北京市某基層二級(jí)醫(yī)院患者向下轉(zhuǎn)診意愿及影響因素分析

單 楠 李金亮

首都醫(yī)科大學(xué)延慶教學(xué)醫(yī)院，北京，102100

雙向轉(zhuǎn)診是社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)的一個(gè)重要服務(wù)環(huán)節(jié)，是搞活社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)的關(guān)鍵。研究表明，雙向轉(zhuǎn)診存在轉(zhuǎn)上不轉(zhuǎn)下，上轉(zhuǎn)容易下轉(zhuǎn)難的困難局面，成為影響社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)發(fā)展的主要因素之一[1]。本研究通過對(duì)北京市某基層二級(jí)醫(yī)院患者的問卷調(diào)查來(lái)分析患者下轉(zhuǎn)意愿及其影響因素，以期為完善雙向轉(zhuǎn)診制度提供參考。

1 資料來(lái)源與方法

1.1 調(diào)查對(duì)象與調(diào)查方法

選取2011年12月-2012年9月到北京市某基層二級(jí)醫(yī)院就診、醫(yī)生認(rèn)為其病情可以從二級(jí)醫(yī)院轉(zhuǎn)到社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)機(jī)構(gòu)的300例患者作為研究對(duì)象。

調(diào)查內(nèi)容包括被調(diào)查病人性別、年齡、文化程度、月收入、醫(yī)療保險(xiǎn)形式、患病后首診醫(yī)療機(jī)構(gòu)、是否進(jìn)行過轉(zhuǎn)診、被調(diào)查患者是否愿意上轉(zhuǎn)、是否愿意下轉(zhuǎn)。

自行設(shè)計(jì)調(diào)查問卷，由經(jīng)培訓(xùn)后的調(diào)查員收集資料。共發(fā)放調(diào)查問卷300份，回收有效問卷298份，有效回收率為99.33%。

1.2 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

采用Eptdata 3.0進(jìn)行數(shù)據(jù)錄入，運(yùn)用SPSS 16.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。主要的統(tǒng)計(jì)分析方法為χ2檢驗(yàn)，條件Logistic回歸分析等。

2 結(jié)果

2.1 一般情況

298名被調(diào)查患者的基本情況見表1。

2.2 患者下轉(zhuǎn)意愿

對(duì)患者轉(zhuǎn)到社區(qū)康復(fù)治療意愿的分析可知，愿意在病情穩(wěn)定后回社區(qū)治療的患者214人，占71.81%，不愿轉(zhuǎn)回社區(qū)的患者84人，占28.19%。 患者愿意下轉(zhuǎn)的主要原因有距離近、醫(yī)保報(bào)銷比例高、價(jià)錢便宜、下轉(zhuǎn)后縣醫(yī)院醫(yī)師仍能指導(dǎo)、有家庭醫(yī)生。通過統(tǒng)計(jì)分析可知，患者下轉(zhuǎn)原因的構(gòu)成間差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(χ2=74.037，P<0.05)；患者不愿意下轉(zhuǎn)的原因主要有不信任社區(qū)醫(yī)療水平、轉(zhuǎn)診繁瑣、沒有必要、醫(yī)保報(bào)銷差別小、社區(qū)沒有開展家庭病床服務(wù)，通過統(tǒng)計(jì)分析可知，患者不愿意下轉(zhuǎn)原因的構(gòu)成間差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(χ2=64.877，P<0.05)。見表2-表3。

