醫療衛生資源配置改革與城鎮化協整分析

薛　宇，吳鳳平，王長青，林振平

（1.河海大學　商學院，江蘇　南京　210098；2.南京醫科大學　衛生政策研究中心，江蘇　南京　210029）

醫療衛生資源配置改革與城鎮化協整分析

薛宇1，2，吳鳳平1，王長青2，林振平2

（1.河海大學商學院，江蘇南京210098；2.南京醫科大學衛生政策研究中心，江蘇南京210029）

醫藥衛生事業關系億萬人民的健康，關系千家萬戶的幸福，是重大民生問題。雖然我國改革開放后進行了多次醫療體制改革，但“看病難、看病貴”等問題還沒有很好地得到解決，除了制度設計與費用投入原因之外，醫療衛生資源配置不合理是關鍵因素。無論是從全國層面看還是從區域層面看，醫療衛生資源配置不合理主要是由城鄉醫療衛生資源配置不公平、醫療衛生資源配置城鄉失調等多方面因素造成的［1］，其中城鎮化水平對我國醫療保障體系的影響是重要原因之一［2］。本文運用協整理論，分析與探討我國城鎮化水平與醫療衛生資源配置的影響關系。

一、文獻綜述

關于城鎮化進程對居民健康、醫療需求、醫療體制改革、公立醫療機構改革的影響方面，國內外學者有許多卓有成效的研究，許多研究成果直接或間接影響著政府決策與實際操作，也不斷推動著醫療衛生資源的合理配置。

（一）國外研究進展

在研究城鎮化進程對居民健康影響方面，美國在2007年的一項研究表明，城鎮化進程對居民健康起到促進作用，城鎮化水平提高了居民收入、改善了生活條件，使居民得到了較好的醫療衛生服務，提高了居民健康水平，推動了醫療衛生資源的合理配置［3］。當然也有另外一種觀點，Haine、Baten、Fertig、Treme、Craig等人［4］［5］［6］［7］［8］通過研究認為城鎮化進程加劇了環境污染，改變了健康的生活與工作方式，擴大了疾病傳播范圍，由此降低了居民健康狀況、增加了衛生成本。WTO也指出，城鎮化建設以及大量外來人口的進入，會擴大因為空氣、水污染等導致的醫療衛生服務支出，增加財政支出后這一問題仍無法解決。在國外學者針對中國的研究方面，Vande Poel（2012）等［9］從中國營養與健康調查入手，通過雙倍差分法研究，認為中國城鎮化率越高的地區，群眾自評健康較差的概率較高，主要是由于城鎮化引起的不良生活方式（如過多的脂肪消費、吸煙率提高等）影響著居民健康。Liu（2003）等［10］在研究中則發現，城鎮化使群眾獲得更多的收入、更好的教育、更高水平的醫療保險，從而促進群眾健康水平的提高。

在研究城鎮化建設對衛生服務均等化影響方面，國外學者把這一問題當作研究熱點，其中最著名的是“庫茲涅茨假說”。該假說認為在一個國家的工業化與城市化初期，人均收入差距會迅速加大，經過較短時間穩定后，到后期會逐步縮小差距，呈現出“先惡化，后改進”的“倒U型”曲線。Simon Kuznets （1995）［11］研究認為面對初期產生的收入差距問題，政府會加大財政支出力度，保障低收入群體享有醫療等基本公共品服務，使得城市的發展可以成功過渡到城市化后期階段，這樣可以促進衛生服務均等化。Vernon Henderson（2002）［12］認為利用財政分權使二三線城市財力提升，加大跨區域投資力度，促進區域間均衡發展，能有效緩解過大的財政支出壓力，提高公共衛生服務均等化水平。Adolf Wagner （1891）［13］認為，根據“公共支出增長法則”，城鎮化的發展促使越來越多的農村居民遷到各級城市，居民對醫療衛生服務需求的不斷增加會促進政府不斷增加公共支出，也促進了衛生服務均等性。但Henderson（2009）［14］在研究城鎮化建設中的制度設計與選擇時發現，財政政策往往僅對一線城市具有較大傾向性，一線城市可以依據更大的財政自主權提供更優質的公共產品，但是對于二三線城市來說，會因為財力不足導致區域醫療衛生事業發展較慢，其衛生服務均等化水平亟待提高，這也是我國需要注意的地方。

