我国基本卫生服务均等化影响因素的固定效应模型分析——基于31个省级面板数据的研究

陶群山，魏骅(安徽中医药大学医药经济管理学院，安徽合肥230012)



我国基本卫生服务均等化影响因素的固定效应模型分析
——基于31个省级面板数据的研究

陶群山，魏骅
(安徽中医药大学医药经济管理学院，安徽合肥230012)

［摘要］人人享有基本医疗卫生服务是我国医疗卫生服务体制改革的目标，也关系着整个社会的稳定与和谐发展。基于我国基本卫生服务地区间差异的现实，在2007—2012年我国31个省级面板数据的基础上，运用主成分分析法，提取了基本卫生服务均等化的特征指标，并通过变异系数分析得出我国的基本卫生服务的地区差距呈逐年缩小的趋势。在此基础上建立了一个变截距固定效应模型并选取基本卫生服务均等化的投入和产出指标，分析了基本卫生服务均等化的影响因素。研究发现地区经济发展、财政支出、社会保障支出以及卫生监督状况与基本卫生服务均等化水平呈正向变化关系。提高地区经济发展水平，完善财政转移支付体系，增加社会保障支出以及加强卫生服务运行的监管对于基本卫生服务均等化尤为重要。

［关键词］基本卫生服务;均等化;影响因素;固定效应模型

改革开放以来，我国卫生服务事业取得了长足的发展，到2012年，我国医疗卫生服务机构的总数为950 297所，其中医院23 170家，乡镇卫生院37 097所，社区卫生服务中心(站) 33 562个;我国卫生人员总数为9 115 705人，医疗卫生机构床位数572．48万张。农村医疗服务事业取得了明显的进展，2012年我国村卫生室数量为653 419个，乡村医生为1 094 419人，城乡医疗网络已基本形成。但是在卫生事业快速发展的同时，卫生资源配置的地区差距、城乡差距明显，医疗卫生服务体系的公平和效率问题突出，基本卫生服务均等化问题日益凸现。2009年国家出台的新医改方案明确提出“实现人人享有基本医疗卫生服务”的医改目标和“建立健全覆盖城乡居民的基本医疗卫生制度”的医改任务。基本医疗卫生服务逐渐成为一种公共产品，这实际是由科学技术的进步、经济水平和收入水平的发展以及政府官员和民众在不同规则下的公共选择所决定的［1］。基本卫生服务是一种准公共产品，其需求费用是由政府和消费者共同承担的，地区经济发展水平、消费者收入水平、政府财政支持力度以及政府对公共产品运营状况的监督共同影响着基本卫生服务的供给和有效需求，供求的不匹配会进一步影响到基本卫生服务的均等化，因而本文在相关理论基础上从基本卫生服务供给和有效需求两个方面选取相关变量，建立计量模型对基本卫生服务均等化的影响机制进行实证分析。

