卫生资源下沉改革与医生反应：基于上海调研数据的SEM模型实证

张露丹，刘 蕾，南德红，孙泽生

(1.上海师范大学 商学院，上海 200234)2.上海健康医学院 评建办公室，上海 200237)

中国城市医疗资源的过度配置和农村医疗资源的相对贫乏导致了医疗卫生资源配置的低效率和不合理性[1]。资源配置不均衡导致了医疗价格水平的畸高[2]，优质医疗资源集中于城市则塑造了公众的诊疗质量预期，激励医疗人力资本向城市和高等级医院的单向流动，造成了低等级医院资源闲置和高等级医院“看病难”共存的中国式结构性拥堵[3-4]，拥堵恶化了医患互信关系，并且造成了递增的医患纠纷和暴力事件[5]，使得医院等级越高，其医疗人员感到执业安全性下降并且职业倦怠感增强[6]。2010年后，上海、浙江等医改试点省市开始出台以“医联体”为载体的卫生资源下沉改革，旨在以外生的强制资源下沉推动基层医院能力建设，吸引患者回归基层医院就诊[7]，解决城乡之间和不同等级医院之间扭曲的激励结构问题。这一改革的政策效果依赖于医生等群体做出合乎改革目标的行为反应，已有的研究较少关注到改革对医生行为的影响。笔者借鉴马斯洛需求层次理论和人本主义需求理论自行设计调研问卷，以全国首批医改试点省份的上海为研究对象，以医生执业满意度、工作积极性和改革参与意愿测度其改革反应，使用方差分析(ANOVA)和结构方程模型(SEM)实证探讨卫生资源下沉改革对医生反应的影响，为改革的进一步深入和政策优化提供实证依据。

一、理论分析与研究设计

(一)理论分析

成熟医生的人力资本培育往往跨越10年，医生职业的重要特征是要素特定性[8]，亦即医生一旦从医就意味着职业锁定，其面对外生冲击的行为反应主要表现在从医满意度评价及外化的工作积极性等方面。卫生资源下沉改革一方面要求医生承担改革成本，短期内离开原就职医院向基层“下沉”，为此付出更多的交通、生活不便等成本，另一方面也受益于改革导致的更均衡医疗资源配置的收益。医生会权衡改革加诸于自身的成本-收益结构，做出使得自身收益最大化的行为反应。

医生对卫生资源下沉改革的行为反应可从以下理论获得启示。早期的马斯洛需求层次理论将人的需求分为生存需求、安全需求、社交需求、尊重需求以及自我实现需求5个层次[9]。但就医改和医生职业而言，社交需求并非医生职业选择的重点及医改的核心目标。人本主义需求理论强调了人们存有的三种核心需求，即生存需求、相互关系需求和成长发展需求[10]。该理论认为人的需求会同时产生作用，高层次需求无法满足时，人们对较低层次的需求会更加迫切。具体到医生职业而言，医生群体间的相互关系与改革的关系较弱，受要素特定性约束并非医生所关注的主要因素。因此，笔者考量的需求包括生存需求、安全需求和成长发展需求，后者实际上包含了马斯洛需求层次中的尊重需求和自我实现需求。

需要说明的是，作为外生环境变化的卫生资源下沉改革只有被医生认知，才会转化为医生本人的受激行为反应，才能从自身感知到的执业环境变化中分离出改革的边际效应。因此，医生的改革反应可能受到其认知状况的影响。基于医生自身价值判断，改革一旦被认知，即内化形成医生对改革的评价(态度)，并进一步外化为医生对改革的行为反应。经由以上分析，卫生资源下沉改革可能需要通过涵盖认知和价值判断的医生态度的中介作用驱动其行为反应。对医生态度的潜在中介效应进行评估有助于进一步了解卫生资源下沉改革的作用机制，如其确实存在，则可从改革认知的改善着手提升改革的政策效应。

(二)问卷设计

基于理论分析，参考已有文献[11-12]，纳入卫生资源下沉改革和人口特征两类控制变量，并借鉴马斯洛需求层次理论和人本主义需求理论设计问卷。其中，卫生资源下沉改革配套政策涉及医疗服务价格、家庭医生、分级诊疗、职称评审和差异化医保政策等问题项；人口特征包括年龄、工龄和职称等方面。因社交需求并非医生从医满意度和改革参与意愿的主要考量[13]，调研问卷中不考虑这一层次需求。卫生资源下沉改革反应模型中，安全需求包含政府、医院和法律三个方面对医生的保护，生存需求则考量医生收入水平和工作环境两方面，成长需求纳入尊重程度、职业发展和医疗技能三个问题项。同时，医生态度用改革认知和改革支持度来描述；因医生对改革的行为反应难以通过统计数据予以衡量，问卷中纳入“从医满意度”“工作积极性”和“改革参与意愿”三个问题项来描述医生的改革反应(表1)。所有有序变量均采用5点计分法。

