特征依然凸顯[3](P187)。這種非均衡性不僅影響醫(yī)療衛(wèi)生資源的有效配置和政府應(yīng)對(duì)突發(fā)性公共衛(wèi)生事件的能力，而且有悖維護(hù)公平正義、建設(shè)“全民健康”社會(huì)的目標(biāo)。因此，以應(yīng)對(duì)疫情防控為契機(jī)，科學(xué)衡量我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給現(xiàn)狀，深入分析供給能力的地區(qū)差異、空間關(guān)聯(lián)以及動(dòng)態(tài)演進(jìn)等特征，具體把握其中的影響因素及作用方向，為完善我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體系、提高基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力及均等化水平提供依據(jù)，具有重要性和必要性。

二、文獻(xiàn)綜述

近年來(lái)，研究基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給問(wèn)題的文獻(xiàn)大量涌現(xiàn)，現(xiàn)有研究主要從以下三個(gè)方面展開(kāi)：(1)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力測(cè)度研究。諸多學(xué)者通過(guò)構(gòu)建供給能力評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，借助熵權(quán)法[4]、因子分析法[5]、層次分析法[6]以及綜合評(píng)價(jià)法[7]等不同的研究方法，對(duì)我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力進(jìn)行測(cè)度。戴明鋒從投入與產(chǎn)出角度構(gòu)建評(píng)價(jià)指標(biāo)體系[5]；胡洪曙從投入、產(chǎn)出和結(jié)果三個(gè)視角完善了基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，但結(jié)果類指標(biāo)設(shè)計(jì)僅體現(xiàn)了孕產(chǎn)婦、幼兒保健水平和疾病防控水平[3]。(2)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的動(dòng)態(tài)演進(jìn)研究?，F(xiàn)有文獻(xiàn)大多采用不同年份面板數(shù)據(jù)的比較分析法，直觀地考察基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的動(dòng)態(tài)變化過(guò)程[4][8]。也有學(xué)者采用核密度估計(jì)對(duì)我國(guó)醫(yī)療衛(wèi)生支出水平的分布動(dòng)態(tài)進(jìn)行考察，揭示了醫(yī)療衛(wèi)生支出水平在位置、形態(tài)、延展性及極化程度方面隨時(shí)間變化的趨勢(shì)[9][10]。(3)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的空間差異及原因研究。已有文獻(xiàn)采用基尼系數(shù)法[3]、變異系數(shù)法[8]、收斂分析法[11]和泰爾指數(shù)法[12]等方法對(duì)我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的空間差異程度進(jìn)行測(cè)度。研究發(fā)現(xiàn)，隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展，我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力有所提升，地區(qū)間差異有所縮小，但仍存在空間非均衡特征，距離實(shí)現(xiàn)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)均等化目標(biāo)仍有較大差距。部分學(xué)者指出，各地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平差異與經(jīng)濟(jì)水平差異同步，地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的高低影響其供給能力的強(qiáng)弱[13][14][15]。辛沖沖等認(rèn)為地區(qū)間資源稟賦、經(jīng)濟(jì)規(guī)模、基礎(chǔ)設(shè)施、財(cái)政能力等方面的差異是導(dǎo)致基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)發(fā)展不均衡的主要因素[11]。高萍經(jīng)過(guò)探究發(fā)現(xiàn)地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力一方面受城鎮(zhèn)化率與人均消費(fèi)支出水平的正向影響；另一方面則受人口密度的負(fù)向影響[4]。丁忠毅和譚雅丹指出合理劃分政府間基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)事權(quán)與支出責(zé)任是推進(jìn)地區(qū)間基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)均衡發(fā)展的重要前提[16]。

現(xiàn)有研究盡管成果顯著，但仍存在一些薄弱領(lǐng)域：(1)對(duì)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給評(píng)價(jià)指標(biāo)體系的設(shè)計(jì)相對(duì)簡(jiǎn)單，產(chǎn)出類指標(biāo)的設(shè)計(jì)不夠合理，多數(shù)研究將屬于物力投入指標(biāo)的醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)和床位數(shù)作為產(chǎn)出類指標(biāo)；結(jié)果類指標(biāo)的設(shè)計(jì)不夠全面，無(wú)法充分體現(xiàn)婦女保健水平和居民健康水平，這會(huì)降低測(cè)度結(jié)果的準(zhǔn)確性。(2)現(xiàn)有研究多聚焦于醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的空間不均衡特征，而鮮有文獻(xiàn)對(duì)其分布動(dòng)態(tài)及演進(jìn)趨勢(shì)進(jìn)行系統(tǒng)性考察，難以揭示供給能力的內(nèi)部動(dòng)態(tài)特征，無(wú)法對(duì)其長(zhǎng)期演變趨勢(shì)進(jìn)行預(yù)測(cè)。(3)絕大多數(shù)文獻(xiàn)僅對(duì)我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的地區(qū)絕對(duì)差異程度進(jìn)行對(duì)比分析，雖然較為簡(jiǎn)單和直觀，卻難以具體揭示其相對(duì)差異性，更不能準(zhǔn)確判斷其差異的來(lái)源及其構(gòu)成。

