政府干預、市場化對醫療衛生服務均等化的門檻效應分析*

遵義醫學院管理學院(563000)　

于金娜△

【提　要】　目的　研究政府干預、市場化對醫療衛生服務均等化影響的門檻效應。方法　基于2008-2014年我國31個省市區的面板數據，首先利用相對剝奪指數測算醫療衛生服務均等化作為因變量，然后以人均GDP、老齡化、城鎮化、交通狀況等變量作為自變量，分別以政府干預和市場化程度為門檻變量進行面板門檻回歸。結果　我國醫療衛生服務均等化水平存在省際差異，新醫改后，衛生技術人員和醫療機構的配置均等化水平得到極大改善，而醫療機構床位配置均等化水平明顯下降。門檻回歸結果表明，市場化程度超過4.50和9.08，政府干預分別對衛生技術人員和床位配置均等化起促進作用，市場化程度以8.58為界，政府干預對醫療機構配置均等化起倒U型的抑制作用。當財政衛生支出超過3.04%，市場化對衛生技術人員和床位配置均等化起促進作用，財政衛生支出以0.82%為界，市場化對醫療機構配置均等化起倒U型的抑制作用。結論　為改善醫療衛生服務均等化水平，政府需要加大財政衛生支出比重，同時重視衛生領域市場化程度的培育，并重視落后地區人才的培養與輸送。

十二五期間新醫改工作取得了突破性進展，但是，我國衛生與健康事業仍然面臨著資源總量不足、結構不合理以及優質醫療資源缺乏的問題[1]。這種內部結構性問題需要通過進一步完善醫療服務體系來解決，就解決途徑而言存在著政府主導派與市場主導派之爭。前者認為由于醫療衛生服務市場存在信息不對稱及公共物品屬性等問題，需要以政府干預為主來完善醫療服務體系，后者則認為政府的失靈造成了醫療衛生服務領域的諸多怪象，因此需要通過培育完善的醫療衛生服務市場，實現醫療衛生服務體系的完善。就當前我國醫療衛生服務體系的實踐，政府干預和市場化兩者相輔相成、缺一不可，因此我國醫療衛生服務體系的完善也需要政府與市場的共同作用。十三五期間，面臨老齡化和城鎮化的加速，以及全面兩孩政策的實施，醫療服務體系將面臨更大的挑戰，在此背景下更需要加快完善醫療服務體系，此時作為完善服務體系重要部分的醫療衛生服務均等化被寄予厚望[2]。因此，要完善現有的醫療衛生服務體系，有必要研究政府干預和市場化水平對醫療衛生服務均等化水平產生何種影響，以及該影響是否存在門檻，并根據研究結果給出相應的政策建議，以幫助我國醫療衛生體系的進一步完善。

資料與方法

1.資料來源

本研究所使用原始數據主要來源于2009-2015年的《中國統計年鑒》和《中國衛生統計年鑒》(2013年后改名為《中國衛生和計劃生育統計年鑒》)。

2.研究方法

(1)醫療衛生服務均等化的測算

常用測算均等化的方法有泰爾指數法[3]、區位基尼系數法[4]及空間基尼系數法[5]、秩和比法[6]、離散指數法[2]、集中指數法[7]以及空間GIS方法[8]。但以上方法均是以群體間不公平的角度出發進行研究，忽略了群體間個體的差異[9]，為了考慮個體差異，我們選取相對剝奪指數來測算醫療衛生服務均等化水平，具體公式如下：

(1)

其中，D(xit,xt)表示i省(市、自治區)在第t年的個體相對剝奪指數，xt是指全部省(市、自治區)第t年的指標值，在本研究中分別指每千人衛生技術人員數、每千人衛生機構床位數及每百平方公里醫療衛生機構數。xit和xjt(i≠j)分別表示i和j省(市、自治區)在第t年的指標值，n指我國省(市、自治區)的個數，max(xt)指第t年所考察指標值的最大值，min(xt)是指第t年所考察指標值的最小值。D(xit,xt)越大表示第t年i省(市、自治區)醫療衛生服務的相對剝奪程度越高，即其醫療衛生服務均等化水平越差，反之則均等化程度越高。

(2)門檻回歸模型

傳統門檻分析通常基于外生樣本分離法，由研究者主觀確定一個門檻值，這樣得到的研究結果并不可靠[10]。為了糾正該缺點，Hansen發展了新的門檻回歸，提出要運用嚴格的統計方法對門檻值進行參數估計與假設檢驗。本文使用Hansen[11]1999年提出的面板門檻回歸模型，公式如下：

