分級診療制度下考慮患者偏好的醫療服務資源縱向整合研究

宋之杰　郭燕平　吉增良　夏　瑩

1.燕山大學經濟管理學院　河北秦皇島　066004 2.邢臺市第九醫院(巨鹿縣醫院)　河北邢臺　055250

隨著社會經濟的飛速發展，加速的城市化和老齡化，居民的健康需求得到前所未有的釋放，加上居民就醫觀念的不合理，對現有醫療服務體系提出了較大的挑戰。[1,2]以三級公立醫院為中心的分散化醫療服務體系，在大量“虹吸”著基層醫療服務提供資源的同時，也大量“虹吸”著基層醫療服務對象。這不僅加劇了醫療資源的浪費，也加劇了優質醫療資源的緊缺。在此背景下，以居民為中心建立基層醫療機構——二三級醫院縱向整合型醫療服務體系具有重要的實踐意義。

值得關注的是，建立以居民為中心的基層醫療機構——二三級醫院縱向整合型醫療服務體系不僅要從供給側改善目前醫療機構間分工不明確、功能定位不準確的現狀，更要著力改善需求側居民不正確的就醫觀念。分析居民就醫偏好的形成直至就醫偏好作用下基層醫療機構——二三級醫院患者流分布，有利于從需求層面挖掘居民不正確就醫觀念的形成機理。通過對癥地、長期地引導居民培養正確的就醫觀念，同時系統地、有針對性地進行醫療服務資源的系統性整合優化，可有效緩解目前中國醫療服務的供需矛盾。

回顧相關文獻，我國對分級診療制度下的醫療服務資源整合優化研究主要以全科醫療與專科醫療合理分工的討論[3-5]、各種醫聯體形式的優劣性研究[6,7]等定性分析為主，國外則主要運用運籌學定量方法進行醫療服務優化研究，如醫療服務優化中常見的建模方法及其相關影響因素優化[8]。在考慮患者偏好對醫療服務優化領域，Gupta等通過建立馬氏決策過程模型分析患者偏好下基礎醫療診所的預約優化管理[9]，構建了動態學習并更新患者偏好以促進預約決策的自適應系統。[10]此外，鑒于我國缺乏諸如美國等健全的基層醫療服務網、管理式的醫療保健體系，缺乏英國規范的全科醫生簽約制、覆蓋廣泛的社區首診制度及規范有效的首診轉診管理監管機制[11]，相關研究者進行了符合我國國情的分級診療機制探索研究，如結合我國國情研究了患者選擇影響下的住院選擇結果的最佳預測模型[12]及分級診療模式下的MO2TOS算法預測患者流[13]，分析醫保報銷比例差距對患者及醫療機構行為的影響，指出應合理利用醫保杠桿來完善分級醫療體系，進而合理分流患者[14]。

綜上所述，運籌學定量研究方法在醫療服務優化領域的微觀研究較為成熟，宏中觀層面基于中國分級診療制度下醫療資源縱向整合的研究相對缺乏?；诜旨壴\療的目標，本文界定了影響患者就醫偏好的諸多影響因素，分析了患者就醫偏好作用下基層醫療機構和二三級醫院的患者分布狀況。從患者醫療需求層面，將患者偏好量化為患者人均可支配收入、患者自感疾病嚴重程度、主要決策者的受教育程度及患者年齡影響下的患者就醫行為效用函數。同時從醫療服務提供層面將影響患者就醫決策的諸如服務提供機構的平均門診價格(含檢查費)、服務容量、與患者間的距離等因素考慮在內。然后，以秦皇島實際人口統計數據和相關醫療機構設置為基礎，隨機仿真了1.2萬例患者自主就醫決策下各醫療機構當日的患者流分布。并對仿真結果與實際統計數據進行比較，就考慮患者偏好的分級診療實踐進行了相關討論。

1 模型構建

1.1 患者偏好假設

依據解決目標醫療問題的手段選擇、診療費用的支付方式與能力、求診者對自身健康與附加于此的個人和社會價值的認知和預期是影響個體醫療服務需求層次形成的三個重要的基本因素[15]，假設影響患者就醫偏好的單因素為(M0,M1,M2,M3)，分別代表患者自感疾病嚴重程度、患者家庭月人均可支配收入、決策者受教育程度、患者年齡。對應的偏好函數分別為{f(M0),g(M1),g(M2),g(M3)}，且患者單一偏好下的就醫選擇類型{M1D,M2D,M3D}滿足：G(θ):=max{f(M0)g(M1),f(M0)g(M2),f(M0)g(M3)}。

表1　患者單一偏好下的效用函數

然而，患者實際就醫決策往往受多個影響因素共同制約。因此采用決策權重加權法以得到患者受多影響因素共同作用的效用函數。令u(sp,θp)表示患者p∈P被劃分為θp類型患者，選擇醫療機構sp下的效用函數，依據醫療機構屬性及患者個體的就醫偏好的相關靜態信息，可得：

(1)

(2)

1.2 醫療機構擁擠對患者效用函數的影響

定義患者的效用為：

(3)

(4)

