我国疾病预防控制机构卫生人力资源配置的时空分异研究*

董林玉，张霖，张翔△

(1.华中科技大学同济医学院医药卫生管理学院，湖北 武汉 430030；2.湖北省人文社科重点研究基地农村健康服务研究中心 )

疾病预防控制机构在预防疾病、应对突发公共卫生事件等方面发挥着举足轻重的作用[1]。2019年底新型冠状肺炎的爆发，更是凸显了疾病预防在突发公共卫生事件应急中的作用。新冠肺炎爆发后，国家提出要大力进行公共卫生体系建设，尤其是补齐公共卫生短板。《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标》中也提出要构建强大公共卫生体系，改革疾病预防控制建设[2]。

疾病预防控制机构人力资源作为疾病预防控制体系建设中的活力因素和关键力量，其配置的数量、质量及结构等都影响着公共卫生体系建设的效果。目前，关于疾控机构卫生人力资源配置的研究多集中于利用基尼系数、集聚度、泰尔指数等方法探讨人力资源在区域上配置的公平性[3-5]，基于空间尺度进行研究的成果较少，多集中于医疗费用、政府卫生支出、医疗供给水平等资源配置研究[6-8]，还未有学者从空间角度对疾控机构人力配置进行分析。

基于空间尺度的分析可以反映区域间的差异在空间的分布特征，同时空间计量模型的构建能够反映相关因素的影响程度及在相邻地区之间的空间外溢性[9]。因此本研究基于空间尺度，构建空间计量模型分析我国各省(自治区、直辖市)疾控机构卫生人力配置空间分布和变化，探索我国疾控人力资源的空间聚集性及主要影响因素和空间溢出效应。

1 资料与方法

1.1 资料来源

本研究以我国31个省(自治区、直辖市)为研究对象，以2009～2019年疾病预防控制机构卫生人力资源数据为空间基本单元。2009～2019年疾控机构的卫生人员数来源于2010～2020年《中国卫生健康统计年鉴》，2009～2019各地区常住人口数来自2010～2020年《中国统计年鉴》。

1.2 研究方法

1.2.1 空间相关性分析

构建空间权重矩阵是空间相关性分析的基础，本研究考虑到疾控人力资源的空间分布不仅受地理距离的影响，也与各地区经济发展有关，因此采用地理-经济嵌套矩阵进行空间相关和计量分析。

空间相关性的分析结果以全局Moran's I指数和局部Moran's I指数来呈现。Moran's I取值在[-1，1]之间，当Moran's I<0，则表明区域之间存在显著性差异，趋异聚集；反之，则呈空间正相关联系，趋同集聚；Moran's I=0则属性值在空间上随机分布。在95%的置信度下(P=0.05)，如果Z>|1.96|，则表明统计具有显著性。式(1)、(2)分别为全局和局部莫兰指数的计算公式[10]。

(1)

(2)

Zi、Zj分别为地区i(j)空间单元疾控每千人口卫生人员数与其平均值的差，Wij为空间权重矩阵，n为31。

(3)

Xi、Xj分别为地区i(j)空间单元疾控每千人口卫生人员数。Gi*的取值范围在[-3，3]间，得分越高，则表明其空间聚集度越高。

1.2.3 空间计量分析

空间计量模型有空间误差模型(SEM)、空间滞后模型(SLM、SAR)及空间杜宾模型(SDM)，考虑到空间杜宾模型相对于其他模型可以区分自变量对因变量的直接效应和间接效应，本研究首先设定基准模型为空间杜宾模型[12]。

(4)

选定模型后，对模型进行Hausman检验，结果表明应采用固定效应模型(26.32，P=0.0058)。进一步通过Wald检验和LR检验验证SDM是否能够被退化为SEM或SAR。结果表明：SDM不能退化为SEM(Wald=22.96，P=0.0003<0.05；LR=48.34，P=0.000<0.05)和SAR(Wald=18.71，P=0.0022<0.05；LR=26.86，P=0.0001<0.05)，因此具有固定效应的SDM模型为最优模型。同时，多重共线性表明，解释变量的VIF值均小于10，即本研究所用的变量均不存在多重共线性问题(见表1)。

表1 研究变量基本信息

1.3 统计学方法

研究采用Excel 2019建立2009～2019年疾控机构人力数据库；利用Arcgis10.6进行热点分析图绘制；采用Stata15.0软件计算莫兰指数、绘制散点图以及进行空间计量分析。