與已有研究比較，本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：第一，在原有研究的基礎(chǔ)上，優(yōu)化產(chǎn)出類的“門(mén)診及住院服務(wù)情況”和“醫(yī)生擔(dān)負(fù)工作量情況”等指標(biāo)并拓展結(jié)果類“婦女保健水平”和“居民健康水平”等指標(biāo)，從而豐富了評(píng)價(jià)指標(biāo)體系多維視角的內(nèi)容，提高了醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力測(cè)度結(jié)果的科學(xué)性和準(zhǔn)確性。第二，為有效預(yù)測(cè)供給能力的長(zhǎng)期演進(jìn)趨勢(shì)，本文基于動(dòng)態(tài)角度揭示了醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的內(nèi)部空間關(guān)聯(lián)特征，采用核密度估計(jì)以及馬爾科夫鏈轉(zhuǎn)移概率矩陣分析我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的動(dòng)態(tài)演進(jìn)趨勢(shì)及規(guī)律，彌補(bǔ)了當(dāng)前文獻(xiàn)靜態(tài)研究較多，而動(dòng)態(tài)分析相對(duì)不足的缺憾。第三，相較于絕對(duì)差異分析，本文側(cè)重于利用Dagum基尼系數(shù)分解法探索我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的空間相對(duì)差異程度，并運(yùn)用面板回歸模型解析空間差異的來(lái)源，從而為政府針對(duì)性地制定相關(guān)政策提供依據(jù)。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)指標(biāo)體系的構(gòu)建

《國(guó)務(wù)院關(guān)于印發(fā)“十三五”推進(jìn)基本公共服務(wù)均等化規(guī)劃的通知》(國(guó)發(fā)〔2017〕9號(hào))明確了“基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)”的范圍和內(nèi)容?！盎踞t(yī)療衛(wèi)生服務(wù)”包括“基本醫(yī)療服務(wù)”和“公共衛(wèi)生服務(wù)”兩大范疇，前者指疾病的診斷、治療和康復(fù)等服務(wù)，后者則包括疾病預(yù)防控制、婦幼保健、健康教育等內(nèi)容。本文根據(jù)“基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)”的內(nèi)涵，遵循系統(tǒng)性、客觀性及可行性原則，在借鑒胡洪曙等相關(guān)研究的基礎(chǔ)上[3](P187—190)，對(duì)既有指標(biāo)進(jìn)行拓展和優(yōu)化。一方面，將“醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)”和“床位數(shù)”作為物力投入指標(biāo)歸在投入類指標(biāo)體系中，選擇“門(mén)診及住院服務(wù)情況”和“醫(yī)生擔(dān)負(fù)工作量情況”等指標(biāo)作為產(chǎn)出類指標(biāo)；另一方面，拓展結(jié)果類指標(biāo)“婦女保健水平”和“居民健康水平”等，建立更為全面、合理的“基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力評(píng)價(jià)指標(biāo)體系”，如表1所示。該指標(biāo)體系的構(gòu)建考慮了以下因素：第一，基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力評(píng)價(jià)指標(biāo)體系是對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的投入、產(chǎn)出與結(jié)果所作的多維度綜合考量，投入類指標(biāo)應(yīng)反映政府為醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)所提供的各類資源，不僅包括財(cái)力投入，還應(yīng)包括物力投入和人力投入；產(chǎn)出類指標(biāo)應(yīng)反映醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的供給狀況，從“門(mén)診及住院服務(wù)情況”和“醫(yī)生擔(dān)負(fù)工作量情況”兩大層面體現(xiàn)；結(jié)果類指標(biāo)應(yīng)反映政府提供醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)所要實(shí)現(xiàn)的基本目標(biāo)，體現(xiàn)為醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給所取得的主要績(jī)效，如婦女保健水平、幼兒保健水平、疾病防控水平、居民健康水平等。第二，評(píng)價(jià)指標(biāo)體系應(yīng)具有客觀性和可量化性，避免因群體(個(gè)人)的主觀感受而影響對(duì)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的客觀判斷。第三，評(píng)價(jià)指標(biāo)體系中各指標(biāo)所需的原始數(shù)據(jù)是可獲取的，均來(lái)自于統(tǒng)計(jì)年鑒和相關(guān)政府部門(mén)公布的數(shù)據(jù)。

表1 基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

(二)研究方法

1.基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的動(dòng)態(tài)演進(jìn)分析

(1)核密度估計(jì)法。為了直觀、生動(dòng)地揭示我國(guó)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力隨時(shí)間變化的分布形態(tài)，本文運(yùn)用核密度估計(jì)圖刻畫(huà)考察期內(nèi)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的動(dòng)態(tài)演進(jìn)過(guò)程。核密度估計(jì)常見(jiàn)于空間非均衡分析中，主要通過(guò)平滑的峰值函數(shù)對(duì)樣本的概率密度進(jìn)行近似估計(jì)，進(jìn)而生成連續(xù)的密度曲線以考察變量的分布位置、形態(tài)、延展性以及極化程度隨時(shí)間變化的趨勢(shì)[9]。通過(guò)對(duì)比不同時(shí)期的分布曲線圖，可分析我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的動(dòng)態(tài)特征，整體位置的變化趨勢(shì)反映醫(yī)療衛(wèi)生供給能力的高低，主峰高度和寬度的變化反映省份間供給能力絕對(duì)差異的變化趨勢(shì)，分布形態(tài)的延展性可考察供給能力高的省份與供給能力低的省份間的差距，波峰的數(shù)量可說(shuō)明供給能力的極化程度。其基本原理如下：

假定隨機(jī)變量獨(dú)立同分布，F(xiàn)(x)為其概率密度函數(shù)，如式(1)所示：

(1)

式(1)中，n為觀測(cè)期內(nèi)樣本個(gè)數(shù)，α表示平均值，Xi表示獨(dú)立同分布的觀測(cè)值，h表示帶寬，K(*)表示核函數(shù)。為了提高估計(jì)結(jié)果的精度，在進(jìn)行核密度估計(jì)時(shí)應(yīng)盡量選擇較小帶寬。

