沈艷 杜運偉

我國一直很重視醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)事業(yè)的發(fā)展，并積極全面推進醫(yī)療、醫(yī)藥和醫(yī)保等方面的改革，但由于我國人口眾多，老齡化程度加劇，對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給帶來沉重的壓力。2021 年 7 月，《“十四五”優(yōu)質(zhì)高效醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體系建設(shè)實施方案》的頒布，旨在加快構(gòu)建強大公共衛(wèi)生體系，推動優(yōu)質(zhì)醫(yī)療資源擴容和區(qū)域均衡布局，提升重大疫情防控救治和突發(fā)公共衛(wèi)生事件應(yīng)對水平[1]。因此，科學地測度評價我國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平，深入研究醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的空間差異，實證分析醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平的影響因素及各因素對其空間溢出效應(yīng)，將有助于完善醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給體系。

1 資料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

資料來源于2005年—2020年我國省、市、區(qū)的居民醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給情況、地方經(jīng)濟發(fā)展水平、財政分權(quán)度及相關(guān)指標的面板數(shù)據(jù)（我國港、澳、臺地區(qū)除外）。數(shù)據(jù)從2006年—2021年的《中國衛(wèi)生健康統(tǒng)計年鑒》《中國財政年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》中得到。

1.2 指標選取

醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)可以分成醫(yī)療服務(wù)和衛(wèi)生服務(wù)兩大類，前者主要包括疾病的診斷、治療和康復等，后者主要涉及婦幼保健、疾病防控等內(nèi)容。本文基于以往的研究成果，結(jié)合數(shù)據(jù)的可得性，遵循客觀性、可行性及系統(tǒng)性的原則，從投入、產(chǎn)出、結(jié)果3個角度出發(fā)，建立中國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平的評價指標體系，見表1。

表1 我國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平評價指標體系

1.3 變量說明

文中被解釋變量為基于熵權(quán)法測算獲得的中國31個省份醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平評價指數(shù)。解釋變量的具體選擇上，主要參考胡玉杰等[2]、俞佳立等[3]的做法，選取經(jīng)濟發(fā)展水平（pgdp）、財政分權(quán)度（fr）、城鎮(zhèn)化水平（ur）、人口密度（pd）以及對外開放程度（od）作為我國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平的主要影響因素。在實際分析中，需對所有相關(guān)變量取對數(shù)，以消除面板數(shù)據(jù)可能存在的非線性、非平穩(wěn)等問題。見表2。

表2 變量描述性統(tǒng)計分析

1.4 研究方法

1.4.1 熵權(quán)法

熵權(quán)法作為一種客觀賦權(quán)方法，可以確定多指標權(quán)重，它僅依賴于數(shù)據(jù)自身的離散性質(zhì)，且其由于人為因素造成的結(jié)果偏差在賦予權(quán)重時可以有效地被避免，最終得到的權(quán)重更加科學客觀，故本研究選擇利用熵權(quán)法借助stata16軟件對我國各省域醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平進行測度。具體計算方式如下。

（1）假設(shè)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平評價指標體系中有m個省份，n個評價指標，可得到多指標矩陣X=(xij)m*n,i=1, 2,...,m;j=1, 2,...,n, 其中xij稱為第i個省份的第j項指標值。

（2）首先需要對所有指標進行歸一化處理：

（4）計算第j項評價指標的熵值和熵權(quán)：

信息熵冗余度計算公式為dj=1-ej；

1.4.2 Dagum基尼系數(shù)法

傳統(tǒng)常用于衡量區(qū)域差異的方法是泰爾指數(shù)法，其僅考慮子樣本的不同，并沒有考慮子樣本的分布狀況[4]。而Dagum基尼系數(shù)及其分解方法不但能夠說明醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平總體差異的主要來源，還將具體的差異情況分解成地區(qū)內(nèi)差異、地區(qū)間差異和超變密度貢獻3方面，從而有效地處理地區(qū)樣本之間的交叉重疊情況。故本研究運用Dagum基尼系數(shù)法對我國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平的地區(qū)差異進行衡量?；嵯禂?shù)的計算公式為：