2 结果

2.1 我国疾控机构卫生人力配置总体分布情况

我国疾控机构卫生人力资源配置总体上呈现由北向南，由西向东递减的趋势(图1)。本研究根据千人口卫生人员数将全国31个地区分为五类：相对稀疏区、次稀疏区、相对均值区、次密集区和相对密集区。结果显示：2009年至2019年总体分布格局未发生明显改变，但密集区域逐渐向西南和中部地区扩散。

图1 我国2009年和2019年疾控机构卫生人员地区分布图

2009年以来，我国每千人口疾控机构卫生人员数呈下降趋势，全国从2009年的14.74下降到2019年的13.4。由各地区年均增速可知，除广西、重庆、贵州、云南等西南部地区，其他地区疾控千人口卫生人员数均呈下降趋势。(表2)

表2 我国2009～2019年各地区于人口疾控机构卫生人员数及年均增速

2.2 疾控机构卫生人力资源空间自相关

全局自相关分析结果显示(表3)，我国2009～2019年疾控机构千人口卫生人员数的Moran's I指数均为正数，且其P值均小于0.01，空间自相关结果显著，说明我国疾控机构卫生人力资源的分布具备一定的空间集聚效应；同时，不同卫生人力的Moran's I指数值总体上呈现下降趋势，可见，空间上的地区差异在不断的缩小。不同卫生人力的Moran's I在2009～2012年波折变化，自2012年左右开始下降至2015年，2016年有小幅度的反复，而在2016年之后进入第二个迅速下降期直至2019年。

表3 我国2009～2019年疾控机构卫生人员全局自相关Moran's I

为更加直观的反映疾控机构卫生人力的局部空间聚集特点，绘制了2009和2019年卫生人力分布的莫兰散点图(图3)。可得，大部分地区都位于第一和第三象限，即处在高—高聚集和低—低聚集的省份较多，说明疾控机构卫生人力配置相似的地区在空间上表现出更为明显的集聚性；同时根据散点图比较，相比于2009年，2019年各地区的聚集性更加明显，空间相似聚集性更强。

2.3 疾控机构卫生人力资源热点分析图

2009年，疾控机构千人口卫生人员数在新疆、西藏和青海地区呈高值，即“热点地区”，在贵州、安徽、河南、湖南等地区呈低值，即“冷点区域”。与2009年相比，2019年热点分析图变化不大，但因贵州、广西、重庆等地区在近几年卫生人员数量的增加，这些地区不再为冷点区域。

2.4 疾控机构卫生人员时空分布影响因素

为探究不同因素对疾控机构卫生人力资源配置的影响，同时考虑到地区之间的空间溢出效应，研究采用空间计量模型进行分析。同时综合李成程[13]、王凤[14]等学者的研究，结合研究需要，本文选择以下指标作为解释变量：①经济发展水平(gdp)：用人均gdp表示；②城镇化率(ur)：城镇化人口与常住总人口之比；③人口密度(pd)：每平方千米的常住人口数；④财政自给率(ssr)：表示地区的自我发展程度，同时也反映地区对公共事业的投入，表示为公共预算内收入与支出之比；⑤行业平均工资(aw)：卫生和社会工作行业的平均工资水平，反映该行业在各地区的发展前景。为消除量纲影响，对解释变量均进行了对数处理。

通过Hausman检验、LM、LR及Wald检验后，确定具有固定效应的空间杜宾模型为较适宜的模型，进而分别对空间固定效应、时间固定效应以及双向固定效应的空间杜宾模型进行分析。得出结果为：空间固定效应R2=0.5499，LogL=-535.4352；时间固定效应R2=0.4042，LogL=109.627；时空双向固定效应R2=0.0019，LogL=556.309。根据以往学者的经验[15],综合对数似然估计值、R2等拟合优度的参数指标，本研究最终选定使用空间固定效应的空间杜宾面板模型。

模型估计结果显示(表4)，经济发展水平及城镇化程度对疾控机构卫生人员数的时空分布差异具有显著性。同时城镇化以及行业平均工资的空间滞后项具有显著性，这表明该解释变量的变化不仅会直接影响到本地区的被解释变量，同时会对相邻地区的被解释变量有所影响，并再反馈于本地区，存在反馈效应，即说明不能够直接通过模型中的解释变量系数来反映对被解释变量的影响。因此本研究通过空间效应分解[16]，将其影响分为直接效应和空间溢出效应(表5)。

综合表4和表5的结果，经济发展水平的模型估计系数为0.054，直接效应为0.062，反馈效应为0.008，占直接效应的14%，说明本地区的经济发展水平对疾控机构卫生人员数有正向促进作用，且直接影响较大，反馈作用较小，具体即当地人均gdp每提升1%，则卫生人员数提高0.062%；同时空间溢出效应的结果不显著，表明相邻地区经济发展变化对本地区卫生人员数的影响不显著。