（二）國內研究進展

國內許多學者也對我國城鎮化建設與醫療衛生的關系進行了研究。程明梅、楊朦子（2015）等［15］基于健康生產理論，通過省級面板數據的實證研究，分析了城鎮化對中國居民健康狀況的影響，認為城鎮化顯著提升了人均預期壽命，降低了新生兒死亡率。楊玲（2002）［16］認為現在我國多以家庭為單位參保新型農村合作醫療，這本身是較為有效的制度安排，但這種政策設計存在著與時代發展不相符的缺陷，因為它忽略了農民家庭成員身份分化的發展現實，給居民的社會保障轉變和城鎮化建設造成了障礙，農民工進城后，新型農村合作醫療落實與銜接成了問題。代寶珍、毛宗福（2010）［17］研究認為，實施城鎮居民基本醫療保險是在當前我國城鎮化進程快速推進的背景下推行的，但許多進城農民因為在城鎮不能落戶而無法很好地分享這一政策，使得基本醫療保障體系對進城農民的保障功能弱化。徐長生、張澤棟（2015）［18］通過多元線性回歸進行定量分析和檢驗，發現經濟發展水平、老齡化及城鎮化三個因素對我國醫療衛生費用的增長均具有顯著影響，其中城鎮化的影響最大，經濟發展水平次之，老齡化最小，說明城鎮化進程提高了醫療衛生費用支出。吳志澄（2003）［19］通過對我國城鄉居民家庭年人均可支配收入、消費性支出與醫療保健費用支出關系進行實證研究，認為隨著我國城鎮化進程加快，城鄉居民醫療需求在不斷增加。李郁芳、王宇（2015）［20］認為城鎮化建設促進了各省級區域醫療衛生服務水平的提高。辛歆（2015）［21］通過對城鎮化進程中的農村醫療衛生資源供給效能進行研究，認為城鎮化建設致使城鄉醫療衛生資源配置不平衡，農村衛生資源供給增長速度低于城鎮供給增長速度。王曉園、王靜雅（2015）［22］認為新型城鎮化是以城鄉一體化、和諧發展為基本特征的，需要全面推進衛生服務均等化，實現以人為本的資源共享體制。

（三）發達國家與我國城鎮化建設中衛生資源配置比較

發達國家都經歷過城鎮化建設與快速發展過程，雖然其在各自城鎮化的發展歷程中面臨著這樣或那樣的問題，但是縱觀發展的整個過程，都具有一些共同的特征，即工業化與城鎮化相互促進、城鎮分散形成城市網絡系統、城市與鄉村公共服務水平差距縮小、政府調控與市場引導相結合等［23］，這些特征有利于衛生服務均等化，有利于醫療衛生資源配置合理化。比如，英國城鎮化是以鄉村工業的高度發展為前提，鄉村工業促進了農業與工業的分工，反過來提高了農業的規模經營，這樣的工業村莊不斷演變為小城鎮，從而推動城鎮化進程。這樣的發展過程，使得城鄉經濟發展差距縮小，衛生服務支付能力差別減小，衛生資源隨著城鎮化發展同步擴大并均衡配置。美國與英國城鎮化的區別是，美國在實現工業化和城鎮化的同時實現了農業現代化，其城鎮化建設非常注重規劃問題，在交通建設和醫療衛生資源的配置上，都以市場為導向且按市場規律進行。日本在城鎮化建設中，早期注重城鎮發展忽視鄉村發展，致使社會保障體系不夠完善，后來通過制定一系列法律與措施，加強鄉村經濟發展與城鄉社會保障體系建設，也有效促進了衛生服務均等化。

我國城鎮化建設起步較晚，在城鎮化發展過程中，農村工業化與農村經濟發展相對落后，農民進城后的戶籍制度與社會保障體系沒有跟上城鎮化發展步伐，造成城鎮化進度與衛生服務發展不協調。如不同部門在規劃與建設上各自為政，造成衛生資源配置不平衡、利用效率不平高、衛生政策落實不到位等問題。就衛生政策落實不到位而言，現行醫療衛生撥付機制與醫保制度設計不符合實際情況，現行撥付機制是按戶籍人口撥付，而在城鎮化建設中，大量農民進城后，撥付制度與醫療保障制度沒有很好地進行調整。從城鎮化水平與醫療衛生資源城鄉差別水平比較來看（見表1），1996年我國城鄉人口之比（UR）是0.438，城鄉醫療機構之比（HB）是0.309，城鄉醫技人才之比（DB）是2.187，城鄉醫療床位之比（BB）是2.854，雖然城市醫療機構數量比農村醫療機構數量少，但醫技人才與醫療床位明顯多于農村。到了2014年，我國城鄉人口之比發展到了1.211，比1996年增加了0.773，其比例年均增長0.043；城鄉醫療機構之比是0.671，比1996年增加了0.362，其比例年均增長0.020；城鄉醫技人才之比是2.597，比1996年增加了0.410，其比例年均增長0.022；城鄉醫療床位之比是4.250，比1996年增加了1.396，其比例年均增長0.077。從以上數據可以看出隨著城鎮化建設的不斷發展，城鄉醫療資源出現了不平衡現象。