(2)馬爾科夫鏈分析法。由于核密度估計(jì)圖無(wú)法反映地區(qū)內(nèi)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力高低間相對(duì)位置的變動(dòng)及變動(dòng)的可能性，本文引入傳統(tǒng)馬爾科夫鏈分析法來(lái)探索不同供給水平下各省(市、自治區(qū))醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的內(nèi)部動(dòng)態(tài)發(fā)展趨勢(shì)[17]。首先，將觀測(cè)期內(nèi)我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力劃分為N種類型(狀態(tài))，構(gòu)造N × N 的狀態(tài)轉(zhuǎn)移概率矩陣，測(cè)算每種類型的概率分布和變化情況，以此探究考察期內(nèi)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的動(dòng)態(tài)轉(zhuǎn)移趨勢(shì)和規(guī)律，并根據(jù)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力類型的提高、不變和降低來(lái)分析轉(zhuǎn)移的方向。假設(shè)Pxy表示某地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力從t年的狀態(tài)x轉(zhuǎn)移為t+1年的狀態(tài)y的概率，可采用極大似然估計(jì)法來(lái)計(jì)算，即Pxy=nxy/nx,其中nxy表示在觀測(cè)期內(nèi)由初始時(shí)期t年?duì)顟B(tài)x轉(zhuǎn)移到下一時(shí)期t+1年?duì)顟B(tài)y的省份數(shù)量，nx表示在觀測(cè)期內(nèi)屬于狀態(tài)x的省份數(shù)量，且滿足：

∑yPxy=∑yP{Xn+1=y/Xn=x}=1

(2)

然而，傳統(tǒng)馬爾科夫鏈分析法無(wú)法揭示空間因素對(duì)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力動(dòng)態(tài)轉(zhuǎn)移的影響，需要運(yùn)用空間馬爾科夫鏈展開(kāi)進(jìn)一步分析?？臻g馬爾科夫鏈分析法是在傳統(tǒng)馬爾科夫鏈模型中引入“空間滯后”這一概念，考察地理空間因素對(duì)本地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力轉(zhuǎn)移概率的影響，揭示觀測(cè)對(duì)象的時(shí)空演變趨勢(shì)與地理空間因素之間的內(nèi)在聯(lián)系。具體方法是借助空間權(quán)重矩陣，將傳統(tǒng)馬爾可夫鏈轉(zhuǎn)移概率矩陣N×N分解為N個(gè)N×N的轉(zhuǎn)移概率矩陣。某地區(qū)在t年的空間滯后類型為N，則Pxy(N)表示為該地區(qū)由t年?duì)顟B(tài)x轉(zhuǎn)移到t+1年?duì)顟B(tài)y的空間轉(zhuǎn)移概率。為檢驗(yàn)地理空間因素對(duì)本地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的影響是否顯著，本文利用卡方檢驗(yàn)進(jìn)行驗(yàn)證。其公式為：

(3)

2.基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的空間差異及成因分析

(1)Dagum基尼系數(shù)及分解方法。本文采用Dagum(1997)提出的基尼系數(shù)及其按子群分解方法對(duì)我國(guó)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的地區(qū)差異進(jìn)行分析。與傳統(tǒng)泰爾指數(shù)測(cè)算方法相比，此方法不僅能夠科學(xué)測(cè)度基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力地區(qū)總體差異的大小，還能將總體差異分解為地區(qū)內(nèi)差異和地區(qū)間差異，并有效解決觀測(cè)樣本之間存在的交叉重疊問(wèn)題，從而準(zhǔn)確識(shí)別我國(guó)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力地區(qū)差異的來(lái)源[18]。其計(jì)算公式如下:

(4)

式(4)中，n表示考察期內(nèi)樣本總數(shù)，k表示地區(qū)個(gè)數(shù)，nj、nh分別表示j、h所在地區(qū)內(nèi)的省份個(gè)數(shù)，γ表示地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的平均水平，xji、xhr分別表示j、h所在地區(qū)各省份的基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力。根據(jù)分解思路，G=Gnb+Gw+Gt，Gnb表示j地區(qū)與h地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的差異，即地區(qū)間差異貢獻(xiàn)程度；Gw表示j地區(qū)或h地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的差異，即地區(qū)內(nèi)差異貢獻(xiàn)程度；Gt表示地區(qū)間基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力交叉影響的剩余項(xiàng)，即超變密度貢獻(xiàn)程度。

(2)面板回歸分析。為了進(jìn)一步分析影響基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給空間差異的主要因素，本文將我國(guó)31個(gè)省(市、自治區(qū))的基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給指數(shù)作為因變量，將政府本級(jí)財(cái)力、轉(zhuǎn)移支付水平、財(cái)政分權(quán)度、城鎮(zhèn)化率、對(duì)外開(kāi)放程度和人口密度作為自變量，對(duì)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給空間差異的影響因素進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)[19]?；貧w模型設(shè)定如下：

(5)

式(5)中，i表示省份(i=1，2，3，…，N)，t表示時(shí)間(t=1，2，3，…，T)，αi為橫截項(xiàng)，εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)；Yit作為因變量，表示全國(guó)各省(市、自治區(qū))基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給指數(shù)；Xit作為自變量，包括財(cái)政分權(quán)度、政府本級(jí)財(cái)力、轉(zhuǎn)移支付水平、城鎮(zhèn)化率、對(duì)外開(kāi)放程度和人口密度等解釋變量，n為自變量個(gè)數(shù)(n=1，2，3，…，N)。

(三)數(shù)據(jù)來(lái)源與變量說(shuō)明

1.數(shù)據(jù)來(lái)源。本文考察對(duì)象為2007～2018年我國(guó)省級(jí)區(qū)劃層面的面板數(shù)據(jù)。由于政府收支科目在2007年進(jìn)行了調(diào)整，為了保持?jǐn)?shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑的一致性，所以考察期限起始于2007年。原始數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)衛(wèi)生健康統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)財(cái)政年鑒》。由于原始數(shù)據(jù)的量綱不同，需先對(duì)其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。本文運(yùn)用熵值法和綜合加權(quán)法對(duì)無(wú)量綱化處理后的數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算，得到我國(guó)31個(gè)省(市、自治區(qū))基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給指數(shù)。在面板回歸分析中，考慮到面板數(shù)據(jù)可能存在的非平穩(wěn)和非線性等問(wèn)題對(duì)統(tǒng)計(jì)結(jié)果的影響，對(duì)涉及的變量取自然對(duì)數(shù)，相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。為衡量基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力地區(qū)差異，根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的劃分標(biāo)準(zhǔn)，將我國(guó)劃分為東、中、西三大地區(qū)。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