其中，n代表研究樣本數(shù)量，k代表所劃分的地區(qū)數(shù)，nj、nk分別代表j、h所屬區(qū)域的省份數(shù)，xji、xhr分別表示j、h所屬區(qū)域各省份的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平，γ表示地區(qū)的平均醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平。

1.4.3 莫蘭指數(shù)分析法

我國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平在空間上具有顯著的差異，而各地區(qū)間是否存在相關(guān)性尚需進一步檢驗?？臻g相關(guān)性分為全局相關(guān)性和局部相關(guān)性，學術(shù)界通常選擇莫蘭指數(shù)分析法來考察研究變量是否具有空間相關(guān)性。因此，為了進一步驗證中國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給是否存在明顯的空間集聚特征，文章測算2005年—2020年中國各省份醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平的全局莫蘭指數(shù)（Moran' s I），以及繪制主要年份醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平的局部莫蘭散點圖。計算Moran' s I指數(shù)的公式為：

1.4.4 空間計量模型

通過莫蘭指數(shù)分析法得出地區(qū)間的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平存在顯著空間相關(guān)性，考慮到普通的面板計量模型忽視了地區(qū)之間會存在相互影響，因此，選擇空間計量模型進行實證分析，而具體選擇哪種模型需要經(jīng)過檢驗。

（1）如果被解釋變量忽略的變量傳遞變量之間的空間自相關(guān)關(guān)系，則需要構(gòu)建空間誤差模型SEM，具體如下：

其中，ε為隨機誤差項，X為解釋變量，Wμit為隨機誤差項的空間交互項，λ為空間誤差自相關(guān)系數(shù)。

（2）如果被解釋變量的空間滯后項反映變量之間的空間自相關(guān)關(guān)系，則需要構(gòu)建空間滯后模型SLM，具體如下：

其中，Wlnmhsit為醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平變量的空間交互項，ρ為空間自回歸系數(shù)。

（3）如果檢驗某一省域影響因素對周邊醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平的溢出效應(yīng)，則需要構(gòu)建空間杜賓模型SDM，具體如下：

其中，WX表示受相鄰地區(qū)自變量的影響，δ表示相鄰地區(qū)解釋變量對地區(qū)被解釋變量的影響[5]。

2 結(jié)果

2.1 我國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平評價結(jié)果

基于熵權(quán)法測度的2005年—2020年我國各省份醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平繪制雷達圖，由于篇幅原因，圖1僅列出了2005年、2010年、2015年及2020年的我國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的供給水平發(fā)展情況?？梢钥闯?，我國省際醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平總體表現(xiàn)出上升的態(tài)勢，表明醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給緊張的情況有所改善。但不同省份之間的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平存在明顯差距，其中北京、四川、廣東、上海、浙江的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平處于領(lǐng)先地位，江蘇、河北、河南、陜西、遼寧屬于醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平的追趕者，其余省份醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平相對落后，說明東部地區(qū)的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平相對來說較高，中部地區(qū)次之，最后是西部地區(qū)。