表1　中國城鎮化水平與城鄉醫療衛生資源配置水平數據

（四）城鎮化建設對我國醫療衛生體制改革的影響

梁中堂（2006）［24］研究認為，在城鎮化建設進程中，長期計劃經濟導致的不對稱的三次產業關系和經濟結構，是包括醫療衛生事業發展在內的國內社會許多問題的總根源，在計劃體制轉向市場體制的大背景下，醫療衛生體制必須實行市場化改革，同時當前醫療衛生領域存在的許多問題的直接原因是醫療衛生體制改革缺少系統方案且改革滯后。劉明慧（2011）［25］認為我國現在正處在新型城鎮化加速發展窗口期，人口城鎮化必然對醫療保障制度需求和制度供給帶來許多挑戰，需要醫療保障制度的設計符合城鎮化發展的要求。中國社科院發布的《投資藍皮書》（2015）指出，未來20年是中國城鄉變動最劇烈的時期，到2030年中國的城鎮化水平將達到70%，中國總人口將超過15億，屆時居住在城市和城鎮的人口將超過10億人，農村的人口將比2015年減少1/3以上，將有3億人由農村移居到城市或城鎮中。而當前我國醫療服務資源相對短缺，未來受人口老齡化、消費升級和城鎮化的影響，醫療服務需求將更趨強烈，我國大部分公立醫院存在較大的經營管理提升空間，公立醫院改革也將成為下一步醫改工作的重點。國務院2015年發布的《全國醫療衛生服務體系規劃綱要（2015—2020年）》指出，自改革開放以來，我國城鎮化率不斷提高，戶籍人口與外來人口公共服務二元結構矛盾日益凸顯，而被納入城鎮人口統計的2億多農民工及其隨遷家屬尚未與城鎮居民平等享受醫療、養老等基本公共服務，如果城鎮化繼續發展，到2020年將有1億左右農村人口在城鎮落戶，這將導致部分地區醫療衛生資源供需矛盾更加突出，醫療衛生資源布局調整面臨更大挑戰。中共中央、國務院2014年印發的《國家新型城鎮化規劃（2014—2020年）》指出，新型城鎮化不同于以往的城鎮化，將更加注重城鄉統籌、均衡、多元化和可持續發展，要求醫療資源配置下移，注重縣鄉醫療資源發展，縮小城鄉差距，并積極引入社會資本、提高配置效率。

二、我國城鎮化水平與醫療衛生資源配置的協整分析

醫療衛生體制改革一定要結合社會發展的大背景，特別是在新型城鎮化建設的今天。醫療衛生體制改革中醫療衛生資源科學配置與城鎮化建設最密切相關，為了制定具體的改革方案，必須了解城鎮化與醫療衛生資源之間的互動關系，了解它們之間的量化促進關系。本文將利用協整理論具體分析我國城鎮化發展水平與醫療衛生資源的協整關系，意圖為醫療衛生體制改革提供科學參考。

（一）指標選取與數據說明

1.城鎮化水平指標：城鎮化水平又叫城市化率，是衡量城市化發展程度的數量指標，一般用一定地域內城市人口占總人口比例來表示。根據國際城鎮化進程規律［26］［27］，城鎮化率在30%以下為初級發展階段，按照這一標準，我國1996年城鎮化率為30.48%，也即是從1996年至今，我國處在中期城鎮化發展階段，所以本文城鎮化水平選取1996年至2014年共19年的數據。為了與醫療衛生資源的城鄉分布對應，本文城鎮化水平（UR）用城鎮人口與農村人口之比表示。

