醫(yī)療決策中醫(yī)務(wù)人員的價(jià)值期望及其影響因素研究*

肖婉琪，梁綺珊，何艷婷，徐碧霞，戴文瑜，陳佩敏，葉榮琛，肖 雯，劉俊榮**

(1 廣州醫(yī)科大學(xué)衛(wèi)生管理學(xué)院，廣東 廣州 511436，346189178@qq.com；2 廣州醫(yī)科大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院，廣東 廣州 511436；3 廣州醫(yī)科大學(xué)南山學(xué)院，廣東 廣州 510180)

醫(yī)療決策是指醫(yī)方對(duì)于治療疾病作出的臨床決定，包括決策前的搜集資料、確定目標(biāo)、擬訂方案、決策執(zhí)行、反饋處理等過程。本文主要關(guān)注門診中醫(yī)療決策前的環(huán)節(jié)，此為醫(yī)患早期接觸的環(huán)節(jié)，此環(huán)節(jié)的工作對(duì)醫(yī)患雙方建立良好的第一印象及后續(xù)合作有重要的影響。本研究將以醫(yī)患間的內(nèi)在影響因素與外在影響因素進(jìn)行比較分析，以探明其影響力的強(qiáng)弱及其相關(guān)性。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象

在廣州市的8所醫(yī)院及珠海市的5所醫(yī)院中，按照從業(yè)年限與性別分組，隨機(jī)選取具有執(zhí)業(yè)資格證且正在從事一線臨床工作的醫(yī)師及注冊(cè)護(hù)士338人進(jìn)行問卷調(diào)查，涉及綜合性醫(yī)院、中醫(yī)院、專科醫(yī)院、社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心、婦幼保健院等。

1.2 研究方法

根據(jù)研究目的及內(nèi)容，自行設(shè)計(jì)調(diào)查問卷并咨詢專家意見后進(jìn)行修改，先發(fā)放50份問卷進(jìn)行預(yù)調(diào)查，在進(jìn)一步咨詢相關(guān)專家的基礎(chǔ)上，對(duì)個(gè)別問題措辭及問卷結(jié)構(gòu)進(jìn)行微調(diào)，確定正式問卷。問卷內(nèi)容包括基本信息、意愿調(diào)查及相關(guān)問題調(diào)查。基本信息包括醫(yī)方的職業(yè)、學(xué)歷、科室、醫(yī)療機(jī)構(gòu)類型及等級(jí)等。意愿調(diào)查包括決策角色、決策主體、決策參與環(huán)節(jié)等。相關(guān)問題包括醫(yī)患間內(nèi)在影響因素與外在影響因素等。

問卷派發(fā)采用問卷星軟件企業(yè)版，派發(fā)方式為當(dāng)面掃描二維碼填寫電子版問卷與現(xiàn)場紙筆填寫紙質(zhì)版問卷相結(jié)合，電子問卷設(shè)置為不可轉(zhuǎn)發(fā)群或者批量轉(zhuǎn)發(fā)，問卷填寫時(shí)由問卷填寫負(fù)責(zé)人現(xiàn)場指導(dǎo)，設(shè)置同一IP地址僅可填寫一次，且需完成問卷全部問題才可提交。現(xiàn)場派發(fā)和回收問卷，保證問卷填寫真實(shí)有效。

從問卷星后臺(tái)導(dǎo)出全部數(shù)據(jù)后，調(diào)查結(jié)果采用SPSS19.0統(tǒng)計(jì)軟件及Excel表格進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

本研究主要使用卡方檢驗(yàn)和Cochran Q檢驗(yàn)。

卡方檢驗(yàn)是一種假設(shè)檢驗(yàn)方法，屬于非參數(shù)檢驗(yàn)的一種。主要是比較兩個(gè)及兩個(gè)以上樣本率(構(gòu)成比)以及兩個(gè)分類變量的關(guān)聯(lián)性分析。用于分析各影響因素所處的排位是否有差異，數(shù)據(jù)符合卡方檢驗(yàn)中的要求，分析影響因素被選情況與排位情況的關(guān)聯(lián)性大小。

因?yàn)楸狙芯康臄?shù)據(jù)涉及多組排序數(shù)據(jù)，為利用樣本數(shù)據(jù)對(duì)總體形態(tài)進(jìn)行推斷，使用非參數(shù)檢驗(yàn)。

Cochran Q檢驗(yàn)為多配對(duì)樣本的非參數(shù)檢驗(yàn)的一種，非參數(shù)檢驗(yàn)是利用樣本數(shù)據(jù)對(duì)總體分布形態(tài)等進(jìn)行推斷的方法，非參數(shù)檢驗(yàn)方法在推斷過程中不涉及有關(guān)總體分布的參數(shù)。多配對(duì)樣本的非參數(shù)檢驗(yàn)是通過分析多組配對(duì)樣本數(shù)據(jù)，推斷樣本來自的多個(gè)總體的中位數(shù)或分布是否存在顯著差異。

