吳弈天,姚崢嶸,王艷翚,蔣豐

(南京中醫(yī)藥大學(xué)衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,江蘇 南京 210023)

自2017年《中華人民共和國中醫(yī)藥法》頒布以來,中醫(yī)藥事業(yè)進(jìn)入迅速發(fā)展期。根據(jù)2019年度《全國中醫(yī)藥統(tǒng)計(jì)摘編》統(tǒng)計(jì),我國中醫(yī)藥人員總數(shù)為767 239人,占全國衛(wèi)生技術(shù)人員總數(shù)的7.56%;全國中醫(yī)機(jī)構(gòu)中醫(yī)藥人員總數(shù)為324 742人,占全國中醫(yī)藥人員總數(shù)的42.33%。但隨著中醫(yī)藥事業(yè)的快速發(fā)展,資源利用率差、配置效率低、供需不平衡等情況也逐漸暴露[1]。2021年1月,國務(wù)院辦公廳印發(fā)《關(guān)于加快中醫(yī)藥特色發(fā)展的若干政策措施》中提出，要加強(qiáng)醫(yī)療服務(wù)體系建設(shè),推動各省(自治區(qū)、直轄市)中醫(yī)藥衛(wèi)生資源擴(kuò)容和均衡布局,改革體制機(jī)制,提高中醫(yī)藥治理體系和治理能力,形成中醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展等意見，因此有必要對中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)運(yùn)營效率進(jìn)行研究。本研究運(yùn)用三階段數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法(Data envelopment analysis，DEA)探究2019年我國公立中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的運(yùn)行效率,結(jié)合政策環(huán)境分析各省份間辦醫(yī)效率差異產(chǎn)生的原因，探討資源配置中存在的問題并提出相關(guān)建議，以期提高我國公立中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)運(yùn)行效率。

1 資料來源和研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源和指標(biāo)選取

2017年2月修改通過的《醫(yī)療機(jī)構(gòu)管理?xiàng)l例實(shí)施細(xì)則》中，對醫(yī)療機(jī)構(gòu)的類型作出了劃分。結(jié)合該細(xì)則，本文所指公立中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)是指由政府組織并參與財(cái)政預(yù)算管理，以中醫(yī)藥辨證論治為特色提供中醫(yī)衛(wèi)生服務(wù)的醫(yī)療機(jī)構(gòu)，具體涵蓋了我國各省、市和縣級的公立中醫(yī)醫(yī)院。由于西藏傳統(tǒng)醫(yī)學(xué)為藏醫(yī)，公立中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)量為0，因此不納入本文的研究對象。本文的研究對象是我國除西藏外的30個省、自治區(qū)、直轄市(未包含臺灣、香港、澳門地區(qū)數(shù)據(jù))的公立中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)，相關(guān)數(shù)據(jù)來源于2019年度《全國中醫(yī)藥統(tǒng)計(jì)摘編》和國家衛(wèi)健委發(fā)布的《2020中國衛(wèi)生健康統(tǒng)計(jì)年鑒》(數(shù)據(jù)截至2019年底)。

三階段DEA模型的研究指標(biāo)包括了投入指標(biāo)、產(chǎn)出指標(biāo)和環(huán)境變量,其中投入指標(biāo)分為人力、物力、財(cái)力3個方面；產(chǎn)出指標(biāo)是醫(yī)療機(jī)構(gòu)中中醫(yī)藥服務(wù)量的外在表現(xiàn)，可分為收入和治療效果兩個方面；環(huán)境變量是醫(yī)院無法控制,但可能會對效率產(chǎn)生影響的社會、人口、經(jīng)濟(jì)因素?？紤]到指標(biāo)選取的科學(xué)性和可操作性,本研究擬選取中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)床位數(shù)、衛(wèi)生人員總數(shù)、醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)總數(shù)作為投入指標(biāo),門診診療人次、住院人數(shù)、中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)總收入作為產(chǎn)出指標(biāo)，城市人口密度、地區(qū)生產(chǎn)總值、總撫養(yǎng)率、財(cái)政撥款作為環(huán)境變量。由于在投入產(chǎn)出指標(biāo)的相關(guān)性分析中發(fā)現(xiàn)中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)總收入與床位數(shù)、衛(wèi)生人員總數(shù)、醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)總數(shù)3個投入指標(biāo)間的相關(guān)系數(shù)分別為0.281(P=0.039)、0.153(P=0.074)、0.073(P=0.244),相關(guān)性較差,因此在產(chǎn)出指標(biāo)中剔除中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)總收入。投入指標(biāo)中的衛(wèi)生人員總數(shù)包含了職業(yè)醫(yī)師、職業(yè)助理醫(yī)師、護(hù)士、藥師等,其中中醫(yī)師占總職業(yè)醫(yī)師數(shù)的52.48%,中醫(yī)助理醫(yī)師占總助理醫(yī)師數(shù)的34.70%,中藥師占總藥師數(shù)的52.22%,因此該指標(biāo)能較好地體現(xiàn)中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的特色。

