某院床位帶組醫生崗位核定研究*

——周丹青 張 戟 楊佳芳 陳 浩 葉紅梅 胡龍軍 宋舒婷 侯冷晨

當前，對于科室床位帶組醫生崗位設置研究的文獻較少。已實行主診醫生負責制的醫院，在崗位設置方面僅考慮單方面影響因素，未綜合考慮科室現有床位數、工作量以及疾病難易程度等。上海長海醫院自2002年實行主診醫生負責制以來，選定“以床定崗”設置方式，每12張床位設1位主診醫生[1]。江蘇省無錫市第二人民醫院在設置主診組時，因有醫院體量適中(1 010張床位)的優勢，故選擇以患者數量核定主診組及主診醫師數量[1]。但由于各科室手術難度系數和工作量之間的差異，單一的“以床定崗”的崗位核定方法難以體現科室之間的公平性，無法有效調動臨床醫生的積極性。對此，同濟大學附屬上海市第十人民醫院積極調整發展規劃，自2016年起構思了帶組醫生制度，經過前期調研，從試點到全院范圍逐步鋪開，在主診醫生負責制下衍生出獨具特色的床位帶組醫生制度。

1 研究對象與方法

基于該院2016年以來試運行的床位帶組醫生制度，將各臨床科室床位帶組醫生崗位數作為研究對象，深入剖析崗位核定影響因素。

通過回顧性文獻分析法，了解科室崗位核定經驗，對床位帶組醫生核定崗位影響因素進行篩選。

運用多元線性回歸分析及預測方法，揭示核定崗位數與考核床位數、床均工作量以及病例組合指數3個因素之間的相互關系，并借助多元回歸預測方程科學預測各科室床位帶組醫生崗位數。

表1內科系統回歸結果

項目 平方和SS 自由度df 均方MS FP 回歸 112.640 107 3 37.546 702 4 127.28 <0.05 殘差 2.359 892 71 8 .294 986 589

表2外科系統回歸結果

項目 平方和SS 自由度df 均方MS FP 回歸 198.054 6 3 66.018 199 9 229.71 <0.05 殘差 2.873 971 86 10 .287 397 186

2 相關理論及模型

2.1 變量設置

2.1.1 床位數 科室床位數是衡量科室收治患者能力的指標，也是帶組小組設置的主要依據。目前，國內多家醫院已實行主診醫生負責制，在崗位設置上，各區醫院均按照自身床位容量的實際核定主診醫生崗位。基于此，可提出假設H1：科室床位帶組醫生核定崗位與科室床位數相關，床位數多的科室，患者容量大，核定床位帶組醫生崗位也隨之增加。

2.1.2 床均工作量/床均手術量 床位帶組醫生制度是分配制度和崗位績效管理考核制度，主要考核帶組醫生的工作量和工作難度，在設置各科室床位帶組醫生崗位時應結合科室工作量確定。床位利用情況是醫院床位配置的重要依據，是衡量醫院工作效率的重要指標，也是體現臨床科室管理水平的主要指標[2]。基于此，可提出假設H2：科室床位帶組醫生核定崗位與科室床均工作量相關，外科系統以床均手術量、內科系統以床均出院人數來核定，床均工作量大的科室設定更多床位帶組醫生崗位。

2.1.3 病例組合指數(CMI值) 由于各科室收治病種不同，不同病種治療手段和難易程度亦大不相同。因此，需要將病例組合指數(CMI值)納入考慮因素，從而均衡各科室床位帶組醫生核定崗位數。CMI值是DRGs的核心指標，可以用來描述一個科室收治病例難度的平均水平[3]。Pinto C[4]和Claudio P[5]分別對比了是否進行產出量的CMI調整的兩個模型差異，發現兩者具有顯著性，證明CMI值影響了評價決策單元的效率值[6]。基于此，可提出假設H3：科室床位帶組醫生核定崗位與病例組合指數(CMI值)相關，CMI值高的科室需核定更多床位帶組醫生崗位。

2.2 預測模型選取

以各科室核定床位帶組醫生崗位數為自變量Y，各科室考核床位數為因變量X1，床均工作量為因變量X2(外科系統為床均手術操作量，內科系統為床均出院人數)，科室病例組合指數為因變量X3。本研究選取回歸模型對數據進行分析。其回歸預測模型為：Y1=β0+β1X1+β2X2+β3X3+ε。其中，β0為常數項，β1、β2、β3……βn為偏回歸系數或回歸系數。偏回歸系數表示在其他自變量保持不變時，Xj增加或減少一個單位時Y的平均變化量。使用最小二乘法對多元線性回歸模型參數進行估計。

3 結果與分析

3.1 內科系統

內科系統回歸結果顯示，擬合優度R2= 0.979 5，擬合優度調整值(Adj R-squared)為0.971 8，說明自變量對因變量具有較好的解釋度。內科系統中，因變量科室核定崗位數與科室床位數、床均出院人數以及CMI值具有正相關性。回歸結果所有P值均<0.05，在5%水平上顯著，說明模型具有統計學意義。見表1。

通過方差膨脹因子VIF對回歸結果進行多重共線性檢驗，平均方差膨脹因子為1.03<5，說明床位數、床均出院人數和病例組合指數(CMI值)3個變量的多重共線性對參數估計影響較小，可以進行參數估計。

3.2 外科系統

外科系統回歸結果顯示，擬合優度R2= 0.985 7，擬合優度調整值(Adj R-squared)為0.981 4，說明自變量對因變量的解釋程度較高。外科系統中，因變量科室核定崗位數與科室床位數、床均手術量以及CMI值具有正相關性。回歸結果所有P值均<0.05，在5%水平上顯著，說明模型具有統計學意義。見表2。

通過方差膨脹因子VIF對回歸結果進行多重共線性檢驗，平均方差膨脹因子為1.18<5，說明床位數、床均手術量和病例組合指數(CMI值)3個變量的多重共線性對參數估計影響較小，可以進行參數估計。

4 討論

傳統的崗位核定方式主要考慮單一因素，主觀隨意性較強，公平性略顯不足。本研究通過定量分析，探尋床位帶組醫生崗位核定數與床位數、床均工作量以及病例組合指數(CMI值)的關系，在一定程度上為床位帶組醫生制度的推行提供了科學的計量手段。需要說明的是，本研究所提供的崗位核定預測公式應根據各科室的床位數、床均工作量以及CMI值的變動而調整，可為其他醫院在崗位核定方面提供借鑒。

4.1 有利于合理配置科室崗位

該院自2016年推行床位帶組醫生制度以來，對各臨床科室床位帶組醫生核定崗位進行了多次調整，從最初的“按病區設崗”到“以床定崗”再到綜合考慮床位數、床均工作量以及病例組合指數(CMI值)，通過測算公式科學計算每個臨床科室的帶組崗位數，使床位帶組醫生崗位總數從最初的160個優化到141個再到129個。崗位核定方法由主觀到科學，崗位數量不斷精簡，為每個科室配備了合理的帶組崗位，優化了醫院的崗位資源。

4.2 有利于調動醫生積極性

組長責任制作為醫院管理的有效補充，改變了以往院科兩級粗放式管理模式。床位帶組醫生制度的實行，將績效考核單位由科室轉向小組，形成了科室內部的有益競爭。科學化的崗位設置，摒棄了主觀隨意性，體現了公正性，充分調動了各級醫生工作積極性。