基于定性比较分析方法的中医药服务能力提升路径研究

沈影 黄振羽

党的十八大以来，以习近平同志为核心的党中央把中医药工作摆在突出位置。“十三五”时期，我国相继颁布并实施了《中医药健康服务发展规划（2015—2020年）》《中医药发展战略规划纲要（2016—2030年）》《中华人民共和国中医药法》《中共中央 国务院关于促进中医药传承创新发展的意见》等文件。2022年3月，国务院办公厅印发的《“十四五”中医药发展规划》明确提出了“建设优质高效中医药服务体系，提升中医药健康服务能力”的主要任务[1]。这表明了我国大力发展中医药事业的决心。已有文献主要是围绕中医药服务能力评价指标构建[2]、中医药服务能力现状调查[3]、中医药人才能力培养[4]、中医药人力资源协调度[5]、中医药能力数字化[6]以及中医医院改革发展[7]等方面主题展开研究。鲜有文献分析中医药服务能力与不同影响因素之间因果关系的复杂性。虽然有研究探讨了中医药服务能力与区域经济之间的关系[8]，但主要是分析了两者在不同区域中的耦合协调度差异，而差异的成因则尚未明晰。中医药服务能力的提升是一个系统性问题，本文基于技术–组织–环境框架进行变量和指标的选择，运用模糊集定性比较分析方法探讨我国中医药服务能力提升路径，以期为我国的中医药事业发展提供决策参考。

1 资料与方法

1.1 资料来源

本文以我国31个省域（不包含我国港澳台地区）作为案例样本，考虑到新冠疫情带来的影响，本文主要采用了2019年的统计数据，数据来源于《中国统计年鉴（2020）》《中国中医药年鉴（2020）》和《中国卫生健康统计年鉴（2020）》。

1.2 变量与指标选取

Tornatzky和Fleischer在1990年提出了技术（Technology）–组织（Organization）–环境（Environment）框架（TOE框架），用于分析组织技术采纳的影响因素[9]。TOE框架能够从技术、组织和环境3个层面帮助定性比较分析方法的应用者提炼条件变量，在考虑数据可获得性的基础上，本研究采用该框架进行变量和指标的选取。

（1）技术条件具体包括中医药基础设施和中医药专业人员2个二级条件。参考梁锦峰等[8]的研究，中医药基础设施采用“中医类医院床位数/人口数”测量，中医药专业人员采用“中医执业（助理）医师数/人口数”测量。

（2）组织条件具体包括政府支持和创新能力2个二级条件。在我国的制度环境下，政府支持是影响中医药服务能力的重要因素，而政府支持的力度往往反映在财政支持上[9]，因此，本研究采用“中医机构卫生健康财政拨款占比”测量该条件。创新能力强的地区，能够更有效地把基于中医药的创新转化为该地区的中医药服务能力。而技术进步必须通过产品形式对经济发展产生作用[10]，一个地区的创新能力必然体现在地区的产品开发上。因此，本研究采用“新产品销售收入/万人口”测量创新能力。

（3）环境条件具体包括经济社会发展和公众医疗需求2个二级条件。中医药服务能力与区域经济存在耦合协调关系[8]，因此，本研究采用“人均GDP”作为经济社会发展的测量指标。从环境的角度看，中医药服务能力提升的最终目的是要满足公众医疗需求，因此，该需求量的大小构成了中医药服务能力的直接影响因素。参考朱凤梅[11]的研究，采用“医保支出/人口数”来测量公众医疗需求。

（4）中医药服务能力是结果变量。在整体论的视角下，原因与结果之间存在着复杂的因果关系[12]。因此，技术–组织–环境条件的不同联动效应，既有可能产生高中医药服务能力，也有可能导致相反的情况。参考梁锦峰等[8]的研究，采用“中医类机构诊疗人数/人口数”作为结果变量的测量指标。

条件变量与结果变量的说明见表1。

表1 条件变量与结果变量的测量指标描述

1.3 研究方法

定性比较分析（qualitative comparative analysis,QCA）由Ragin于1987年提出[13]。相较于传统的回归分析，QCA方法可以对大、中、小等样本进行跨案例比较分析，能够识别出具有等效结果的组态，揭示导致结果产生或消失的差异化机制及因果不对称性。QCA方法可以划分为清晰集定性比较分析（crisp-set qualitative comparative analysis, csQCA）、多值集定性比较分析（multi-value qualitativecomparative analysis, mvQCA）和模糊集定性比较 分 析（fuzzy-set qualitative comparative analysis,fsQCA）。其中，csQCA和mvQCA适合于处理类别数据问题，而fsQCA则能够进一步处理程度变化和部分隶属的数据问题[12]。考虑到样本数量和数据特点，本文采用fsQCA方法，并利用fsQCA 3.0软件进行数据处理。