(2)

其中，yit是被解釋變量，表示i省(市、自治區)第t年的醫療衛生服務均等化程度，xit表示解釋變量，zitj表示j個控制變量，I(·)為示性函數，其中qit為門檻變量，n為門檻個數。

本文選擇的解釋變量為政府干預(gov)與市場化(market)。財政支出是中國政府扶持產業發展的主要方式，因此政府干預可以使用政府財政支出在GDP中的比重來表示[12]，并且該指標是多數學者在研究中采用的指標[13]，結合本研究使用各地方財政醫療衛生支出占地方生產總值的比重作為政府干預的代理變量。市場化則選擇王小魯等[14]的市場化指數來測量。為控制其他因素對區域醫療衛生服務均等化的作用，本文選擇人均GDP(pGDP)、老齡化程度(age)、城鎮化水平(urb)、交通狀況(pRoad)作為控制變量。其中，老齡化程度以65歲及以上人口占15～64歲人口的比重來表示[15]、交通狀況用人均擁有的公路里程來表示。為消除變量之間的多重共線性問題，對人均GDP進行自然對數處理。

結　　果

1.全國31個省市區的醫療衛生服務均等化水平

利用式(1)進行測算，按照時間和省份分別進行簡單平均后，得到各省年均醫療衛生服務均等化水平和我國歷年平均醫療衛生服務均等化水平，見圖1和圖2。

圖1　 2008-2014年我國省際年均醫療衛生服務相對剝奪程度

從圖1可以明顯看出，所有省份的相對剝奪指數在0～0.4之間，三大衛生資源的均等化水平存在明顯的省際差異。其中，每千人衛生技術人員數在北京市均等化水平最高，每千人床位數在新疆均等化水平最高，每百平方公里醫療衛生機構數在內蒙古和新疆的均等化水平最高，其相對剝奪指數均為0。

圖2則展示了我國醫療衛生服務相對剝奪的時間趨勢，其中衛生技術人員和醫療衛生機構的相對剝奪指數自新醫改以來呈現不同程度的下降趨勢，由此可見，新醫改后這兩類資源的均等化水平得到改善。而衛生機構床位的相對剝奪呈現先下降后上升趨勢，尤其是新醫改后，相對剝奪程度的上升趨勢明顯，這說明新醫改對于改善床位的均等化水平沒有起到明顯政策效果。

圖2　 2008-2014年我國平均醫療衛生服務相對剝奪程度

2.門檻估計

由于本研究中數據屬于短面板，為了不影響統計勢，最多檢驗到兩個門檻[16]，表1中分別列示了三大主要衛生資源均等化的門檻檢驗，其中門檻變量包括政府干預和市場化程度。結果顯示，政府干預及市場化對衛生技術人員、床位及醫療機構的均等化均存在顯著的雙重門檻。

3.門檻回歸結果

運用Stata 14.0軟件對影響省際醫療衛生服務均等化的門檻效應進行計量檢驗，分別以政府干預和市場化作為門檻變量，同時考慮控制變量，檢驗結果見表2和表3。

由表2可知，當財政醫療衛生支出占地方生產總值的比重大于3.04%時，市場化有利于衛生技術人員和床位均等化水平提升，且在1%水平下顯著。當財政醫療衛生支出比重小于3.04%時，則不利于衛生技術人員和床位均等化水平的提高，其中床位均等化通過顯著性檢驗。對醫療機構配置的均等化，市場化均產生負影響，隨著門檻值的提高，其不利影響呈現倒U型，以門檻值0.82%為界限，呈現負影響先增長后下降趨勢。

由表3可知，當市場化程度大于4.50時，政府干預對衛生技術人員配置均等化起到顯著的積極作用，盡管當其大于4.85時，這種正向的積極作用稍有減弱，但這種減弱的積極作用并不顯著。關于醫療機構床位的配置均等化，當市場化程度大于9.08時，政府干預將產生顯著的正影響。對于醫療機構配置均等化，政府干預產生顯著的負影響，并且隨著門檻值的增加，負影響的程度先增加后減小，呈現倒U型。

