江蘇省衛生資源配置公平性與衛生資源投入的動態相關性研究

徐雙，馮國忠

(中國藥科大學國際醫藥商學院，江蘇 南京 211198)

《“健康中國2030”規劃綱要》中提出“要整合推進區域醫療資源共享，基本實現優質醫療衛生資源配置公平，以滿足人民的健康需求”[1]。衛生資源配置的公平體現在衛生資源在不同地區、不同群體間的合理化分配，即醫療服務是否滿足了不同地區、不同人群的需要，醫療服務的差距是否建立在基本衛生需要的基礎上。目前,已有針對衛生資源配置的公平性的研究。張娜娜等[2]運用基尼系數與泰爾指數研究了江蘇省2013—2016年衛生資源配置的公平性，發現江蘇省資源配置比較公平且呈現出改善狀態。但公平性的改善是否是各項衛生資源投入的增加推進的，政府加大醫療資源的投入是否也是資源配置公平性提高的結果，同時，若兩者之間存在相互的影響，那么這一影響是如何發生的，其作用有多大，這些都還未有明確的研究結論。本文首先運用基尼系數對1996—2017年江蘇省衛生資源配置的公平性進行分析，然后建立向量自回歸模型(vector autoregressive model，VAR 模型)，在此基礎上研究兩者的動態特性，主要技術手段是VAR中的沖擊反應函數和方差分解。

1 資料來源及方法

1.1 資料來源

研究對象為1996—2017年江蘇省衛生資源分配的基尼系數與歷年政府衛生投入，統計數據包括各市22年間的衛生機構數、衛生技術人員數與床位數。以上數據來自《江蘇統計年鑒》[3]與《江蘇衛生計生年鑒》。

1.2 研究方法

1.2.1 基尼系數 洛倫茲曲線是指在一個總體內，以“最貧窮的人口計算起一直到最富有人口”的人口百分比對應各個人口百分比的收入百分比的點組成的曲線。反映了收入的不平等程度。曲線彎曲程度越大，收入分配越不平等。洛倫茲曲線可以較為直觀地反映收入的公平程度，而基尼系數則用于將居民收入差距進行量化，更準確地反映各項指標的公平程度，如今已運用于多個領域。基尼系數越接近0，表明資源分配越趨向平等，國際慣例把0.2以下視為絕對平均，0.2～0.3視為比較平均，0.3～0.4視為相對合理，0.4～0.5視為差距較大，0.5以上表示懸殊。其計算公式為：

式中：G為基尼系數，Xi為人口(地理面積)累計的百分比，Yi為衛生資源累計的百分比，n為本文研究的地級市總數。

1.2.2 VAR模型 傳統的計量經濟方法是以經濟理論為基礎來描述變量關系的模型，然而經濟理論通常不足以對變量之間的動態聯系提供一個嚴密的說明。為了解決這個問題，克里斯托弗·西姆斯(Christopher Sims)在1980年提出了VAR模型。該模型是用模型中所有當期變量對所有變量的若干滯后變量進行回歸，用來估計聯合內生變量的動態關系，而不帶有任何事先約束條件,將每個變量均視為內生變量,避開了結構建模方法中需要對系統中每個內生變量關于所有變量滯后值函數的建模問題。

沖擊反應函數(impulse response functions，IRF)用于衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前值和未來值的影響，并且擾動項對某一變量的沖擊影響通過VAR 模型的動態結構傳遞給其他所有的變量。方差分解(variance decomposition)則是把VAR 系統中每個內生變量的波動按其成因分解為與各方程隨機擾動項相關聯的組成部分，從而了解各隨機擾動項在模型變量動態變化中的相對重要性[4]。

1.3 統計方法

應用EXCEL2016將統計數據錄入、整合，計算按人口配置的基尼系數；應用Eviews8.0軟件建立VAR模型。

2 結果與分析

2.1 基尼系數計算結果

從圖1可見，1996—2017年間，江蘇省衛生機構、衛生技術人員與衛生機構床位配置的公平性整體處于下降趨勢，并在2012年后趨于平穩且低于0.2，說明2012年以來江蘇省衛生資源配置已經十分公平；衛生機構配置的基尼系數較大，波動也較大。

0.4000.3000.2000.1000.000基尼系數機構衛生技術人員床位1990199520002005201020152020年份

圖1江蘇省1996—2017年衛生資源按人口配置的基尼系數

Figure1Gini coefficient of health resources allocation by population in Jiangsu Province from 1996 to 2017