2.醫療衛生資源指標：為了便于研究城鎮化水平與醫療衛生資源配置之間的協整關系，醫療衛生資源指標主要選取三個變量。一是城鄉醫療機構之比（HB）：表示在時間序列下，城鄉醫療機構之間的變化趨勢，本文選用縣級以上醫院（含縣級）總數與鄉鎮醫院總數之比來表示，即HB=縣以上醫院總數／鄉鎮醫院總數。二是城鄉醫技人員之比（DB）：考慮到《中國衛生年鑒》等文獻中沒有單獨標出鄉鎮衛生院的醫技人員數，這里用城市每千人衛生醫技人數與農村每千人衛生醫技人數之比，表示城市與農村醫技人員之間的變化趨勢，即DB=城市每千人醫技人數／農村每千人醫技人數。三是城鄉醫療床位之比（BB）：因為村衛生室不設病床，鄉村需要住院的病人主要到鄉鎮醫院就診，所以用城市醫院床位總數（綜合醫院、中醫醫院、專科醫院）與鄉鎮衛生院床位總數之比，表示城鄉醫療床位之間的變化趨勢，即BB=城市醫院床位總數／鄉鎮醫院床位總數。通過對《中國統計年鑒》（1996—2014年）、《中國衛生年鑒》（1996—2014年）等文獻資料中相關數據進行整理，具體數據見表1。

（二）理論模型與研究方法

為了定量研究兩者之間的關系，本文采用協整分析的方法。協整理論及其方法是Engle和Granger 在1987年提出的，經過不斷發展演變，協整分析理論成為近年處理非平穩時間序列之間長期均衡關系和短期波動的有效工具，化解了非平穩性序列建立模型時導致的偽回歸問題，通過協整方程可以反映變量之間長期穩定的均衡關系。根據協整理論，如果兩個序列的某個線性組合是穩定的，則稱這兩個序列是協整的［28］［29］［30］。

協整分析有三個步驟：

一是對序列進行單位根檢驗，判斷其平穩性。序列平穩性主要說明方差是有限的，序列均值與時間沒有關系，不隨時間變化而變化。這個過程稱為單位根檢驗，有DF檢驗法、PP檢驗法和ADF檢驗法等檢驗方法。在實證中，通常選用ADF檢驗法，ADF檢驗法模型是：

其中如果ADF的值小于Mackinnon臨界值，那么序列是平穩的。

二是進行協整關系檢驗與建立誤差修正模型。先對兩個變量進行回歸，再對其殘差序列估計值做平穩性檢驗，若變量存在長期均衡關系，建立如下誤差修正模型：

三是Granger檢驗。為了說明兩個時間序列變量之間的因果關系，本文通過運用Granger檢驗來分析并確定變量間的因果關系和強度［31］。雖然通過上述檢驗可判斷兩個變量是否存在長期均衡關系，但其因果關系需要再一步檢驗。這就是Granger檢驗，Granger檢驗形式如下：

如果x不是y的Granger原因，用F檢驗進行，如果大于臨界值則拒絕零假設，否則接受零假設，x不是Granger引起y。

在原始數量處理及進行協整分析與Granger檢驗分析中，本文運用SPSS17.0和EVIEWS7.0軟件進行處理。

（三）城鎮化與醫療衛生資源配置關系的實證分析

1.相關性分析

為了了解城鎮化水平與城鄉醫療機構之比、醫技人才之比、醫療床位之比的相關關系，本文運用SPSS17.0進行相關關系分析，如下文圖1、2、3及表2。

根據圖1、2、3及表2，城鎮化水平與城鄉醫療機構比、醫技人才比、醫療床位比的相關關系為雙向正相關關系，其相關系數分別是0.988、0.839、0.805，從而可以看出，城鎮化水平與城鄉醫療資源配置關系相關性較強，特別是與城鄉醫療機構之比的相關性最強，呈高度正相關，相關系數接近1.0。

如果單獨從城鎮化水平、城鄉醫療機構比、醫技人才比、醫療床位比四組數據的曲線來看，如圖4所示，雖然四條曲線都呈正增長趨向，但變化方向不太明顯，表現出不平穩的特征。為了消除異方差的影響，對原序列變量取對數，記為lnUR、lnHB、lnDB、lnBB，相對應的一階差分標記為DlnUR、DlnHB、DlnDB、DlnBB。在圖5中，變換后的時間序列曲線為相對平穩，根據協整理論，適合進一步做單位根檢驗與協整分析。

2.平穩性檢驗

考慮到時間序列非平穩是協整分析的前提條件，在協整分析前需進行平穩性檢驗。本文采用ADF檢驗方法進行平穩性檢驗。ADF檢驗的原假設是時間序列存在單位根，即時間序列非平穩，備選假設是時間序列不存在單位根，即時間序列是平穩的。用EVIEWS7.0軟件對序列進行檢驗，結果如表3。

