长三角地区医疗卫生资源供给的时空演化特征及其影响因素
1.
2.
Study on the spatio-temporal evolution characteristics and influencing factors of medical resource supply in the Yangtze River Delta region
1.
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收稿日期: 2022-11-10 修回日期: 2023-03-20 接受日期: 2023-04-03
Received: 2022-11-10 Revised: 2023-03-20 Accepted: 2023-04-03
作者简介 About authors
陈玉娟(1970—),ORCID:https://orcid.org/0009-0002-1470-5223,女,硕士,副教授,主要从事城乡规划与设计研究,E-mail:
关键词:
Keywords:
本文引用格式
陈玉娟, 王志斌, 周启俊, 瞿建平, 陈加正.
CHEN Yujuan, WANG Zhibin, ZHOU Qijun, QU Jianping, CHEN Jiazheng.
0 引 言
医疗卫生资源作为基本公共服务资源的重要组成部分,其分布的均衡性与居民健康息息相关。2017年,党的十九大报告提出实施健康中国战略,完善国民健康政策,建立健全基本医疗卫生制度、医疗保障制度和医疗卫生服务体系,为人民群众提供全方位全周期健康服务[1]。2021年,国务院发布的《“十四五”全民医疗保障规划》明确指出,我国医疗保障发展仍不平衡不充分,多层次医疗保障体系尚不健全,重特大疾病保障能力还不足,医保、医疗、医药改革协同性需进一步增强,医保服务与群众需求存在差距[2]。长江三角洲(长三角)地区作为世界最发达的城市群之一,人口数占全国的16.7%,医疗卫生资源供给的重要性不言而喻。虽然近20 a长三角地区每万人床位数增幅达127.5%,但基本医疗卫生服务水平存在明显分异[3]。本文通过研究长三角地区医疗卫生资源供给的区域差异及其影响因素,以期应对未来可能出现的重大突发公共卫生事件,并为深化落实长三角区域一体化战略、实现区域高质量医疗卫生资源均等化提供决策参考。
综上,现有对医疗卫生资源供给的研究存在以下不足:(1) 大多研究从单一时间截面入手,缺乏对医疗卫生资源时空演变规律的分析,难以总结区域医疗卫生资源的动态演变规律及影响因子的作用特点。(2) 多元线性回归模型、主成分分析等模型主要探究影响因子在全局的作用效果,未充分考虑空间因素。基于医疗卫生资源分布的空间异质性,在长三角地区医疗卫生资源供给中,地理因素的影响至关重要。(3) 主要着眼于省际对比与城市尺度,对城市群内部各城市对比的相关研究较为欠缺,相较于省域和城市尺度,城市群级别的研究更能揭示地理因素在区域医疗卫生资源演变过程中的作用。
长三角地区是我国最具经济活力、开放程度最高、创新能力最强、医疗卫生资源供给水平最高的区域之一,包括上海市、江苏省、浙江省、安徽省,含41个地级及以上城市,行政面积35.8万km2。本文以长三角地区医疗卫生资源(床位数)为研究对象,选取2011,2015,2019年作为时间截面,采用泰尔指数、空间自相关、多尺度地理加权回归等方法,从空间维度和时间维度研究2000—2019年长三角地区医疗卫生资源供给的时空演化特征,辨析其影响因子的作用大小及各时间段作用强弱关系的变化,旨在为提升区域医疗卫生资源供给能力,实现长三角地区医疗服务一体化提供决策参考。
1 数据来源与研究方法
1.1 研究对象与数据来源
以2000—2019年为研究时段,以地级市为研究对象,根据研究目标选取医疗床位数、年平均人口、人均GDP、地方财政压力、城镇化率、城镇居民人均可支配收入、床均医疗卫生支出等作为医疗卫生资源供给影响因素指标数据。其中,地级市医疗床位数来源于《中国城市统计年鉴》(2001—2020),影响因素数据来源于《浙江省统计年鉴》(2011—2020)、《江苏省统计年鉴》(2011—2020)、《安徽省统计年鉴》(2011—2020)、《上海市统计年鉴》(2011—2020)。
1.2 研究方法
1.2.1 区域差异测度
为体现医疗卫生资源供给的实效性,用每万人床位数测度医疗卫生资源供给能力的时空变化:
