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中国式卫生健康现代化的省域均衡和高质量发展研究

2025-01-22 96 上传者：管理员

摘要：目的：评价中国式卫生健康现代化水平，探索省域卫生健康现代化均衡及高质量发展新路径。方法：基于空间计量模型，对2022年省域卫生健康现代化水平进行评价与分析。结果：我国省域卫生健康现代化水平总指数呈显著空间负相关性，全国总指数得分为0.5430，东部地区得分为0.5787，中部地区得分为0.5314，西部地区得分为0.5180；人口结构、卫生资源、环境、教育、政策及创新因素对省域卫生健康现代化水平的影响显著。结论：省域卫生健康现代化均衡及高质量发展的路径：一是强化政策适宜性与灵活性，推动区域协调发展；二是优化医疗卫生资源布局，应对省域“虹吸现象”；三是依托新质生产力创新驱动，赋能高质量发展。

关键词：
中国式卫生健康现代化
全民健康
医疗保障体系
空间计量模型
高质量发展
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中国式现代化是一条植根于我国国情、文化底蕴与历史传统的独特发展道路，“全民健康”是中国式现代化进程的应有之义，由此引发了学界对中国式卫生健康现代化的广泛探讨[1～3]。本研究从卫生健康现代化六大维度（发展理念、健康服务体系、医疗保障体系、卫生健康治理、卫生人才队伍、医疗产品装备），构建省域卫生健康现代化评价指标体系，基于空间计量模型，对31个省（区、市）2022年卫生健康现代化水平进行评价，为推进中国式卫生健康现代化提供实证参考。

1、数据来源与研究方法

1.1数据来源

本研究以31个省（区、市）作为基本空间单元，选取2022年时间截面数据。数据来源于《中国统计年鉴2023》《2023年中国卫生健康统计提要》，以及国家药品监管总局官网、医械数据云平台等；实证数据来自2022年度各省（区、市）统计局、卫生健康委等官方统计资料。

1.2研究方法

本研究采用层次分析法、德尔菲法，构建“省域卫生健康现代化评价指标体系”，计算各省（区、市）卫生健康现代化水平总指数（以下简称“水平总指数”），得分越高，说明卫生健康现代化水平越高。计算GDP加权调整的泰尔指数，分析经济要素对卫生健康现代化水平地域差异的构造作用，泰尔指数越大，说明地域差异越大[4]。计算全局莫兰指数（Global Moran's I），揭示整体聚集或异质性，检验水平总指数的空间自相关性；同时，计算局部莫兰指数（Local Moran's I），精确定位聚集区域及离群点[5]。鉴于传统最小二乘估计（OLS）在处理空间数据时的局限性，本研究引入空间计量模型（包括空间滞后模型SLM、空间误差模型SEM）。SLM分析变量之间因空间临近而产生的溢出效应，SEM关注模型误差的空间相关性，二者在探讨卫生健康水平的地理分布特征及其影响因素方面展现出较强的阐释力和预测精准度[6,7]。

1.3变量选取

(1）评价指标选择及权重确定。本研究参考国内外相关文献，运用层次分析法、德尔菲法，构建“省域卫生健康现代化评价指标体系”，以“卫生健康现代化水平总指数”为目标层，以“发展理念现代化”“服务体系现代化”“保障体系现代化”“健康治理现代化”“人才队伍现代化”“产品装备现代化”为一级指标，包括21项二级指标、34项三级指标。邀请相关领域专家10人，运用九级标度法量化构建判断矩阵，进行一致性检验和两轮德尔菲验证。一致性检验结果显示：CI<0.001,RI=0.412 0,CR<0.001。可见，本研究构建的“中国式卫生健康现代化省域评价指标体系”具有高度可信度（见表1）。

表1省域卫生健康现代化评价指标体系

(2）空间计量模型变量选取。本研究整合分析相关文献，剖析各维度对卫生健康现代化水平的综合影响机制，选取9项观测指标细致考察区域差异因素（见表2）。

表2空间计量模型可操作化指标及预期影响方向

2、省域卫生健康现代化评价结果

2.1卫生健康现代化水平总指数

基于省域卫生健康现代化评价指标体系，采用改进功效系数法对各指标数据进行归一化处理，剔除量纲影响；加权计算得到31个省（区、市）卫生健康现代化水平总指数及一级指标的指数得分（见表3），绘制省域水平总指数堆积面积图（见图1）。