其中假設函數f有如下性質：

ENsp(s)/SCsp表示選擇醫療機構sp∈H的患者期望數與該醫療機構的服務容量的比率；

f(ENsp(s)/SCsp)∈[0,1]，ENsp(s)/SCsp∈[0,γ]。γ為該患者數——服務容量比率的理性邊界，即當比率超過該邊界時，醫療機構將拒絕患者當天預約服務，f為不增凹函數。

1.3 患者就醫選擇虛擬行動的收斂與迭代

(5)

(6)

初始值：t=1，患者p以全概率1進入符合其就醫選擇偏好類型的醫療機構中的任一個，得到初始患者的概率分布Γp(1)，即為患者的初始經驗分布。

迭代：對給定的Γ(t)，根據公式(6)計算其最優反應策略BRp(θp,Γ(t))，得到患者不斷更新后的經驗分布：

(7)

2 數值仿真與案例分析

根據上文不完全信息下患者就醫選擇決策動態博弈模型，可以定量地預測患者在各級醫療服務系統中的分布。以秦皇島為例，定量預測現有醫療資源配置下秦皇島醫療服務系統的患者分布。

2.1 秦皇島相關統計數據

截至2015年，秦皇島常駐人口中城鎮人口與農村人口的比例約為1:1，人口和街區鄉鎮數如表2所示。

表2　秦皇島市人口和街道統計

為簡化計算，假設秦皇島患者隨機均勻分布，且根據秦皇島地圖和常駐人口數，將秦皇島投影在在10×8的方格版圖上，其中，海港+北戴河+山海關占29/80，撫寧+昌黎+盧龍占36/80，青龍縣占15/80；為區分城市人口和農村人口，假設每個三甲醫院輻射半徑為2個方格單位的人口為城鎮人口(如圖1 右紅色虛線所示)，每個二甲醫院輻射半徑為1個方格單位的人口為城鎮人口(如圖1 右綠色虛線所示)，其他區域為農村人口。得到如圖1所示的秦皇島地形圖及其三甲醫院和二甲醫院(婦幼保健站除外)位置示意圖。

秦皇島市現有社區衛生服務中心(站)101個，鄉鎮衛生院75個*數據來源：2015年秦皇島市國民經濟和社會發展統計公報。根據現有鄉鎮街道及醫療資源的設置現狀，為了簡化計算，假設每一街道或管理區擁有一個整合原相鄰3社區服務容量的社區衛生服務中心，共計32個。每兩個鄰近鄉鎮擁有一個整合其鄉鎮服務容量的鄉鎮衛生院，共計36個。且醫療資源服務容量以該醫療機構所擁有的實際床位數為準?？傻霉⑨t院平均次診療費用，三級醫院、二級醫院、社區衛生服務中心和鄉鎮衛生院分別為283.7元、184.1元、97.7元和60.1元，秦皇島市公立綜合醫療機構床位數如表3所示*數據來源：2015年中國衛生和計劃生育事業發展統計公報，其中社區衛生服務中心的平均床位數為(178410/8806)張；鄉鎮衛生院的平均床位數為(1196000/36817)張。

圖1　秦皇島地形圖及其三甲與二甲醫院位置示意圖

秦皇島第一醫院1678秦皇島第二醫院690秦皇島中醫院533昌黎縣人民醫院499昌黎縣中醫院100盧龍縣醫院499盧龍縣中醫院100青龍縣醫院596青龍縣中醫院280撫寧區人民醫院619撫寧中醫院246北戴河醫院320開發區醫院100軍工醫院384骨科醫院211海港醫院802港口醫院425第四醫院294工人醫院384山海關醫院400社區衛生服務中心1-3260鄉鎮衛生院1-3665

2.2 患者偏好及其類型測算

考慮影響價格驅動型患者偏好的主要影響因素為月人均可支配收入，他們更加關注醫療服務費用對其就醫決策的重要影響。世界衛生組織(WHO)認為醫療服務支出超過個人可支配收入的40%即為災難性醫療支出。秦皇島城鎮月人均可支配收入為2 346.5元，農村月人均可支配收入為898.5元，且月人均可支配收入水平服從正態分布*數據來源：2015秦皇島統計年鑒。據此可得患者受月可支配收入影響的價格驅動型偏好函數為：

(8)

(9)

等級驅動型患者通常來自受教育程度較高的群體，鑒于受教育程度高的群體，其認知能力較強，決策更加理性，因而當其自感疾病嚴重程度較高時，醫療服務等級數對其決策影響重大，假設受教育程度(小學及以下、初中、高中、大專及本科、研究生及以上)，取值分別為(1,2,3,4,5)，即定義小學及以下為1，研究生及以上為5，那么患者受其決策者受教育程度影響的等級驅動型偏好函數為：

(10)

距離驅動型患者指年齡在5歲以下或75歲以上的患者群體，因其特殊屬性而對距離更為敏感。假設年齡為取值范圍為(0,80]，即最下限為新生兒，上限為80歲老人，患者受患者年齡影響的單一距離驅動型偏好函數為：

(11)