上述變量的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。從描述統(tǒng)計(jì)中可以看出,各地區(qū)間投入、產(chǎn)出、環(huán)境指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)差普遍較大,最大值和最小值差異明顯,各地區(qū)間中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的投入、產(chǎn)出不平衡。

表1 我國公立中醫(yī)院投入、產(chǎn)出、環(huán)境指標(biāo)描述統(tǒng)計(jì)(2019年)

1.2 研究方法

DEA模型是一個線性規(guī)劃模型,可用于多項(xiàng)投入與多項(xiàng)產(chǎn)出的效率評估。Fried[2]認(rèn)為決策的績效受到管理無效率、環(huán)境因素和統(tǒng)計(jì)噪聲的影響,但該模型并未考慮環(huán)境因素和隨機(jī)擾動項(xiàng)的干擾,因此本研究采用三階段DEA模型作為研究方法,分離上述3種影響因素,納入環(huán)境變量以完善DEA模型的缺陷。

該模型第一階段的目的在于檢驗(yàn)初始效率，即探討公立中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)決策效率的相對有效性。將原始的投入、產(chǎn)出數(shù)據(jù)輸入Deap 2.1軟件,利用規(guī)模報酬可變的BCC模型計(jì)算出來的效率值為初始的綜合技術(shù)效率(Total efficiency,TE),可分解為規(guī)模效率(Scale efficiency,SE)和純技術(shù)效率(Pure technical efficiency,PTE)。由于投入松弛變量可以反映初始效率且松弛變量越大效率越低,因此第二階段的運(yùn)算需要借助Frontier 4.1軟件,利用第一階段計(jì)算出的松弛變量借鑒隨機(jī)前沿模型(SFA)對環(huán)境變量和混合誤差項(xiàng)進(jìn)行SFA回歸,計(jì)算出回歸系數(shù)和截距后利用Excel計(jì)算剔除環(huán)境因素和隨機(jī)干擾項(xiàng)后的投入指標(biāo)。第三階段則是將排除管理無效率和隨機(jī)擾動項(xiàng)后的投入指標(biāo)再次輸入Deap 2.1軟件,利用BBC模型計(jì)算各省份中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的運(yùn)行效率?？紤]到中醫(yī)藥事業(yè)處于高速發(fā)展階段,且近年來國家不斷加大中醫(yī)藥事業(yè)的財(cái)政投入,因此本研究在三階段DEA模型中采用規(guī)模報酬遞增規(guī)律和投入導(dǎo)向原則。

2 結(jié)果

2.1 投入產(chǎn)出指標(biāo)的相關(guān)性分析

運(yùn)用三階段DEA模型前，需要檢驗(yàn)選取的投入指標(biāo)與產(chǎn)出指標(biāo)間的相關(guān)性，即兩者能否相互影響。首先運(yùn)用SPSS 22.0分別對投入指標(biāo)和產(chǎn)出指標(biāo)進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示5項(xiàng)指標(biāo)在α=0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)上均可認(rèn)為其服從正態(tài)分布，因此采用皮爾遜相關(guān)系數(shù)的假設(shè)檢驗(yàn)。投入指標(biāo)床位數(shù)、衛(wèi)生人員總數(shù)、醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)總數(shù)與產(chǎn)出指標(biāo)門診診療人次、住院人數(shù)間的相關(guān)系數(shù)r分別為0.722、0.982、0.861、0.923，0.517、0.717，在α=0.01的水平上顯著相關(guān)，說明本研究所采用的投入、產(chǎn)出指標(biāo)具有較好的相關(guān)性，符合三階段DEA模型對數(shù)據(jù)的同向性要求。