2.變量說(shuō)明。既有研究發(fā)現(xiàn)影響我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給空間差異的因素主要有：政府財(cái)力水平、財(cái)政體制與政策因素、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和居民需求程度[4][8]。本文選取以下變量作為主要影響因素：(1)政府本級(jí)財(cái)力，由地方人均財(cái)政收入衡量。該變量代表地方政府財(cái)力水平，財(cái)政實(shí)力越雄厚，對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的投入會(huì)越多，越能促進(jìn)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的提升[20]。(2)轉(zhuǎn)移支付水平，由中央補(bǔ)助與地方上解之差除以地區(qū)常住人口進(jìn)行衡量。該變量可反映政府間財(cái)政轉(zhuǎn)移支付政策的實(shí)施情況，影響地方政府的財(cái)力水平[4]。(3)財(cái)政分權(quán)度，用地方政府一般公共預(yù)算收入與其一般公共預(yù)算支出的比值來(lái)表示。該變量可代表財(cái)政體制因素，反映政府收入與支出的分配情況，在一定程度上影響地方醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平[21]。(4)城鎮(zhèn)化率，用各省份城鎮(zhèn)人口與年末常住人口的比重來(lái)反映。該變量體現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平，城鎮(zhèn)化的推進(jìn)有利于醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平的提升[20]。(5)對(duì)外開(kāi)放程度，用該地區(qū)進(jìn)出口總額占當(dāng)?shù)谿DP的比重來(lái)衡量。該變量可反映地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?fàn)顩r與前景，在一定程度上影響醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平[11]。(6)人口密度，用每平方千米內(nèi)的常住人口數(shù)表示。該變量可反映轄區(qū)人口集聚情況，人口分布越密集，對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的需求則越大，越有利于促進(jìn)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的提升[19]。

四、基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的動(dòng)態(tài)演進(jìn)

(一)核密度估計(jì)動(dòng)態(tài)特征分析

為了獲取我國(guó)地區(qū)間基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力絕對(duì)差異的動(dòng)態(tài)信息，本文采用高斯核函數(shù)進(jìn)行核密度估計(jì)，對(duì)不同時(shí)期基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的分布位置、態(tài)勢(shì)、延展性以及極化趨勢(shì)進(jìn)行考察，以便深入探究其分布動(dòng)態(tài)特征。為確保核密度非參數(shù)估計(jì)結(jié)果的精準(zhǔn)性，本文選取2007年、2010年、2013年、2016年和2018年的供給指數(shù)作為觀測(cè)樣本，具體估計(jì)結(jié)果如圖1所示。

圖1 我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的分布動(dòng)態(tài)

1.全國(guó)層面的分布動(dòng)態(tài)。圖1(a)描繪了全國(guó)各地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的動(dòng)態(tài)演進(jìn)趨勢(shì)。在觀測(cè)期內(nèi)，全國(guó)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的分布動(dòng)態(tài)呈現(xiàn)如下特征：第一，供給指數(shù)的核密度分布曲線中心位置隨著年份的增加整體向右側(cè)移動(dòng)，說(shuō)明我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力在觀測(cè)期內(nèi)由低水平向高水平演進(jìn)。第二，從分布曲線的波峰態(tài)勢(shì)來(lái)看，供給指數(shù)的主峰峰值呈波動(dòng)下降趨勢(shì)，且曲線寬度表現(xiàn)為先變寬后略微收窄的變化過(guò)程，這意味著我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)總體供給能力的離散程度有所上升，其絕對(duì)差異隨著時(shí)間的推移呈擴(kuò)大態(tài)勢(shì)。第三，從分布曲線的延展性得知，供給指數(shù)存在明顯右拖尾現(xiàn)象，延展性呈現(xiàn)先拓寬后收窄趨勢(shì)，表明我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力高的省份(北京、上海)與供給能力低的省份(西藏、云南)之間的差距在觀測(cè)期內(nèi)有所縮小。第四，從極化趨勢(shì)來(lái)看，供給指數(shù)的波峰數(shù)量呈“多峰—一主一側(cè)雙峰—多峰—不明顯雙峰”的變化過(guò)程，這意味著我國(guó)各省份基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力具有一定的梯度效應(yīng)，存在兩極或多極分化特征，但分化趨勢(shì)在觀測(cè)期內(nèi)逐漸弱化，最終呈現(xiàn)微弱的兩極分化現(xiàn)象?？傮w而言，隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)的全面發(fā)展，我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力有了明顯提升，但供給能力高的省份與供給能力低的省份之間的差距仍然存在，短期內(nèi)難以達(dá)到均衡。