表1 医生对卫生资源下沉改革反应模型的变量设置和定义

2020年1月至2020年8月，课题组首先对不同等级医院进行分层抽样，抽取出上海市26家参与卫生资源下沉改革的不同等级医院，通过上海市卫生健康委员会和医疗保障局向样本医院的医生发放电子问卷，二级和三级医院按照1%的比例抽取医生，每家一级医院各抽取25名医生，规模不足25人的一级医院全部抽样。最终获得443份问卷，其中有效问卷440份，问卷有效率为99.3%。

(三)实证方法

问卷样本覆盖不同等级医院组和是否有“下沉”经历的医生，使用方差分析(ANOVA)检验不同组别医生间的差异是否具有统计学意义。如果ANOVA分析中F检验值达到显著性(α=0.05)，则表明不同组平均数之间的差异具有统计学意义，不同等级医院组使用事后多重比较方法(Post-Hoc-Test)和最小显著性差异法(Least-Significant Difference)方法进行检验。

研究数据来源于调查问卷，由于医生对卫生资源下沉改革的认知、影响及诊疗行为反应等属于主观认识，难以直接测量，主观测量误差难以避免，而结构方程模型能够处理潜变量及测量变量存在的误差，同时估计因子结构和因子关系，可以较好地对调研问卷数据进行处理和分析，因此使用结构方程模型来研究医生对卫生资源下沉改革的行为反应问题。

(四)中介效应估计

依据文献[14]提供的中介效应模型及检验方法，验证医生态度对卫生资源下沉改革和医生行为反应的中介作用。其思路是，在估计外源变量X对内源变量Y的影响时,如果X通过影响变量M而对Y产生影响,则称M为中介变量，以此中介效应模型和检验方法评估X的直接效应、X对Y的总效应和中介变量M的中介效应。

二、实证结果

信度检验发现，各个变量的Cronbach’sα都大于0.80，表明研究量表及变量数据具有内部一致性。组合信度CR检测总体变量的信度显示，5个变量的组合信度都大于0.50，说明变量总体组合信度较好。问卷结构效度的因子分析采用KMO系数及Bartlett球形检验。不同变量的KMO值为0.50～0.89，Bartlett球形检验的P值均具有统计学意义(P<0.05)(表2)。

表2 信度和效度分析结果

(一)描述性统计、方差分析和组间比较结果

调查显示，受访者中，主治医师占比为86.8%，一级医院的受访者占比为58.6%；受访者年龄在“31～40岁”和“41～50岁”的比重较大，分别为37.5%和29.5%。卫生资源下沉改革支持度和认知度均值分别为(3.65±0.85)和(3.27±0.88)，改革政策效果评分均值为(3.28±0.86)，都介于3(正面)与4(较高)之间。方差分析结果表明，一级医院受访者的改革认知度高于二级和三级医院受访者。

医生对改革后工作满意度均值为(3.45±0.72)，居于3(有所提高)和4(明显提高)之间，显示卫生资源下沉改革给医生群体带来积极的影响。一级医院医生的满意度均值(3.49±0.72)显著高于二级医院医生(3.16±0.47)，两者差异具有统计学意义(P<0.05)。医生改革后工作积极性均值为(3.49±0.73)，同样说明了改革对医生的积极影响。此外，医生的改革参与意愿均值为(3.50±0.68)，介于3(没有变化)与4(有所改善)之间，说明医生的改革参与意愿有所增强。

在改革配套政策的5个测量变量中，差异化医保政策(3.51±0.76)和分级诊疗政策(3.55±0.74)评价较高，医疗服务价格合理性评价均值(3.33±0.84)最低，但从整体上看医生群体对改革关联政策评价较为正面。其中，一级医院医生对医疗服务价格和差异化医保政策评价显著高于二级和三级医院医生(P<0.05)。

纳入模型的受访医生政府保护、医院保护和法律保护三方面需求的均值居于2(较低)与3(尚可)之间，意味着医生感知的安全需求满足程度较低；但总体上看一级医院医生的评价略高，对医院保护的评价显著高于二级和三级医院医生(P<0.05)。医生收入均值为(3.33±0.73)，生存需求介于3(没有变化)与4(有所提高)之间；工作环境变化的均值为(3.42±0.70)，评价较为正面，但二级医院医生的评价低于一级医院(P<0.05)。在成长需求层次中，改革对医疗技能影响评价均值为(3.54±0.68)，一级医院所受影响高于二级和三级医院医生(P<0.05)；但二级医院医生对职业发展空间的评价显著低于一级和三级医院医生，一级医院医生受尊重变化程度显著高于二级医院医生、而与三级医院无差异，结果均具有统计学意义(P<0.05)(表3)。

