中国地市卫生资源需求测度及其时空格局研究

敖荣军， 汤 慧，3*， 伊尔凡江·艾合买提江，赵 芮， 谭 爽， 强婷婷

(1.地理过程分析与模拟湖北省重点实验室， 武汉 430079; 2.华中师范大学城市与环境科学学院， 武汉 430079;3.湖南城市学院建筑与城市规划学院， 湖南 益阳 413000)

卫生资源是维护和改善国民健康的基本条件.公平分配卫生资源，促进健康公平发展是绝大部分研究和决策的基本共识.然而，没有任何一个卫生服务体系能为其居民提供无限的卫生资源[1]，只有根据地区间居民对卫生服务的相对需求配置卫生资源，才能兼顾资源利用效率和健康公平发展[2-4].随着社会经济发展和人民生活水平提高，中国健康服务供给总体不足与需求不断增长之间的矛盾更加突出，以健康需求为导向也已经成为医疗卫生资源配置的首要原则.另外，在根据属地层级进行梯度配置的总体框架下，地市是我国卫生资源空间配置标准实施的最重要行政单元.《全国医疗卫生服务体系规划纲要》明确指出，省级政府负责制定医疗卫生资源配置标准，并将床位配置标准细化到各地市；地市级政府负责编制并实施医疗机构设施规划，按照属地化原则，统筹规划地市范围内各类医疗卫生机构.因此，以地市为空间单元，考察评估地区卫生资源相对需求对于优化卫生资源空间配置具有显著现实意义.

作为卫生资源空间公平配置决策的基础性研究，地区卫生资源需求是公共卫生管理和卫生经济学等领域的重要内容，如何测度卫生资源需求则是研究者和决策者关注的焦点.总体上看，已有研究主要集中在欧美国家，发病率、死亡率、社会经济条件或社会剥夺是测度健康需要或卫生资源需求的基础性指标.英国卫生部资源配置工作组本着根据人群健康需要分配公共卫生资源的目的，在1976年构建了以标准化死亡率为核心指标的地区卫生资源相对需求测度模型[5](被称为RAWP公式).RAWP公式遭到了许多研究者的质疑，焦点是标准化死亡率(尤其是以其替代发病率)在反映健康需要上的合理性[6-10].有研究也指出健康需要取决于卫生服务的获得性、发病率(健康状态)和健康认知以及地区社会经济因素等[11].1990年代中期，约克大学卫生经济中心的系列研究[12-15]聚焦于构建加权均摊公式(weighted capitation formula)，基于供给和需求测度卫生服务需要，并提出了卫生服务利用、供给和需要三者相互作用的模型(被称为York模式).Birch等[16]和Newbold等[17]针对加拿大分别以标准化死亡率和标准化社会经济指数测度地区卫生服务需求，并与以基于自评健康数据建立的标准化健康指数的测度结果比较，认为标准化死亡率更能反映地区居民健康状态和卫生服务需求.Reid等[18]利用校准临床组(adjusted clinical group， ACG)发病率指数测度加拿大马尼托巴省的卫生服务需求，发现该指数要优于标准化死亡率.Barnett等[19]分别基于人口死亡率、发病率以及社会剥夺建立了三种指标测度英格兰西南部卫生服务需求，揭示了三种指标测度结果的一致性.Field[20]综合考虑两方面因素，即地区卫生服务需求(以居民健康状态、社会经济和环境等衡量)和卫生服务进入性(以交通可获得性、个人流动性和居民健康认知等衡量)，建立了相对劣势指数测度英格兰北安普敦郡地区的基本卫生服务需求.尽管许多研究[21-22]强调需求评估在卫生资源空间配置中的重要性，但是国内关于地区卫生资源需求测度的研究并不多见.李刚等[4]采用两阶段最小二乘法估计利用与需要、供给、社会经济因素的关系模型，拟合地区卫生资源需求.薛宇等[23]构建了医疗卫生资源需求指数评价地区卫生资源需求，并对2015年江苏省13个地级市进行了实证分析.