2.2 公平性與衛生資源投入的動態相關性分析

2.2.1 VAR模型的建立與檢驗 本文建立VAR模型采用的數據為1996—2017年江蘇省衛生資源配置的基尼系數與3種衛生資源的配置數量，包括衛生機構、衛生機構床位和衛生技術人員。由于數據的自然對數變換不改變原有的協整關系，并能使趨勢線性化，消除時間序列中存在的異方差現象，所以對所有數據取其自然對數值。基尼系數分別記為GINI1、GINI2、GINI3，3種衛生資源的配置數量分別記為JIGOU、BED、HT。

首先,運用EViews軟件對各個變量進行單位根檢驗。其中，衛生機構的原始序列水平值是在1%的水平下顯著，趨向于平穩；而衛生機構床位數與衛生技術人員數及其基尼系數都是一階差分后的序列平穩，應用Johansen檢驗對相應的協整關系進行檢驗。檢驗結果顯示,兩兩之間均不存在協整關系，因此本文主要探討衛生機構配置與基尼系數的相關性。將衛生機構及其相對應的基尼系數代入VAR模型進行分析，首先確定了最優滯后階數為1，因此建立VAR(2)模型并回歸，得到以下向量矩陣：

另外，本模型的外生性檢驗表明，變量的滯后值對被解釋變量存在顯著的影響，因此模型成立；同時穩定性檢驗(圖2)顯示，2個特征根都落在單位圓內，該模型穩定，可以進行脈沖響應分析與方差分析。

1.51.00.50.0-0.5-1.0-1.5-1.5-1.5-1.50.00.51.01.5

圖2VAR模型穩定性檢驗
Figure2Stability test of VAR model

2.2.2 脈沖響應 脈沖響應通過計算一個標準差大小的沖擊分別對各個變量的影響來捕捉一個變量的沖擊因素對另一個變量的動態影響路徑。圖3為機構配置的基尼系數對自身以及衛生機構配置受到沖擊的反應曲線，從圖3上圖中不難發現，GINI1對JIGOU的效應時滯為1期，也就是在第1期過后才開始出現反應，并在第2期達到最大，隨后有十分微弱的收斂趨勢，最終達到穩定的負向影響，趨于-0.035。同理，從圖3下圖中不難發現，基尼系數受到自身的正向影響也較為顯著。

0.0500.0250.000-0.025-0.050-0.075-0.100-0.125123456789100.280.240.200.160.120.080.040.00-0.04-0.08GINI1JIGOU

圖3GINI1脈沖響應曲線圖
Figure3GINI1 pulse response curve

從圖4的JIGOU沖擊反應中可見，對于第一期給予GINI1和JIGOU的沖擊都立即產生響應。其中，對GINI1的沖擊在第2期達到最大，為-0.13，隨后減弱并穩定為-0.1。

123456789100.10.0-0.1-0.2-0.3-0.40.250.200.150.100.050.00-0.05-0.10JIGOUGINI1

圖4JIGOU脈沖響應曲線圖
Figure4JIGOU pulse response curve

2.2.3 方差分解 方差分解是分析預測殘差的標準差由不同新息的沖擊影響的比例，即內生變量對標準差的貢獻比例。從圖5可見，GINI1自身的沖擊影響最大，從第1期開始有微弱下降趨勢，最后穩定于87%；相對應地，JIGOU的影響在1期的滯后以后，逐漸上升達到13%。圖6的 JIGOU方差分解圖顯示，在初期，JIGOU主要受到自身沖擊的影響，但從第1期開始就出現顯著的下降趨勢；從第3期開始，來自GINI1的沖擊占據更大的比例，逐漸穩定于72%。

10080604020012345678910GINI1JIGOU

圖5GINI1方差分解圖
Figure5GINI1 variance decomposition chart

GINI1JIGOU1234567891080706050403020

圖6JIGOU方差分解圖
Figure6JIGOU variance decomposition chart

2.3 結果分析

2.3.1 基尼系數對于自身的沖擊具有顯著且穩定的正向響應 對衛生機構及其按人口配置的基尼系數的脈沖響應分析表明，隨著衛生機構數量的增加，其基尼系數有穩定的下降趨勢，也就是增加衛生機構的投入可以推動機構配置公平性的提高。同時，基尼系數受到自身的正向影響也較為顯著。1996年以來，基尼系數整體處于下降趨勢，結合對其自身的脈沖反應可知，衛生機構的合理配置可以提高公平性。從方差分解分析中可以發現，衛生機構投入數量的影響存在一期的滯后，且在總的影響中所占比例始終未超過15%。這說明提高資源配置公平性的關鍵還是在于合理配置資源，提高資源配置的數量在一定程度上也可以改善資源配置的公平性，但是影響較為有限。