其中,AVP I 为第I年每万人床位数;AI 为第I年末城市医疗机构床位总数;PI 为第I年城市平均人口数。
为进一步研究医疗卫生资源供给的区域分异特征,用泰尔指数与相对发展率进行测度。
泰尔指数常被用来衡量区域间发展的平衡性,值越大表明区域间发展越不平衡,值越小表明区域间发展越平衡,计算式为
其中,T为泰尔指数;
相对发展率(Nich)是用来测度增长量的指标,反映研究期内长三角各城市每万人床位数的变化速率与长三角区域整体变化速率的关系,计算式为
其中,Y2i 与Y1i 分别代表第i个城市在研究末期和研究初期的每万人床位总数;Y2和Y1分别代表长三角地区在研究末期与研究初期的每万人床位数。
1.2.2 时空格局测度
用GeoDa软件中的Global Moran's I分析医疗卫生资源在空间上的集聚或分散情况。用LISA集聚图反映医疗卫生资源供给能力的高-高、高-低、低-低、低-高4种集聚类型的空间分布情况。
1.2.3 影响因素分析
2 医疗卫生资源供给的时空演化特征
2.1 时间演化特征
2.1.1 长三角地区总体演化特征
如图1所示,2000—2019年长三角地区每万人床位数总体呈增长态势,从2000年的23张增至2019年的50张。增长速度较快的为2004和2012年,分别为4.48%和9.50%。究其原因,政策刺激是医疗卫生资源供给水平提升的主要驱动力。自2003年“非典”疫情暴发后,中国政府更加重视公共卫生与医疗服务建设,显著加大了投入力度、加快了建设速度,一定程度上刺激了长三角地区医疗卫生资源供给水平的快速增长;2012年党的十八大后,开展了健全全民医保体系、巩固完善基本药物制度和基层运行新机制、推进公立医院改革等一系列促进医疗卫生事业发展的重大举措,极大促进了长三角地区医疗卫生资源的供给能力建设。
图1
图1
长三角地区医疗卫生资源供给水平及其增长率
Fig. 1
Supply level and growth rate of medical and health resources in the Yangtze River Delta
2.1.2 省域层面的演化特征
2000—2019年长三角地区医疗卫生资源供给水平整体呈增长态势(图1)。其中,浙江省医疗卫生资源供给增长速度最快,增幅达156%;安徽省与江苏省增幅相同,均为130%;上海市增幅最小,仅68.5%。
图2
图2
2000—2019年长三角地区医疗卫生资源总差异、区域差异泰尔指数
Fig. 2
Theil index of regional total and intra-regional differences of medical and health resources in the Yangtze River Delta from 2000 to 2019
2.1.3 地级市层面的演化特征
按照中国社会经济五年发展规划的时间起讫点,选取5个时间截面,借助ArcGIS 10.8的可视化功能,绘制长三角各地级及以上城市医疗卫生资源变化图(图3),需要说明的是,2011年7月14日,经国务院批准,安徽省人民政府正式宣布撤销地级巢湖市,设立县级巢湖市,并对部分行政区划进行调整,原地级巢湖市所辖的一区四县分别划归合肥、芜湖、马鞍山3市管辖,故将2011年之前的巢湖市相关数据做缺失处理,2011年及之后数据纳入相应管辖市统计。
图3
图3
2000—2019年长三角地区地级及以上城市医疗卫生资源变化图
Fig.3
Changes of medical and health resources of cities in the Yangtze River Delta from 2000 to 2019
就相对发展率而言,2000—2019年长三角地区各地级及以上城市医疗卫生资源供给水平总体呈增长态势,但增速差异显著。长三角地区相对发展率达171%,大部分城市发展速度超过长三角地区平均水平。其中相对发展率超过200%的城市占比达26.8%,超过100%的城市占比达82.9%,仅有17.1%的城市相对发展率低于长三角平均水平。值得注意的是,部分皖北、苏北城市如淮北市、六安市、盐城市、宿州市等在研究期末医疗床位供给水平下降。