一、文献回顾

基本卫生服务均等化的研究主要表现在以下几个方面:基本卫生服务的含义最初由世界银行的《1993年世界发展报告》中提出，基本卫生服务包括基本公共卫生服务包和基本医疗服务包在内的一揽子基本卫生项目。2008年全国卫生会议上提出了基本卫生服务的内涵，其中公共卫生服务领域范围包括疾病预防控制、健康教育、妇幼保健以及计划免疫等十二个领域，基本医疗领域包括基本药物的采纳、常见病、慢性病的诊断、治疗与康复等。于风华［2］认为公共卫生服务均等化是指政府在不降低卫生服务效率的前提下，按照公平和公正原则为公众提供基本的、大致均等的公共卫生服务和基本医疗服务。杨宜勇和刘永涛［3］筛选了基本卫生服务均等化指标，例如每千人公共卫生机构床位数、每千人公共卫生人员数等，通过变异系数和偏离度指标对地区间的基本卫生服务均等化进行了测度，得出我国地区间卫生服务差距较大。关于基本卫生服务均等化的影响因素研究，Obinna Onwujekwe，Benjamin Uzochukwu［4］研究了尼日利亚不同地区的基本卫生保健服务的支付方式后得出基本公共卫生服务的分期付款方式有利于提高经济落后地区的卫生服务公平性。李齐云、刘小勇［5］运用1997—2006年中国大陆省级面板数据验证了财政分权和转移支付对中国公共卫生服务均等化的影响，认为财政分权加剧了地区间的人均卫生经费支出，而财政转移支付则缩小了地区间的可及性卫生服务产出差距。李晓燕［6］在我国1999—2010年30个省级面板数据的基础上以基本公共卫生服务水平为被解释变量，人均GDP、政府转移支付以及社会保障支出为解释变量，分析了区域基本卫生服务的影响因素。本文在相关研究的基础上，运用主成分分析法提取了基本卫生服务均等化特征指标，从地区经济发展水平、政府财政支持状况、社会保障以及卫生监督等方面分析了其影响因素，并将地区人均门诊数量作为卫生服务均等化的产出指标进行对照分析，力求使得研究更加全面和精准化。

二、研究假说和计量模型

(一)研究假说

我国的基本卫生服务呈现明显的地区差距、城乡差距，导致卫生服务差距的原因很多，参考相关研究和理论，本研究认为地区经济发展水平、政府对卫生服务事业的财政支持力度、社会保障水平及其覆盖程度以及卫生服务监督是影响基本卫生服务均等化的重要因素。

1．地区经济发展水平关于地区经济发展水平和公共服务差距之间的关系，相关学者进行了理论和实证的研究。林万龙［7］构建了一个城乡两部门在内的经济模型探讨了经济发展水平对城乡公共产品供给的影响，认为城乡公共服务存在的差异在一定程度上是由于受到特定经济发展水平的影响。滕堂伟、林利剑［8］运用江苏省13个市的实证数据分析了区域经济发展水平和公共服务差距的关系，认为两者之间存在显著的正相关，但两者之间并不表现为绝对的关系，区域经济发展水平之外的因素也具有一定的影响作用。而基本卫生服务属于公共服务的一种，地区经济发展水平的差异在一定程度上会影响卫生服务的供给，从而影响基本卫生服务的均等化。

2．财政支持政府对卫生服务事业的财政支持有利于提高基本卫生服务的供给能力，从而有利于实现基本卫生服务的均等化。根据公共产品理论，基本卫生服务的供给主体应当是政府，这是由基本卫生服务的公共物品性质所决定的。基本卫生服务提供的目的是以预防疾病、改善生活环境和促进健康为目的的，这就决定了公共卫生服务的公共物品性质。政府财政支出增加，有利于公共物品的提供，这在环境质量等公共物品提供的实证分析中得到验证，Halkos和Paizanos［9］使用77个国家1980—2000年的数据研究发现财政支出规模扩大会使得环境质量不断得到改善。本研究将结合31个省级面板数据分析政府财政支出对基本卫生服务提供的影响。

3．社会保障社会保障的目标是保障社会公民的基本生存和生活需要，特别是为公民在年老、生病、残疾、困顿和失业等情况下提供特殊生活和医疗保障。社会保障体系建设涉及到城镇医疗保险、城镇职工医疗保险以及农村合作医疗保险制度的建立，完善的社会保障体系的建立有利于居民基本医疗服务的享受并降低公众的医疗服务支出，能够有效地促进卫生服务的均等化。

4．卫生监督卫生监督的主要任务是执行国家卫生法律法规，维护公共卫生秩序和医疗服务秩序，保护人民群众健康，促进经济社会协调发展。高效的卫生监督能够规范基层医疗机构的服务行为，提高工作质量，有效地提高基层医疗机构的覆盖面以促进卫生服务的均等化水平。

