基于多模式交通網(wǎng)絡(luò)的居民就醫(yī)可達性研究

潘恒彥,裴玉龍

(東北林業(yè)大學(xué) 交通學(xué)院，黑龍江 哈爾濱 150040)*

國內(nèi)外學(xué)者對可達性[1]的研究不斷深入，城市醫(yī)療設(shè)施的可達性[2]，影響居民的就醫(yī)便利程度.國內(nèi)外學(xué)者在就醫(yī)可達性評價方面，進行了相對豐富的研究，Love等基于機會累積模型分析了Illinois地區(qū)老年人口的就醫(yī)可達性水平[3]；Eck[4]與Kalogirou S[5]等將gis技術(shù)應(yīng)用到就醫(yī)可達性的研究當(dāng)中；Alegana[6]、李朝奎[7]、程敏[8]等利用潛能模型，構(gòu)建了就醫(yī)的可達性度量模型.以往就醫(yī)可達性的研究中，側(cè)重于通過指標(biāo)的選取，對醫(yī)療設(shè)施服務(wù)能力進行量化評價，并結(jié)合設(shè)施與人口的空間分布情況，或針對患者個性化就醫(yī)需求進行建模.缺乏對城市交通網(wǎng)絡(luò)布局的考慮，或僅停留在單一出行方式方面.居民以城市交通網(wǎng)絡(luò)為載體，實現(xiàn)就醫(yī)出行，同時多模式交通的出現(xiàn)為居民就醫(yī)出行需求個性化的滿足提供了機會.Widener對比研究了私家車與公共交通兩種出行模式下超市的可達性分布特征及差異[9]；鄭智成等基于多模式交通網(wǎng)絡(luò)對開封市的公園景點可達性進行度量評價[10].但總體而言，考慮多種出行方式的就醫(yī)可達性的成果較少.

1 可達性度量方法

1.1 潛能模型

潛能模型又稱為引力模型，即一個物體對另一個物體產(chǎn)生的勢能.用于表述公共設(shè)施服務(wù)水平的大小，傳統(tǒng)潛能模型表達如下：

(1)

式中：Ai為網(wǎng)絡(luò)中i點接受的潛能總和；Aij為j點對i點產(chǎn)生的勢能；Mj為j點的引力大小；Dij為i點與j點之間的空間阻抗；β為摩擦因數(shù)，一般取值1～2，隨著β取值的增大，可達性的標(biāo)準(zhǔn)差增大，空間分布的“發(fā)散”特征更加明顯[11]，本文選β=1.8進行模型計算.

1.2 潛能模型的改進

就醫(yī)可達性的度量，在考慮醫(yī)院服務(wù)能力以及阻抗大小的同時，要考慮到不同患者對有限就醫(yī)資源的競爭，這會對就醫(yī)便利程度造成負(fù)面影響.因此改進潛能模型如下所示：

(2)

(3)

式中：Vj為i點在網(wǎng)絡(luò)中的競爭強度；Dk為k小區(qū)對應(yīng)的需求規(guī)模；dkj為小區(qū)k到j(luò)點的阻抗.

1.3 兩步移動搜索法

兩步移動搜索法(2SFCA)，是先后以供給點j(醫(yī)院)與需求點i(居民小區(qū))為中心，進行兩次移動搜索數(shù)值賦予方法，是潛能模型的特例.

Step1 以供應(yīng)點j為質(zhì)心進行搜索.

對每個醫(yī)療設(shè)施點j，在確定的服務(wù)閾值Y的范圍內(nèi)，設(shè)施j所服務(wù)的人數(shù)，得到設(shè)施點j服務(wù)范圍Y內(nèi)的供需比，如式(4)所示：

針對部分企業(yè)遇到的節(jié)能項目“資金、技術(shù)、管理”風(fēng)險問題，中國海油在系統(tǒng)內(nèi)以試點單位為平臺，引進第三方服務(wù)公司，進行合同能源管理方式運作，幫助所屬單位實施節(jié)能技術(shù)改造項目，在取得了良好的節(jié)能效果的同時，實現(xiàn)了管理、技術(shù)、資金的“零風(fēng)險”。山東海化以合同能源管理模式開展七項節(jié)能項目，共累計實現(xiàn)節(jié)約標(biāo)煤18 468 t，CO2減排48 387 t，節(jié)約生產(chǎn)成本2349萬元/年，按合同期五年計算，累計節(jié)約生產(chǎn)成本約11 743萬元。

(4)

式中:Pj為醫(yī)院j的供需比；Ok是醫(yī)院j在服務(wù)范圍Y內(nèi)的小區(qū)k的需求人口總數(shù)；Nj為醫(yī)院j的服務(wù)能力.