表4 空间固定效应空间杜宾模型检验结果

表5 模型空间效应分解

城镇化水平的模型估计系数为0.221，直接效应为0.302，反馈效应为0.081，占直接效应的27%，同时空间溢出效应为3.356，具有显著性，这说明本地区及相邻地区的城镇化水平对疾控机构卫生人员数均具有正向反馈作用，即当地城镇化每发展1%，卫生人员数提高0.302%，而相邻地区城镇化水平每提高1%，本地区卫生人员数提高3.356%，原因可能是地区之间的辐射效应，带动周围地区的发展，吸引人才。

行业工资水平的模型估计系数为-0.015，直接效应为-0.037，反馈效应为-0.022，占直接效应的60%，且直接效应的结果未通过显著性检验，这表明相邻地区行业工资水平对本地区疾控机构卫生人员数的影响较大，且为负向反馈作用，即相邻地区行业工资每上涨1%，本地区的卫生人员数减少0.856%。这是因为人力资源本是一个流动性因素，更倾向于流向高收入地区，地区之间的虹吸效应更加明显。

3 讨论

3.1 我国疾控机构卫生人员总量不足

我国疾控机构卫生人员总量不足，《全国医疗卫生服务体系规划纲要(2015-2020年)》中规划到2020年各省(自治区、直辖市)疾控中心要达到千人口人员数17.5的比例[17]，依据数据只有内蒙古、青海等少数地区达到了目标。同时，千人口卫生人员数仍在下降趋势，疾控机构卫生人员的增长速度落后于各地区人口的增长速度。这与李程洪[18]、田孝苗[19]等人的研究结果一致。近年来，随着慢性病发生率上涨、老龄化程度加剧及新型冠状肺炎等突发性公共卫生事件的频发，社会对公共卫生服务的需求在不断增加[20]，疾控机构作为公共卫生服务的重要提供者，卫生人力不足直接影响其服务提供能力，供不应需。因此未来工作中， 相关部门要重点关注疾控机构的人员配置，通过政策支持合理安排编制、完善的人才引进机制、良好的人才发展环境增强对于外部人才的吸引力，保证数量上的满足。

3.2 我国疾控机构卫生人力配置存在空间正相关

研究发现，我国疾控机构卫生人力具有显著的空间正相关性，且在2009～2019年全局莫兰指数呈波动下降趋势，说明卫生人力的空间集聚性开始下降，地区的差异有所缩小，但是空间总体分布格局并未发生较大变化，2009～2019年，西北地区的疾控机构卫生人力一直处在热点区域。一是因为西部地区的人口密度相较于中西部地区低，人口稀疏；二是2009年之后，医药卫生体制改革影响，国家政策向西部地区等欠发达地区倾斜，大力支持西部地区的卫生人才队伍建设[18]；三是流动人口影响，国家对于卫生人力的配置更倾向于依据人口因素进行配置，且实际上是按照户籍人口进行配置[10]，但对于东部等发达地区，流动人口较大，常住人口远多于户籍人口，即导致了东部地区千人口卫生人员数较为落后的现象。

因此，紧抓国家大力进行公共卫生体系建设的政策导向，同时疾控机构卫生人力空间显著集聚的特点提示，不仅仅要依靠政府的经济支持、转移支付等手段对单个地区进行发展，要联合区域发展，尤其是要关注在密集区域的个别地区，避免马太效应的产生，整合地区之间的碎片化资源，促进区域联动，以地区间人才的有序流动来满足疾控人力发展的需求。

3.3 地区经济与卫生行业协同发展促进人才流动

研究发现，疾控机构卫生人力配置具有一定的空间溢出效应。因此地区疾控人力配置不仅受当地发展的影响，还会因相邻地区的发展而有所影响。疾控机构人力资源配置不足一是缺乏吸引力，不足以吸引外部人才，二是内部人才流失严重，人员稳定性不足[21]。结果显示，经济发展水平、城镇化程度及行业工资水平是影响疾控机构人力配置的重要因素。因此在人员配置上，要在稳定内部人才的基础上加大外部人才的吸引，这就需要地区经济发展水平和卫生行业均衡协同发展，地区的经济发展水平提高会吸引人才前往发展，但卫生行业的发展前景才会促使人才产生职业认同感，提高人才稳定性。各地区都应遵循这一发展原则，在提高地区经济的同时，提高卫生行业的收入水平，灵活化奖酬等激励机制稳定人才，同时平衡与相邻地区之间的发展差异，进行优劣势横向比较，弥补劣势，发展优势，吸引外部人才。