2.地區(qū)層面的分布動(dòng)態(tài)。圖1(b)、(c)、(d)分別描述了觀測(cè)期內(nèi)東、中、西部地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的動(dòng)態(tài)演進(jìn)特征。觀察可知：首先，東、中、西部地區(qū)供給指數(shù)分布曲線的中心位置隨著時(shí)間的推移均呈顯著右移趨勢(shì)，表明在觀測(cè)期內(nèi)地區(qū)內(nèi)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力不斷提升。其次，從分布曲線的波峰形態(tài)來(lái)看，東部地區(qū)供給指數(shù)的主峰高度呈波動(dòng)上升趨勢(shì)，且曲線寬度呈微弱收窄態(tài)勢(shì)，這意味著東部地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的絕對(duì)差異隨著時(shí)間的推移而逐漸縮小。中部地區(qū)主峰高度波動(dòng)較大，總體高度略微下降，曲線寬度呈“大幅收窄—逐漸變寬”的變化過(guò)程，表明中部地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的絕對(duì)差異在觀測(cè)期內(nèi)呈擴(kuò)大趨勢(shì)。西部地區(qū)分布曲線的波峰高度有所下降，波峰寬度略微增大，意味著西部地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的絕對(duì)差異在觀測(cè)期內(nèi)呈上升趨勢(shì)。再次，觀察分布曲線的延展性可知，東部地區(qū)分布曲線的右拖尾現(xiàn)象顯著，延展性逐漸收窄，表明東部地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力高的省份與供給能力低的省份之間的差異有所縮小。中西部地區(qū)分布曲線則不存在顯著右拖尾現(xiàn)象，延展性均呈小幅拓寬趨勢(shì)，意味著中西部地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力高的省份發(fā)展較快，供給能力低的省份發(fā)展較慢，兩者之間差距有所擴(kuò)大。最后，觀察極化趨勢(shì)可知，東部地區(qū)分布曲線在考察期內(nèi)出現(xiàn)雙峰格局，隨著時(shí)間的推移，側(cè)峰曲線逐漸平緩，表明東部地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力存在兩極分化趨勢(shì)，但分化格局逐漸弱化。中部地區(qū)分布曲線在觀測(cè)期內(nèi)由多峰格局演變?yōu)殡p峰格局，最終形成單峰狀態(tài)，說(shuō)明中部地區(qū)隨著時(shí)間的推移不存在梯度效應(yīng)，各省份之間的基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力正向均衡發(fā)展的方向轉(zhuǎn)變。西部地區(qū)分布曲線在考察期內(nèi)由雙峰格局演變?yōu)閱畏甯窬?，表明此地區(qū)隨著時(shí)間的演進(jìn)極化現(xiàn)象逐漸消失，基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的均衡化程度有所提高。

(二)馬爾科夫鏈動(dòng)態(tài)特征分析

1.傳統(tǒng)馬爾科夫鏈動(dòng)態(tài)特征分析。核密度估計(jì)法只能簡(jiǎn)單直觀地刻畫(huà)我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的時(shí)間變化走勢(shì)，并不能深刻反映其內(nèi)在的分布動(dòng)態(tài)趨勢(shì)與特征。為了研究各地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的動(dòng)態(tài)轉(zhuǎn)移趨勢(shì)，本文采用傳統(tǒng)馬爾科夫鏈分析方法，將2007～2018年間31個(gè)省(市、自治區(qū))基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力按照四分位點(diǎn)劃分為四種不同類型的區(qū)域：I表示低水平(<25%)、II表示中低水平(25%～50%)、III表示中高水平(50%～75%)、IV表示高水平(>75%)，據(jù)此，測(cè)算我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力狀態(tài)轉(zhuǎn)移的概率矩陣，結(jié)果如表3所示。

表3 中國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的傳統(tǒng)馬爾可夫鏈轉(zhuǎn)移概率矩陣

表3對(duì)角線上的元素表示地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的狀態(tài)類型未發(fā)生轉(zhuǎn)移的概率，反映該地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力演變的穩(wěn)定性，而非對(duì)角線上的元素則表示地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力在不同狀態(tài)類型之間發(fā)生轉(zhuǎn)移的概率，據(jù)此得出基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力在未考慮地理空間因素下的動(dòng)態(tài)演變特征：(1)我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力在考察期內(nèi)尚未達(dá)到穩(wěn)定階段，不具有維持原有狀態(tài)的穩(wěn)定性。因?yàn)閷?duì)角線上的概率并非總是大于非對(duì)角線上的概率，類型I、II、III、IV維持原有狀態(tài)的概率依次為43.18%、35.06%、63.64%和100%，類型I向類型II轉(zhuǎn)移的概率為45.45%，類型II向類型III轉(zhuǎn)移的概率為54.55%，類型III向類型IV轉(zhuǎn)移的概率為36.36%。(2)我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力總體呈現(xiàn)低水平向高水平轉(zhuǎn)移的顯著性趨勢(shì)。具體而言，類型II和類型III向上轉(zhuǎn)移的概率分別為54.55%和36.36%，均大于各自向下轉(zhuǎn)移的概率0，表明在考察期內(nèi)各地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力不斷提高的可能性更大。(3)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力存在跨越式轉(zhuǎn)移的可能。類型I跨越式轉(zhuǎn)移到類型III和類型IV的概率分別為10.23%、1.14%，類型II跨越式轉(zhuǎn)移到類型IV的概率為10.39%，表明基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的轉(zhuǎn)移不止發(fā)生在對(duì)角線兩側(cè)，存在跳級(jí)轉(zhuǎn)移的情況，但跨越式轉(zhuǎn)移的概率較低。

2.空間馬爾科夫鏈動(dòng)態(tài)特征分析。傳統(tǒng)馬爾可夫鏈概率轉(zhuǎn)移矩陣在反映我國(guó)各地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力動(dòng)態(tài)轉(zhuǎn)移特征時(shí)，將各地區(qū)看作獨(dú)立的單元，沒(méi)有考慮周圍鄰接類型對(duì)其轉(zhuǎn)移的影響，而基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的向上或向下轉(zhuǎn)移在空間上并不是孤立的。因此，有必要在傳統(tǒng)馬爾可夫鏈概率轉(zhuǎn)移矩陣的基礎(chǔ)上，將地理空間因素引入研究范圍，構(gòu)建空間馬爾可夫鏈概率轉(zhuǎn)移矩陣，考察在空間滯后影響下我國(guó)2007～2018年基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的動(dòng)態(tài)空間演進(jìn)趨勢(shì)。類型劃分標(biāo)準(zhǔn)同上，測(cè)算結(jié)果如表4所示。