2.3.2 基尼系數對衛生機構數量的投入有明顯的逆向影響 在衛生機構配置的脈沖反應分析與方差分解分析中可以發現，基尼系數對衛生機構數量的投入有明顯的逆向影響，且長期來看要比衛生機構數量自身的影響更大。也就是說，隨著衛生資源配置公平性的改善，資源配置總量也會增加。這可能是由于江蘇省內部資源配置的不均衡，蘇南地區衛生資源較為豐富，蘇中地區衛生資源配置較為公平，而蘇北地區相對來說資源總量不足，公平性不高[3]。這種情況下，隨著整體資源配置公平性的提高，就需要增加蘇北地區的資源投入。

2.3.3 總結 綜上所述，從衛生機構的配置映射出的江蘇省醫療資源的配置公平性與相應資源投入的相關性來看，醫療資源投入量的增加對于改善醫療資源配置公平性存在有限的正面影響，但資源合理配置對于提高公平性的影響力度更大。另一方面，資源配置公平性的提高也會對改善資源投入形成有利支持。

3 討論

在深入推進醫療衛生體制改革以來，我國衛生資源總量有了大幅度的提升。但隨著經濟水平的提高，需求側對優質醫療服務的需求和利用不斷增長，以及一直以來對三級醫院的迷信，對醫療效果的過高期望，醫療機構或多或少的存在資源無序擴張的現象，最終導致醫療資源配置的“倒金字塔”[5]。與美國逐年下降的入院次數、平均住院日和病床使用率不同，中國門診服務利用不足，住院服務被過度依賴的現象較為嚴重[6]。因此如今的醫療資源浪費現象較為嚴重，一味地加大資源投入并不能有效地解決這一問題。

目前，江蘇省衛生資源配置的公平性有很大改善，醫療衛生服務的公平性和可及性得到了極大的保障。有學者提出，衛生資源分配要解決公民、社會、利益相關者之間的關系，以及代際間的道德顧慮，重視一些非常重要的原則如關懷、保護弱勢或邊緣化人群、團結、社會責任、相互依存、代理、自由、善治、力量平衡等[8]。若想要繼續改善江蘇省衛生資源配置的公平性，應當首先致力于改善資源配置結構，以按需分配的原則解決各個地區資源分配的結構性失衡問題。蘇南地區人口密集、經濟發達，醫療資源相對更加充足；蘇中地區地理面積與人口規模都比較小，蘇北地區經濟較為落后，因此衛生資源在進行配置的時候會與蘇南地區有所差異。針對這一問題，要充分發揮政府在衛生資源配置上的主導作用，加強政府宏觀調控、規劃、投入和制度建設，引導醫療資源流向短缺的地區。如鼓勵人才流動，對志愿去資源落后地區的衛生人員給予相應的財政補貼，或是鼓勵當地培養本地區較缺乏的人才，因地制宜合理分配資源。另外，在大數據信息化的背景下，增加例如遠程醫療、在線健康咨詢以及醫療教育培訓的使用，切實緩解衛生人才緊缺問題。其次，對于非基本醫療項目可以按支付能力進行分配，可以用特需醫療做增量，需要加強供給側結構性改革，實現資源的盤活利用且優先保障公益性發展[9]。

同時，為了確保公共衛生資源的公平且合理的配置，需要加強相關的制度建設。例如，要求省級財政在省級統籌的基礎上，建立對困難地區基本醫療衛生服務經費專項轉移支付的法律機制；建立政策制定者的問責制與責任制，規定地方政府將解決轄區內衛生資源分配公平性問題作為基本職責來開展工作[10]。

政府應當根據各個市縣實際情況進行醫療衛生投入，對不同資源的配置現狀，有針對性地進行調整。如醫療衛生機構雖處于絕對平均狀態，但與全國每萬人醫療機構數有一定差距[7]，那么就需要適當增加投入，鼓勵社會資本辦醫等。由于在資源投入過程中，受市場利益導向的影響，資源更趨向于流向效益回收快的醫院體系的較多，對于衛生防疫這種很難看到顯著效果的事業投入較少，公共衛生機構的衛生資源只占很小比重，流向社區醫療服務機構的資源更是微乎其微。這就需要政府在資源投入的過程中進行干預，將有限的資源投入到更需要的地方。