圖1 中國各省份主要年份醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平

2.2 區(qū)域差異特征

根據(jù)Dagum基尼系數(shù)分解方法，計算得到2005年—2020年全國及東、中、西部地區(qū)的基尼系數(shù)及其分解情況，結(jié)果見表3?？傮w差異分析顯示，我國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平的總體差異均值為0.175。從其演變過程來看，我國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平的總體區(qū)域差異在2005年—2008年呈現(xiàn)上升趨勢，并達到峰值0.206；此后連續(xù)5年不斷下降，下降幅度約為24.27%；2013年—2014年又出現(xiàn)短暫上升，變動幅度約為10.90%；而2014年—2015年表現(xiàn)出短暫下降，此后的3年均穩(wěn)定在0.150；2018年—2020年持續(xù)上升至0.162，較2005年的0.193下降了16.06%。區(qū)域內(nèi)差異顯示，我國東、中、西3大地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平的區(qū)域內(nèi)差異分別處于不同的水平，且呈現(xiàn)不同的波動趨勢。東部地區(qū)的地區(qū)內(nèi)差異均值明顯要比中西部高，為0.155；而西部地區(qū)的地區(qū)內(nèi)差異均值要比中部高，為0.131；中部地區(qū)的地區(qū)內(nèi)差異均值最小，為0.075。與2005年對比來看，東部地區(qū)2020年的區(qū)域內(nèi)差異有所下降，下降幅度約為16.76%；中部地區(qū)2020年區(qū)域內(nèi)差異略有上升，上升幅度為5.56%；西部地區(qū)2020年的區(qū)域內(nèi)差異為0.137，較2005年的0.109上升了25.69%。區(qū)域間差異，東–中、東–西部地區(qū)的地區(qū)間差距較大，中–西部地區(qū)的地區(qū)間差距較小。東–西、東–中和中–西部區(qū)域間差距的均值依次為0.201、0.153和0.122。從總體發(fā)展趨勢來看，東、中、西部地區(qū)間的基尼系數(shù)在考察期內(nèi)表現(xiàn)出波動下降的變化態(tài)勢。東–西部區(qū)域間差距自2005年的0.227降至2020年的0.185，降幅約為18.50%；2020年東–中部地區(qū)間的差距與2005年相比，減少了0.015，降幅約為9.32%；中–西部區(qū)域間差距從2005年的0.132縮小到0.119，減少了9.85%。差異貢獻率方面，在樣本期內(nèi)，地區(qū)間差距的貢獻率較大，占比均超過50%，可見中國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平的總體差異形成主要來自不同區(qū)域之間的差異[6]；其次是地區(qū)內(nèi)差距的貢獻率，數(shù)值在20% ～ 28%的區(qū)間內(nèi)波動，雖不是造成總體差距的主要原因，但也不容忽視；最后是超變密度的貢獻率，其值較小，可見地區(qū)間的交叉重疊現(xiàn)象不是導致總體差異的決定性因素。

表3 基尼系數(shù)及其分解結(jié)果

2.3 空間相關(guān)性分析

2.3.1 全局自相關(guān)分析

測算2005年—2020年中國31個省份醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平的全局莫蘭指數(shù)(Moran' s I)，結(jié)果見表4。所有年份的Moran' s I均大于0，在1%水平下顯著為正，這意味著中國各地區(qū)的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平在空間上并不是隨機分布，而是具有正向的空間關(guān)聯(lián)性且較顯著[7]。從整體變化趨勢來說，全局Moran' s I以波動下降為主，說明2005年—2020年我國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平的正向空間關(guān)聯(lián)性有所減弱。

表4 中國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平的Moran' s I

2.3.2 局部自相關(guān)分析

本研究繪制出2005年、2010年、2015年以及2020年共4個年度我國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平的莫蘭散點圖，具體見圖2。從總體上來看，位于第1、第3象限的省份數(shù)量明顯多于第2、第4象限，即區(qū)域內(nèi)各城市間醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平存在明顯的高高低低集聚特征。從類型區(qū)數(shù)量的變化來看，2005年有6個位于H-H區(qū)，2010年有9個，2014年有8個，2020年有10個，呈現(xiàn)出波動上升的態(tài)勢，表明高醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平區(qū)域表現(xiàn)出較強的正向鄰近效應(yīng)；位于L-L區(qū)的數(shù)量從2005年的13個逐漸減少至2020年的9個，表明低醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平區(qū)域的正向鄰近效應(yīng)減弱；位于H-L區(qū)的數(shù)量基本沒有變化，說明低醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平區(qū)域包圍高醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平區(qū)域的現(xiàn)象并沒有明顯變化；位于L-H區(qū)的數(shù)量有所增加，但是總體變化不大，表明低醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平區(qū)域?qū)χ苓叺挠绊懺鰪?。綜合全局和局部空間自相關(guān)分析的結(jié)果可知，中國各省市區(qū)間的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平確實存在顯著的空間自相關(guān)性，可以進行空間計量分析。

圖2 2005、2010、2015、2020年我國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平的莫蘭散點圖