表3 主要变量的描述性统计、方差分析和组间比较结果

调研结果表明，受访医生对改革态度和反应均较为正面，但组间差异具有统计学意义。就改革态度而言，不同等级医院医生的改革支持度不具有统计学意义，但一级医院医生的改革认知度显著高于二级和三级医院医生(P<0.05)，后二者之间差异不具有统计学意义。就改革反应而言，三级医院与一级医院医生的改革反应无统计学意义，但二级医院医生从医满意度和改革参与意愿显著低于一级医院，其工作积极性更低于一级和三级医院医生，这一结果有统计学意义(P<0.05)。此外，是否拥有下沉经历的方差分析表明，有下沉经历医生职称和改革认知度高于无下沉经历医生，与下沉对应的人力资本溢出需求相吻合，有下沉经历者更了解卫生资源下沉改革。

(二)SEM模型实证结果

结构方程模型估计结果使用AMOS 23.0计算得出。结果显示，成长需求、安全需求、生存需求和配套政策均对改革反应有正向作用(图1)。

图1 医生对改革反应结构方程模型

所有潜变量的系数都在α=0.01的水平下具有统计学意义。由模型估计结果可知，成长需求、安全需求、生存需求和改革配套政策对改革反应均构成正向影响，其标准化路径系数分别为0.26，0.40，0.34和0.35，表明改革情境和基于马斯洛需求层次理论与人本主义需求理论下引入的多个需求层次可较好地解释医生对改革反应的影响因素。其中，安全需求对改革反应的影响最大，说明医生对卫生资源下沉改革的反应主要源于政府、医院和法律对医生保护力度的影响。而生存需求和成长需求对改革反应影响相对较小，但它与安全需求一起仍是影响医生改革反应的重要因素(表4)。

表4 医生对改革反应模型的变量间关系及系数估计结果

使用结构方程模型的验证性因子分析方法对不同潜变量进行适配检验，发现各测量变量的标准化因子载荷系数均在α=0.01的显著性水平上具有统计学意义，说明相关问题项的潜在因子结构较为合理。其中，法律保护和政府保护的因子载荷系数相对接近，而医院保护的因子载荷系数相对较小，说明前二者对医生安全需求的影响较为重要。在改革配套政策潜变量中，家庭医生政策的因子载荷系数最大(0.879)，差异化医保政策的因子载荷系数最小(0.767)，说明后者对医生改革反应的影响相对较弱。在改革反应潜变量中，从医满意度和工作积极性的因子载荷系数均较高。总体而言，所有测量变量的因子载荷系数都大于0.50，对各潜变量有较强解释力(表5)。

表5 医生改革反应模型的验证性因子分析

(三)中介效应实证结果

使用Bootstrap方法检验改革态度是否存在改革配套政策对改革反应的中介效应的结果发现，改革配套政策对改革反应存在直接正向影响，但也存在经由改革态度对改革反应的中介效应(图2)。以上3个潜变量系数均具有统计学意义(α=0.01)，说明变量之间的因果关系成立。其中，改革配套政策和改革态度对改革反应的标准化路径系数分别为0.53和0.25，这一结果解释了两者对改革反应的直接效应；同时，改革配套政策还通过改革态度这个中介变量对改革反应产生了间接效应(表6)。

表6 医生对改革态度模型的变量间关系及系数估计结果

中介效应估计结果表明，改革配套政策对改革反应的总效应(0.75)中直接效应为0.55，间接效应为0.20，二者占总效应比值分别为26.7%和73.3%，且这一中介效应估计结果具有统计学意义(P<0.05)，再次印证了图2和表6的估计结果(表7)。

