上海市居民“體醫結合”滿意度現狀及其影響因素

沈世勇,李 陳,謝親卿,段夢琪,胡 嬋

上海工程技術大學管理學院，上海，201620

“體醫結合”源于西方“運動是良醫”(exercise is medicine, EIM)的理念，是指通過促進體育系統與醫療系統融合發展, 搭建運動專家與醫療衛生人員的合作關系, 為患者提供體質健康評估、體力活動計劃與運動處方制定的一項服務模式[1]。《“健康中國2030”規劃綱要》明確提出要推動形成體醫結合的疾病管理與健康服務模式。當前“體醫結合”模式運行不佳，不僅因為體育機構與醫療機構分別隸屬于體育局與衛生健康委管轄，各自獨立運行，導致居民體育資源需求與醫療資源需求銜接不暢，而且因為專業人才隊伍不足導致缺乏科學、規范、有效的“體醫結合”健康促進服務與指導，更與居民健康意識不到位、“體醫結合”知曉率不高等因素息息相關。居民對“體醫結合”滿意度的評價，直接影響著“體醫結合”模式的實施效果，對此當前研究卻鮮有涉獵。實際上，社區居民對“體醫結合”的認知傾向與行為特征，不僅影響著居民滿意度及其評價，更是“體醫結合”制度實施的目標和歸屬。一方面，滿意度受使能資源影響，相關研究顯示，患者滿意度與醫療資源[2]、公共體育設施[3]等要素相關；另一方面，傾向特征也會影響滿意度，居民對體育鍛煉指導和初級保健的認識，促進了自我價值感和幸福感的增加[4]。本研究旨在分析上海市居民“體醫結合”滿意度，探索傾向特征、使能資源之間的關系，從而發現問題，推動形成“體醫結合”的疾病管理與健康服務模式，為提升政府治理效能提供參考。

1 資料來源與方法

1.1 研究對象

自2017年3月上海市發布《“健康上海2030”規劃綱要》以來， 上海市各區積極開展“體醫結合”相關活動，如嘉定區“運動健康平臺”、寶山區“體醫結合——科學健身好伙伴”交流會、黃浦區“公益性運動干預”、青浦區“健康小屋運作模式”、松江區“糖尿病運動干預”、浦東區 “體療驛站”，以及楊浦區、虹口區、普陀區、閔行區建成的 “體醫融合”中心等。由于上海市人口數量較多，調查對象內部差異較大，為了降低抽樣誤差，本研究采用分層隨機抽樣方法。于2020年7-8月課題組成員以上海市行政區類型作為分層依據，根據距離行政中心地理區位遠近，選取黃浦區、楊浦區、虹口區、普陀區、浦東新區(外環內的小區)等5個中心城區，及寶山區、松江區、閔行區、青浦區、嘉定區等5個郊區；根據距離各區域行政中心地理位置遠近，各抽取1個社區(街道)，每個社區隨機發放38份問卷。納入標準：年齡大于18歲,愿意配合本次調查。排除標準：認知功能障礙患者，不愿配合調查者。共抽取760名社區居民進行問卷調查，回收有效問卷757份，有效回收率99.6%。其中郊區435名(57.5%)，中心城區322名(42.5%)。

1.2 研究方法

參考安德森衛生服務利用行為模型(Andersen's behavioral model of health services use)的三維度測量量表，即“傾向特征”“使能資源”和“需求”[5]。該模型進行過多次修正，增加了“服務滿意度”作為醫療結果變量，擴大了安德森醫療服務利用模型的使用范圍[6]。

1.2.1 “體醫結合”使能資源量表。參考安德森編制的使能資源量表[6]，包括體醫資源狀況(社區是否具有體育導員、是否簽約家庭醫生、是否有健康驛站、是否有益智健身苑點)，資源利用狀況(是否接受過體育指導員服務、鍛煉時是否咨詢家庭醫生建議、生病時是否接受過體育鍛煉建議)，利用資源的行為(是否按照建議執行鍛煉方案)3個維度，共8個條目。2點計分，0代表沒有接受過、1代表接受過，總分越高表明居民“體醫結合”使能資源越高。本研究中該量表Cronbach's alpha為0.765 ，公因子方差基本大于0.70，信效度較好。