從表4可知，空間效應(yīng)對(duì)我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的影響主要體現(xiàn)為：(1)地理空間因素對(duì)我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力各類型間的動(dòng)態(tài)轉(zhuǎn)移具有較為顯著的影響。當(dāng)不考慮地理空間因素時(shí)，類型I向類型II轉(zhuǎn)移的概率為45.45%；當(dāng)考慮地理空間因素時(shí)，類型I向類型II轉(zhuǎn)移的概率依次為20.51%、61.29%、60%和87.5%。因此，將地理空間因素納入我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的動(dòng)態(tài)演變趨勢(shì)分析中是十分必要的。(2)除類型IV之外，基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力在同一類型中的穩(wěn)定性會(huì)根據(jù)鄰接類型的不同而存在明顯差異。對(duì)于類型I而言，其在鄰接類型I、II、III、IV中穩(wěn)定性概率依次為71.79%、25.81%、20%和0；對(duì)于類型II而言，其在鄰接類型I、II、III、IV中穩(wěn)定性概率依次為72.73%、40.63%、17.65%和0；對(duì)于類型III而言，其在鄰接類型I、II、III、IV中穩(wěn)定性概率依次為85.71%、75%、56.82%和20%。此結(jié)果表明在考慮地理空間因素后，基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力在類型I、II、III中的穩(wěn)定性會(huì)隨著鄰接類型的提高而變差。(3)鄰接地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的提高可以提高本地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力向上轉(zhuǎn)移的概率。在考慮地理空間因素的影響下，與供給能力較高的地區(qū)為鄰，其向上轉(zhuǎn)移的概率絕大部分會(huì)增大，比如當(dāng)觀測(cè)類型為III時(shí)，隨著鄰接類型的提高，其向上轉(zhuǎn)移的概率分別為14.29%、25%、43.18%和80%。此結(jié)果表明基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力較高的地區(qū)對(duì)鄰接地區(qū)具有正向溢出效應(yīng)，一定程度上存在俱樂(lè)部趨同的現(xiàn)象。這是因?yàn)楦咚降貐^(qū)經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)、醫(yī)療設(shè)施較為完善、醫(yī)務(wù)人員水平較高，且政府對(duì)民生問(wèn)題較為重視，有較充足的財(cái)力作支撐[11]，從而這些省份基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給結(jié)構(gòu)較為均衡，供給能力維持在較高水平，對(duì)相鄰地區(qū)形成正向輻射帶動(dòng)作用。

表4 中國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的空間馬爾可夫鏈轉(zhuǎn)移概率矩陣

五、基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的空間差異及原因分析

(一)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的空間差異

為探究我國(guó)地區(qū)間基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力相對(duì)差異的大小及其來(lái)源，本文根據(jù)Dagum基尼系數(shù)對(duì)觀測(cè)期內(nèi)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的地區(qū)差異進(jìn)行測(cè)算與分解，計(jì)算結(jié)果如表5所示。

表5 基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的地區(qū)基尼系數(shù)及分解結(jié)果

從總體差異演變來(lái)看，我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的基尼系數(shù)在考察期內(nèi)整體呈趨穩(wěn)下降態(tài)勢(shì)。具體而言，總體基尼系數(shù)由2007年的0.1486降至0.0770。降幅高達(dá)48.18%，說(shuō)明2007～2018年間我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的總體地區(qū)差異不斷縮小，均衡程度相應(yīng)提高。究其原因，應(yīng)得益于近年來(lái)國(guó)家制定的“基本公共服務(wù)均等化”“健康中國(guó)”“醫(yī)療衛(wèi)生體制改革”等政策與制度的制定和有效實(shí)施，政府對(duì)公共醫(yī)療衛(wèi)生的財(cái)政投入力度不斷增強(qiáng)，使基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的公平性和可及性有所提高[11]。盡管如此，總體基尼系數(shù)還是偏高，空間差異仍有縮小的潛力，仍需加快推進(jìn)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)均等化進(jìn)程，以滿足人民群眾日益增長(zhǎng)的健康需求。從地區(qū)內(nèi)差異演變來(lái)看，東、中、西地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的基尼系數(shù)均呈現(xiàn)波動(dòng)下降的演變趨勢(shì)，表明東、中、西部地區(qū)的區(qū)內(nèi)供給能力差異在考察期內(nèi)逐漸縮小，均等化程度明顯提升。具體來(lái)看，東部地帶基尼系數(shù)由2007年的0.1794下降為0.0763，降幅高達(dá)57.47%；2018年中部地帶基尼系數(shù)相比于2007年下降了0.0150，降幅為26.93%；西部地帶基尼系數(shù)由2007年的0.0613下降為0.0447，降幅為27.08%。東部地區(qū)降幅最大，西部區(qū)域次之，中部地區(qū)降幅最小。東、中、西地區(qū)基尼系數(shù)的均值排序從大到小依次為東部(0.1113)、西部(0.060)、中部(0.0444)，這意味著地區(qū)差異最大的為東部地區(qū)，西部次之，中部最小。從地區(qū)間差異來(lái)看，東、中、西地區(qū)間的基尼系數(shù)演變趨勢(shì)在觀測(cè)期內(nèi)均以波動(dòng)下降為主。東部和中部地區(qū)間基尼系數(shù)由2007年的0.1874下降為0.0956，降幅達(dá)48.99%；2018年?yáng)|部和西部地區(qū)間基尼系數(shù)相比于2007年降低了0.1026，降幅為48.37%；中部和西部地區(qū)間基尼系數(shù)由2007年的0.0652下降為0.0452，降幅為30.67%。由此說(shuō)明，東、中、西地區(qū)的供給能力地區(qū)間差異在觀測(cè)期內(nèi)不斷縮小。通過(guò)地區(qū)間均值排序可知，東部和西部地區(qū)值最大(0.1578)，其次是東部和中部地區(qū)(0.1207)，中部和西部地區(qū)值最小(僅為0.0656)，表明東部和西部地區(qū)、東部和中部地區(qū)之間差異較大，中部和西部地區(qū)之間差異較小。