圖1　城鎮化水平與城鄉醫療機構比相關關系圖

圖2　城鎮化水平與城鄉醫技人員比相關關系圖

圖3　城鎮化水平與城鄉醫療床位比相關關系圖

圖4　UR、HB、DB、BB的序列圖

圖5　一階差分后的序列圖

表2　城鎮化水平與城鄉醫療資源配置相關性

上述結果表明，DlnUR、DlnHB、DlnDB、DlnBB均拒絕原假設，為一階單整序列I（1），接受不存在單位根的結論，可以看出，lnUR與lnHB、lnDB、lnBB序列都是一階單整序列，可以進行下一步檢驗。

3.協整性檢驗

在兩個非平穩序列之間存在長期均衡關系時，我們稱之為協整。協整檢驗主要是檢驗協整回歸方程的殘差項是否存在單位根，從而揭示時間序列變量長期穩定的均衡關系。根據上述單位根檢驗可知，lnUR與lnHB、lnDB、lnBB序列之間可能存在協整關系，本文采用E－G兩步檢驗法進行協整性檢驗，如果回歸殘差序列平穩，則多元非平穩序列之間存在協整關系。

表3　單位根檢驗結果

（1）第一步，用lnHB、lnDB、lnBB分別表示被解釋變量，用lnUR表示解釋變量，分別建立三組回歸方程：

應用OLS法估計三組序列回歸方程，運用EVIEWS7.0軟件，回歸估計得到：

lnHB=-0.582880+0.798326lnUR（1）

t：（-32.15665）（20.11923）R2=0.966570 DW= 1.092264

lnDB=0.863532+0.126505lnUR（2）

t：（56.32345）（3.769278）R2=0.503677DW= 1.431169

lnBB=1.289875+0.298578lnUR（3）

t：（56.78391）（6.004481）R2=0.720301DW= 0.605452

t表示假設檢驗系數是否等于某一特定值的統計量，t大于2，則該系數的真值至少95%的可能性不為零；R2表示擬合系數，測量的是在樣本范圍內用回歸所預測被解釋變量的好壞程度，R2越接近1說明擬合得越完美；DW表示對序列相關性進行檢驗的統計量，如果它比2小很多，則證明這個序列正相關。從上述三個方程可以看出，模型擬合得較好（R2），彈性系統為正，表明lnUR與lnHB、lnDB、lnBB呈正向關系。

（2）第二步，對上述殘差進行單位根檢驗，由回歸方程可得：

對上述方程的殘差序列進行平穩性檢驗，由EVIEWS7.0軟件自動確定滯后階數。結果如表4。

上述結果顯示，ε1、ε2、ε3均拒絕原假設，在10%的顯著性水平下，接受不存在單位根的結論，說明lnHB、lnDB、lnBB與lnUR之間均存在協整關系。

表4　殘差單位根檢驗

從方程（1）、（2）、（3）可以看出，城鄉醫療機構之比每增加1%，中國城鎮化水平可提高0.798%；城鄉醫療人才之比每增加1%，可使中國城鎮化水平提高0.126%；城鄉醫療床位之比每增加1%，中國城鎮化水平提高0.298%，所以醫療資源越往城市集中，城鎮化水平將會越高。這其中，城鎮化水平的提高程度受城鄉醫療機構的比例影響最大，城市醫療機構增長越快，城鎮化水平越高。醫療資源向城市集中而促進城鎮化水平提高的關系在長期處于均衡狀態。根據協整理論，如果變量之間存在協整關系，表明兩者之間有長期均衡關系。但從短期來看，可能會出現失衡，因此可以通過進一步建立誤差修正模型來揭示兩變量之間的短期關系，以及長期與短期之間的修正關系。這里用e表示殘差項，ε作為非均衡誤差項，建立誤差修正模型如下：

運用EVIEWS7.0軟件回歸估計得到誤差修正方程如下：

就在我的干噦聲中，軟管順利地插入氣管中。還沒聽到段主任和護士說什么，先聽到王姐的驚呼聲：老妹，老妹，你快看，是牙，是牙。老婆干脆捧起我的念起了阿彌陀佛，搞得我也跟著委實激動了一回。

DlnHB=0.089188-0.800060DlnUR-0.634765e1（4）

t=1.092279-0.576057-2.805728

R2=0.408408DW=2.272015

DlnDB=-0.088041+1.617954DlnUR-0.747736e2（5）

t=1.092551+1.180182-2.714644

R2=0.425804DW=1.990995

DlnBB=0.033368-0.295091DlnUR-0.327209e3（6）

t=0.333690-0.173538-1.476595

R2=0.161790DW=1.496714

上述三個方程反映了短期波動的影響，也表明城鄉醫療機構之比、醫療人才之比、醫療床位之比相對于城鎮化水平提高的調整力度分別為0.63、0.75、0.33。修正系數為負，調整方向符合誤差修正機制，可以進行Granger因果檢驗。