Step2 以需求點i為質(zhì)心進行搜索.

對每個小區(qū)i，搜尋所有在服務(wù)半徑Y(jié)范圍內(nèi)的醫(yī)院，根據(jù)Step1中所有醫(yī)院的供需比Pj賦值給小區(qū)i，并得到其就醫(yī)可達性，如式(5)所示：

(5)

式中:Ai表示小區(qū)i的就醫(yī)可達性；Pj為醫(yī)院j的供需比；dij為小區(qū)i和醫(yī)院j的阻抗.Ai越大，小區(qū)i的就醫(yī)可達性越高.

1.4 改進兩步移動搜索法

傳統(tǒng)兩步移動搜索法存在如下弊端：可達性的度量基于單一交通出行方式，缺乏對多模式交通的考慮，居民通過步行、公交以及私家車進行就醫(yī).以需求點進行搜索時，可達性的計算未考慮設(shè)施點j與小區(qū)i的阻抗，僅將供需比進行加和.居民傾向于就近就醫(yī)，醫(yī)院距離越近，競爭性更強.因此修正后的兩步移動搜索法如下：

(6)

式中:Ai-w表示小區(qū)i基于出行方式w的就醫(yī)可達指數(shù)；dwij為小區(qū)i和醫(yī)院j基于交通方式w的阻抗；其他同上.Ai-walk、Ai-car、Ai-pub分別表示步行、私家車以及公共交通絕對就醫(yī)可達指數(shù)；β取1.8.

(7)

式中:Ai-c表示小區(qū)i基于多模式交通網(wǎng)絡(luò)的綜合絕對就醫(yī)可達指數(shù)；w=1、2、3，分別表示步行、私家車以及公共交通出行；αw表示出行方式w的就醫(yī)可達權(quán)重.對上述4類就醫(yī)絕對可達指數(shù)進行歸一化處理，得到步行、私家車、公共交通就醫(yī)可達指數(shù)Zi-walk、Zi-car、Zi-pub以及綜合絕對就醫(yī)可達指數(shù)Zi-c，其中步行就醫(yī)可達指數(shù)Zi-walk歸一化方法如式(8)所示.

(8)

2 數(shù)據(jù)獲取及處理

2.1 道路網(wǎng)數(shù)據(jù)

通過Open Street Map網(wǎng)站，基于開源數(shù)據(jù)爬取手段，獲得道路網(wǎng)線狀矢量數(shù)據(jù).根據(jù)相關(guān)規(guī)范中對各等級道路設(shè)計速度的規(guī)定，并結(jié)合哈爾濱市實際交通運行情況對道路運行速度設(shè)定.根據(jù)行人的步行速度，將步行網(wǎng)絡(luò)的速度屬性統(tǒng)一設(shè)定為3.6 km/h，通過Arcgis建立具有上述字段矢量數(shù)據(jù)的交通地理信息平臺.

2.2 公共交通網(wǎng)絡(luò)數(shù)據(jù)

通過上述方法，獲得常規(guī)公交、軌道線路矢量數(shù)據(jù)、公交與軌道站點POI數(shù)據(jù).將地鐵與公交線路運營速度，根據(jù)實際運營情況進行設(shè)定.

2.3 醫(yī)院服務(wù)情況數(shù)據(jù)

通過高德地圖API數(shù)據(jù)接口，獲取主城區(qū)醫(yī)院位置數(shù)據(jù)，并通過相關(guān)醫(yī)院官方網(wǎng)址以及實地調(diào)查等手段，得到各醫(yī)院的職業(yè)醫(yī)師數(shù)量、床位數(shù)量、衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)量等數(shù)據(jù).“小病進社區(qū)，大病進醫(yī)院”，就醫(yī)可達性的度量評價涉及二級、三級醫(yī)院以及社區(qū)醫(yī)院.對研究區(qū)域的上述3種類型醫(yī)院，進行地理位置數(shù)據(jù)獲取，并將職業(yè)醫(yī)師數(shù)量Nd、床位數(shù)量Nb、衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)量S3類數(shù)據(jù)進行歸一化處理，在此基礎(chǔ)上進行3者的加權(quán)求和.本文給上述參數(shù)0.36、0.33、0.31的權(quán)重[12]，得到各醫(yī)院的醫(yī)療服務(wù)能力Nj.具體方法如式(9).