就医疗卫生资源供给水平的均衡性而言,同等规模城市之间趋于平衡,不同规模城市间差异明显,且规模越小差异越大(图4)。2000—2015年,泰尔指数与城市规模呈反向变化特征,且差异显著,但2016年后差异逐渐缩小。根据《关于调整城市规模划分标准的通知》,将各城市划分为特大城市(≥500万人)、Ⅰ型大城市(300万~500万人)、Ⅱ型大城市(100万~300万人)、中等城市(50万~100万人)、Ⅰ型小城市(30万~50万人)。由图4可知,特大城市、Ⅰ型大城市的医疗卫生资源供给水平较均衡,这与大城市经济发展水平高、人口密度大、科技水平高、医疗设施建设起步早等有关,如上海市、杭州市等,其医疗卫生资源供给水平较中小规模城市更均衡。Ⅱ型大城市、中等城市相比特大城市,泰尔指数虽有一定波动,但总体趋于平衡;Ⅰ型小城市发展较为不平衡,泰尔指数较大,且波动明显,这与小型城市建设起步晚,经济发展落后于大型城市等有关。自2014年出台《国家新型城镇化规划(2014—2020年)》以来,大中小型城市根据常住人口配置城镇基本医疗卫生服务设施,小型城市医疗卫生资源配置显著提升,医疗卫生服务能力得到较大提升,同等规模城市间医疗卫生资源配置不均衡性降低。
图4
图4
2000—2019年长三角地区医疗床位供给不同等级城市差异泰尔指数
Fig. 4
Theil index trend chart of different levels of urban medical bed supply in the Yangtze River Delta region from 2000 to 2019
2.2 空间演化特征
2.2.1 总体演化特征
将2000—2019年长三角地区的每万人医疗床位数导入ArcGIS10.8进行空间分异分析,应用自然断点法,将41个城市分为低、较低、中等、较高、高供给水平5类,绘制2000,2005,2010,2015,2019年5个时间截面的空间格局演化图(图5)。
图5
图5
2000—2019年长三角地区医疗卫生资源演化格局
Fig. 5
Evolution of spatial pattern of medical resource growth in the Yangtze River Delta region from 2000 to 2019
由图5可知,2000—2019年长三角地区医疗卫生资源供给水平演化过程呈现以下特征:
(1) 医疗卫生资源供给水平呈现“两极收缩,中值扩张”的时空演化特征。2000—2019年高供给水平与低供给水平城市明显减少;较高及高供给水平城市占比从39.0%降至31.7%,较低及低供给水平城市占比从36.6%降至29.3%;与之相反,中等供给水平城市占比从24.4%大幅增至39.0%,表明长三角地区医疗卫生资源供给水平结构从“沙漏形”演变为“纺锤形”,各城市间医疗卫生资源供给水平的区域差异逐渐缩小。
2.2.2 空间分异特征
长三角地区医疗卫生资源供给能力存在明显的空间分异现象。2000,2005,2010,2015,2019年的Moran's I值分别为0.114,0.212,0.240,0.269,0.347,说明长三角地区医疗卫生资源的空间自相关性逐渐增强,如图6所示。整体而言,2000—2019年医疗卫生资源供给水平高-高集聚区扩大,低-低集聚区西迁,表明高水平集聚逐渐增强。医疗卫生资源供给能力形成了较为稳定的分布格局,即上海都市圈为稳定高-高集聚区,皖北地区为稳定低-低集聚区,从而医疗卫生资源供给“东南强,西北弱”的空间格局更加显著。具体而言:
图6
图6
医疗卫生资源供给的LISA集聚图
Fig. 6
LISA agglomeration diagram of medical resource supply
(1) 2000—2019年长三角地区医疗卫生资源供给空间集聚不断增强,高-高集聚区范围不断扩大,从2000年的苏州、嘉兴2市演变为2019年的苏州、湖州、上海、嘉兴4市,并在杭州湾以北逐渐形成以上海市为中心,辐射苏南、浙北3市的医疗卫生资源高供给水平集聚区。
(2) 2000—2019年长三角地区医疗卫生资源供给低-低集聚区涵盖地域波动明显,但总体呈向西移动的态势。2000年,低-低集聚区为徐州、宿迁、淮安、连云港4个苏北城市,2019年,低-低集聚区向西演化,涵盖阜阳、淮南、淮北、蚌埠4个皖北城市及宿迁1个苏北城市,西移特征明显。