2.2 第一階段

第一階段中,本研究選擇規(guī)模效率遞增規(guī)律和投入導(dǎo)向的BCC模型,利用原始投入、產(chǎn)出數(shù)據(jù)對初始效率進(jìn)行評價。BCC模型計(jì)算出來的效率值為綜合技術(shù)效率,由于綜合技術(shù)效率=純技術(shù)效率×規(guī)模效率,因此綜合技術(shù)效率可以進(jìn)一步分解為純技術(shù)效率和規(guī)模效率,運(yùn)算結(jié)果見表2。上海、江蘇等12個地區(qū)達(dá)到了DEA有效,規(guī)模報酬不變;北京等8個地區(qū)處于規(guī)模報酬遞減狀態(tài);天津等10個地區(qū)處于規(guī)模報酬遞增狀態(tài)。綜合技術(shù)效率的平均值為0.873,相對于規(guī)模效率,純技術(shù)效率的平均值更低。由于投入松弛變量=原始投入值-投入目標(biāo)值,因此可利用該階段輸出的投入目標(biāo)值求得松弛變量。

表2 我國公立中醫(yī)院運(yùn)行效率DEA分析結(jié)果(2019年)

2.3 第二階段

在第二階段中本研究認(rèn)為松弛變量可以反映初始資源配置的效率,松弛變量越大效率越低,且本研究的松弛變量由環(huán)境因素和管理無效率構(gòu)成。相比于其他回歸模型,SFA模型最大的優(yōu)點(diǎn)在于它考慮了隨機(jī)因素對于產(chǎn)出的影響,若SPA模型的似然比檢驗(yàn)拒絕存在無效率項(xiàng)的原假設(shè),則沒必要使用SFA回歸,采用Tobit回歸即可。

該階段的研究需要關(guān)注松弛變量,將第一階段計(jì)算出的松弛變量分解成上述3種效率。由于第一階段選擇使用投入導(dǎo)向原則,所以本研究借鑒的SFA模型僅對投入松弛變量對環(huán)境變量和混合誤差項(xiàng)進(jìn)行回歸分析。在SFA回歸分析過程中,可對3項(xiàng)投入指標(biāo)進(jìn)行單獨(dú)回歸分析或?qū)⑺兴沙谧兞慷询B從而只估計(jì)一個單位的SPA進(jìn)行回歸分析,前者的優(yōu)勢在于可允許環(huán)境變量對不同的松弛變量有不同的影響,后一種方法則自由度更高。Fried[3]等學(xué)者傾向于犧牲自由度以保持回歸模型的靈活性,因此構(gòu)建如下回歸函數(shù):Sni=f(Zi;βn)+vni+μni;i=1,2,…,I;n=1,2,…,N。其中,Sni是第i個決策單元第n項(xiàng)投入的松弛值,Zi是環(huán)境變量,βn是環(huán)境變量的系數(shù),vni表示隨機(jī)干擾,μni表示管理無效率,兩者之和構(gòu)成了該模型中的混合誤差項(xiàng)[4]。

表3 我國公立中醫(yī)院第二階段投入指標(biāo)的SFA回歸結(jié)果(2019年)

3個投入指標(biāo)松弛變量的單邊似然比檢驗(yàn)的顯著性P均小于0.001,因此拒絕不存在管理無效率項(xiàng)的原假設(shè),采用隨機(jī)前沿模型是合理的。3個投入指標(biāo)松弛變量的Υ值均接近于1,可以認(rèn)為混合誤差項(xiàng)幾乎全部來自管理無效率,隨機(jī)擾動項(xiàng)接近于0。城市人口密度對3個投入的松弛變量均為正,表示隨著城市人口密度的增長,中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的投入冗余使得資源的配置效率降低。地區(qū)生產(chǎn)總值和衛(wèi)生人員總數(shù)、醫(yī)療機(jī)構(gòu)總數(shù)的松弛變量成正向關(guān)系,表示地區(qū)生產(chǎn)總值的增長會加大中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)盲目擴(kuò)張的概率和風(fēng)險,從而使運(yùn)行效率降低。總撫養(yǎng)率、財(cái)政撥款和床位數(shù)、醫(yī)療機(jī)構(gòu)總數(shù)松弛變量呈正向關(guān)系,和衛(wèi)生人員總數(shù)松弛變量呈負(fù)向關(guān)系且系數(shù)較小,表示總體上總撫養(yǎng)率和財(cái)政撥款能約束中醫(yī)醫(yī)院的盲目擴(kuò)張[5]。以上分析說明,各環(huán)境變量對不同地區(qū)的影響存在差別,因此有必要調(diào)整投入變量,對公立中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)運(yùn)行效率進(jìn)行再次測算。