Nj=0.36Hd-j′+0.33Nb-j′+0.31Sj′

(9)

式中:Hd-j′、Nb-j′、Sj′表示醫(yī)院j醫(yī)護人員數(shù)量Nd、床位數(shù)量Nb、建筑面積S歸一化后的數(shù)值；Nj為醫(yī)院j的服務(wù)能力.

3 就醫(yī)可達時間計算

3.1 基于步行的就醫(yī)可達時間

居民步行就醫(yī)時耗過程可分為以下三部分，Ti-Wi：從居住區(qū)出發(fā)進入步行網(wǎng)絡(luò)，到達最近步行網(wǎng)絡(luò)節(jié)點;TWi-Wj：通過步行網(wǎng)絡(luò)到達距離醫(yī)院最近的步行網(wǎng)絡(luò)節(jié)點;TWj-j：離開步行網(wǎng)絡(luò)系統(tǒng)進入醫(yī)院.步行就醫(yī)可達時間如下：

Ti-jw=Ti-Wi+TWi-Wj+TWj-j

(10)

式中：Ti-jw為步行就醫(yī)可達時間.基于上述計算方法，得到居民點到達醫(yī)院的全時耗數(shù)據(jù).

3.2 基于私家車出行的就醫(yī)可達時間

私家車就醫(yī)出行過程可分為以下三部分，Ti-Ci：從居住區(qū)出發(fā)后，進入機動車交通網(wǎng)絡(luò)，到達最近機動車交通網(wǎng)絡(luò)節(jié)點;TCi-Cj：通過機動車交通網(wǎng)絡(luò)到達距離醫(yī)院最近的網(wǎng)絡(luò)節(jié)點;TCj-j：離開機動車交通網(wǎng)絡(luò)系統(tǒng)進入醫(yī)院.基于私家車就醫(yī)的可達時間如下：

Ti-jC=Ti-Ci+TCi-Cj+TCj-j

(11)

式中：Ti-jC為基于私家車出行的就醫(yī)可達時間.

3.3 基于公共交通出行的就醫(yī)可達時間

基于公共交通出行的時耗Ti-jp中除了乘車時間Tijp-c外，還包括乘車等待時間Tijp-wait、步行時間Tijp-walk.其中乘車時間Tijp-c包括常規(guī)公交乘車時間Tijb-c與軌道交通乘車時間Tijr-c；乘車等待時間Tijp-wait，這其中包括居民首次等待時間Tijs-wait與換乘等待時間Tijtr-wait；步行時間Tijp-walk包括：從居住點到達最近公交站點的時間Ti-pi、不同站點間換乘的時間Tijtr-walk以及結(jié)束離開站點到達醫(yī)院的時間Tpj-j.即基于公共交通出行的就醫(yī)可達時間可由式(12)～(13)表示.其中針對哈爾濱市的實際情況，主城區(qū)公交線路發(fā)車間隔在5～15 min內(nèi)，本文將首次等待時間Tijs-wait與換乘等待時間Tijtr-wait皆取10 min.根據(jù)上述計算方法，得到居民點基于公共交通到達醫(yī)院的全時耗表.

Ti-jp=Tijp-c+Tijp-wait+Tijp-walk

(12)

(13)

4 就醫(yī)可達性空間分布特征

將上述式(9)～(13)的計算結(jié)果，與式(6)、式(7)結(jié)合，得到各出行方式就醫(yī)可達性情況與綜合就醫(yī)可達性情況.對各出行方式的出行時間進行統(tǒng)計.就醫(yī)可達性計算模型中的服務(wù)范圍閾值Y，以此為基礎(chǔ)進行確定.對于每個居住點而言，在其可達范圍Y之內(nèi)，不同醫(yī)療設(shè)施之間存在著競爭關(guān)系；當(dāng)醫(yī)院在某居住點某種可達范圍Y之外時，便不參與競爭.

4.1 基于步行的就醫(yī)可達性分析

步行就醫(yī)出行時間均值為1.5 h，1～2 h內(nèi)到達的占比最高.將1.5 h為限制條件，以居住地點為中心，進行第二步搜索，尋找閾值范圍內(nèi)的醫(yī)院，并進行根據(jù)式(7)進行就醫(yī)可達性的計算.對各居住點的可達性，基于克里金插值法進行可視化處理，如圖1(a)所示：各居住小區(qū)的步行出行就醫(yī)可達性呈明顯的由中心向四周遞減趨勢，可達性分布不均衡；南北拉伸長度明顯高于東西方向拉伸長度，西部區(qū)域的步行出行就醫(yī)可達性高于東部區(qū)域.