4.Granger因果檢驗

上文協整檢驗的結果顯示變量之間存在長期均衡關系，為了檢驗兩者之間是否存在互為因果關系，本文采取滯后1—4期，對上述三組時間序列進行Granger因果檢驗，如表5。

從表5可以看出，在5%的顯著性水平下，在滯后期為1時，lnUR和lnHB具有單向格蘭杰因果關系；在滯后期為2和3時，lnUR和lnDB具有單向格蘭杰因果關系，即lnUR是lnHB和lnDB的格蘭杰原因，但反之不成立；而在5%的顯著性水平下，lnUR與lnBB互相都不是格蘭杰原因。簡而言之，城鎮化水平是城鄉醫療機構變化、城鄉醫療人才變化的格蘭杰原因，城鎮化水平提高是醫療資源（醫療機構與醫療人才）向城市轉移的原因；城鄉醫療床位的變化與城鎮化水平變化無格蘭杰因果關系，這也不難理解，城鎮化水平提高促進城市醫療機構增多，醫療機構增多，促進醫療床位增多，醫療機構的變化是醫療床位變化的直接原因，城鎮化水平變化不是醫療床位變化的原因。

表5　Granger因果檢驗

（四）結果分析

本文通過對時間序列數據進行相關性分析、協整分析及Granger因果檢驗，得出如下結論：第一，城鎮化水平與城鄉醫療機構之比、醫療人才之比、醫療床位之比的相關關系是雙向正相關，其相關系數分別是0.988、0.839、0.805，相關性很強；其中城鎮化水平與城鄉醫療機構之比的相關系數達到0.988，也即我國城鎮化水平與城鄉醫療機構的差異呈高度正相關，城鎮化水平與城鄉醫技人員比、城鄉醫療床位比的相關性較強。第二，我國城鎮化水平與城鄉醫療資源差異之間存在長期均衡關系，城鎮化水平每增加1個百分點，城鄉之間醫療機構數量比值會提高0.8個百分點；在短期均衡中，如果均衡在第i期偏離了長期均衡，那么在第i+1期，模型將會以0.63的修正系數反向修正，使其向長期均衡狀態方向移動；同樣城鎮化每增加1個百分點，城鄉之間的醫療人才比值提高0.13個百分點，在短期均衡中，如果均衡在第i期偏離了長期均衡，那么在第i+1期，模型將會以0.75的修正系數反向修正，使其向長期均衡狀態方向移動；城鎮化每增加1個百分點，城鄉之間的醫療床位比提高0.30百分點，在短期均衡中，如果均衡在第i期偏離了長期均衡，那么在第i+1期，模型將會以0.33的修正系數反向修正，使其向長期均衡狀態方向移動。第三，Granger因果檢驗可以證明，城鎮化水平是城鄉醫療機構變化、城鄉醫療人才變化的格蘭杰原因，城鎮化水平提高是醫療資源（醫療機構與醫療人才）向城市轉移的原因，城鄉醫療床位的變化與城鎮化水平變化無格蘭杰因果關系；也可以理解為城鎮化水平不斷提高，促進了醫療資源向城鎮聚集，包括城鎮醫療機構增加和城鎮醫療人才的增加。

（五）原因分析

我國經濟的發展和人民生活水平提高促進了人群不斷向城鎮流動，也加速了我國城鎮化進程，使得城鎮化水平不斷提高。城鎮人口增加，直接加大了城鎮醫療需求，推動城鎮醫療衛生資源供給增加；受生活水平、倫理觀念、健康意識等的影響，加上農村地區醫療水平不高、患者對基層醫療水平不信任等因素，使得患者的就醫行為發生改變，小病大治、舍近求遠，造成城市醫院“車水馬龍”，基層醫院“門可羅雀”。城市醫院為了解決門診與住院量激增問題，不斷加大建設、擴張床位、引進人才，與此同時農村基層醫院床位使用率不斷下降、人才持續流失。隨著近年我國醫療人事制度的改革，醫學畢業生和醫院實行雙向選擇，許多醫學畢業生不愿意到基層就業，這些原因導致城鄉醫療衛生資源失衡加劇。城鎮化建設促進了醫療衛生資源向城市聚集，城鎮化主要促進城市醫療機構擴張和醫療人才增加，而這些導致醫療床位數增加，所以城鎮化水平是城鄉醫療機構與醫療人才不平衡的原因，而不是醫療床位增加的原因。