針對管理無效率的分離,國內(nèi)現(xiàn)有文獻(xiàn)所采用的公式形式各異,分歧較大。羅登躍[6]根據(jù)Jondrow[7]等學(xué)者的利用生產(chǎn)函數(shù)形式計(jì)算混合誤差項(xiàng)的思路,將SFA回歸所用的成本函數(shù)取代為生產(chǎn)函數(shù),推導(dǎo)出管理無效率的分離公式:

2.4 第三階段

第三階段再次選擇規(guī)模效率遞增規(guī)律和投入導(dǎo)向的BCC模型,利用調(diào)整后的投入指標(biāo)、產(chǎn)出指標(biāo)對30個地區(qū)的效率進(jìn)行評價,將其與第一階段效率進(jìn)行對比,結(jié)果如表4所示。

表4 我國公立中醫(yī)院第三階段調(diào)整前后運(yùn)行效率對比(2019年)

江西省和貴州省的綜合技術(shù)效率值由1變?yōu)榱诵∮?,因此在剔除環(huán)境變量和隨機(jī)因素影響后,這兩個地區(qū)的中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)運(yùn)行效率不再高效。其中江西省在調(diào)整后純技術(shù)效率不變但規(guī)模效率降低,貴州省在調(diào)整后純技術(shù)效率和規(guī)模效率均降低。天津市綜合技術(shù)效率在調(diào)整后從0.91上升至1,說明調(diào)整后天津市的中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)運(yùn)行相對是高效的。北京等7個地區(qū)的綜合技術(shù)效率調(diào)整后下降,天津等14個地區(qū)調(diào)整后上升,而總體上平均值下降,說明各地區(qū)的綜合技術(shù)效率總體上在下降。

綜合技術(shù)效率最大值不變、最小值下降說明調(diào)整之后各地區(qū)之間的差距在增加。純技術(shù)效率下降的有5個地區(qū),上升的有10個地區(qū),不變的有15個地區(qū),平均值和最小值上升說明調(diào)整后各地區(qū)純技術(shù)效率總體上上升且各地區(qū)間的差異減小。規(guī)模效率下降的有14個地區(qū),上升的有7個地區(qū),不變的有9個地區(qū),平均值和最小值均下降說明調(diào)整后各地區(qū)規(guī)模效率總體上下降但各地區(qū)間差異上升。

3 結(jié)論

3.1 環(huán)境因素對中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)運(yùn)行效率有影響

對比調(diào)整前后各地區(qū)中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)運(yùn)行效率的變化情況,可以發(fā)現(xiàn)在剔除環(huán)境因素后綜合技術(shù)效率小幅下降,規(guī)模效率明顯下降,純技術(shù)效率大幅上升,因此環(huán)境變量和隨機(jī)因素對醫(yī)院運(yùn)行效率有影響,說明應(yīng)用三階段DEA模型對中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)運(yùn)行效率的測算更為客觀合理。