学术界关于地区卫生资源需求研究取得了丰硕成果，通过考察人群健康状态以及可能影响人群健康的社会经济和自然环境等测度地区卫生资源相对需求的基本思路也有一定共识.但是，该领域研究仍主要集中在公共卫生管理和卫生经济学界，亟需地理学的理论和方法解决当前仍普遍存在的问题.一是卫生资源需求测度缺乏对地理环境因素的考虑.地理环境因素是影响地区居民健康进而决定地区居民健康需求的重要因素，但是已有研究仍主要聚焦居民健康状况本身测度地区卫生资源需求.二是缺乏对卫生资源需求的时空过程规律探索.科学研究的目的在于揭示事物的发展规律.空间格局及其变化过程的规范分析是揭示卫生资源需求时空过程规律的基础，但是对卫生资源需求时空过程的规范分析尚未可见.三是缺乏全国地市间卫生资源相对需求的比较研究.就对我国的研究而言，基本以省区为研究范围，尚未出现以全国为研究范围，以地市为空间单元的研究.研究范围小且空间单元数量少，不利于通过空间单元之间的比较分析揭示卫生资源相对需求的变化规律.本文基于对地区卫生资源需求决定因素的分析，构建地区卫生资源相对需求测度模型，以中国大陆地区为研究范围，以地级行政区为空间单元，探讨2000年—2010年中国卫生资源需求的地区分布及变化.

1 地区卫生资源相对需求测度

1.1 卫生资源需求的决定因素

卫生资源需求是地区居民因维护和改善身心健康的需要而产生的对医疗卫生资源的派生需求.因此，居民健康需要是卫生资源需求产生的根本原因，并受地区居民健康状况、社会经济以及自然环境等因素的影响.但是，居民的健康需要必须转化为实际需求，才会产生寻求医疗卫生保健服务的行为，才有可能利用卫生资源而表现为对卫生资源的需求.健康需要转化为卫生资源需求的可能性及程度，除了受健康需要本身性质的影响，还与居民的收入水平、健康认知等个体属性特征以及地区卫生服务的可获得性等因素相关[24].这些因素共同决定了有健康需要的居民对地区卫生服务的可及性.在健康需要相同的情况下，地区卫生服务的可及性程度越强，健康需要转化为卫生资源需求的可能性就越大.如果居民个体认识不到自己存在健康问题，或个体收入低、或当地交通不便等，就不会有求医问诊行为，健康需要也不会转化为卫生资源需求.总之，居民健康需要和卫生服务可及性共同决定了地区卫生资源需求及其程度.地区居民健康需要水平高、卫生服务可及性强，卫生资源需求水平就高.

1.1.1 地区居民健康需要 居民健康状况显然是地区健康需要最重要的决定性因素，居民健康的地区差异也会导致健康需要水平的地区差异.健康需要的最主要原因是健康的缺乏，地区居民健康水平越低，健康需要水平就越高[24].相关研究多采用死亡指标、疾病指标以及人口指标等反映地区人群健康平均状况.根据《“健康中国2030”规划纲要》对我国健康建设主要指标的设定，采用婴儿死亡率、孕产妇死亡率和平均预期寿命(平均预期寿命是负向指标)三个指标综合测度地区居民健康状况.平均预期寿命较低，婴儿死亡率和孕产妇死亡率较高，说明地区居民健康状况较差，健康需要水平高.

社会经济状况影响居民健康状况而成为地区健康需要的重要影响因素.相关研究大多以社会剥夺(social deprivation)或社会经济劣势(socioeconomic disadvantage)考察社会经济状况对地区健康需要的影响，普遍认为社会剥夺或社会经济劣势程度与健康水平呈负相关，与健康需要呈正相关，即社会剥夺程度高，居民健康状况差，地区健康需要水平就高[20，25-28].借鉴已有研究，考虑基础数据的可获得性，分别从地区人口、就业和住房三方面衡量地区社会经济状态.其中，人口相对劣势采用常住人口总量、人口密度、0～4岁人口份额、65岁及以上人口份额、15～49岁育龄妇女份额、乡村人口份额、少数民族人口份额、文盲率、离婚率、丧偶率、迁入人口份额等指标测度；就业相对劣势以失业率衡量，其中失业人口为15岁及以上人口除了在校学生、离退休、料理家务和丧失工作能力人员以外的未工作人口；住房相对劣势采用平均每户住房间数、人均住房建筑面积等指标测度.