表1 被調(diào)查者基本情況

表2 患者愿意接受下轉(zhuǎn)的原因

表3 患者不愿意接受下轉(zhuǎn)的原因

2.3 患者下轉(zhuǎn)意愿影響因素

2.3.1 患者下轉(zhuǎn)意愿單因素分析。①性別。男性愿意下轉(zhuǎn)的比例為75.00%(90/120)，女性愿意下轉(zhuǎn)的比例為69.66%(124/178)，二者差別無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(χ2=1.009，P=0.315)。②年齡段。40歲以下者愿意下轉(zhuǎn)的比例為66.67%(98/147)，40-60歲者為75.19%(97/129)，60歲以上者為86.36%(19/22)，三者差別無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(χ2=4.953，P=0.084)。③文化程度。文化程度為初中及以下者比例為69.05%(87/126)，高中及中專者比例為73.97%(54/73)，大專及以上者比例為73.74%(73/99)，三者差別無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(χ2=0.825，P=0.662)。④月收入。月收入1000元以下者比例62.14%(64/103)，月收入1000-2000元者比例為80.85%(76/94)，月收入2000元以上者比例73.27%(74/101)，三者差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(χ2=8.664，P=0.013)。⑤醫(yī)療保障形式。新農(nóng)合患者比例為80.00%(80/100)，城鎮(zhèn)職工和居民醫(yī)?；颊弑壤秊?0.92%(106/174)，自費(fèi)患者比例為66.67%(16/24)，三者差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(χ2=10.602，P=0.005)。⑥患病后首診醫(yī)療機(jī)構(gòu)。首診去社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心者比例為83.33%(45/54)，首診去醫(yī)院者比例為68.57%(134/210)，自我醫(yī)療者愿意下轉(zhuǎn)的患者比例為73.53%(25/34)，三者差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(χ2=8.040，P=0.018)。⑦是否有過轉(zhuǎn)診經(jīng)歷。接受過轉(zhuǎn)診服務(wù)者比例為74.44%(134/180)，未接受過轉(zhuǎn)診服務(wù)比例為59.32%(70/118)，二者差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(χ2=7.548，P=0.006)。

2.3.2 患者下轉(zhuǎn)意愿多因素分析。①變量賦值。根據(jù)上述單因素分析結(jié)果，將月收入、醫(yī)療保險(xiǎn)形式、患病后首診醫(yī)療機(jī)構(gòu)、是否有過轉(zhuǎn)診經(jīng)歷作為自變量，將患者是否愿意下轉(zhuǎn)作為因變量建立Logistic回歸模型，變量選擇結(jié)果及賦值情況見表4。②擬合模型。結(jié)合調(diào)查數(shù)據(jù)，對(duì)表4中的影響因素進(jìn)行Logistic回歸， 分析采用逐步回歸方法。根據(jù)Hosmer and Lemeshow擬合優(yōu)度檢驗(yàn)得到檢驗(yàn)P值為0.798，表明由預(yù)測(cè)概率獲得的期望頻數(shù)與觀察頻數(shù)之間差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，即模型擬合較好。見表5-表6。

根據(jù)Logistic回歸分析結(jié)果，醫(yī)療保險(xiǎn)類型、患者首診地點(diǎn)2個(gè)自變量有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，月收入、轉(zhuǎn)診經(jīng)歷2個(gè)自變量無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，如果要寫預(yù)測(cè)概率模型，應(yīng)將啞變量醫(yī)療保險(xiǎn)類型MI(1)、啞變量患病首診地點(diǎn)FD(2)放入模型，公式如下：

Logit(P)=-0.576+1.363MI(1)+1.344FD(2)

表4 患者向下轉(zhuǎn)診意愿影響因素的變量選擇及賦值

表5 Hosmer and Lemeshow擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

表6 患者向下轉(zhuǎn)診醫(yī)院影響因素的Logistic回歸結(jié)果

模型結(jié)果顯示，對(duì)于3分類變量醫(yī)保類型，產(chǎn)生2個(gè)啞變量，即啞變量MI(1)、MI(2)，分別表示新農(nóng)合患者、城鎮(zhèn)醫(yī)?；颊?，醫(yī)療類型χ2=6.508，P=0.011，表明醫(yī)保類型與患者的下轉(zhuǎn)意愿有一定關(guān)系，其中新農(nóng)合醫(yī)保患者M(jìn)I(1)下轉(zhuǎn)意愿的回歸系數(shù)B=1.363，OR=3.907，表明新農(nóng)合醫(yī)保對(duì)患者是否愿意下轉(zhuǎn)有正向影響，下轉(zhuǎn)優(yōu)勢(shì)是自費(fèi)患者的3.9倍，即在基層二級(jí)醫(yī)院新農(nóng)合患者更愿意下轉(zhuǎn)。

對(duì)于3分類變量患病首診地點(diǎn)，產(chǎn)生2個(gè)啞變量，即啞變量FD(1)、FD(2)，分別表示患病首診醫(yī)院、患病首診社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)機(jī)構(gòu)，患者患病首診地點(diǎn)χ2=5.440，P=0.020，表明患病首診地點(diǎn)與患者的下轉(zhuǎn)意愿有一定關(guān)系，其中患病首診社區(qū)患者FD(2)下轉(zhuǎn)意愿的回歸系數(shù)B=1.344，OR=3.834，表明患病首診社區(qū)這一就醫(yī)習(xí)慣對(duì)患者是否愿意下轉(zhuǎn)有正向影響，下轉(zhuǎn)優(yōu)勢(shì)是自我醫(yī)療患者的3.8倍，即患病首診地點(diǎn)為社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)機(jī)構(gòu)的患者更愿意下轉(zhuǎn)。