三、政策與建議

2009年《中共中央國務院關于深化醫藥衛生體制改革的意見》中提出：醫藥衛生體制改革要從實際出發，堅持以人為本，以人人享有基本醫療衛生服務為根本出發點和落腳點，堅持從基本國情出發，促進基本醫療衛生服務水平與經濟社會發展相協調。要注重發揮市場機制作用，提高醫療衛生運行效率、服務水平和質量，滿足人民群眾多層次、多樣化的醫療衛生需求，堅持統籌兼顧，統籌城鄉、區域發展。從表面上看，隨著城鎮化水平提高，醫療資源向城鎮聚集是理所當然的，但從人均醫療資源來看，城鎮人口人均醫療資源明顯高于農村，這與醫療服務公平化目標相違背。在城鎮化水平不斷提高的情況下，如何既要保證醫療資源同比增長，又要保證醫療服務公平化，保障農村人口的醫療需求［32］，筆者提出如下建議：

（一）醫療衛生體制改革要與城鎮化改革同步

根據上述研究可知，城鎮化水平與醫療衛生資源的水平呈正相關關系，并且城鎮化水平是醫療衛生資源流動的導向因素之一。而我國城鎮化建設與醫療衛生規劃隸屬于不同部門，借鑒國外經驗，醫療衛生體制改革要與城鎮化改革同步設計。這就需要政府在頂層設計城鎮化建設時，考慮公共服務配套設計，建立符合城鎮化發展水平的醫療衛生改革機制，切實考慮農村進城人口的衛生服務需要，切實考慮農村人口醫療需求現狀，解決城鎮化過程中醫療衛生服務方面供求之間的矛盾。

（二）公立醫院改革要適應城鎮化發展的要求

在城鎮化進程中，醫療資源越來越集中在地級以上城市，尤其是集中在大城市的大醫院，造成基層醫院及社區醫院不斷弱化，看病難看病貴問題一直無法解決。所以建議優化配置地級以上城市的醫療資源，提高三級醫院醫療水平；加強城市二級醫院建設，分流三級醫院的病人；重點建設社區醫院，解決大量城市人口及流動人員的基本醫療需求。考慮到農村人口就醫多數集中在縣級醫院、鎮鄉醫院和村衛生室，同時考慮新農合的報銷限制，建議擴大縣級醫院建設、提高鄉鎮醫院水平、鞏固村衛生室醫療力量，解決農村人口就醫難問題；在城鎮化過程中，農村人口在轉變為城鎮人口時，主要居住在縣級城市或城鎮，所以在重點加強縣級醫院建設、提高鄉鎮醫院醫療水平的同時，也要解決城鎮化過程中增量城市人口的醫療需求問題。

（三）醫療保障體系建設需要跟上城鎮化建設的步伐

新型城鎮化建設要體現以人為本的思想，醫保體系的建設也需要體現以人為本的思想，需要解決城鎮化過程中增量城鎮人口的醫保轉變問題。考慮到農村人口轉變為城鎮人口時，其參與醫保的方式大部分是從新農合轉變為城鎮居民醫療保險，所以需要解決好兩者的銜接，保證這部分人群的醫療需求。在各類醫保投保過程中，需要從“以戶籍為單位、以家庭為單位”轉變為“以個人為單位”，淡化戶籍與家庭，這樣在醫保報銷與醫保轉變中新醫保體系會具有靈活性，也有利于解決看病難與看病貴問題。