自然环境是影响居民健康的基底性因素.适宜的自然环境对控制人体生物节律、增强免疫功能有积极作用[29]，环境污染则会对人体产生短期或长期的健康损害.自然环境状况因此也成为影响地区健康需要的重要因素.一是自然环境本底状况，以气候适宜性、地形适宜性和森林覆盖率三个指标衡量.其中，气候适宜性以温热指数测度，温热指数越大，气候适宜性越差；地形适宜性以地形起伏度测度，地形起伏度越大，地形适宜性越差.计算方法参考了封志明等[30]、唐焰等[31]和封志明等[32]等.二是生态环境状况，以大气环境质量和建成区绿化覆盖率衡量.其中，大气环境质量以每平方千米工业二氧化硫排放量测度.自然环境本底质量低、生态环境破坏严重，居民健康状况差，地区健康需要水平就高.

1.1.2 地区卫生服务可及性 可获得性是地区卫生服务可及性的决定性因素之一.地区交通通达性高，卫生服务覆盖度高，有健康需要的居民到达医疗卫生服务机构的可能性高，地区卫生资源需求水平因此也较高.许多研究[20，33-35]采用空间分析方法，对地区卫生服务可及性进行了量化表达.借鉴这些研究，以等级公路密度、万人拥有公共汽车量、人均城市道路面积等三个指标测度地区交通通达性，以卫生机构密度测度卫生服务覆盖度.

居民对卫生服务的认知水平是其卫生服务利用决策的重要影响因素.居民对健康、对自身健康状况以及对卫生服务可获得性的认识等，会直接决定其卫生服务利用与否和利用程度[20，24，36]，进而影响健康需要转化为卫生资源需求的可能性.由于文化程度影响居民卫生服务认知水平[20，37-38]，以人口受教育程度和文化普及程度衡量居民对卫生服务的认知程度，测度指标为大学及以上教育程度人口占6岁及以上人口份额、人口平均受教育年限和人均公共图书馆藏书量.

居民对卫生服务的支付能力直接决定了其是否利用卫生服务及利用卫生服务的能力.正如Grossman[39]已经证明的，收入是消费者健康需求的重要影响因素，工资率的提升直接导致消费者健康需求增加.地区居民平均收入水平高，愿意且能够维护和改善健康的可能性大，地区健康需要转化为卫生资源需求的可能性就高.以地区居民平均收入衡量其对卫生服务的支付能力，以人均地区生产总值、城镇和农村居民人均可支配收入三个指标测度.

1.2 卫生资源需求指数

构建卫生资源需求指数(index of demand for health resources，IDHR)评价地区卫生资源相对需求水平.由于卫生资源需求决定于地区健康需要和卫生服务可及性，IDHR值由地区居民健康需要指数(index of healthcare need，IHN)值和卫生服务可及性指数(index of health services accessibility，IHA)值汇总得到.即IDHRi=IHNi+IHAi.其中，IHN和IHA的计算方法主要借鉴联合国人类发展指数(HDI)的测量方法，基本思路是：首先，采用极差标准化方法把测度指标值做标准化处理；然后，运用熵值法确定每个指标的权重；最后，把每个指标的标准化值加权求和并取均值得到指数值.以IHN为例，计算过程如下：

1) 指标值的标准化处理

正向指标的标准化值：

(1)

负向指标的标准化值：

(2)

其中，i和j分别代表地区和指标，x是指标的原始值，Z是指标的标准化值.正向指标是指测度指标值越大，健康需要水平越高的指标；负向指标则是指测度指标值越大，健康需要水平越低的指标.

2)利用熵值法计算指标权重

(3)

(4)

(5)

(6)

3)计算地区i的IHN值：

(7)

表1 IDHR测度指标体系Tab.1 Measurement index system of IDHR

1.3 研究区域及数据说明

研究区域为中国大陆地区，港澳台地区和南海诸岛未纳入研究范围.研究时段为2000年—2010年，限于数据的可获得性，主要考察2000年和2010年两个节点年度.空间单元为地市级行政区(简称地市).为了保证空间数据的动态可比性，根据行政区划网(www.xzqh.org)提供的行政区划变更信息，所有年份的地市级行政区划分统一按照2010年的口径调整，并把四个直辖市以及一些省份的直辖单列县级行政区作为与地市并列的空间单元，最终形成341个空间单元.