3 討論

3.1 患者向下轉(zhuǎn)診受醫(yī)保制度、對(duì)基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)的信任度等客觀及主觀因素的影響

患者愿意接受下轉(zhuǎn)的原因中，社區(qū)醫(yī)保報(bào)銷比例高是最重要因素，占到64.02%；患者不愿下轉(zhuǎn)的原因中，不信任社區(qū)醫(yī)療水平的患者占到79.76%。王珩等認(rèn)為基層醫(yī)院的技術(shù)水平差，患者對(duì)基層醫(yī)療水平不信任等是影響患者向下轉(zhuǎn)診的因素[2]，與本研究結(jié)論基本一致。因此，應(yīng)完善醫(yī)療保險(xiǎn)制度，使之與雙向轉(zhuǎn)診相匹配，給予下轉(zhuǎn)患者一定的保險(xiǎn)激勵(lì)[3]，通過提高基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)的整體水平建立患者對(duì)社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)機(jī)構(gòu)的信任度。

3.2 基層地區(qū)可通過不斷調(diào)整新農(nóng)合報(bào)銷比例，引導(dǎo)農(nóng)村患者向下轉(zhuǎn)診

本研究結(jié)果說(shuō)明新農(nóng)合醫(yī)保對(duì)于患者的下轉(zhuǎn)意愿有促進(jìn)作用，其主要原因是新農(nóng)合患者在二級(jí)醫(yī)院與社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)機(jī)構(gòu)的報(bào)銷比例存在一定差距，社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)機(jī)構(gòu)的報(bào)銷比例更高，因此新農(nóng)合患者更愿意下轉(zhuǎn)。此外，基層地區(qū)二級(jí)醫(yī)院服務(wù)人口多為農(nóng)民，醫(yī)療服務(wù)半徑大，往往存在交通不便等問題，病情穩(wěn)定后轉(zhuǎn)回當(dāng)?shù)厣鐓^(qū)或鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院就診更方便，也利于新農(nóng)合患者向下轉(zhuǎn)診。但本研究并未得出城鎮(zhèn)職工醫(yī)保與居民醫(yī)保對(duì)下轉(zhuǎn)意愿的促進(jìn)作用，考慮與城鎮(zhèn)居民在不同級(jí)別醫(yī)院報(bào)銷比例差別不大及經(jīng)濟(jì)能力有關(guān)。甘筱青等對(duì)農(nóng)村地區(qū)居民向下轉(zhuǎn)診意愿的影響因素分析的研究表明，提高鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院的醫(yī)療保障報(bào)銷比例，對(duì)增加農(nóng)村醫(yī)院轉(zhuǎn)入率有一定的促進(jìn)作用[4]，與本研究基本一致。因此，對(duì)于城鎮(zhèn)等遠(yuǎn)郊地區(qū)可進(jìn)一步優(yōu)化新農(nóng)合報(bào)銷制度，進(jìn)一步調(diào)整基層二級(jí)醫(yī)院與社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)機(jī)構(gòu)的新農(nóng)合報(bào)銷比例引導(dǎo)農(nóng)村患者向下轉(zhuǎn)診，以提高社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)機(jī)構(gòu)醫(yī)療資源的利用度。

3.3 良好的首診傾向有利于雙向轉(zhuǎn)診制度的實(shí)施

社區(qū)首診制度的實(shí)行與完善是分級(jí)醫(yī)療和雙向轉(zhuǎn)診的關(guān)鍵性環(huán)節(jié)，在雙向轉(zhuǎn)診制度中起基礎(chǔ)性作用，是實(shí)現(xiàn)雙向轉(zhuǎn)診的有效途徑之一[5]。本研究結(jié)果顯示，患者具有良好首診傾向，即患病首診地點(diǎn)為基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)對(duì)患者的下轉(zhuǎn)意愿有一定的促進(jìn)作用，程才等對(duì)病人雙向轉(zhuǎn)診意愿影響因素的分析的研究也表明，通常首診醫(yī)療機(jī)構(gòu)為基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)的病人更愿意下轉(zhuǎn)，病人良好的首診傾向?qū)﹄p向轉(zhuǎn)診實(shí)施有促進(jìn)作用[6]。因此，要積極推行社區(qū)首診制，努力改變患者就醫(yī)習(xí)慣，同時(shí)加大宣傳力度，提高患者對(duì)社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)的認(rèn)識(shí)[7]，推動(dòng)雙向轉(zhuǎn)診的順利實(shí)施。

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