（四）醫療人才的配置需要平衡城鄉醫療需求

城鎮化建設造成醫療人才往城市聚集，農村醫療人才匱乏，因而醫療衛生資源配置不平衡主要是醫療人才配置不平衡。在醫療衛生行業，醫技人員有三個特征：一是培養時間長；二是數量緊缺，特別是高層次醫生更緊缺；三是不愿意到基層就業。而患者看病主要是找醫生，其次再考慮醫院規模，往往有患者跑大半個中國找知名醫生就診。進入市場經濟后，醫技人員特別是醫生不再按國家分配制度就業，醫學生就業時主要考慮三個因素，依次是醫院層次、待遇和發展空間，因此高層次人才首選三級醫院，三級醫院符合這三條標準。再加上現在人力資源變成人力資本，人力資本本身也需要追求價值最大化。雖然各地政府在醫療區域規劃上進行了醫療衛生配置規劃，但這大多是數字性計劃，基層醫院還是“缺兵少將”。如果不能解決基層醫院醫生配置問題，患者還會往大醫院擠，永遠無法解決看病難問題，所以醫療人力資源配置問題是醫改的核心問題之一。如何解決醫療人力資源配置問題，核心是需要政府和醫療機構認識并尊重人力資本的價值規律。醫生的培養周期長、投入大，所以“資本價值”高，醫生會本能地流向體現自身價值的地方。所以建議醫療衛生人力資源的管理可以從六個方面入手：一是提高醫生的基本待遇標準，包括提高掛號費、診療費、手術費等，除此之外，還應參與醫院利潤“分紅”，因為利潤也包含醫生創造的價值；基層醫院分紅機制更需靈活，以體現醫生的人力資本價值。二是為醫生提供學術發展空間與機會，包括培養、科研、教學等；在培養環節，可以建立三級醫院與基層醫院對接機制，對基層醫院醫生進行定向教育與培訓；在科研環節，也要建立對接機制，三級醫院課題申報時課題組成員應有基層醫院醫技人員參與，提高基層醫院學術水平。三是醫學生培養多層次化，研究生、本科生、專科生培養規模需要科學設計。現在國家已出臺“5+3”“3+2”等培養模式，這主要針對在校生（統招生）。筆者認為改革力度可以再大一點，把工作人員納入學歷體制培養中，比如“5+3”的“5”可以是已取得本科文憑的工作人員，直接申請“5+3”學歷教育。“3+2”中的“3”也可以是已取得專科文憑的工作人員直接申請“3+2”學歷培養教育，這樣可以解決基層醫生學歷水平低的問題，提高其技術水平。同時利用國家已出臺住院醫師規范化培養機制，多為基層培養合格醫生。四是加大對基層醫院的扶持力度，有些省級區域已出臺三級醫院醫生到基層醫院“扶貧計劃”，規定醫生職稱評聘時需要有3～6個月的基層醫院工作經歷，筆者認為這種做法值得推廣，時間還可適當延長。也就是三級醫院年輕醫生需要有基層工作經歷，才能具備聘任副主任醫師的資格，同時要出臺詳細的考核制度。五是在高級職稱評聘中，三級、二級、一級醫院評聘計劃比例應提前設置，向基層傾斜，提高基層高級職稱評聘數，這也有利于醫生向基層流動。六是不斷完善醫療衛生人力資源管理機制，放開醫生身份限制，加強醫生流動。有些地方近期有計劃出臺“家庭醫生簽約制度”，這是和國際接軌，是解決看病難的一種方式，值得推廣。

（五）醫療費用的投入需要體現衛生事業的公益性

根據國外城鎮化建設經驗，在城鎮化建設中需要政府提高公共服務項目的投入，包括對衛生事業的投入。現在我國醫療衛生方面存在的許多問題也是與政府投入少有關，在醫療費用投入上政府需要增加基層醫療費用投入來體現衛生事業的公益性。醫療投入可以從三個角度來安排：一是多投農村醫保，這是政府購買醫療服務來解決看病貴問題的一項舉措；二是投人才，上文講到的加強基層衛生人力資源的舉措需要大量經費支持，這些經費需要政府投入來解決基層“少醫”問題，這是解決看病難的一項方案；三是向基層傾斜，這是保基本的重要舉措。總之城鄉醫療衛生資源配置失衡問題不解決，醫療體制改革就不算成功，在城鎮化持續提高的情況下，城鄉醫療衛生資源配置公平與效率問題需要高度重視，這樣才能促進社會和諧發展。

（六）醫療體制改革需要以法規為基礎

醫療體制改革立法在許多國家都已實行，比如1975年美國頒布了《國家衛生計劃與資源發展法》，其總體目標是實現衛生系統設施和資源的合理布局，許多州通過立法，采取準入資格的方法來控制醫院、病床及大型醫院設施的數量，并對新產品、新設備的投入實行嚴格的審查和評估。我國在醫療衛生事業發展過程中，雖然各類規定、條例很多，但沒有形成體系，醫療體制改革立法也沒有真正上升到法律層面。建議政府從醫療衛生資源角度、從費用投入角度、從醫保角度進行立法，從法律層面規范醫療衛生資源配置、醫療費用投入等，做到醫改有法可依，醫療有法可循，保障人民的就醫權、健康權，體現醫療衛生資源的產權屬性，促進衛生事業健康發展。

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責任編輯凌瀾

2015-12-15

國家自然科學基金資助項目（71173119）；江蘇省科技廳軟科學研究計劃項目（BR2009052）

1.薛宇，男，江蘇睢寧人，河海大學商學院博士研究生，南京醫科大學衛生政策研究中心副研究員，主要從事衛生事業管理研究；2.吳鳳平，男，江蘇姜堰人，河海大學商學院教授，博士生導師，博士，主要從事管理科學與工程研究。