此外，患者單一偏好還受患者自感疾病的嚴重程度影響，假設患者自感疾病嚴重程度(不嚴重——嚴重)取值范圍為(-1,1)即，認為很嚴重那么取值趨向于1，認為很不嚴重取值趨向于-1，且自感疾病嚴重程度高時患者偏好影響顯著，自感疾病嚴重程度低時偏好不顯著，因而患者醫療機構的選擇隨機性較強。定義患者關于自感疾病嚴重程度的函數為：

(12)

據此得到患者單一偏好下的就醫選擇類型為：

G(θ):=max{f(x)g(y1),f(x)g(y2),f(x)g(y3)}

(13)

且滿足：

(14)

2.3 結果分析

根據上述虛擬行動博弈迭代運算，編寫MATLAB程序，計算可得醫療機構門診人數(圖2)*模擬仿真總需求量為12 000人次(約為秦皇島市總床位數總量的90%)。

圖2中醫療機構依次為三級醫院、二級醫院、社區衛生服務中心和鄉鎮衛生院*1-3為三甲醫院的門診人數，4-20為二甲醫院的門診人數，21-52為社區衛生服務中心門診人數，53-88為鄉鎮衛生院門診人數。其中最后兩個鄉鎮衛生院的門診人數顯著高于其他鄉鎮衛生院水平，原因之一是如青龍滿族自治縣東北部(與唐山接壤)距離文中假設的醫院較遠，導致鄉鎮衛生院人口積聚所致，然而現實生活中該區域患者一般會就近選擇醫院(唐山區域)接受門診服務；其次是因為將不規則的秦皇島版圖投影在10×8的方格中時擴充了秦皇島非城鎮區域的面積，導致秦皇島非城鎮人口增多，進而加劇該區域鄉鎮衛生院的門診壓力。

圖2　秦皇島醫療機構門診人數分布

此外，通過匯總仿真的各類型醫療機構的門診數及其百分比，與2016年1～7月全國醫療服務情況*數據來源：國家衛生計生委統計信息中心進行分析(表4)。

表4　仿真結果與全國服務門診數的比較

上述(表4)結果*鑒于秦皇島每千人床位數與每千人衛生人員數的設置與全國平均水平基本持平：2011—2015年全國基層醫療平均每千人床位數依次為0.92、0.98、0.99、1.01、1.03，秦皇島基層醫療每千人床位數依次為1.00、1.14、1.13、1.16、1.11；2011—2015年全國基層醫療平均每千人衛生人員數依次為：1.46、1.52、1.57、1.59、1.64，秦皇島基層醫療每千人衛生人員數依次為：1.34、1.35、1.29、1.65、1.70。醫院數據同理。故使用全國醫療服務情況數據替代缺失的秦皇島醫療服務情況數據進行分析。表明：考慮患者偏好函數及相關醫療機構屬性構建的模型具有一定的合理性，能反映秦皇島實際患者分布情況。其中，患者在社區衛生服務中心和鄉鎮衛生院的分布與實際結果較一致，在二級和三級醫院的分布則與實際情形存在一定偏差。

3 結論與展望

3.1 結論

通過界定患者個人可支配收入、決策者受教育程度、患者年齡及患者自感嚴重程度等影響因素下的患

者就醫行為的效用函數，依據效用函數測算結果將患者分為價格偏好、等級偏好與距離偏好類型，同時考慮醫療機構的門診價格(含檢查費)、服務容量(以床位數計量)、地理位置及醫療機構隊列擁擠諸多因素對患者就醫決策的影響，進而構建了不完全信息下患者就醫選擇的動態博弈模型，使用虛擬行動方法證明系統穩定狀態的存在，收集秦皇島實際醫療機構設置及相關人口數據進行數值仿真，最終得到該就醫偏好假設下秦皇島各醫療機構的患者分布。通過將仿真結果與全國實際統計數據相比較，表明該模型的合理性。

3.2 展望

相關研究已充分證明諸如手術水平、護理質量、設備條件、距離遠近、醫護人員服務態度、等待時間和醫療保險等因素對患者偏好的影響。[16]本研究將患者偏好抽象為社會人口相關統計量指標定量描述患者對其就醫選擇基層醫療機構和二三級醫院的就醫選擇偏好，以形成更加直觀基層——二三級醫院患者流的對比。

然而，在影響患者就醫偏好主要因素的選取中，因相關統計量的無法確切獲得而評估不準的問題依然存在，如人均可支配收入的評定，僅從國民經濟和社會發展統計公報中進行選取，并通過正態分布隨機得出，而未考慮醫療保險在其中的重要影響；其次，所選取的影響患者就醫偏好的主要因素僅通過決策權重加權法進行簡單分析，未考慮因素間的相關性，如教育程度與人均可支配收入間可能存在一定的關聯性；此外，本研究也未能充分考慮城市、農村居民就醫偏好間的差異，男性、女性決策者間的風險厭惡程度的差異；加之某些因素如個人可支配收入涉及居民隱私，或因就醫決策與居民的社交屬性相關，因而數據的獲取非常困難，這也增加了本文對居民就醫偏好進行準確評估并據此來進行患者流分布預測的難度。

作者聲明本文無實際或潛在的利益沖突。

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