基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力總體差異的貢獻(xiàn)率包括地區(qū)內(nèi)貢獻(xiàn)率、地區(qū)間貢獻(xiàn)率和超變密度貢獻(xiàn)率，其中超變密度貢獻(xiàn)率是指不同地區(qū)之間的交叉重疊對(duì)總體差異的影響。在考察期內(nèi)，我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力總體差異的地區(qū)內(nèi)貢獻(xiàn)率呈波動(dòng)下降趨勢(shì)，而地區(qū)間貢獻(xiàn)率和超變密度貢獻(xiàn)率均表現(xiàn)為波動(dòng)上升的演變態(tài)勢(shì)。由表5可以看出，貢獻(xiàn)率占比較大的為地區(qū)間差距，比重均在65%以上，遠(yuǎn)高于地區(qū)內(nèi)貢獻(xiàn)率和超變密度貢獻(xiàn)率，表明我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的地區(qū)差距主要由地區(qū)間差距引起。而地區(qū)內(nèi)貢獻(xiàn)率和超變密度貢獻(xiàn)率占比較小，其中超變密度貢獻(xiàn)率占比均不足9%，由此可知，地區(qū)內(nèi)差異和不同地區(qū)之間的交叉重疊現(xiàn)象不是影響總體差異的關(guān)鍵因素。

(二)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給空間差異的原因分析

為探尋影響基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給空間差異的關(guān)鍵因素，本文根據(jù)回歸模型(5)的研究思路，采用隨機(jī)效應(yīng)模型、固定效應(yīng)模型和混合最小二乘回歸模型對(duì)各影響因素進(jìn)行回歸分析并進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，以考察各因素與醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力之間的關(guān)聯(lián)度，回歸結(jié)果如表6所示。由Breusch-Pagan-Lagrange乘數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果可知，隨機(jī)效應(yīng)模型優(yōu)于混合最小二乘回歸模型；由F檢驗(yàn)結(jié)果可知，隨機(jī)效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型優(yōu)于混合最小二乘回歸模型；由Hausman檢驗(yàn)可知，隨機(jī)效應(yīng)模型優(yōu)于固定效應(yīng)模型。因此，本文應(yīng)在隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果的基礎(chǔ)上分析異質(zhì)性因素的影響。

表6 中國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力影響因素的回歸分析

由表6可知，異質(zhì)性因素對(duì)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力產(chǎn)生了不同的影響。政府本級(jí)財(cái)力對(duì)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力存在顯著的正向影響，當(dāng)政府本級(jí)財(cái)力提高1%時(shí)，基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力將提高8.564%。地方政府本級(jí)財(cái)力越雄厚，越能為醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給提供更多的財(cái)力支持[20]。政府間財(cái)政轉(zhuǎn)移支付對(duì)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力具有顯著的正向影響，當(dāng)轉(zhuǎn)移支付水平提高1%時(shí)，基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力將提高2.070%。加大對(duì)落后地區(qū)的財(cái)政轉(zhuǎn)移支付力度能夠調(diào)節(jié)地方政府財(cái)力，緩解地區(qū)間由于財(cái)力及醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給成本差異所導(dǎo)致的不均等問(wèn)題[21]。財(cái)政分權(quán)度對(duì)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力存在顯著負(fù)向效應(yīng)，這意味著我國(guó)現(xiàn)行的財(cái)政分權(quán)體制是影響醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給空間差異的重要因素，在一定程度上抑制了基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的有效供給。財(cái)政分權(quán)對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的負(fù)向影響主要表現(xiàn)在：財(cái)政分權(quán)實(shí)施的結(jié)果是地方政府承擔(dān)過(guò)多的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)支出責(zé)任，易使地方政府陷入收支困境，造成醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力不足[21]。城鎮(zhèn)化率對(duì)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力存在顯著正向驅(qū)動(dòng)效應(yīng)，當(dāng)城鎮(zhèn)化率提高1%時(shí)，基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力將提高28.749%，這說(shuō)明城鎮(zhèn)化的推進(jìn)會(huì)促進(jìn)轄區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展，進(jìn)而對(duì)該地區(qū)政府的財(cái)力水平產(chǎn)生正向影響，從而促進(jìn)其醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的提高[13]。對(duì)外開(kāi)放程度對(duì)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力存在負(fù)向效應(yīng)，當(dāng)對(duì)外開(kāi)放程度提高1%時(shí)，基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力則會(huì)降低1.603%，表明對(duì)外開(kāi)放程度對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的供給有一定的抑制性。人口密度對(duì)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力具有顯著正向影響，當(dāng)人口密度提高1%時(shí)，基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力將提高2.534%。