表7 中介效应估计结果

三、讨 论

(一)卫生资源下沉改革对医生反应有差异化的正向影响

卫生资源下沉改革的目标在于矫正先前的高等级医院“看病难”和低等级医院资源闲置共存的结构性拥堵问题，以高等级医院人才下沉带动低等级医院的品牌和诊疗技能提升，缓解高等级医院拥堵并吸引患者到低等级医院就诊的双重效果。这一调研结果证实了不同等级医院的医生均对改革有较正面的改革政策评价和改革反应，医生对改革的支持和正向的改革参与意愿是卫生资源下沉改革取得成功的核心人力资源支撑。上海的卫生资源下沉改革主要针对一级医院，一级医院受访医生认知的医疗技能提升幅度显著高于其他等级医院，表现出更高的改革认知度和更正面的改革反应，表明侧重一级医院的卫生资源下沉改革取得了扎实的成效。二级医院医生则显示出低于一级和三级医院医生的改革政策评价和改革反应，其从医满意度和改革参与意愿低于一级医院医生，工作积极性低于一级和三级医院医生，凸显了二级医院在改革中所受到的较低关注和影响，形成了改革认知及反应的明显洼地。

(二)医生改革反应受制于多层次需求满足程度的影响

医生职业具有要素特定性[7]。即便面对职业和技能锁定，医生反应依旧受马斯洛需求层次理论和人本主义需求理论等多层面需求的影响，主要表现在生存需求、安全需求和成长需求。结构方程模型估计表明，这三方面需求均显著正向影响医生的改革反应，尤以安全需求的作用最大。这说明，若医生的执业安全受到保障，医生群体将有更正面的改革反应。这一结论提示应关注以医患矛盾和医疗暴力表征的医生安全需求问题，作为更底层需求的安全需求和生存需求仍是影响医生改革反应的核心因素。已有大量文献指出了包括医生收入和医疗暴力等因素对医生反应的影响[15-16]，改革效果的提升不仅应着眼于成长需求的满足，还应包括协同的安全需求和生存需求的满足，完善的医疗环境才能吸引医疗人力资本的不断生成和向低等级医院的持续流入。需要说明的是，单向的高等级医院医生下沉对低等级医院医生成长需求的满足程度是有限的。“下沉”的核心在于人力资本溢出和医疗技能获取，高等级医院医生“下沉”仅是一条单向溢出路径，利用已构建的医联体制度设计，将基层医院医生反向“上挂”高等级医院浸入式获得技能，能够更大程度上提升基层医生成长需求的满足程度。

(三)卫生资源下沉改革及配套政策存在对医生反应的直接和间接效应

作为重要的外生环境变化，卫生资源下沉改革既通过医生感知的多层面需求的内含因素体现其作用，也以改革配套政策的评价和改革认知及支持度呈现，这些被呈现的多方面因素变化又会驱动医生改革反应的动态调整。实证研究证明了改革配套政策对医生改革反应的正向影响，还发现纳入改革认知和改革支持在内的改革态度既存在改革反应的直接效应，还正向中介了改革配套政策的间接效应。因此，要关注医生对改革及其配套政策的认知和评价，通过更多、更准确的信息传导驱动医生正面地认知改革及其配套政策，激励医生给出提升从医满意度和工作积极性的正面反应。方差分析也表明，曾参与“下沉”的医生有更高的改革认知度和改革参与意愿，为以上信息供给的作用提供了有力的注释。

四、结论和政策启示

卫生资源下沉改革是以医院间人力资本溢出和品牌植入为支撑的再平衡卫生资源配置和患者就诊选择的改革创新和尝试。基于自主设计问卷和上海调研数据实证探讨卫生资源下沉改革情境下的医生改革反应问题，强调了获得医生正向反应对改革成效的重要影响。方差分析和结构方程模型结果表明，卫生资源下沉改革对不同等级医院医生产生了差异化正向影响，也发现包括安全、生存和成长需求在内的多层面需求对医生行为反应的重要影响，改革实效既受制于医生多层次需求的满足，医生改革反应还依赖于配套政策，并经改革认知和支持向改革反应的中介。

在卫生资源下沉改革的进一步深化中，需要着力破解困扰医生需求满足的制约因素，既应以有力的政府、立法和执法保护改善安全需求满足程度，也应充分利用已有的医联体制度设计，以高等级医院医生“下沉”和低等级医院医生“上挂”相结合的双向人力资本溢出来提升低等级医院医生的职业发展空间，在此过程中应兼顾考虑三级、二级及一级医院的改革角色，以梯次“下沉”和深度参与全方位地提升各等级医院医生的正向改革反应。此外，通过多方面渠道增加各等级医院医生对改革及其配套政策的认知、理解和支持，对于激发医生的正向改革反应也有明显的贡献。

本研究的局限性在于，所调研医生全部来源于上海地区，且由于疫情的影响，二级和三级医院抽样比例较低，限制了研究的样本规模。同时，此项研究系截面研究，虽然问卷设计中已提请受访者报告其所受卫生资源下沉改革影响及其对改革的评价，但如能纳入时间序列数据，以面板模型来估计医生受改革的影响，将有助于更准确地识别改革的边际效用。