2.2省域卫生健康现代化水平总指数

我国省域卫生健康现代化水平总指数呈现明显的地域差异性，全国水平总指数得分0.543 0，东部地区得分0.578 7>中部地区得分0.531 4>西部地区得分0.518 0。从区域内部来看，东部和西部地区各省份差异较大，东部地区聚集了水平总指数高分省份（北京、天津、上海和广东），西部地区大多数省份（如青海、西藏）得分偏低，但四川得分0.687 1，仅次于北京，成为西部地区的亮点；中部地区各省份得分较均衡，在全国均值附近上下波动，未出现较大差异。从一级指标的指数得分来看，东部地区一级指标的指数得分普遍高于中部和西部地区，西部地区的“产品装备现代化指数”和“人才队伍现代化指数”得分低于全国平均，提示西部地区存在卫生健康现代化人才匮乏、高端产品制造业基础薄弱的问题[8]。

研究显示，泰尔总指数Tp=0.266 7，说明卫生健康现代化水平总指数存在显著整体差异。区域内差异TWR=0.189 3（贡献度71.00%）占主导地位，而区域间差异TBR=0.077 3（贡献度24.45%）虽然存在，但效应相对较弱。东部、中部、西部地区的区域内差异TWR值分别为0.197 2、0.096 9和0.244 5，贡献度分别为27.96%、9.17%和33.86%，西部地区的区域内差异最显著，对形成整体健康不均衡状态贡献最大。

变异系数结果显示，东部、中部、西部地区的水平总指数变异系数CV值分别为0.1587、0.0685、0.1366，中部地区最低，且中部地区一级指标指数得分的变异系数也普遍低于全国平均水平，反映中部地区卫生健康现代化稳定性较高。

表3 2022年卫生健康现代化水平总指数及一级指标指数得分

图1 2022年省域卫生健康现代化水平总指数堆积面积图

2.3水平总指数的空间自相关分析

全局自相关系数Moran's I=-0.273 2(P=0.030 9），说明省域水平总指数存在显著的空间负自相关性，在地理上呈现分散格局（见表4）。值得注意的是：广东省属于H-L异质性突出区，其卫生健康现代化水平高于相邻省份，成为高值极点；河北、吉林两省属于H-H热点区，其卫生健康现代化水平较高，且相邻省份卫生健康现代化水平同样较高，形成了区域性的高水平聚集中心。其余省份卫生健康现代化水平的地域差异相对较小，缺乏鲜明的集聚效应或异质性规律。

表4 2022年省域卫生健康现代化水平总指数空间异质性

3、省域卫生健康现代化水平影响因素分析

3.1空间计量模型的选择与估计

我国省域卫生健康现代化水平总指数具有显著的空间负自相关性，意味着传统的OLS估计存在偏差。为此，本研究引入空间效应的SLM与SEM模型对样本进行拟合。对方程进行多重共线性、残差正态性、异方差性、规范稳健性、空间依赖性检验，结果显示：多重共线性条件数为147.330 2（大于30的检验标准），方程存在多重共线性；JarqueBera残差正态性检验值为0.433 9(P=0.804 9），残差符合正态分布；Breusch-Pagan异方差性检验值为26.234 3(P=0.045 1），数据存在异方差；White规范稳健性检验值为127.312 9(P=0.045 1），模型缺乏稳健性；空间依赖性检验Moran's I=-0.273 2(P=0.030 9），数据存在显著的空间依赖性。

OLS估计结果显示：模型拟合优度R2为0.988 9，除“老年人口抚养比”“每千人口卫生人员数”和“开展公众健康教育活动次数”变量显著，其余变量未达到显著性水平，结合决策准则，水平总指数存在显著空间负自相关性，印证OLS估计不适用于当前数据分析框架。进一步对比SLM和SEM两种模型：5个Lagrange乘数检验统计量中，LM-Error P<0.10,Robust LM-Error P<0.10，说明SEM估计是合适的；在相同的固定效应设定，SEM模型的LL及调整后的R2均大于SLM模型，SEM模型的AIC和SC指标值均低于SLM模型（见表5）。

综上，SEM模型在统计显著性、模型拟合度及信息准则评估上均优于SLM模型，对卫生健康现代化评价的空间依赖性具有更强的解释力和现实适应性，因而更符合本研究需求。

表5三种计量模型估计结果

3.2回归结果分析与讨论

在SEM模型框架下，空间依赖作用主要体现在随机误差项中，这种差异实质是各区域特有的结构化误差表现，揭示了影响因素的复杂性，即省域卫生健康现代化水平不仅受内部因素的驱动，还受邻近省份发展状态的间接影响，形成了一个动态的、反馈循环的系统[9]。