基础数据主要来自《中国2000年人口普查分县资料》《中国2010年人口普查分县资料》《中国区域经济统计年鉴》和《中国城市统计年鉴》.婴儿死亡率和孕产妇死亡率数据主要通过各省区的年鉴、卫生计生年鉴/卫生健康年鉴、国民经济和社会发展统计公报、政府工作报告与年度总结报告，以及地市妇女儿童发展规划统计监测分析报告、妇幼保健院公开发表数据和妇女联合会官方网站等收集整理，少量的缺失数据采用空间插值法补齐.地区预期寿命数据通过编制生命表法计算得到.自然地理环境数据取自国家科学数据共享工程地球系统科学数据共享平台.地图底图统一使用国家基础地理信息中心网站提供的标准地图[审图号GS(2016)1549].

2 地市卫生资源需求时空格局

2.1 总体格局及变化

为直观地反映卫生资源需求在地市间的分布状况，根据卫生资源需求指数，采用自然断裂法将所有地市划分为5个等级，绘制中国地市卫生资源需求空间分布及变化图(图1).可以看到，中国地市卫生资源需求存在显著的空间分异，卫生资源需求指数总体上呈现自东向西“高—低—高”的格局：卫生资源需求的中高值地市主要集中在西部的青藏新地区，以及东部沿海的环渤海、长三角、珠三角和海峡西岸；卫生资源需求的低值地市主要连片集中于两个高值区域之间的中部区域，其中夹杂着以省会城市为主的中高值地市、桂黔交界地带的中值和豫北的中高值地市连片区.动态来看，中国地市卫生资源需求的空间差异呈缩小趋势，卫生资源需求指数在地市间分布的变异系数和基尼系数分别由2000年的0.387 7和0.195 3降低至2010年的0.363 2和0.182 4.

注：基于国家基础地理信息中心网站下载的审图号为GS(2016)1549的标准地图制作，底图无修改.下图同.图1 中国地市卫生资源需求的空间分布及变化Fig.1 Inter-prefectural distribution of health resources demand and its change in China

居民健康需要和卫生服务可及性叠加，直接决定了中国地市卫生资源需求的空间分布及变化.2000年，由于自然环境质量较低，或居民健康状况较差，或社会经济劣势程度较高，青藏新和川西地区形成了一个显著的健康需要指数中高值地市集中连片区域(图2左图).尽管该区域的卫生服务可及性指数整体较低(图3左图)，但是由于健康需要指数高，仍形成了卫生资源需求的中高值地市连片区(图1右图).云桂黔地区是一个显著的健康需要指数中值地市集中区，然而由于该区域内部卫生服务可及性存在地市间差异，导致了卫生资源需求中值地市的非连片分布，只是在滇东南、滇北、桂西和黔中形成了两个连片集中区.尽管东北地区的西部区域有一个健康需要指数中值连片区，但是该区域卫生服务可及性指数较低，因此仍是一个卫生资源需求的低值地市连片区.尽管东部沿海地带的健康需要指数整体不高，但是该区域社会经济较为发达，卫生服务可及性指数较高，形成了环渤海、长三角、珠三角和海峡西岸等卫生资源需求的高值区.东部沿海和西部两个中高值区之间的中部区域，健康需要指数和卫生服务可及性指数整体较低，因此卫生资源需求的低值地市连片分布.只有一些省会城市，如南昌、武汉、济南、成都等，因卫生服务可及性指数高，成为卫生资源需求低值地市连绵区中的高值孤岛.