(二)计量模型

本文运用2007—2012年间全国31个省级面板数据进行回归分析研究基本卫生服务均等化的影响因素，因而需采取面板数据模型进行分析。面板数据的基本模型为

其中，参数αi，βi是不受个体影响的恒变量。

面板数据的模型分为不变系数模型、变截距模型和变系数模型三种，不变系数模型假设截面数据成员既无个体影响也不存在结构变化，变截距模型假设截面成员存在个体影响但无结构变化且个体影响可以用截距项差别来表示，变系数模型假设截面成员既存在个体影响也存在结构变化，经常通过协方差分析检验来加以区分，主要检验以下两个假设:

如果接受假设H2，则认为假设H2成立，模型为不变系数模型，无需进一步进行检验，如果拒绝H2，则需检验H1。如果接受H1，则认为样本数据符合变截距模型，反之则认为样本数据符合变系数模型。

假设H1，H2下检验统计量F1，F2分别为:

其中S1，S2是残差平方和。

而变截距面板模型又分为固定影响变截距模型和随机影响变截距模型两种。在利用面板数据建模分析时要对个体影响对解释变量的相关性进行检验，如果两者不相关即为随机影响变截距模型，反之则为固定影响变截距模型，通常需进行hausman检验。

建立回归模型:

其中，medservice是被解释变量，表示基本卫生服务均等化指标，在定量分析中时媛媛、李林贵2014年研究［10］由医疗费用、医护人员、医疗设备、医疗服务利用等方面的多项指标运用泰尔指数分析获取。为了较全面和科学地把握卫生服务均等化的影响因素，本文的基本卫生服务均等化指标由投入指标和产出指标构成，投入指标即为人均拥有卫生服务资源数，是由每千人拥有卫生技术人员数、每万人拥有医疗机构数量和每万人拥有病床数量经过主成分分析法提取的一个表征指标，产出指标是由各地区的人均门诊数量来表示。

pergdp是解释变量，表示地区经济发展水平，用人均GDP指标来表示。financial用来表示政府用于基本卫生服务的财政支持，用卫生机构获取的财政支出数量来表示。security表示社会保障支出，supervision表示卫生监督，用各地区的卫生监督人员数量指标衡量。

本文的数据主要来源于《中国卫生统计年鉴》和《中国统计年鉴》。

三、各指标的统计描述

卫生服务均等化指标。卫生服务均等化指标是由卫生服务均等化的投入指标和产出指标所构成。卫生服务均等化的投入指标是由人均卫生服务资源数量运用主成分分析法提取的一个表征指标，主成分分析法是Hotelling提出的，是研究用原始变量的少数几个线性组合来表征原始变量的绝大多数信息，其核心用较少的主成分来表示较多的信息变量以达到降维的目的。

这里运用SPSS17．0对人均拥有卫生服务资源数即每千人拥有卫生技术人员数、每万人拥有医疗机构数量和每万人拥有病床数量等因素进行主成分分析。在进行主成分分析时，要先进行KMO＆Bartlett检验和相关变量的相关分析，检验结果显示KMO值和变量相关性均在合适范围内，适合进行主成分分析。在进行主成分分析时，需提取特征值大于0．6的因子作为主成分，分析结果见表1。由表1可以看出因子1特征值是1．675，解释原有3个原始变量总方差的55．831%，也即该因子的方差贡献率是55．831%;因子1特征值是1．043，解释原有3个原始变量总方差的34．773%，也即该因子的方差贡献率是34．773%，两因子的累计方差贡献率是90．605%，能较好地表示原有变量的信息，将之提取为主成分，用E1，E2表示。

表1　因子方差贡献率

确定主成分后还需分析各主成分变量的代表性，这要对因子载荷矩阵进行方差极大化正交旋转，使得因子载荷的平方按列两极分化，经过旋转后的因子载荷矩阵见表2。主成分E1上高载荷的指标有每千人拥有卫生技术人员数、每万人拥有病床数，主成分E2上高载荷指标为每万人拥有医疗机构数。