进一步分析，SEM模型的参数λ=-0.9043，通过了1%的显著性检验，有力印证了省域卫生健康现代化水平处于一个相互依存、彼此影响的多元系统中[10]。当λ为负值时，揭示周边卫生健康现代化水平较高的省份对本省产生了“虹吸效应”。虹吸效应本指资源、人才或优势条件从某些区域向特定中心区域集中，从而导致中心区域更加发达，而周边区域发展相对迟缓的现象。在卫生健康领域，“虹吸效应”体现为优质医疗资源、资金、技术向经济发达省份集中，而邻近地区发展受限，从而形成省份间、区域间的发展更加不均衡。

具有显著性影响的指标中，“老年人口抚养比”变量系数为正，虽与预期影响不符合，但可能反映了社会对老龄化挑战的积极应对，降低了老龄化对卫生健康现代化的负面影响；“环境保护税”变量系数为负，尽管短期内可能导致企业成本增加，对卫生健康领域经济投入造成一定压力，但长远看有助于营造更健康的生态环境，其效益需从更广阔的视角和长期发展来评估；“研发经费支出占国内生产总值比重”与卫生健康现代化呈负相关，意味着当前研发投入的转化效率尚待提高，或短期内研发投入对卫生健康现代化的直接产出贡献不明显，但长远看研发投入是推动卫生健康现代化的驱动力。

4、讨论与建议

本研究结果表明，我国省域卫生健康现代化水平呈现东高西低的地域分布特征，省域间存在显著不均衡，地区内差异为主要来源，西部地区省域差异最显著。此外，省域卫生健康现代化水平存在显著空间负自相关性，在地理上表现为空间分散格局。空间计量模型分析进一步揭示了省域卫生健康现代化水平的空间依赖性，即周边高水平的省份对低水平省份产生了“虹吸效应”，优质资源向发达省份集中，加剧了省域间发展的不平衡。分析还发现，人口结构、卫生资源、环境、教育、政策及创新因素，对省域卫生健康现代化水平影响显著。基于上述研究结果，归纳得出省域卫生健康现代化均衡及高质量发展的路径。

4.1强化政策适宜性与灵活性，推动区域协调发展

各地经济基础、人口结构和疾病谱存在差异，在制定实施卫生健康政策时应强化区域适宜性与灵活性，精准施策，推动区域卫生健康事业均衡协调发展。对中西部经济欠发达地区给予更多政策倾斜，如税收减免、增加中央财政转移支付等，有效缓解区域财政压力，为卫生健康事业现代化发展提供资金保障。另外，政策制定还应完善动态调整机制，根据卫生健康实时监测数据，灵活调整政策，适应不断变化的健康需求。

4.2优化医疗卫生资源布局，应对省域“虹吸现象”

“虹吸效应”导致个别省份卫生健康现代化水平相对滞后，亟需通过机制创新、优化布局，引导医疗卫生资源向资源匮乏省份流动，避免资源过度集中于个别省份，造成更大的发展鸿沟。针对卫生人力资源在地域分布上的结构性失衡，应设计实施定向的人才培养与输送计划，尤其是针对偏远和经济落后省份，应建立完善激励机制，如畅通晋升通道、改善工作环境等，增强岗位吸引力，促进卫生健康领域人才队伍的稳定。

4.3依托新质生产力创新驱动，赋能高质量发展

以新质生产力为引擎，促进卫生健康领域科技创新成果向实际应用转化。激活卫生健康与其他高科技行业的跨界融合，本质是催生以技术驱动、高度集成、服务为导向的新质生产力，包括打造新型劳动者队伍、应用新型生产工具、塑造适应新质生产力的生产关系、优化政策环境与合作模式，赋能卫生健康现代化和高质量发展。

参考文献:

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基金资助:2024年度教育部人文社会科学研究项目“面向新质生产力发展的高素质技术技能人才培养体系重塑探究”(24YJA880042);山东省社科联2024年人文社会科学课题卫生健康专项“山东省医疗卫生服务体系新质生产力创新评价与优化提升策略研究”(24H063(Z));甘肃省第三批一流课程“医疗保险”虚拟仿真课程建设项目(2024-虚拟仿真-15);

文章来源:赵妍,王思冉,时涛.中国式卫生健康现代化的省域均衡和高质量发展研究[J].卫生经济研究,2025,42(01):10-14.