图2 中国地市居民健康需要的空间分布及变化Fig.2 Inter-prefectural distribution of health care need and its change in China

2010年，青藏新和川西地区进入健康需要指数高值区的地市数量较2000年有所增加，整体上仍为健康需要的中高值连片区域(图2).尽管该区域卫生服务可及性指数整体上仍然较低(图3)，但仍保持为卫生资源需求中高值地市的集中连片区域(图1)；可以看出该区域受气候、地形等自然条件的影响，加上长期以来对西部区域卫生资源投入不足，居民总体健康状况较差，对卫生资源的需求呈扩大趋势.云桂黔地区的卫生服务可及性指数整体仍较低，但是健康需要指数的空间分布有较大变化，桂北至黔东形成了一个健康需要指数的高值带，直接导致该区域卫生资源需求的中值地市连片区扩大至桂北和黔东南地区.东北地区进入健康需要指数高值区的地市数量有所增加，以3个省会城市为主的卫生服务可及性指数的高值地市也有所增加，导致东北地区卫生资源需求的中值地市增加，并与低值地市相间分布.东部沿海一带的健康需要指数仍较低，但是进入卫生服务可及性指数中高值区的地市数量增加，使得该区域进入卫生资源需求指数中高值区的地市数量增加，环渤海、长三角、珠三角和海峡西岸一带仍是卫生资源需求的高值集中区；该区域经济发达，交通便利、居民受教育程度高，加上卫生资源的投入较为充足，居民享受卫生服务的便利，形成卫生资源需求指数中高值区.东部沿海和西部两个中高值区之间的中部区域，健康需要指数的分布与2000年没有明显变化，但是进入卫生服务可及性指数中高值区的地市数量增加，尤其是豫北地区形成了一个卫生服务可及性指数的中高值地市集中连片区.该区域卫生资源需求低值地市整体上仍呈连片分布，并向东南扩展，但是在南部间或散布以省会城市为主的高值地市，北部则新增加了豫北、晋东和内蒙中部等卫生资源需求的中高值片区，反映出这些区域因经济发展、交通条件改善和卫生资源投入提升带来的对卫生资源需求的显著增加.

图3 中国地市卫生服务可及性的空间分布及变化Fig.3 Inter-prefectural distribution of health care accessibility and its change in China

全域空间自相关的分析结果揭示了中国卫生资源需求在地市之间分布的空间关联性.2000年和2010年卫生资源需求指数的全域莫兰指数分别为0.182 7和0.153 5，且通过显著性检验.这表明，中国地市之间的卫生资源需求存在显著的空间集聚性，即卫生资源需求高的地市趋于相邻，卫生资源需求低的地市亦趋于相邻.同时，由于卫生资源需求高的地市与需求低的地市相邻的情况增加，卫生资源需求空间分布的离散程度提高，空间集聚度降低.

2.2 局域格局及变化

为了直观反映卫生资源需求在地市之间分布的局域空间特征，绘制中国地市卫生资源需求的局域空间关联指数(LISA)图(图4).2000年，卫生资源需求高值地市相邻区(即高-高集聚区)主要分布在3个区域：一是青藏和川西地区，包括西藏山南、拉萨、日喀则、昌都、林芝和那曲，青海果洛和玉树以及四川甘孜9个地区；二是长三角地区，包括上海，江苏南京、南通、常州、无锡、苏州、镇江，以及浙江杭州、宁波9个地市；三是珠三角地区，包括东莞、佛山、广东、深圳和珠海5个地市.卫生资源需求低值地市相邻区域(即低—低集聚区)一共52个，团状集中分布在中部地区，包括甘陕川、晋陕豫、鄂豫皖交界区域以及湘北和湘中地区.卫生资源需求的高值地市与低值地市相邻(即高—低关联)类型地市一共8个，包括重庆、四川成都、山东济南、山西太原、江西南昌、河南郑州、湖北武汉和陕西西安，这些地区卫生资源需求高，但其相邻地市卫生资源需求低.卫生资源需求的低值地市与高值地市相邻(即低—高关联)类型地市只有安徽宣城，其卫生资源需求低，但相邻地市卫生资源需求高.

图4 中国地市卫生资源需求的LISA地图Fig.4 LISA map of inter-prefectural distribution of health resources demand in China

2010年，卫生资源需求的局域空间关联性降低.高—高相邻类型地市由2000年的24个减少至23个：西藏山南、昌都，青海果洛、玉树，四川甘孜退出青藏地区的高—高集聚区；天津和浙江嘉兴、舟山进入长三角高—高集聚区，使得长三角高—高集聚区进一步聚拢；珠三角高—高集聚区新增中山.低—低相邻类型地市骤减至27个，中部地区团状的低—低集聚区格局被打破，并向南延展形成了3个分离的低—低集聚区：陕甘宁交界、鄂赣交界和湘中区域.高—低相邻类型地市减少至6个，包括重庆、四川成都、陕西西安、湖北武汉、湖南长沙和福建厦门.低—高相邻类型地市数量为0.

