基于分段回歸的醫藥衛生體制改革前后疾病預防控制機構人力資源配置公平性變化分析

李程洪，張 前，張祖涵，李 環，張治國，2

1華中科技大學同濟醫學院醫藥衛生管理學院，湖北武漢，430030；2湖北省衛生技術評估研究中心，湖北武漢，430030

2019年底新型冠狀病毒肺炎疫情的爆發，再一次凸顯了疾病預防控制在突發公共衛生事件應對中的重要性。2009年《中共中央 國務院關于深化醫藥衛生體制改革的意見》(以下簡稱《意見》)提出促進基本公共衛生服務逐步均等化，其中就包括疾病預防控制的均等化。在疾病預防控制的眾多資源中，人力資源的配置調整最難實現。目前新一輪醫藥衛生體制改革已過10年，我國疾病預防控制機構人力資源(以下簡稱“疾控人力資源”)配置公平性是如何變化的、其是否有利于應對突發公共衛生事件等問題亟待分析。本研究首先使用集中指數分析2002-2017年我國疾病預防控制機構(以下簡稱“疾控機構”)歷年人員配置的公平性，再把2009年醫藥衛生體制改革啟動作為一個干預斷點，進而形成間斷時間序列設計(Interrupted Time Series Design)，最終借助分段回歸(Segmented Regression)模型分析疾控人力資源配置公平性在醫藥衛生體制改革前后的變化，為進一步提高疾控人力資源配置公平性提供依據。

1 資料來源與方法

1.1 資料來源

2002-2017年數據分別來源于2003-2012年《中國衛生統計年鑒》、2013-2017年《中國衛生和計劃生育統計年鑒》、2018年《中國衛生健康統計年鑒》。數據包括我國31個省、自治區、直轄市(不包括香港特別行政區、澳門特別行政區和臺灣省)的疾控機構人員數、各地區總人口、各地區人均GDP。

1.2 研究方法

1.2.1 集中指數(Concentration Index, CI)。 集中指數是世界銀行推薦用于測量不同社會經濟條件下健康和衛生服務公平性的方法[1]。本研究利用該方法測量不同經濟水平(以人均GDP為衡量標準)的省、自治區、直轄市疾控機構人員配置的公平性。集中指數的取值范圍為-1到1。集中指數為0，說明絕對公平[2]；為正值時，說明疾控機構人員傾向于配置在經濟水平高的省、自治區、直轄市; 為負值時，說明疾控機構人員傾向于配置在經濟水平低的省、自治區、直轄市。集中指數計算公式為：CI=(P1L2-P2L1) + (P2L3-P3L2) +…+ (Pt-1Lt-PtLt-1)，其中，Pt是地區t按經濟水平排序后的累計人口百分比，Lt是疾控機構人員配置的累計百分比[3]。

1.2.2 分段回歸。間斷時間序列設計是評估干預效應的類實驗研究設計，具有較強的因果推斷能力，已被世界循證醫學Cochrane協作網推薦使用。而分段回歸模型是適合間斷時間序列設計的統計方法，用于評估干預措施對研究指標的瞬時影響和長期影響[4-5]。分段回歸中的“段”指間斷時間序列被干預措施所分割的部分。分段回歸的每一段包括2個參數，即水平(Level)參數和趨勢(Trend)參數。水平的變化(Level Change)，如干預后指標結果的急劇下降，構成了瞬時影響；趨勢的變化(Trend Change)，即干預前后兩段時間序列斜率的變化值，代表干預對所觀測指標結果的長期影響。分段回歸的數學模型可表示為：Yt=β0+β1×timet+β2×interventiont+β3×timeafterinterventiont+et。其中，Yt為疾控機構人員在相應時間點的集中指數值；β0為集中指數在2009年醫藥衛生體制改革前的水平參數，β1為2009年醫藥衛生體制改革前的集中指數值隨時間的變化趨勢參數，β2為改革后集中指數值的水平變化，β3為改革后集中指數值的趨勢變化，β1+β3為改革后集中指數值隨時間的變化趨勢，et為模型不能解釋的部分。采用Cumby-Huizinga檢驗對模型序列相關性進行檢驗。

考慮到《意見》頒布后相關配套措施的出臺仍需一段時間，各地方政府所頒布的相關政策文件也幾乎都是在2010年發布，政策效應的顯現可能存在一定的滯后性。因此，本研究在建立分段回歸模型時，未納入2009年的數據，以更準確地分析醫藥衛生體制改革對疾控人力資源配置公平性的影響。