1.2.2 “體醫結合”傾向特征量表。參考張玲玲等編制的醫聯體認知量表[7]，包括體醫制度知曉程度(是否知曉家庭醫生制度、是否知曉體育指導員制度)，服務贊同程度(家庭醫生應該提供運動指導、體育指導員應該具備疾病預防和康復知識)，體醫融合認同度(體育與醫療機構融合發展贊同程度)3個維度，共5個條目。采取Likert 5級評分量表(1=完全不了解，5=非常了解)，總分越高表明對“體醫結合”的個人傾向特征越高。本研究中該量表Cronbach's alpha為0.935，公因子方差大于0.80，信效度較好。

1.2.3 “體醫結合”滿意度量表。參考Fortin編制的醫療服務滿意度量表[8]和沈世勇等編制的家庭醫生服務滿意度量表[9]。包括體醫設施的滿意度(社區體育設施滿意度、社區醫療服務設施滿意度)，體醫服務的滿意度(體育指導員服務滿意度、家庭醫生團隊服務滿意度)，“體醫結合”結果滿意度(生病時是否能夠及時了解運動建議、健康運動組織或協會提供的服務項目內容是否滿意)3個維度，共6個條目。采用Likert 5級評分量表(1=非常不滿意，5=非常滿意)，總分越高表明“體醫結合”滿意度越高。本研究中該量表Cronbach's alpha為0.948，公因子方差大于0.80，信效度較好。

1.2.4 居民健康狀態。采用中國綜合社會調查(Chinese general social survey, CGSS)題項中的健康自評，即“您覺得您目前身體健康狀況如何”。采用Likert 5級評分量表(1=非常不滿意，5=非常滿意)，總分越高表明健康狀態越好。

1.3 共同方法偏差檢驗

研究采用Harman單因素法檢驗是否存在共同偏差，對問卷中所有題項進行未經旋轉的主成分分析，共提取20個特征大于1的公因子，其中第一個公因子的方差解釋率為37.44%，低于40%的臨界標準，結果表明本研究共同方法偏差不嚴重。

1.4 統計學方法

采用SPSS 27.0進行描述性統計、t檢驗和相關性分析。采用Process插件進行中介效應及條件過程分析(conditional process analysis)或有調節的中介效應分析[10]，并使用靴襻法對效應進行檢驗，選擇95%的置信區間，靴襻法的樣本量為5000次，檢驗水準α=0.05。

2 結果

2.1 調查對象基本情況

共調查757人, 郊區435人(57.5%)，城區322人(42.5%)；男性360人(47.6%)；女性397人(52.4%)；年齡<40歲的有457人(60.4%)，40歲及以上的有300人(39.6%)。見表1。

表1 調查對象基本情況(n,%)

2.2 居民“體醫結合”滿意度分析

以居民“體醫結合”滿意度得分>20分為滿意界限，上海市居民“體醫結合”整體滿意率為48.3%，其中郊區235人(31.0%)，城區131人(17.3%)，兩者之比為1.79∶1。757名受訪居民中，獨立樣本t檢驗發現，居民健康自評得分高低對“體醫結合”滿意度存在顯著影響(t=6.916,P<0.001),健康自評得分高的滿意度得分為(38.40±0.78)，健康自評得分低的滿意度得分為(24.19±1.81)。

2.3 使能資源、傾向特征和滿意度的相關分析

使能資源、傾向特征和滿意度的平均得分分別為6.83、16.82、18.76。使能資源與傾向特征、滿意度兩兩正相關，健康自評與傾向特征、滿意度顯著正相關。見表2。

表2 變量的均數、標準差和相關分析結果

2.4 使能資源與滿意度的中介效應分析

運用Hayes編制的SPSS 27.0內Process程序中的Model 4(簡單中介模型)，在控制健康因素的情況下，對使能資源與滿意度之間的中介效應進行檢驗。結果表明，傾向特征在使能資源與滿意度之間起部分中介作用，中介效應為0.82，占總效應的39%。運用Process插件中的Model 14(Model 14假設中介模型的后半部分路徑受到調節，與本研究的理論模型一致[11])，結果表明，將健康自評放入模型后，傾向特征與健康自評的乘積項對滿意度的預測作用顯著(β=0.074，t=5.821,P<0.001),95%CI為(0.049,0.098)，表明健康自評能夠調節個人傾向特征對滿意度的預測作用。進行簡單斜率檢驗，結果發現，隨著傾向特征的提升，不同健康狀況居民的滿意度也隨之顯著增加。并且在同等傾向特征水平上，健康狀況好的居民滿意度(β=0.878，t=21.686,P<0.001)的上升幅度比健康狀況差的居民滿意度(β=0.578，t=12.424,P<0.001)更高。見表3。