六、結(jié)論與政策建議

本文利用2007～2018年我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給指數(shù)，采用核密度估計(jì)、馬爾科夫鏈分析法、Dagum基尼系數(shù)及面板回歸分析對(duì)我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的動(dòng)態(tài)演進(jìn)及空間差異進(jìn)行實(shí)證研究，得出的研究結(jié)論是：第一，從核密度估計(jì)動(dòng)態(tài)特征分析來(lái)看，全國(guó)總體及東、中、西部地區(qū)內(nèi)的基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力整體呈上升態(tài)勢(shì)，其中全國(guó)與東部地區(qū)具有兩極分化現(xiàn)象，存在梯度效應(yīng)，而中西部地區(qū)的供給能力均衡化程度有所提高。第二，從馬爾科夫鏈動(dòng)態(tài)特征分析來(lái)看，觀測(cè)期內(nèi)我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力整體向高水平方向轉(zhuǎn)移，發(fā)生跨越式轉(zhuǎn)移的概率較小；地理空間因素對(duì)我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力各類型間的動(dòng)態(tài)轉(zhuǎn)移具有較為顯著的影響，供給能力較高的省市具有正向溢出效應(yīng)。第三，從空間差異及原因分析來(lái)看，我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的總體差異、地區(qū)內(nèi)差異以及地區(qū)間差異在觀測(cè)期內(nèi)均呈縮小態(tài)勢(shì)，但空間差異仍然存在；政府本級(jí)財(cái)力、轉(zhuǎn)移支付水平、城鎮(zhèn)化水平和人口密度對(duì)我國(guó)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給整體空間差異的正向影響較為顯著，財(cái)政分權(quán)度和對(duì)外開(kāi)放程度則對(duì)其產(chǎn)生負(fù)向影響。

依據(jù)上述結(jié)論，本文提出以下政策建議：第一，重視地區(qū)間“空間聯(lián)動(dòng)”作用，增強(qiáng)供給能力較強(qiáng)地區(qū)的正向溢出效應(yīng)。在“健康中國(guó)2030”戰(zhàn)略實(shí)施的背景下，發(fā)達(dá)地區(qū)與落后地區(qū)之間應(yīng)在“共享”理念導(dǎo)向下充分利用現(xiàn)代信息技術(shù)手段搭建互動(dòng)平臺(tái)，創(chuàng)立“互聯(lián)網(wǎng)+”醫(yī)院模式，以提高人民群眾健康水平為目標(biāo)，實(shí)現(xiàn)地區(qū)間在醫(yī)療設(shè)備、醫(yī)療技術(shù)、醫(yī)務(wù)人員、醫(yī)療成果等方面的合作交流，創(chuàng)新醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)領(lǐng)域的交流互助和精準(zhǔn)幫扶機(jī)制，發(fā)揮供給能力較強(qiáng)地區(qū)的輻射帶動(dòng)作用，增強(qiáng)地區(qū)間基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給上的良性互動(dòng)，努力促進(jìn)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的均衡發(fā)展。第二，根據(jù)不同地區(qū)政府財(cái)力與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，采取差異化的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力提升策略。地區(qū)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力與地方政府財(cái)力、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的內(nèi)在關(guān)聯(lián)性較強(qiáng)，政府財(cái)力與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的空間差異性在一定程度上導(dǎo)致了基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的空間非均衡格局。因此，對(duì)自身財(cái)力較強(qiáng)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū)，應(yīng)重點(diǎn)引導(dǎo)其加快構(gòu)建醫(yī)療衛(wèi)生支出績(jī)效管理體系，加強(qiáng)對(duì)支出目標(biāo)、過(guò)程和結(jié)果的控制，提高醫(yī)療衛(wèi)生資金使用效率，為醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的有效供給提供保障；對(duì)政府自身財(cái)力較弱與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的地區(qū)，應(yīng)在加快推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程的基礎(chǔ)上，加大政府間醫(yī)療衛(wèi)生專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付力度，拓寬地方政府的稅源，努力解決其財(cái)政資金緊缺問(wèn)題，從而大力促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)向高水平、均衡化方向發(fā)展，緩解因財(cái)政能力差異引起的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的非均衡格局。第三，優(yōu)化財(cái)政集權(quán)與分權(quán)體系，構(gòu)建權(quán)責(zé)清晰的中央與地方政府間基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)事權(quán)與支出責(zé)任劃分模式。根據(jù)《醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域中央與地方財(cái)政事權(quán)和支出責(zé)任劃分改革方案的通知》(國(guó)辦發(fā)〔2018〕67號(hào))，細(xì)化政府間有關(guān)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的事權(quán)與支出責(zé)任界定。將受益范圍覆蓋全國(guó)或跨地區(qū)的重大公共衛(wèi)生服務(wù)確定為中央政府的事權(quán)并擔(dān)負(fù)相應(yīng)的支出責(zé)任；將涉及基本民生問(wèn)題的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)確定為共同事權(quán)，由中央與地方政府共同承擔(dān)支出責(zé)任；其他事務(wù)則根據(jù)隸屬關(guān)系確定事權(quán)與支出責(zé)任歸屬。對(duì)于基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)共同事權(quán)的具體界定，應(yīng)根據(jù)不同地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展與財(cái)力水平，實(shí)行差異化政策，明確不同地方政府承擔(dān)的投入比例和責(zé)任，并在實(shí)踐中根據(jù)財(cái)政經(jīng)濟(jì)狀況及醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求與標(biāo)準(zhǔn)的動(dòng)態(tài)變化適時(shí)調(diào)整，為基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)均等化發(fā)展奠定財(cái)政基礎(chǔ)。第四，深化醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，形成高效、協(xié)調(diào)、可持續(xù)的基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給體系。應(yīng)加大醫(yī)療衛(wèi)生人才培養(yǎng)力度，制定對(duì)相對(duì)落后地區(qū)的人才支持政策，鼓勵(lì)醫(yī)療衛(wèi)生人員向相對(duì)落后地區(qū)流動(dòng)；完善醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域的分級(jí)管理體系，重點(diǎn)加強(qiáng)基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)機(jī)構(gòu)的力量，提高醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的便利性和可及性；根據(jù)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求的地區(qū)差異，建立地區(qū)間醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給與需求的協(xié)調(diào)機(jī)構(gòu)，了解和把握各地區(qū)的供需動(dòng)態(tài)并進(jìn)行政策協(xié)調(diào)，提高醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的地區(qū)適應(yīng)性和針對(duì)性。