(3) 高-低集聚区从淮南市、淮北市转移至合肥市,说明合肥都市圈内中心城市医疗卫生资源供给水平与都市圈内其他城市间差距较大,医疗卫生资源供给不平衡现象明显。合肥都市圈相较于南京都市圈、苏锡常都市圈、杭州都市圈、宁波都市圈而言,供给水平较低,发展后劲不足。2019年,低-高集聚区为宣城市和绍兴市,二者与周边地区的医疗卫生资源供给水平存在较大差异。
3 医疗卫生资源供给演化分异的影响因素探究
3.1 模型的构建
长三角地区医疗卫生资源空间分异演化过程受经济、社会、政府决策等多种因素的综合影响。本文结合现有研究,围绕经济、社会、政治3个维度,运用MGWR模型探究不同发展阶段长三角地区医疗卫生资源供给的影响因素。
表1 变量及计算
Table 1
变量类型 | 变量名称 | 计算 |
---|---|---|
被解释 变量 | 医疗卫生资源供给水平 | 医疗床位数/年平均人口(床/万人) |
解释 变量 | 人均GDP | 当年地区生产总值/年平均人口(元/人) |
城镇居民人均可支配收入 | — | |
床均医疗卫生支出 | 医疗卫生支出/医疗床位数(元/床) | |
人口密度 | 年平均人口/市域总面积(人/km2) | |
城镇化增长率 | 当年城镇化率-前一年城镇化率 | |
政府财政压力 | (当年预算收入-当年预算支出)/当年地区生产总值 |
3.2 结果与分析
3.2.1 MGWR模型分析
为避免解释变量之间相互影响产生结果偏差,运用SPSS软件中的方差膨胀因子(VIF)对解释变量进行多重共线性检验。由表2可知,6个解释变量的VIF均小于10,各解释变量之间不存在多重共线性,模型设定合理。选取2011,2015,2019年3个时间截面的数据进行多元线性回归模型拟合,结果表明,3个模型的拟合优度分别为0.644,0.659和0.681,6个变量均能较好地解释长三角地区医疗卫生资源供给水平增长的空间分异。
表2 多重共线性检验结果
Table 2
变量 | 共线性统计 | |
---|---|---|
容差 | VIF | |
人均GDP | 0.168 | 5.911 |
人口密度 | 0.585 | 1.268 |
城镇化增长率 | 0.682 | 1.400 |
地方财政压力 | 0.514 | 2.094 |
城镇居民人均可支配收入 | 0.206 | 4.933 |
床均医疗卫生支出 | 0.710 | 1.409 |
表3 MGWR模型拟合结果
Table 3
年份 | 解释变量 | Bandwidth | Residual Squares | Effective Number | Sigma | AICc | R2 | Adjustment R2 |
---|---|---|---|---|---|---|---|---|
2011 | 人均GDP | 15.210 | 8.891 | 9.426 | 0.533 | 83.005 | 0.781 | 0.713 |
人口密度 | 1.490 | |||||||
床均医疗卫生支出 | 15.200 | |||||||
2015 | 人均GDP | 3.330 | 11.194 | 7.574 | 0.579 | 85.499 | 0.727 | 0.663 |
城镇化增长率 | 15.200 | |||||||
床均医疗卫生支出 | 15.200 | |||||||
2019 | 人均GDP | 3.870 | 8.548 | 9.23 | 0.519 | 80.251 | 0.792 | 0.729 |
图7
图7
影响因素作用强度空间格局演变图
Fig. 7
Evolution of spatial pattern of action intensity of impact factors
3.2.2 影响因素作用的时空异质性
表4 显著因子MGWR模型回归系数统计结果
Table 4
年份 | 解释变量 | 平均值 | 标准差 | 最小值 | 中位数 | 最大值 |
---|---|---|---|---|---|---|
2011 | 人均GDP | 0.795 | 0.001 | 0.794 | 0.795 | 0.796 |
人口密度 | 0.362 | 0.101 | 0.159 | 0.427 | 0.440 | |
床均医疗卫生支出 | -0.075 | 0.001 | -0.078 | -0.075 | -0.073 | |