3.2 各地區(qū)公立中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)運(yùn)行效率不均衡

東北(吉林、遼寧、黑龍江)地區(qū)、山西、內(nèi)蒙古的公立中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)技術(shù)效率偏低的同時規(guī)模效率同樣偏低，筆者認(rèn)為其原因在于國家近年來大力支持發(fā)展中醫(yī)藥事業(yè)，短時間內(nèi)在這些地區(qū)投入了較多衛(wèi)生資源，造成供需不平衡，使衛(wèi)生資源利用率降低。海南、青海、寧夏等地區(qū)技術(shù)效率較高，即中醫(yī)藥衛(wèi)生資源利用效率較高但規(guī)模效率低下，可適當(dāng)提高中醫(yī)藥衛(wèi)生資源的投入，擴(kuò)大醫(yī)療機(jī)構(gòu)的規(guī)模以降低醫(yī)療機(jī)構(gòu)運(yùn)營成本，從而提高規(guī)模效率。北京屬于高中醫(yī)藥服務(wù)需要地區(qū)，但其服務(wù)效率仍舊較低，原因在于大規(guī)模的中醫(yī)藥衛(wèi)生服務(wù)投入與需求不協(xié)調(diào)，純技術(shù)效率相對較高，但規(guī)模效率較低，容易產(chǎn)生中醫(yī)藥衛(wèi)生資源的不合理利用和資源浪費(fèi)，應(yīng)重視中醫(yī)藥衛(wèi)生資源向周圍地區(qū)的輻射。廣東、江蘇、浙江、湖北、四川、湖南、上海、天津、安徽、江西、云南、廣西、甘肅、貴州等地區(qū)總體上醫(yī)療機(jī)構(gòu)運(yùn)行效率較高，部分地區(qū)可能存在中醫(yī)藥衛(wèi)生服務(wù)需求量大于其供給量，應(yīng)當(dāng)根據(jù)實(shí)際情況動態(tài)完善中醫(yī)衛(wèi)生服務(wù)的投入[9]。總體上，經(jīng)濟(jì)水平、教育資源較為發(fā)達(dá)的地區(qū)中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)運(yùn)行效率較高。GDP排名前10的省市綜合技術(shù)效率均高于0.89，其中7個地區(qū)綜合技術(shù)效率為1，除北京以外，全國首批“雙一流”建設(shè)高校數(shù)量排名前8的省市，綜合技術(shù)效率均高于0.90，其中5個地區(qū)綜合技術(shù)效率為1。這些地區(qū)中醫(yī)藥衛(wèi)生服務(wù)的人才供給充足，中醫(yī)衛(wèi)生服務(wù)需求量大，在高供給高需求的社會環(huán)境下，實(shí)現(xiàn)了衛(wèi)生服務(wù)利用的高效率。

3.3 我國中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)多處于規(guī)模報酬遞增狀態(tài)

以第三階段的規(guī)模報酬結(jié)果為標(biāo)準(zhǔn)，北京、浙江等5個地區(qū)處于規(guī)模報酬遞減狀態(tài)，結(jié)合純技術(shù)效率和規(guī)模效率可以發(fā)現(xiàn)這些地區(qū)的管理、技術(shù)水平、資源利用率相對較優(yōu)，低效率產(chǎn)生的原因在于中醫(yī)藥衛(wèi)生投入冗余造成的規(guī)模效率低下，處于規(guī)模不經(jīng)濟(jì)狀態(tài)。對此，建議避免盲目擴(kuò)大醫(yī)院規(guī)模和衛(wèi)生投入，應(yīng)結(jié)合實(shí)際情況優(yōu)化調(diào)整中醫(yī)藥衛(wèi)生資源配置結(jié)構(gòu)；山西、內(nèi)蒙古等14個地區(qū)處于規(guī)模報酬遞增狀態(tài)，說明這些地區(qū)低效率的原因在于中醫(yī)藥醫(yī)療資源的技術(shù)、管理水平有待優(yōu)化和提高，而中醫(yī)藥事業(yè)在這些地區(qū)處于規(guī)模經(jīng)濟(jì)狀態(tài)，在提高純技術(shù)效率的同時可適當(dāng)加大資源投入；天津、河北等11個地區(qū)規(guī)模報酬不變，意味著這些地區(qū)中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的運(yùn)行較為高效，達(dá)到了DEA有效。我國多數(shù)地區(qū)公立中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)處于規(guī)模報酬不變或遞增狀態(tài)，這表明我國中醫(yī)藥事業(yè)正處于快速發(fā)展時期，宏觀上處于規(guī)模經(jīng)濟(jì)狀態(tài)。這就表明多數(shù)地區(qū)可通過增加投入和產(chǎn)出總量來降低平均成本，因此我國的中醫(yī)藥事業(yè)仍具有較大的發(fā)展?jié)摿Α?/p>

4 建議

4.1 資源配置:以提高效率為政策導(dǎo)向

首先應(yīng)當(dāng)正視中醫(yī)藥事業(yè)地域發(fā)展不平衡的現(xiàn)象,結(jié)合各地區(qū)規(guī)模報酬?duì)顟B(tài)優(yōu)化資源配置結(jié)構(gòu),以此指導(dǎo)政府在中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)上的財(cái)政投入和衛(wèi)生規(guī)劃。對于高純技術(shù)效率地區(qū),政策導(dǎo)向和財(cái)政投入往往是決定其中醫(yī)藥事業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵,因此政府和衛(wèi)生行政機(jī)構(gòu)應(yīng)結(jié)合各地區(qū)的中醫(yī)藥衛(wèi)生服務(wù)需求,適當(dāng)提高純技術(shù)效率地區(qū)的衛(wèi)生資源投入,加強(qiáng)規(guī)模報酬遞增區(qū)域?qū)χ嗅t(yī)藥發(fā)展的政策導(dǎo)向。