2 结果

2.1 校准

校准是指对研究的案例样本赋予集合隶属分数的过程，fsQCA的集合隶属分数介于0 ～ 1之间，校准锚点包括完全隶属、交叉点、完全不隶属[14]。由于缺乏明确的理论和外部标准作为校准依据，本研究采用直接校准法对初始数据进行校准[15]。参考已有研究[12-14]，本研究对于完全隶属、交叉点和完全不隶属3个锚点的选择，分别设定为各个变量数据的上四分位数、上下四分位数均值和下四分位数，见表2。

表2 条件变量与结果变量的校准

各个变量校准后的模糊集数据见表3。

表3 模糊集数据

2.2 必要性分析

必要性分析是检验单个条件变量（包括其非集）是否构成中医药高服务能力或低服务能力的必要条件。当一致性水平大于0.9时，则可认为该条件变量是结果变量的必要条件[15]。必要性分析结果见表4。

表4 必要性分析结果

由表4可见，高服务能力和低服务能力中各个条件的一致性均低于临界值0.9，无法构成解释结果变量的必要条件。这个分析结果显示了中医药服务能力影响因素的复杂性，其高或低的结果源自技术、组织和环境条件的联动匹配，应当综合考量多重条件的并发协同效应。

2.3 充分性分析

充分性分析是分析不同条件变量组成的组态对结果的充分性。首先，一致性阈值设定为0.8，案例频数阈值设定为1，并将PRI（proportional reduction in inconsistency）一致性值设定为0.75，以降低Y与～Y存在相同子集的矛盾组态情况[15]。其次，标准化分析得到复杂解、简约解和中间解，一般使用中间解诠释QCA分析结果，同时出现在中间解和简约解的条件是核心条件，仅出现在中间解的条件是边缘条件[15]。最后，本研究采用Ragin和Fiss提出的充分性分析结果呈现形式[9]，见表5。其中，～Y（低服务能力组态）是运用fsQCA 3.0进行反事实分析（counterfactual analysis）的结果[15]。

2.3.1 高服务能力组态分析

表5呈现了用以解释高中医药服务能力的3条组态。其中，解的一致性为0.941，即在所有满足这3条组态的案例中，有94.1%的省域属于高服务能力。解的覆盖度为0.685，即3条组态可以解释68.5%的高服务能力案例。基于此，可以进一步分析不同案例中的技术、组织和环境在影响高中医药服务能力中的差异化联动效应。

表5 充分性分析结果

（1）Y1：环境–创新驱动型。经济社会发展和公众医疗需求是核心条件，创新能力是边缘条件，医疗基础设施和政府支持的条件不存在，而中医药专业人员的存在与否对高水平中医药服务能力无影响。由此可见，省域的经济社会发展、公众医疗需求和创新能力发生了联动效应，共同驱动了中医药服务能力的提升，我们将这一组态命名为“环境–创新驱动型”。广东省中医药服务能力提升路径符合这一组态特征。广东省是我国改革开放的前沿阵地和经济大省，中医药群众基础深厚、认可度高，且广东省注重推进国家中医临床基地、国家中医药局重点研究室、省中医科技创新中心等国家和省级中医药科研平台建设，促进中医药创新能力的有效提升[16]。2022年6月发布的《中医药传承创新蓝皮书：中国中医药传承创新发展报告（2021）》（以下简称《报告（2021）》）指出，广东省在省际中医药传承创新发展排名中居第3位，且在中医药产业发展上居首位[17]。

（2）Y2：环境–技术–创新驱动型。中医药专业人员、经济社会发展和公众医疗需求是该路径的核心条件，中医药基础设施和创新能力是边缘条件，而政府支持的存在与否对高水平中医药服务能力无影响。由于技术、组织中的创新能力和环境发生了联动效应，我们将这一组态命名为“环境–技术–创新驱动型”。北京市符合这一组态特征。作为全国的政治中心、文化中心和科技创新中心，“十三五”期间，北京市强化了中医药高层次人才队伍建设，中医医疗服务网络和中医药服务可及性不断得到完善和提升，中医药基础设施建设远超全国平均水平，并积极探索中医药临床科研一体化新模式，建设了北京中医药科技创新驱动联盟、中医药创新驱动示范园和中医药成果转化公共平台等，为中医药传承创新提供了有力的科技支撑[18]。根据《报告（2021）》，北京市在省际中医药传承创新发展排名中稳居第1位[17]。