2015 | 人均GDP | 0.482 | 0.027 | 0.427 | 0.484 | 0.542 |
城镇化增长率 | -0.308 | 0.001 | -0.310 | -0.308 | -0.305 | |
床均医疗卫生支出 | -0.935 | 0.259 | -1.412 | -0.777 | -0.646 | |
2019 | 人均GDP | 0.507 | 0.030 | 0.454 | 0.509 | 0.563 |
人均GDP的作用强度空间分异明显。2011,2015,2019年3个时间截面的回归系数均为正,说明人均GDP越高,医疗卫生资源供给越充足,与文献[38-40]的研究结论相吻合。回归系数的标准差逐年增长,说明人均GDP对长三角地区医疗卫生资源供给水平提升的驱动作用并不相同,差异逐年增加,即人均GDP的驱动作用空间差异性逐渐增强。2011年,人均GDP对医疗卫生资源供给的影响程度整体呈自东向西梯度变化的趋势(图7(a))。高值区主要分布于浙江省、江苏省东部和上海市,如宁波市、舟山市、南通市等及上海市,这些城市经济发展水平较高,促进了医疗卫生资源的增长;长三角西部城市人均GDP对医疗卫生资源供给影响相对较小。2015年,人均GDP的影响呈局部显著状态,受其显著影响的城市占长三角城市总数的43.9%(图7(b))。从分布范围看,人均GDP对长三角南部城市的作用强度较北部城市高,且高值区主要围绕杭州、南京、上海3个中心城市分布,低值区距中心城市较远,表明中心城市对周边城市医疗卫生资源供给水平的提升具有辐射带动作用,最终形成了高值区。2019年,人均GDP的影响呈全局显著状态,且作用强度的空间异质性更明显(图7(c))。与2011年相比,高值区新增了合肥市,低值区新增了连云港市、宣城市和衢州市,安庆市、阜阳市退出低值区。位于长三角沿海发展带、沪宁合杭甬发展带及沪杭金发展带周边的城市大部分属于低值和中值区,高值区均位于长三角沿海发展带和沪宁合杭甬发展带上。因此,应在空间规划中进一步发挥区域空间结构中的中心城市作用,提高能级,有效带动发展带周边城市经济增长,促进区域整体医疗卫生资源供给水平的提升。
高人口密度城市受到显著影响。如图7(d)所示,人口密度仅在2011年对长三角地区东部9市医疗卫生资源供给呈显著正向影响,这表明人口密度越高,医疗卫生资源供给水平相对也高。人口密度回归系数最大的是上海市,为0.440,最小的是温州市,为0.159,最大值是最小值的2.76倍。从人口密度的回归系数看,高值区与中值区的回归系数差除嘉兴市外均小于0.060,低值区仅分布于温州市,人口密度的回归系数呈团簇式聚集现象,在人口密度较大的环杭州湾城市带,人口密度回归系数相近且正向影响较强。原因在于,研究初期长三角地区东部城市人口稠密,推动地方政府加强医疗卫生建设,提供充足的医疗卫生资源。
城镇化增长率的作用空间分异格局明显,低城镇化率地区医疗床位增长受城镇化增长率影响更大。2015年,城镇化增长率呈全局显著状态,回归系数为负。如图7(e)所示,除连云港市外,东部沿海城市均处于低值区。城镇化增长率回归系数的高值区普遍分布于皖北、合肥都市圈和南京都市圈周边,且与城镇化水平显著关联。高值区范围内的城市城镇化水平普遍较低,城镇化进步空间大,城市医疗供给水平普遍低于长三角地区平均水平,快速城镇化进程令这些城市的医疗卫生资源供给能力提升面临更大挑战。
4 结 论
运用泰尔指数、相对发展率、莫兰指数及多尺度地理加权回归等方法,分析了长三角地区2000—2019年各城市医疗卫生资源供给的时空演化特征及其影响因素,研究结果表明:
4.1 2000—2019年长三角地区医疗卫生资源供给水平稳步提升,区域差异不断缩小。在增速上,各城市医疗卫生资源供给水平增长率呈先增长后下降的趋势;在空间分异上,各城市空间分异差距逐步缩小。
4.2 医疗卫生资源供给的空间集聚态势与长三角“Z”字形空间结构相吻合,且呈现逐年增强趋势。医疗卫生资源供给的空间集聚程度逐渐增强,其中高-高集聚区主要集中在杭州湾北部,范围逐年扩大;低-低集聚区由苏北地区逐渐向皖北地区转移;低值区范围先增加后缩小,逐渐向西移动;中高值区范围逐年增加,呈环杭州湾集聚分布。