4.擴展分析

以上分析屬于靜態面板門檻回歸，為了能夠從動態角度討論政府干預對衛生服務均等化的影響，對研究期內不同門檻區間的省份進行了分析，部分結果見表4。

表1　門檻值檢驗

注：門檻值為bootstrap1000次得到的結果，***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平下拒絕原假設，下同。

表2　以政府干預為門檻變量的面板門檻回歸結果

表3　以市場化程度為門檻變量的面板門檻回歸結果

表4　衛生技術人員均等化水平的各門檻效應省份統計情況

*：由于篇幅限制，在此僅列出衛生技術人員配置均等化的門檻動態分析，完整數據可向作者索要。

對于衛生技術人員配置均等化，政府財政衛生支出比重大于3.04%的省份數變化較小，2008-2011年僅西藏自治區超過了門檻值，2012-2013僅西藏和青海超過門檻值，2014年西藏、青海、貴州三地超過門檻值。財政衛生支出比重大于2.78%小于3.04%的省份波動較小，2008年無任何省份在此范圍內，2009-2010年僅青海一省，2011年包括青海、甘肅和貴州三省，2012-2013年僅貴州一省，2014年僅甘肅一省。但較之衛生技術人員配置，床位和醫療機構配置均等化的各門檻區間，省份數量波動較大，說明市場化程度對衛生領域的床位和醫療機構配置的影響要大于對衛生技術人員的配置。這在一定程度上印證了人力資源較物力資源更難進行優化配置，需要政府重視。

另一方面，當市場化程度低于4.50時，衛生技術人員配置均等化在不同時期省份的變化波動較大，所轄省份數量呈現減少趨勢，根據互補原則可知，市場化程度高于4.50時，衛生技術人員均等化在不同時期省份會呈現較大的波動程度，且呈現遞增趨勢，由此可知隨著時間的推移，在不同的市場化程度下，市場化程度在一定程度上促進了衛生技術人員配置均等化。與此同時，床位和醫療機構配置均等化顯示出同樣的特征，即不同時間門檻區間省份波動較大。由此可知，在不同的市場化程度下，政府直接干預對三大衛生資源均等化配置都有明顯效果。

討　　論

本研究以我國31個省市區為研究對象，利用相對剝奪理論測算了2008-2014年間醫療衛生服務的均等化水平，結果顯示，我國自新醫改后，衛生技術人員和醫療機構配置均等化水平得到極大改善，而醫療機構床位配置均等化水平明顯下降。這在一定程度上說明了新醫改在衛生技術人員和醫療機構配置方面起到了有效的政策效果，下一步醫改工作中應該加強對醫療衛生機構床位資源配置公平性的改善。從省際層面看，三大衛生資源在省際間的均等化水平存在差異，北京作為首都，對于人才仍然具有較大的吸引力，因此，其衛生技術人員均等化水平最高，相對剝奪為零。新疆和內蒙古均處西部邊疆地區，盡管對于人才的吸引力不足，但由于各項政策的傾斜，其硬件設施配備比較齊全，因此，新疆的醫療機構及床位配置和內蒙古的醫療機構配置均等化處于全國前列，相對剝奪均為零。為了進一步改善醫療服務均等化，政府對于落后的邊疆地區，應該針對性地出臺相關激勵機制，使這些地區能夠吸引更多的人才，更重要的是要鼓勵當地加大人才的培養力度，以進一步緩解這些地區人才不足問題，進而提高衛生技術人員的均等化水平。

門檻回歸表明，市場與政府只有在彼此對應的范圍內，才能發揮提高醫療衛生服務均等化的作用。并且通過動態化研究更進一步表明，市場在配置資源方面要發揮優勢是需要政府適當干預為前提條件，而政府干預有效提高醫療衛生服務均等化水平，也是需要市場化程度發育到一定水平。據此，為了進一步促進醫療衛生服務的均等化，需要加強以下幾方面的工作：第一、要充分發揮財政衛生支出對醫療衛生服務均等化的影響，必須重視市場化程度的培育，只有在市場化指數超過一定的門檻，財政衛生支出才能有效地促進衛生技術人員和床位配置的均等化，只有市場化程度足夠高，財政衛生支出對醫療機構配置均等化的抑制作用才能得到緩解；第二、加大財政衛生支出比重，因為僅當財政衛生支出比重超過一定的比例，市場化程度才能對衛生技術人員和床位配置起積極作用，同時降低對醫療機構配置的負向影響。