表2　正交旋转后的因子载荷矩阵

表3　因子得分系数矩阵

表3是因子得分矩阵，是用回归算法计算出来因子得分函数的系数，据此可以获取下面的因子得分函数:

然后再根据特征值计算出两因子的贡献率，由此计算出卫生服务均等化指标。求解公式为: E = w1E1+ w2E2，其中wj=λj/∑λj，λj为因子特征值，E为卫生服务均等化指标。将各因子特征值代入即可计算出卫生服务均等化投入指标即人均卫生资源数。根据全国人均卫生资源数计算出2007—2012年各年人均卫生资源数的平均值和标准差，如表4:

表4　2007—2012年全国人均卫生资源数的平均值和标准差

2007—2012年全国人均卫生服务资源数的变异系数变化趋势见图1。由图1可以看出:我国的卫生服务差距在逐渐缩小，2007年变异系数是0．22，中间几年皆为0．23，变化趋势不明显，但从人均门诊数的变异系数可以看出较明显的变化趋势。卫生服务均等化的产出指标可以用人均门诊数来表示。根据2007—2012年各年的全国各省市区的人均门诊数计算出各年的平均数和标准差，再由此计算出各年度的变异系数，见图1。从图1可以看出:人均门诊数变异系数变化较人均卫生资源数呈明显的下降趋势，但从2009年开始，这一变异系数变化更为明显，这与2009年启动的新医改政策关系密切。

区域发展水平。区域发展水平是影响卫生服务均等化的重要因素，我国的区域发展水平存在明显的不均衡，东部地区人均GDP要明显高于中西部地区，2012年人均GDP最高的天津为93 173元，而最低的贵州省仅为19 710元，相差3．73倍。从变异系数来看，2007年的各省区的人均GDP是21 700元，变异系数是0．62，而2012年大幅上升，人均GDP是43 482元，变异系数为0．45。可见2007—2012年间区域发展水平呈上升趋势，省际间差距也在不断缩小。

图1　2007—2012年间全国人均门诊数变异系数变化趋势图

图2　2007—2012年间全国省际财政资金补助变异系数变化趋势图

财政支持状况。本文运用医疗机构获取政府财政补助资金数作为政府支持指标。我国医疗机构所获得的政府财政补助资金呈不断上升的趋势，2007年全国政府财政补助资金平均值为357 211万元，到了2012年上升为885 172万元，是2007年水平的2．48倍。图2反映的是2007—2012年间的省际财政补助资金变异系数变化趋势，由图2也可以看出，从2009年以来变异系数逐渐降低，这说明全国省级财政补助资金差距在逐渐缩小，这与国家支持新医改的财政转移支付政策有关。

社会保障支出。2007年以来，我国的社会保障支出呈迅速增加趋势，由表5可以看出，2007年省级社保平均支出是50．05亿元，而2002年则上升为142．94亿元，增加了1．86倍。社会保障支出的增加不仅能够扩大医疗保障的覆盖面和受益人群，而且提高了公众接受基本医疗服务的支付能力。从各年省际医疗保障支出的差异来看，2007年医疗保障支出的标准差为42．97亿元，2012年扩大为114．37亿元，但从变异系数来看，医疗保障支出呈现明显缩小的趋势。

卫生监督。考虑到指标数据的可得性，本文中的卫生监督水平用各地区的卫生监督人员数来衡量。从表5可以看出，全国卫生监督人员省际平均值2007年为2 346人，到2012年增长到2 688人，虽有增长，但变化较为平稳。从标准差数值来看，2007年为1 354，到2012年扩大为1 645，有所增长。但从变异系数来看，则呈明显扩大的趋势，2007年卫生监督人员变异系数为0．58，到了2012年则上升到0．61，这表明各省市对卫生服务事业运行情况监督的重视存在较大的差距。