其次,在政府決策過程中應(yīng)當(dāng)充分考慮各地區(qū)的社會經(jīng)濟(jì)環(huán)境差異,將各地區(qū)經(jīng)濟(jì)、人口、中醫(yī)藥事業(yè)可持續(xù)發(fā)展作為決策的最終目標(biāo),優(yōu)化人口密度結(jié)構(gòu),科學(xué)化分配財(cái)政撥款,以各地區(qū)居民中醫(yī)藥衛(wèi)生服務(wù)和健康需求為起點(diǎn)建立與之相匹配的供給和規(guī)劃策略,以提高各地區(qū)的規(guī)劃效率。

4.2 加強(qiáng)監(jiān)管：以優(yōu)化資源配置為目標(biāo)

應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)衛(wèi)生監(jiān)督機(jī)制和績效考核機(jī)制，提高中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的衛(wèi)生服務(wù)技術(shù)水平和管理效率。低純技術(shù)效率地區(qū)加大了中醫(yī)衛(wèi)生服務(wù)的不合理利用和資源浪費(fèi)風(fēng)險，因此要重點(diǎn)把握公立醫(yī)療機(jī)構(gòu)的發(fā)展質(zhì)量，提高政策標(biāo)準(zhǔn)以避免中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的盲目低效擴(kuò)張，同時鼓勵扶持高質(zhì)量的社會辦中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)，塑造良性的市場競爭環(huán)境，優(yōu)化中醫(yī)資源配置。

公立中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)應(yīng)當(dāng)壓實(shí)科室責(zé)任，以高質(zhì)量發(fā)展作為醫(yī)院管理的價值內(nèi)核，合理分配各科室的工作任務(wù)，整合碎片化的衛(wèi)生資源。在疫情背景下，強(qiáng)化中醫(yī)藥在疾病預(yù)防和保健領(lǐng)域的功能作用，深入研發(fā)更加安全有效的院內(nèi)制劑，提高醫(yī)療機(jī)構(gòu)的運(yùn)行效率，為人民群眾提供高質(zhì)量的中醫(yī)藥衛(wèi)生保健服務(wù)。

4.3 互聯(lián)互通：以強(qiáng)化地域合作為重心

醫(yī)療機(jī)構(gòu)要進(jìn)一步加強(qiáng)醫(yī)聯(lián)體建設(shè)，創(chuàng)新人才引進(jìn)模式，加強(qiáng)與高技術(shù)效率地區(qū)的合作，構(gòu)建互聯(lián)網(wǎng)醫(yī)療、遠(yuǎn)程教學(xué)等發(fā)展渠道，優(yōu)化中醫(yī)衛(wèi)生資源利用率[10]。同時要重視中醫(yī)藥人才的高質(zhì)量培養(yǎng)，提高高校、中醫(yī)藥科研機(jī)構(gòu)的辦學(xué)水平，搭建跨地區(qū)醫(yī)療服務(wù)共同體，通過人才交流和培訓(xùn)等契機(jī)向地方下沉高質(zhì)量衛(wèi)生技術(shù)人員，推進(jìn)分級診療，上下轉(zhuǎn)診的高效率運(yùn)行模式，實(shí)現(xiàn)中醫(yī)藥衛(wèi)生資源的高效利用。

5 結(jié)語

本文運(yùn)用三階段DEA模型對我國公立中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)運(yùn)行情況開展效率評價，結(jié)果顯示醫(yī)院運(yùn)行效率受到各地區(qū)環(huán)境變量和隨機(jī)因素的影響；我國公立中醫(yī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)多處于規(guī)模報酬遞增狀態(tài)但各地區(qū)運(yùn)行效率不均衡。對此在資源配置、監(jiān)管機(jī)制、區(qū)域聯(lián)合等角度提出相關(guān)對策建議。受數(shù)據(jù)來源的限制，本研究沒有探討一些更深層次的社會、經(jīng)濟(jì)、政策等環(huán)境指標(biāo)，在后續(xù)研究中將在這些方面做進(jìn)一步討論。