2.4 實證分析

2.4.1 基準回歸分析

在進行空間回歸前，為明確通常使用的3種空間計量模型中的具體哪一種，首先進行LM檢驗，檢驗結(jié)果見表5。在LM檢驗和穩(wěn)健的LM檢驗下，發(fā)現(xiàn)空間誤差模型（SEM）的檢驗統(tǒng)計量顯著性優(yōu)于空間滯后模型（SLM），所以選用SEM進行實證分析。在明確選擇SEM后，進行了模型效應(yīng)識別的Hausman檢驗和LR檢驗，檢驗結(jié)果見表6。Hausman檢驗的統(tǒng)計量通過了1%的顯著性檢驗，即固定效應(yīng)模型更合適，固定效應(yīng)的LR檢驗中LR（both-ind）和LR（both-time）統(tǒng)計量在1%水平上顯著，說明本研究更適用于帶有雙向固定效應(yīng)的SEM。

表5 LM檢驗結(jié)果

表6 模型效應(yīng)識別和LR檢驗結(jié)果

根據(jù)前文分析，基于地理經(jīng)濟距離嵌套權(quán)重矩陣進行空間誤差模型雙向固定效應(yīng)的空間回歸，回歸結(jié)果見表7。SEM的空間滯后系數(shù)λ在1%水平下是顯著的，表明相鄰地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平對本地存在一定的影響。經(jīng)濟發(fā)展水平對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平存在顯著的正向影響，表明隨著經(jīng)濟的發(fā)展，社會的進步，人們對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的需求將不斷增加，因而投入更多的費用來滿足自身的健康需求，政府將會提高醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平和醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)質(zhì)量，以此滿足人們的健康需求。財政分權(quán)度指標的系數(shù)顯著為負，表明財政分權(quán)對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的供給具有明顯的負向影響[8]。當財政分權(quán)度每上升1個單位時，醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給將降低0.320個單位。這可能是因為當?shù)卣畵摰尼t(yī)療衛(wèi)生服務(wù)支出責任過多，導致政府陷入收支困境，從而造成了醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的不足。城鎮(zhèn)化水平對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的供給水平具有明顯的促進作用，當城鎮(zhèn)化水平每提高1%時，醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平將提高1.006%，表明城鎮(zhèn)化進程的加快會促進地區(qū)經(jīng)濟社會的發(fā)展，這將有利于提高該地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平。人口密度的系數(shù)不顯著，說明人口密度對各地區(qū)的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平?jīng)]有顯著性的影響。對外開放程度對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的供給有正向效應(yīng)，表明對外開放水平越高，醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的供給水平也往往越高。

表7 空間計量模型回歸結(jié)果

2.4.2 效應(yīng)分解

進一步將各影響因素對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平的總效應(yīng)分解為直接效應(yīng)（本地效應(yīng)）和間接效應(yīng)（溢出效應(yīng)）[9]，效應(yīng)分解結(jié)果見表8。

表8 各影響因素的效應(yīng)分解

由表8可知，經(jīng)濟發(fā)展水平的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均為正，表明經(jīng)濟發(fā)展水平不僅對本地醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平具有正向促進作用，還能帶動鄰近城市醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給能力的提高；財政分權(quán)度的直接效應(yīng)顯著為負，而間接效應(yīng)卻顯著為正，表明財政分權(quán)抑制本地醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平的提高，但能顯著促進相鄰地區(qū)的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平，且對鄰近城市醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的空間溢出效應(yīng)強于對自身城市的擠壓效應(yīng)；城鎮(zhèn)化水平對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平具有明顯的正向作用，卻表現(xiàn)出負向的空間溢出效應(yīng)；人口密度的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)皆為負，表明人口密度對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給產(chǎn)生空間擠壓效應(yīng)，即本地人口密度提高未能有效促進區(qū)域內(nèi)其他城市醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平的提高；對外開放程度對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平產(chǎn)生顯著的直接促進效應(yīng)，對相鄰城市醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平存在明顯的空間擠壓效應(yīng)，且比自身的促進作用強。

3 討論

3.1 深化醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體制改革以推進醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的均衡發(fā)展