（3）Y3：技术–经济–政府支持驱动型。中医药专业人员和经济社会发展是核心条件，中医药基础设施和政府支持是边缘条件，创新能力和公众医疗需求的条件不存在。由于技术、经济社会发展和政府支持发生了联动效应，我们将这一组态命名为“技术–经济–政府支持驱动型”。内蒙古自治区符合这一组态特征。自党的十八大以来，内蒙古各项事业取得了历史性的成就，GDP跨过了2万亿元大关，建成了全国最大的煤电、煤化工产业基地，新能源发电量居全国首位[19]。“十三五”期间，内蒙古自治区建立了更加合理的中医药（蒙医药）人才结构和更加健全的中医（蒙医）服务体系[20]。根据《报告（2021）》，内蒙古的人均中医医疗资源拥有量位列全国前3位[17]。

2.3.2 低服务能力组态分析

表5呈现了用以解释低中医药服务能力的6条组态。其中，解的一致性为0.935，即在所有满足这6条组态的案例中，有93.5%的省域属于低服务能力。解的覆盖度为0.677，即6条组态可以解释67.7%的低服务能力案例。基于此，可以进一步分析不同案例中的技术、组织和环境在影响低中医药服务能力中的差异化联动效应。

（1）～Y1：环境–设施–创新抑制型。经济社会发展、公众医疗需求以及中医药基础设施的缺失是核心条件，创新能力的缺失是边缘条件，中医药专业人员和政府支持的存在与否对低水平中医药服务能力无影响。由于缺失的环境、中医药基础设施和创新能力发生了联动效应，起到了抑制中医药服务能力的后果，我们将这一组态命名为“环境–设施–创新抑制型”。

（2）～Y2：环境–人员–政府支持抑制型。经济社会发展、公众医疗需求、中医药专业人员和政府支持的缺失是核心条件，创新能力的存在是边缘条件，中医药基础设施的存在与否对低水平中医药服务能力无影响。由于缺失的环境、中医药专业人员和政府支持发生了联动效应，而创新能力的条件虽然存在，却无助于提升中医药服务能力，我们将这一组态命名为“环境–人员–政府支持抑制型”。

（3）～Y3：技术–政府支持–经济抑制型。中医药基础设施、中医药专业人员、政府支持和经济社会发展的缺失是核心条件，创新能力的存在是边缘条件，公众医疗需求的存在与否对低水平中医药服务能力无影响。由于缺失的技术、政府支持和经济社会发展发生了联动效应，而创新能力的条件无助于提升中医药服务能力，我们将这一组态命名为“技术–政府支持–经济抑制型”。

（4）～Y4：人员–需求–创新抑制型。中医药专业人员和公众医疗需求的缺失是核心条件，创新能力的缺失是边缘条件，中医药基础设施和政府支持的存在是边缘条件，经济社会发展的存在与否对低水平中医药服务能力无影响。由于缺失的中医药专业人员、公众医疗需求和创新能力发生了联动效应，而中医药基础设施和政府支持的存在无助于提升中医药服务能力，我们将这一组态命名为“人员–需求–创新抑制型”。

（5）～Y5：技术–需求抑制型。中医药基础设施、中医药专业人员和公众医疗需求的缺失是核心条件，政府支持和创新能力的存在是边缘条件，经济社会发展的存在与否对低水平中医药服务能力无影响。由于缺失的技术和公众医疗需求发生了联动效应，而组织条件的存在无助于提升中医药服务能力，我们将这一组态路径命名为“技术–需求抑制型”。

（6）～Y6：组织–人员–经济抑制型。中医药专业人员、政府支持和经济社会发展的缺失是核心条件，创新能力的缺失是边缘条件，中医药基础设施和公众医疗需求的存在是边缘条件。由于缺失的组织、中医药专业人员和经济社会发展发生了联动效应，中医药基础设施和公众医疗需求的存在无助于提升中医药服务能力，我们将这一组态路径命名为“组织–人员–经济抑制型”。