2.3 热点区域及变化

图5 中国地市卫生资源需求热点及变化Fig.5 Hot spot zones and its change of prefectural demand for health resources in China

2000年—2010年，东部沿海卫生资源需求的热点区域呈现向东收缩趋势，皖东、赣东北以及苏浙东部地市退出热点区域.西部的热点区域则由西藏中部的拉萨、日喀则、林芝和那曲地区扩展至山南和青海玉树；西藏昌都地区退出热点区域.中部卫生资源需求的冷点区域向内收缩、向南扩展，一分为二形成南北两个冷点区域：宁川晋豫鲁翼以及陕西北部和湖北西部地市退出冷点区域，北部的冷点区域仅剩甘肃平凉和陕西咸阳、宝鸡、西安、安康；湘赣冷点区向南扩展，形成以湘鄂赣、赣闽交界区为核心的南部冷点区域.

3 结论与讨论

3.1 结论

居民健康需要和卫生服务可及性共同决定了地区卫生资源需求水平.居民健康需要是地区卫生资源需求产生的根本原因，并决定于居民健康状况、社会经济以及自然环境等因素.地区卫生服务可及性则影响居民健康需要转化为卫生资源实际需求的可能性及程度，并决定于居民收入水平、健康认知等个体属性特征以及地区卫生服务的可获得性等因素.测度地区卫生资源需求必须综合考虑地区居民健康需要和卫生服务可及性.

中国卫生资源需求在地市之间的分布存在显著差异，但呈缩小趋势.卫生资源需求自东向西呈“高-低-高”的格局：卫生资源需求的中高值地市主要集中在西部的青藏新和川西地区，以及东部的环渤海、长三角和珠三角沿海一线；低值地市连片集中于两个高值区域之间的中部区域，其中夹杂着以省会城市为主的中高值孤岛、桂黔交界地带的中值和豫北的中高值地市连片区.

中国地市卫生资源需求的空间格局是居民健康需要和卫生服务可及性叠加影响的结果.西部卫生资源需求高的直接主因是居民健康需要水平高，东部需求高的直接主因则是卫生服务可及性程度高.中部居民健康需要整体较低的总体格局下，一些省会城市以及豫北等地区因卫生服务可及性程度提高而形成卫生资源需求的中高值区.云桂黔地区的居民健康需要虽然整体位于中高值区，但是地市之间卫生服务可及性的差异导致了该区域内部卫生资源需求的地区差异.

卫生资源需求水平相似地市连片分布导致中国地市卫生资源需求的空间集聚性.但随时间推移，卫生资源需求高值地市与低值地市相邻的情况增加，空间分布的离散程度提高，空间集聚度降低.中国地市卫生资源需求的空间集散格局较为稳定，呈现“东西高、中部低”的特征.东部的环渤海、长三角和珠三角一线，西部的青藏地区是卫生资源需求高值地市集聚区，分别形成了以苏沪浙和藏中为核心的卫生资源需求热点区域.中部地域的甘陕川晋豫鄂湘是卫生资源需求低值地市集聚区，形成了以甘陕鄂湘赣为核心的卫生资源需求冷点区域.

3.2 讨论

本文在综合考虑居民健康需要和卫生服务可及性测度地区卫生资源需求方面做了新的尝试.对2000年和2010年中国地市卫生资源需求的空间格局及变化的分析结果，在一定程度上表明该测度方法的可靠性.然而，限于篇幅，本文并没有探讨每项卫生资源需求决定因素的空间格局.分析各项决定因素的时空分异及其与卫生资源需求时空分异的关联性，挖掘各地区卫生资源需求的主导因素，为基于需求导向的卫生资源空间配置提供理论支撑，应是需要继续拓展的内容.另外，限于数据的可获得性，本文只能比较2000年和2010年两个人口普查年份的中国卫生资源需求的空间格局，揭示地区卫生资源需求的变化规律.因此，期望能够尽早获取第七次全国人口普查数据，把研究时段延伸至2020年，以进一步提高研究的时效性及对现实的指导价值.