表5　2007—2012年间全国社会保障支出和卫生监督状况

四、实证分析结果

1．数据的平稳性检验在进行模型分析前首先要对数据的平稳性进行检验，以防止模型的回归结果出现虚假回归。先取卫生服务均等化的投入指标人均卫生资源数进行分析。对卫生服务均等化、地区发展水平、财政支持、社会保障和卫生监督数据序列进行ADF单位根检验，发现其原数列均为非平衡数量，不能通过ADF单位根检验，而一阶差分序列的单位根检验均能通过ADF单位根检验，所有序列皆为同阶单整I(1)序列，平稳性检验效果明显。在数据的Johnsan协整检验中，Kao检验中的t统计量为－5．204 672，p值为0．000 0，这说明变量序列之间存在协整关系，变量间具有长期稳定的关系，可以进行回归分析。

2．模型的选择首先在不变系数模式、变截距模型和变系数模型中进行选择，需要计算F统计量。经计算得F2=10．7762＞1．46( 1．46是5%水平下的临界值)，拒绝假设H2，则需检验H1;计算得F1=1．23＜1．55 ( 1．55是5%水平下的临界值)，接受假设H1，所以模型属于变截距模型。接下来运用Huasman检验对变截距模型下的固定性效应模型和随机效应模型的选择进行分析，Huasman检验的统计量是34．330 982，p =0．000 0，所以采用固定效应模型进行分析，固定效应模型分析结果见表6模型一。同理对卫生服务均等化的产出指标人均门诊数作为被解释变量进行分析，分析结果见表6模型二。

运用eviews7．0对模型进行估计，结果如表6:

表6　模型估计结果

由实证结果可以看出，对于模型一和模型二，不论被解释变量人均卫生服务均等化指标是从投入还是从产出角度来衡量，所有解释变量包括地区经济发展水平、财政支持状况、社会保障和卫生监督，对卫生服务均等化的影响都是积极的，除了模型二中的卫生监督变量外，其他变量在5%的显著水平上均通过了显著性检验，而且模型的检验效果也是显著的。

从地区经济发展水平变量看，地区经济发展水平提高对卫生服务均等化的促进作用是积极的，从人均资源拥有量来看，人均GDP每提高1万元，卫生服务均等化指标会提高2．07个单位;而人均门诊数量看，人均GDP每提高1万元，卫生服务均等化指标会提高0．923个单位。模型一的作用效果要大于模型二，主要是由于地区经济发展水平提高会直接促使政府提高对医疗服务设施以及医疗机构人力资本的投入，而对人均门诊数的影响则是间接的。

财政支持力度加强也会有利于卫生服务的均等化，在模型一中，整个社会用于卫生服务的财政支出每提高1亿元，卫生服务均等化指标会增加0．044 8个单位;而在模型二中，整个社会用于卫生服务的财政支出每提高1亿元，卫生服务均等化指标会增加0．016 7个单位。模型一的效果稍微明显于模型二，这是由于用于卫生服务财政支出的增加会直接作用于城乡卫生服务设施的建设，从而有利于基本卫生服务的均等化，而对人均门诊量的作用也是间接的。

实证模型还可以看出社会保障支出的增加是有利于卫生服务的均等化的。在模型一中，社会保障支出每增加1亿元，卫生服务均等化指标会增加0．000 435个单位;而在模型二中，社会保障支出每增加1亿元，卫生服务均等化指标会增加0．000 628个单位。在这一影响因素分析中，社会保障支出对于人均门诊量的影响是直接的，因为社会保障支出的增加会直接影响公众的卫生服务支付能力，从而会导致人均门诊量的增加。而社会保障支出对于人均拥有卫生服务资源量的影响则是间接的，因而模型二的影响效果明显于模型一，这与实际是吻合的。