从《报告（2021）》可以看到，省际中医药传承创新发展排名比较靠后的省份对应着低服务能力组态，如排名第15的云南和排名第25的广西属于环境–设施–创新抑制型，排名第12的安徽属于环境–人员–政府支持抑制型，排名第23的辽宁属于技术–政府支持–经济抑制型[17]。同时，通过横向比较高服务能力与低服务能力组态可以发现：一方面，存在3条能够实现高中医药服务能力的等效组态和6条导致低中医药服务能力的等效组态；另一方面，导致高服务能力组态的原因与导致低服务能力组态的原因是非对称的，如组织条件变量中的高创新能力或低创新能力，通过与其他条件变量的不同组合均可能产生高或低的中医药服务能力（可比较表5中的Y1、Y3、～Y1、～Y2这4条路径），再如Y2路径上的政府支持存在与否对高中医药服务能力无关紧要，但～Y2路径上的政府支持缺失则是导致低中医药服务能力的核心条件。

3 讨论

3.1 重视关键影响因素的联动效应

已有研究往往从资源基础观的角度出发证明资源的重要性，进而构建中医药服务能力评价指标或进行现状调查[2-3]。这类研究主要关注省域内拥有各类中医药资源的多少或资源投入效果，容易过度关注排名靠前的省域的中医药资源投入模式。然而，因果非对称性表明，排名靠前与排名靠后的省域同样值得关注。例如，对于组态Y2和Y3，重视并投资建设中医药基础设施有助于实现高中医药服务能力，但对于组态～Y4和～Y6，这一投资却无法帮助相应省域走出低中医药服务能力的困境。实际上，技术、组织、环境中的各个条件均无法单独构成高中医药服务能力或低中医药服务能力的必要条件，而这些条件的不同组合所产生的联动效应，则产生了不同的高或低中医药服务能力组态。基于此，在关注各类中医药资源投入的基础上，决策者更要重视关键影响因素的联动效应。

3.2 谋求差异化中医药服务能力提升路径

已有研究往往从线性假设出发，注重某个特定变量或因素（如中医药人才）对中医药服务能力的影响[4-5]。然而，这类研究难以对我国不同省域的中医药服务能力情况进行全面呈现，未能充分考虑不同省域之间的差异，也难以对不同变量或要素之间的非线性作用与复杂因果关系进行深入分析。本文基于9条组态类型对我国不同省域的中医药服务能力特点进行了刻画，并通过分析技术、组织与环境条件的联动效应，揭示出中医药服务能力提升的复杂性。由此表明，并不存在某个决定性的条件，也不存在唯一的最佳路径，导致非期望结果的因素也因省域而异，必须要关注到中医药服务能力提升的具体实践。基于此，提出过于细化的政策建议可能并不合适，不同省域的决策者可以基于各自的条件禀赋，在规避产生低中医药服务能力组态的条件组合基础上，因地制宜地制定有利于中医药关键影响因素之间协同联动的政策措施，以谋求差异化的中医药服务能力提升路径。

3.3 不足与展望

本文还存在一定的不足。一方面，受到QCA方法中有关条件变量的数量约束[21]，本文仅分析了6个条件变量，疏漏之处难以避免。对此，后续研究的改进方式是采用变量降维方法，如因子分析或主成分分析，尝试把更多的影响因素纳入模型。另一方面，基于fsQCA的多案例比较分析虽然为更深入的个案分析提供了可能，但仍不能像深度纵向案例研究那样深入回答为什么之类的问题，如为什么特定的条件组合会产生高或低的中医药服务能力。因此，后续研究将采用深度案例研究方法，深入挖掘中医药服务能力组态的发生机制。

4 小结

本文以我国31个省域为案例，在TOE框架下提出了影响中医药服务能力的6个二级条件，并运用fsQCA方法进行组态分析，呈现出我国不同省域的中医药服务能力组态特征。传承创新发展中医药是新时代中国特色社会主义事业的重要内容，习近平总书记在对中医药工作的一系列重要论述中强调要着力推动中医药振兴发展，《“十四五”中医药发展规划》更是明确提出了“到2025年，中医药健康服务能力明显增强”的发展目标[1]。此时，改变以往基于资源投入的中医药服务能力发展模式，重视关键影响因素的联动效应和谋求差异化的中医药服务能力提升路径，将有助于我国构建中医药高质量发展政策与服务体系。