1.3 統計學方法

利用Excel 2016建立2002-2017年疾控機構人員信息數據庫并計算歷年的集中指數，使用Stata 12.0進行分段回歸分析。

2 結果

2.1 每萬人口疾控機構人員數變化趨勢

2002年以來，我國每萬人口疾控機構人員數呈下降趨勢，從2002年的1.6218下降到2017年的1.3738。見表1。

表1 每萬人口疾控機構人員數變化趨勢

2.2 疾控機構人員集中指數變化趨勢

2002-2017年疾控機構人員的集中指數見表2，其變化趨勢見圖1。2002年，疾控機構人員集中指數為-0.0013，2009年為0.0089。由結果可知，2009年醫藥衛生體制改革之前，疾控機構人員集中指數呈增長趨勢；改革后，疾控機構人員集中指數水平明顯下降，趨勢由增長變為緩慢下降。

表2 2002-2017年疾控機構人員集中指數及編碼情況

圖1 疾控機構人員集中指數變化趨勢

2.3 分段回歸結果

利用分段回歸分析疾控機構人員集中指數水平及趨勢變化是否具有統計學意義。見表3。Cumby-Huizinga檢驗結果表明數據間不存在序列相關。其中，β0為-0.0032(P>0.05)，說明2002年疾控機構人員集中指數近似為0，可認為絕對公平。β1為0.0056(P<0.001)，即2009年醫藥衛生體制改革之前，疾控機構人員集中指數呈逐年增長趨勢，疾控機構人員傾向于配置在經濟水平高的省、自治區、直轄市,且越來越不公平。β2為-0.0644(P<0.001)，說明改革對疾控機構人員集中指數有明顯的瞬時效應，使其顯著下降。β3為-0.0095(P<0.001)，說明改革對疾控機構人員集中指數有長期影響，同時，β1+β3為-0.0039(P<0.05)，說明改革后我國疾控機構人員集中指數有緩慢下降的趨勢，即長期來看，疾控人力資源配置逐步向經濟水平低的省、自治區、直轄市傾斜。從反事實預測值來看，假設這一輪的醫藥衛生體制改革并未實施，疾控人力資源配置公平性按照2009年前的變化趨勢發展，那么到2017年，疾控機構人員集中指數將變為0.0752，不公平程度更為嚴重。

表3 疾控機構人員集中指數分段回歸參數估計值

3 討論

3.1分段回歸可量化醫藥衛生體制改革對我國疾控人力資源配置公平性的影響

作為Cochrane協作網所推薦使用的類實驗研究設計，間斷時間序列設計同時考慮了結局變量的水平及趨勢變化。結合集中指數，本研究可以最大程度地獲得醫藥衛生體制改革對疾控人力資源配置公平性的影響。國內外已有類似研究，如Hamed Zandian等結合卡瓦尼指數與分段回歸分析伊朗經濟改革對社會和醫療保健籌資公平性的影響[6]，我國臺灣學者Ya-Seng Arthur Hsueh等結合基尼系數與分段回歸分析總額預算對臺灣牙醫配置及牙科護理使用的影響[7]。但從文獻檢索來看，目前分段回歸在我國大陸衛生領域的應用尚不多見，同時暫未發現把2009年醫藥衛生體制改革啟動作為干預斷點的相關間斷時間序列設計。有關疾控機構人員配置公平性的研究多是橫截面研究或2019年后幾年的時間序列研究[8-9]。雖然可以充分地反映當年或近幾年我國疾病預防控制機構人力資源配置存在的問題，但無法整體了解疾控人力資源配置公平性的變化情況，也無法反映醫藥衛生體制改革對公平性的影響。

3.2 醫藥衛生體制改革顯著扭轉了我國疾控機構人員配置的不公平

集中指數能很好地反映與人均GDP相聯系的疾控人力資源配置的不公平程度。分段回歸結果顯示，醫藥衛生體制改革之前，我國疾控人力資源配置方面存在突出問題，不同經濟發展水平地區的疾控人力資源配置的差距越來越大，經濟水平更高的省、自治區、直轄市擁有更多的疾控人力資源，經濟發展落后的省份很難吸引和留住人才。龔向光等于2005年研究我國疾病預防控制資源配置存在的問題時發現疾控人力資源配置的不公平性較為嚴重[10]。陳婷等分析2004年《中國衛生統計年鑒》相關數據時也發現類似問題，并提出政府應制定向貧困和弱勢群體傾斜的相關政策[11]。這些均與本研究結果一致。