最后，从卫生监督因素来看，卫生监督的加强也会促进卫生服务的均等化。在模型一中，卫生监督每增加一个单位，卫生服务均等化指标会增加0．002 928个单位;而在模型二中，卫生监督每增加一个单位，卫生服务均等化指标会增加0．002 323个单位，但实证检验效果不显著。这主要是由于卫生监督的加强，会促使卫生服务部门改善医疗设施，提高服务水平和质量以及基本卫生服务的覆盖面，从而有利于卫生服务的均等化，但卫生监督对公众卫生服务需求的影响是间接的，因而从人均门诊量角度检验效果不是很明显。

五、结论和政策建议

(一)结论

本文在2007—2012年31个省级面板数据的基础上，运用主成分分析法抽取了基本卫生服务均等化的特征指标，建立了一个变截距固定效应分析模型，从地区经济发展、财政支出、社会保障支出以及卫生监督方面分析了卫生服务均等化的影响因素，并将人均门诊量作为卫生服务均等化的产出指标作为对照，建立了固定效应模型从投入和产出指标两个方面进行了对比分析。从投入指标即人均卫生服务资源数指标来看，各影响因素对卫生服务均等化的促进作用都是积极的;而从产出指标即人均门诊数指标来看，影响因素中除卫生监督指标检验效果不明显外，其他因素对卫生服务均等化的促进作用也是较为显著的。

研究发现地区经济发展水平对卫生服务均等化的影响是较为明显的，因而提高落后地区的经济发展水平就显得非常重要，这主要是因为落后地区经济发展水平的提高，会促进落后地区卫生服务资源的供给能力以及居民的医疗支付水平的提高，进而实现基本卫生服务的均等化的［1］。财政支出的增加以及政府对经济落后地区的均衡性转移支付政策则是通过完善卫生服务设施以及提高地区人力资本水平，并通过扩大基本卫生服务覆盖面而促进基本卫生服务的均等化。社会保障支出的增加特别是农村地区、落后地区社会保障的全覆盖则是通过提高公众的卫生服务的支付能力，促进社会人均门诊量的提高来实现基本卫生服务的均等化。而卫生监督是基本卫生服务均等化的外部因素，有效的卫生监督也会促使基层卫生设施和就诊条件的改善，卫生服务质量的提高并促进医疗服务水平的提高和医疗需求的改善而实现基本卫生服务均等化的。

(二)政策建议

地区经济发展水平是影响基本卫生服务均等化的根本原因。地区发展实力增强，地区财政供给能力就会增强，人们的收入水平也会随之提高，这将会有力地促进卫生服务供给能力和基本卫生服务的有效需求，从而有利于基本卫生服务的均等化［11］。当前我国地区经济发展很不平衡，政府需加快产业结构的调整和升级，加强对中西部地区的产业政策扶持，加快带动经济落后地区的经济发展，提高这些地区经济实力和财政供给能力以及居民的收入水平。

完善财政转移支付制度。健全政府财政投入保障机制，建立合理、有效的财政转移支付体制，建立对省级政府以下均衡性转移支付的稳定增长机制，改善落后地区地方政府财政供给能力。加大地方财政支付水平，提高地方财政的自主支付能力。根据卫生服务供给成本约束及需求状况确定均等化财政转移支付的公共产品标准，以便地方政府能够提供标准化的基本卫生服务。完善公共卫生服务的支付方式，提高公共卫生财政资金投入效率。

健全社会保障体系。社会保障支付政策有利于降低公众的卫生服务支出水平，从而有利于提高他们的基本卫生服务需求，社会保障在地区间、城乡间的差别必然会影响公众的支付能力从而影响卫生服务需求。实现基本卫生服务的均等化需要实现社会保障服务的均等化，建立居民统一的基本医疗保险制度，实现基本养老保险和社会救助的全覆盖。健全社保预算管理制度，实现社保基金统一管理，提高社保基金的利用效率。通过政府财政转移支付提高财政困难地区地方政府的社会保障服务能力。