綜合評價結(jié)果顯示，我國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平總體上表現(xiàn)出上升的趨勢，但是不同地區(qū)間的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平卻存在明顯的差異。且Dagum基尼系數(shù)法結(jié)果表明，中國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平的總體差異呈現(xiàn)下降的態(tài)勢，其中地區(qū)間差異是造成總體差距的主要原因，而地區(qū)內(nèi)和不同地區(qū)間的交叉重疊問題并沒有造成對總體差距的決定性影響。黨的十九屆五中全會明確提出了“全面推進健康中國建設(shè)”的重大任務(wù)。而推動健康中國的進程，關(guān)鍵就是改革醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體制。因此，為了提高醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的均等化水平，要深化醫(yī)療衛(wèi)生供給體制改革，不斷健全醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)和保障制度體系。應(yīng)重視基本的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)，加強醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)事業(yè)中的政策干預作用，可以選擇設(shè)立一個專門的協(xié)調(diào)機構(gòu)，負責制定與實施區(qū)域的政策文件，并針對各個地區(qū)的實情做出適時的動態(tài)調(diào)整。此外，要均衡醫(yī)療衛(wèi)生資源布局，進一步優(yōu)化醫(yī)療衛(wèi)生體系結(jié)構(gòu)。根據(jù)人口規(guī)模、人口結(jié)構(gòu)和城市化水平等基本情況，建立完善的醫(yī)療衛(wèi)生體系，科學規(guī)劃有限的醫(yī)療衛(wèi)生資源布局，保證不同地區(qū)的人民都能享受到實際需要的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)。

3.2 增強區(qū)域間的空間互動及重視供給水平較高地區(qū)的正向溢出效應(yīng)

本研究采用莫蘭指數(shù)分析法對我國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平的空間相關(guān)性進行檢驗，結(jié)果顯示，醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平在全局和局部的空間分布上都呈現(xiàn)出顯著的正向自相關(guān)性，且在高醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平區(qū)域中出現(xiàn)了較強的正向鄰近效應(yīng)，低醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平區(qū)域中的正向鄰近效應(yīng)明顯減弱。建議推動區(qū)域間及省際醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給均等化的目標，使人民群眾能夠共享更為均等化的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給成果[10]。在中央和地方政府的支持下，發(fā)達地區(qū)與落后地區(qū)之間可以通過增強良性互動，更好地踐行共享發(fā)展的理念。在具體的實踐中，可以通過采取搭建共享發(fā)展的平臺或者創(chuàng)立對落后地區(qū)的幫扶制度的方式，實現(xiàn)地區(qū)間在醫(yī)療技術(shù)、醫(yī)療資源、醫(yī)療成果等方面的最大化利用?？勺屷t(yī)療衛(wèi)生服務(wù)水平較高的省份起到示范作用，充分發(fā)揮其空間輻射效應(yīng)，積極開展各項交流活動，帶動周邊省份醫(yī)療服務(wù)水平的提高。

3.3 促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)同發(fā)展并建立財權(quán)與事權(quán)相適應(yīng)的財政體制

從前述研究結(jié)果可以看出，財政分權(quán)度與對外開放程度同時具有顯著的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，財政分權(quán)度對本地的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平產(chǎn)生顯著的負向影響，但具有正向溢出效應(yīng)；對外開放程度能夠促進本地醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平的提升，但對周邊省份產(chǎn)生較強的空間擠壓效應(yīng)；經(jīng)濟發(fā)展水平與城鎮(zhèn)化水平只存在顯著的直接效應(yīng)，對本地醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平均存在促進作用。因此，促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展均等化將有助于減少基礎(chǔ)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平的區(qū)域差異，要著力推進區(qū)域經(jīng)濟均衡化發(fā)展，促進區(qū)域間及城市間的資源流動，竭力縮小區(qū)域間及區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展水平的差距；同時強化城鎮(zhèn)帶動作用，推動人口向城鎮(zhèn)集中，加快城鎮(zhèn)化率的提升，促進城鄉(xiāng)發(fā)展一體化[11]。城鎮(zhèn)化進程的不斷加快使得區(qū)域城鎮(zhèn)人口的不斷增加，帶來了新的衛(wèi)生服務(wù)需求，這將有利于提高醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平。應(yīng)該對中央和地方政府在醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)領(lǐng)域的財權(quán)與事權(quán)進行合理劃分，適度上移中央政府的財政事權(quán)和支出責任[12]。適當緩解各地政府的財政壓力，并貫徹財權(quán)與事權(quán)相符的原則，以確保能夠?qū)崿F(xiàn)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的供給均衡。