分段回歸結果表明，醫藥衛生體制改革對于扭轉疾控人力資源配置不公平具有顯著的瞬時效應，兩年間疾控人力資源配置不公平由傾向于發達地區轉為傾向于欠發達地區?？紤]到欠發達地區疾控機構對人力資源的“欠賬”較多，同時欠發達地區多處于中西部，人口密度較東部地區低，服務涵蓋面積大，客觀上加大了對疾控服務的需求，因此集中指數反映的人力資源配置傾向于欠發達地區的改變在一定程度上是合理的。這與政策導向密不可分，2009年醫藥衛生體制改革啟動后，中央財政加大了對中西部地區的轉移支付力度。國家將加強衛生人才隊伍建設的文件作為醫改的重要配套文件，進一步加大對欠發達的中西部地區的政策傾斜力度，鼓勵優秀衛生人才到中西部地區服務?！秶鴦赵宏P于印發醫藥衛生體制改革近期重點實施方案(2009-2011年)的通知》中提出疾控機構醫生在晉升中高級職稱前應到農村服務一年以上。同時，分段回歸的趨勢變化表明醫藥衛生體制改革對于疾控人力資源配置不公平具有長期影響，且疾控機構人員逐漸傾向于配置在經濟水平較低的省、自治區、直轄市。這與蘇彬彬等發現經濟落后的西部地區疾病預防控制人員數量增長較為明顯的結果一致[9]。這說明，通過不斷完善相關配套措施，醫藥衛生體制改革的活力得以充分發揮。如2009年之后，疾控機構開始實行績效工資，有研究表明由于經濟發展落后的西部地區疾控機構工資水平明顯提升[12]，其人員積極性亦得以提高。2014年中央編辦、財政部、原國家衛生計生委發布了《關于印發疾病預防控制中心機構編制標準指導意見的通知》，鼓勵各省份通過合理運用編制，創造有利于吸引和留住高素質疾控人才的政策環境[13]。以上政策導向均有助于相關人力資源向欠發達省份流動，以適應實際需求。

3.3 應關注疾控機構人員數量，滿足疾控服務需求

隨著疾病譜的變化，人口老齡化日趨嚴峻，我國疾病預防控制的服務需求日益增長。雖然我國疾控人力資源配置的公平性整體得到改善，但也應注意到，從每萬人口疾控機構人員數逐年下降的趨勢來看，我國疾控機構人員增長速度明顯落后于人口增長速度。雖然2003年后，各地方陸續將衛生監督從疾控部門分離，使得疾控機構人員在此后幾年合理減少[14]，但從數據來看，醫藥衛生體制改革后，我國每萬人口疾控機構人員數仍逐年下降。根據《國務院辦公廳關于印發全國醫療衛生服務體系規劃綱要(2015-2020年)的通知》，為滿足工作需要，到2020年，我國每萬人口疾控機構人員應為1.75。按照該標準，2017年我國疾控機構人員缺口量約為5.2萬人。一方面，我國疾控機構福利待遇普遍低于同級別醫院及醫藥企業，難以吸引疾控人才，導致疾控人力資源流失[15]；另一方面，我國疾控機構，尤其是市、縣級疾控機構編制不足，崗位設置不合理，高級崗位比例偏低，難以滿足疾控機構人員的職業晉升需求[16]。

充足的疾控機構人員有利于應對突發公共衛生事件。如新冠肺炎疫情初期，湖北省基層傳染病防控能力薄弱的問題較為突出，其中一個比較重要的原因就是疾控機構與基層衛生機構未形成常態化的協同機制，疾控人力資源不足嚴重影響了疾控機構為基層衛生機構提供專業、有效指導的主動性[17]。雖然疾病預防控制隊伍參與了覆蓋武漢全部街道和社區的集中拉網排查，但更多依靠的是社區基層組織與基層衛生機構的橫向協作。因此，未來幾年，有關部門應關注疾控機構人員數量，有計劃地增加人員數量，合理精確安排人員編制，以保證疾控機構人員能滿足需求。同時加大對疾控人才的吸引力度，在政策上給予支持，提高疾控機構人員的收入、福利待遇水平，以減少疾控人才流失[15]。

3.4 本研究的局限性

本研究結合集中指數與分段回歸，試圖最大程度獲得醫藥衛生體制改革對疾控人力資源配置公平性的影響，但也存在一定局限。首先，未對疾控機構的人力資源進行分類，如管理人員、衛生技術人員、其他技術人員等。此外，對疾控機構人員只是做了簡單的數量累計，沒有考慮職稱、學歷等因素對其公平性的影響，結果難免存在一定偏倚。另外，采用集中指數計算時，未對不同經濟水平地區設置不同的權重，也未考慮不同地區人群健康狀況的差異導致的對疾控人力資源需求的差異。這些方面均有待進一步的分析和研究。