表3 使能資源與滿意度的關系：中介效應及有調節的中介效應檢驗

3 討論

3.1 居民對“體醫結合”的整體滿意度不高

本研究發現在“體醫結合”的背景下，上海市居民“體醫結合”整體滿意率為48.3%，換算成百分制平均得分為63.4分。從滿意度題項中可以看出，居民對于“體醫結合”的滿意度還不是很高、對于社區體育的滿意度低于社區醫療、對于體醫服務滿意度低于設施滿意度。一方面，幾輪醫藥衛生體制改革壯大了基層醫療設施和人員，提升了社區居民的獲得感；另一方面，對于單純的社區體育和社區醫療而言，社區“體醫結合”還存在資源優化、制度整合的問題。意味著需要進一步整合體醫資源，加強部門協作，建立體醫部門協同治理核心機制[6]。健康自評得分較高的居民對“體醫結合”的評價較高，說明體育與醫療需求是人民健康需求的引致需求，而健康狀態的好壞直接推動了“體醫結合”需求，健康狀態差的居民對“體醫結合”的設施、服務、制度有著更多的期望，給滿意度的提升產生了壓力，提示隨著老齡化的來臨，社會壓力的增大，越來越多的人處于亞健康或者不健康狀態，需要引起政府更多關注。

3.2 使能資源與滿意度之間呈顯著正相關

本研究發現，使能資源與滿意度呈顯著正相關，并能顯著預測居民對“體醫結合”的滿意度。38.0%的居民生病時接受過體育鍛煉建議，和歐洲的一項研究結論基本相同，歐洲大約有2/3的患者沒有接受過醫生關于運動處方的建議[12]。生病時，只有31.0%的居民咨詢過家庭醫生，可以看出“體醫結合”的理念還沒有深入社區居民。盡管體育鍛煉可以提高居民尤其是老年人的生命質量[13]，但我國 “體醫結合”還處于初級探索階段，幾乎不能滿足轄區居民真正的科學體育鍛煉和促進居民健康的需要[14]。需要完善“體醫結合”的體制機制，宣傳和推廣“體醫結合”的健康服務新理念。一方面要提升“體醫結合”的滿意度，需要提供足夠多的體醫資源以供社區居民使用，讓居民接受到體醫設施、體育指導員、家庭醫生等服務；另一方面，還需要提高居民在體醫設施、服務、制度整合上的看法，真正了解居民的社區體育與醫療需求，避免社區體醫設施和服務資源的浪費和錯配發生。

3.3 傾向特征在使能資源與滿意度之間起中介作用

研究發現，使能資源通過傾向特征對滿意度產生影響。傾向特征明顯高的居民滿意度更容易受到使能資源的影響。從家庭醫生和體育指導員的認知程度來看，有87.3%的居民選擇并沒有簽約過家庭醫生服務。表明社區體育指導員的配備還不充分，家庭醫生功能的發揮受到一定的限制。“體醫結合”是政府提供的公共產品，滿意度的評價遵循著一般產品或服務市場的規律，政府提供的這種制度創新感知對客戶滿意度具有顯著影響。一方面，政府需要推動形成“體醫結合”的慢性疾病管理和健康服務模式，完善社區體育指導員隊伍建設，加強體育知識的宣傳推廣，提升參與意識；另一方面，要加強對社區體育指導員的培訓，使其具備預防、康復知識；同時，加速對于家庭醫生團隊的建設和整合，完善家庭醫生團隊的人才培養模式，使其能夠具備提供運動指導的能力，進而推動體育與醫療機構的融合發展。

3.4 使能資源對滿意度的間接作用與居民健康呈正相關

本研究進一步發現，健康自評調節了使能資源-傾向特征-滿意度的后半程路徑。雖然使能資源是通過傾向特征對“體醫結合”滿意度產生作用，但這一間接作用呈現出顯著的健康差異。具體而言，健康狀態低的居民因傾向特征的影響所表現出的“體醫結合”滿意度比健康狀態高的居民要低。可能是因為健康狀態高的居民更有機會參與到體育活動中，對體醫設施的需求更為強烈。一旦對體醫設施、服務、制度更加知曉，則健康狀態高的居民更具備使用這些設施、服務的能力和意愿。體醫設施、服務對于預防疾病發生，維持良好的健康狀態顯得尤為重要。因此，在完善體醫設施和服務上，需要區分不同健康狀態群體的特點，根據其活動半徑和運動能力，提供便捷的體醫設施、開展針對性的體醫服務。增加社區嵌入式的體育與醫療設施，推進家庭醫生市場化服務，開拓家庭醫生團隊的服務內容和范圍，提升居民滿意度和獲得感。