加强政府对卫生服务运行的监管。政府要强化卫生服务的监督能力，规范医疗机构的服务行为，明确各级医疗机构的职业范围，提高卫生服务质量。要开展对公众卫生法律、法规的宣传教育，特别是基本卫生服务均等化的政策宣传。

［参考文献］

［1］高鹤文．准公共产品领域国有经济功能研究［M］．长春:吉林大学出版社，2011: 20－23．

［2］于风华．公共财政框架下基本公共卫生服务均等化探讨［J］．中国卫生资源，2009，12(3) : 101－102．

［3］杨宜勇，刘永涛．我国省际公共卫生和基本医疗服务均等化问题研究［J］．经济与管理研究，2008(5) : 11－17．

［4］Obinna Onwujekwe，Benjamin Uzochukwu．Socio-economic and Geographic Differentials in Costs and Payment Strategies for Primary Health Care Services in Southeast Nigeria．［J］．Health Policy，2005，71: 383－397．

［5］李齐云，刘小勇．财政分权、转移支付与地区公共卫生服务均等化实证研究［J］．山东大学学报:哲学社会科学版，2010(5) : 34－46．

［6］李晓燕．区域基本卫生服务均等化影响因素分析［J］．华南农业大学学报:社会科学版，2012(3) : 103－111．

［7］林万龙．经济发展水平制约下的城乡公共产品统筹供给:理论分析及其现实含义［J］．中国农村观察，2005(2) : 31－37．

［8］滕堂伟，林利剑．基本公共服务水平与区域经济发展水平的相关性分析——基于江苏省13个市的实证研究［J］．当代经济管理，2012 (3) : 61－66．

［9］Halkos G．The Impact of Government Expenditure on the Environment: An Empirical Investigation［R］．http:∥mpra．ub．uni-muenchen．de/ id/eprint/39957．

［10］时媛媛，李林贵．宁夏基本医疗服务均等化评估——基于泰尔指数［J］．中国卫生经济，2014(3) : 68－70．

［11］朱庆生，周莉萍．安徽医疗改革的发展现状及对全国医疗改革的启示［J］．江淮论坛，2014(4) : 116－120．

［责任编辑:靳香玲］

An Analysis of the Fixed Effects Mode of Influencing Factors in the Equalization of China’s Basic Health Services: A Study of 31 Provincial Panel Data

TAO Qun-shan，WEI Hua
( School of Medical Economics and Management，Anhui University of Chinese Medicine，Hefei 230012，China)

Abstract:Everyone has access to basic medical and health services，which is the goal of China＇s medical and health service system reform and also related to the stability and harmonious development of the entire society．According to the reality of regional differences in China’s basic health services，the paper，on the basis of 31 provincial panel data in China from 2007 to 2012，adopts the principal components analysis to extract the feature indexes related to the equalization of basic health services，while applying the coefficient of variation to conclude that regional differences tend to decrease gradually in China’s basic health services．Furthermore，a fixed effects mode with variable intercept is set up to select the input and output indexes related to the equalization of basic health services，analyzing its influencing factors．The study discovers a positive correlation between the level of equalization of basic health services as well as regional economic development，fiscal expenditure，social security expenditure and health supervision．It is of great significance for the equalization of basic health services to increase the level of regional economic development，improve the system of fiscal payment，enlarge the social security spending and strengthen the supervision on health service operation．

Key words:basic health service; equalization; influencing factor; fixed effects mode

［中图分类号］F 224．0，F 632．1

［文献标志码］A

［文章编号］1004－1710(2016) 02－0051－08

［收稿日期］2015－11－20

［基金项目］安徽省软科学重点项目(1502052040)

［作者简介］陶群山( 1973－)，男，安徽无为人，安徽中医药大学医药经济管理学院副教授，博士，主要从事公共经济、卫生经济研究。