4.3 不同时间截面下长三角医疗卫生资源供给的主导影响因素及其作用强度存在差异:人均GDP、城镇化增长率、人口密度及床均医疗卫生支出具有显著影响。其中人均GDP在3个时间截面中均呈显著影响,床均医疗卫生支出在2011年和2015年呈显著影响;城镇化增长率及人口密度均只在一个时间截面中呈显著影响。4个因素的作用强度呈明显的空间分异性,人均GDP与城镇化增长率的作用强度呈自东向西梯度变化的规律,人口密度的作用强度呈较明显的南北分异特征,床均医疗卫生支出的影响范围主要集中于经济较为发达的东部城市。未发现政府财政压力与城镇人均可支配收入对医疗卫生资源增长的显著影响,与现有研究不符[3,41]。原因可能在于,长三角地区财政分权,导致政府财政压力不会对公共服务支出产生显著影响[42];医疗卫生资源主要受政府医疗卫生支出支配[43],受城镇居民人均可支配收入影响的私有制医院,难以显著改善长三角地区医疗卫生资源供给水平。
5 讨 论
长三角区域一体化发展是重要的国家发展战略,自2008年《国务院关于进一步推进长江三角洲地区改革开放和经济社会发展的指导意见》发布以来,长三角地区医疗卫生资源均等化发展有了长足进步。作为全国率先“富起来”的地区,长三角地区即将面临“老起来”的问题。截至2020年底,长三角三省一市老年人口数占总人口数的20.36%,已进入中度人口老龄化阶段,这对区域医疗卫生资源的供给能力提出了更高的要求。在明晰长三角地区医疗卫生资源供给能力地域分异规律的基础上,从区域协调发展角度出发,提出促进长三角地区医疗卫生资源均等化建设的对策及建议:
一是优化区域经济发展格局,缩小地区间经济发展差距。研究表明,经济发展是地方医疗卫生资源供给能力提升的关键性驱动因素之一,为实现区域医疗卫生资源供给能力的均衡发展,需要实现区域经济的均衡发展,这是医疗卫生资源供给能力提升的物质基础。同时,考虑各地级市间经济发展基础不同,区域中心城市更应发挥引领作用,通过产业转移、技术扶持等手段促进长三角经济协调发展。
二是优化地方财政支出结构,提高医疗卫生支出比例。研究表明,长三角地区普遍存在医疗卫生支出不足的问题,为充分发挥医疗卫生投入对医疗卫生资源供给水平提升的支撑作用,应建立科学、长效的医疗卫生投入增长机制,不断提高医疗卫生投入,并积极鼓励引导民间资本投资医疗服务。同时,考虑地市间经济发展水平的差异,发达地市可对财政能力较弱的地市适当进行财政转移支付,促进区域医疗卫生资源平衡供给。
三是关注区域人口结构变化,积极应对快速城镇化与人口老龄化。长三角地区城乡人口结构、年龄结构不一,在把握城镇化率与老龄化的空间异质性与医疗卫生资源供给不平衡的基础上,坚持以需求为导向,优化医疗卫生资源供给的空间结构,加大医疗卫生投入,以期为人口老龄化与城镇化提供足够的医疗卫生保障。
四是尝试打破行政区划的限制,探索跨区域统筹设置医疗卫生机构。高医疗卫生资源供给水平城市需要更好地发挥带动作用,尝试通过跨行政区设置医疗机构以及采用医疗服务数字化等方式推动医疗卫生资源优化调整,实现长三角地区资源共建共享,提高供给效率,促进低供给水平城市医疗服务水平的提升。
研究存在不足和局限。首先,受限于数据的可获得性,仅使用了经济、社会、政治3个维度的6个变量,未对各变量间的交互作用进行探究,也未有效识别变量间的交叉影响机制。未来需建立医疗卫生资源供给的评价指标体系,进一步考虑人口年龄结构、医院等级、区域热点政策等对医疗卫生资源供给的影响,深入分析医疗卫生资源区域差异的影响因素及其作用机制,对重点影响因素展开多因素交互作用研究。
http://dx.doi.org/10.3785/j.issn.1008-9497.2024.01.009
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国家审计促进地方公共服务供给的影响机制:基于省级面板空间杜宾模型的实证分析
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两层级公共医疗卫生资源空间均衡性及其影响机制:以分级诊疗改革为背景
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不同城镇化视角下基本公共服务均等化的测度和影响因素研究
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分权程度省际差异、财政压力与基本公共服务支出偏向:以地方政府间权责安排为视角
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