4.2 基于私家車出行的就醫(yī)可達性分析

私家車就醫(yī)出行時間均值為15 min，5～20min內(nèi)到達的占比最高.將15 min為限制條件，進行第二步搜索，可視化處理結(jié)果如圖1(b)所示：基于私家車出行的就醫(yī)可達性與基于步行出行的就醫(yī)可達性存在相似之處，由中心向四周遞減、西部區(qū)域高于東部區(qū)的趨勢變得更加明顯.南北方向的拉伸長度依然高于東西方向.相比步行出行，私家車出行時耗短，私家車出行的就醫(yī)可達性水平明顯高于出行就醫(yī).

4.3 基于公共交通出行的就醫(yī)可達性分析

公共交通就醫(yī)出行時間均值為20 min，10～20 min內(nèi)到達的占比最高.將20 min為限制條件，進行第二步搜索，可視化處理結(jié)果如圖1(c)所示.與基于步行出行以及私家車出行的就醫(yī)可達性相似，基于公共交通出行的就醫(yī)可達性由中心向四周遞減的趨勢，可達性分布不均衡.整體就醫(yī)可達性沿地鐵1號線分布，靠近地鐵線的地方，就醫(yī)可達性水平相對較高，使得東西方向的拉伸長度長于南北方向.地鐵線路的開通明顯提高了居民公交出行就醫(yī)可達性水平.公共交通出行的就醫(yī)可達性高于步行就醫(yī)可達性，低于私家車出行就醫(yī)可達性.

4.4 綜合就醫(yī)可達性分析

患者對醫(yī)院的選擇往往源于自身需求，個性化的就醫(yī)需求對出行方式的選擇提出不同要求.基于式(7)的綜合就醫(yī)可達性計算模型，分別給予步行、私家車與公共交通的就醫(yī)可達權(quán)重為0.344、0.272、0.38.綜合就醫(yī)可達性可視化，如圖1(d)所示.綜合就醫(yī)可達性的空間分布，與三種出行方式的就醫(yī)可達性相似，由中心向四周遞減；但步行與私家車出行的南北拉伸趨勢，以及公共交通出行的沿地鐵線東西拉伸趨勢消失；綜合就醫(yī)可達性的南北與東西遞減趨勢趨向均衡，但依然存在西部區(qū)域就醫(yī)可達性高于東部區(qū)域的現(xiàn)象.

4.5 不同出行方式就醫(yī)可達性對比

基于改進兩步移動搜索法對不同出行方式的各個居住點就醫(yī)可達指數(shù)進行計算，得到表1的統(tǒng)計結(jié)果.分析對比不同方式之間各百分位的可達指數(shù)可知：Zcar>Zpub≈Zc>Zwalk；基于公交出行的就醫(yī)可達性與研究區(qū)域居民的平均就醫(yī)可達性水平相接近，步行出行就醫(yī)可達性低于平均水平，私家車出行就醫(yī)可達性高于平均水平.由各方式的可達性標(biāo)準(zhǔn)差得出：采取私家車出行就醫(yī)的空間差異性最低，地鐵線路的開通使得靠近地鐵線路區(qū)域居民點就醫(yī)可達性指數(shù)高，加大了就醫(yī)可達性的空間差異，步行就醫(yī)可達指數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差大于其他方式，居民通過步行就醫(yī)的可達性空間差異最大.

表1 就醫(yī)可達指數(shù)統(tǒng)計

5 結(jié)論

哈爾濱主城區(qū)域就醫(yī)可達性呈中心向四周遞減趨勢，西部略高于東部區(qū)域.步行與私家車出行的就醫(yī)可達性東西方向遞減程度高于南北方向；公共交通出行的就醫(yī)可達性南北方向遞減程度明顯，地鐵沿線的就醫(yī)可達性存在明顯優(yōu)勢，地鐵的開通，能改善居民就醫(yī)出行的可達性.綜合就醫(yī)可達性同樣存在中心向四周遞減趨勢，但南北與東西方向的遞減趨勢趨于平均，整體上西部就醫(yī)可達性高于東部.

居民基于私家車出行的就醫(yī)可達性最高，其次為公共交通、步行；私家車出行就醫(yī)可達性空間差異最小，公共交通就醫(yī)差異次之，步行就醫(yī)差異最大，部分區(qū)域居民通過步行就醫(yī)的便利程度較差.