2 結(jié)果

2.1 基本情況

本次調(diào)查共發(fā)放問卷338份，回收有效問卷338份，有效率100%。

其中，性別方面:男性占比37.87%，女性占比62.13%；學(xué)歷方面,醫(yī)生組大專及以下占比6.10%，本科占比54.93%，研究生占比38.97%；護(hù)士組大專及以下占比41.60%，本科占比56.00%，研究生 占比2.40%；從業(yè)年限方面:醫(yī)生組低于5年的占比36.62%，5～9年的占比20.19%，10～19年的占比23.00%，20～29年的占比16.90%，30年以上的占比3.29%；護(hù)士組低于5年的占比31.20%，5～9年的占比23.2%，10～19年的占比28.80%，20～29年的占比14.40%，大于30年的占比2.40%。

醫(yī)方樣本人群的人口學(xué)特征結(jié)構(gòu)與2017年廣東年鑒中的醫(yī)院類機(jī)構(gòu)的執(zhí)業(yè)醫(yī)師與注冊(cè)護(hù)士的數(shù)據(jù)有一定的重合度，有一定的代表價(jià)值。總體而言，調(diào)查對(duì)象從業(yè)年限較短、學(xué)歷水平較高。因醫(yī)生、護(hù)士的從業(yè)年限與學(xué)歷結(jié)構(gòu)有較大的差異，故本文將呈現(xiàn)總體數(shù)據(jù)及拆分后醫(yī)生組、護(hù)士組的數(shù)據(jù)，以示對(duì)比。

2.2 醫(yī)方對(duì)各醫(yī)患間內(nèi)在影響因素重要性判斷

本部分為多選排序題，由共計(jì)8個(gè)不同的影響因素及一個(gè)兜底選項(xiàng)“其他因素”構(gòu)成。要求調(diào)查對(duì)象選出其中三個(gè)自己認(rèn)為影響最大的因素，并依據(jù)其影響力由大到小排序，簡稱為“第一影響因素”“第二影響因素”“第三影響因素”三個(gè)變量，分析各自變量中不同選項(xiàng)的被選情況。

表1中，Cochran Q值分別是：總體為657.24，醫(yī)生組為458.15，護(hù)士組為239.42，且三組的P值均小于0.001。這表明，醫(yī)方樣本人群對(duì)醫(yī)患間不同內(nèi)在影響因素的各選項(xiàng)響應(yīng)頻率差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

表1 醫(yī)方樣本人群對(duì)醫(yī)患間內(nèi)在影響因素的選擇情況及Cochran Q檢驗(yàn)

表2中，檢驗(yàn)數(shù)據(jù)為排除“其他因素”選項(xiàng)后，其余所有選項(xiàng)在“選擇前三項(xiàng)并排序”的填寫方式下得到的數(shù)據(jù)總和。因此，有效案例量約為收到總問卷量的3倍。

表2 醫(yī)患間內(nèi)在影響因素與被選排位交叉分析表及卡方檢驗(yàn)[n(%)]

Pearson 卡方取值分別是：總體為289.80，醫(yī)生組為184.76，護(hù)士組為157.24，各組的P值均小于0.001。這表明，醫(yī)患間影響因素的選擇與其排位有顯著的相關(guān)性。根據(jù)Cochran檢驗(yàn)結(jié)果表明，Cramer’s V值分別是：總體為0.38，醫(yī)生組為0.38，護(hù)士組為0.39，均大于0.3，對(duì)應(yīng)的P值均小于0.001。故可認(rèn)為，影響因素與該因素的排位有moderate程度上的聯(lián)系。在實(shí)踐中，應(yīng)優(yōu)先解決排位靠前的變量(如第一影響因素)中選中頻率較高的因素。

由表2可知，總體情況看，選項(xiàng)“患方缺乏背景知識(shí)”在第一影響因素中的響應(yīng)頻率(119例)最高，高于第二影響因素(62例)、第三影響因素(33例)的響應(yīng)頻率，且也是個(gè)案百分比第二高、在第一影響因素中的響應(yīng)頻率最高的選項(xiàng)。同為第一影響因素響應(yīng)頻率較高(92例)的選項(xiàng)“患方不信任醫(yī)護(hù)人員”，為在第二影響因素中的響應(yīng)頻率較高選項(xiàng)(115例)，而且是個(gè)案百分比最高的選項(xiàng)。第三影響因素響應(yīng)集中在選項(xiàng)“醫(yī)患雙方溝通存在障礙”上(106例)，且該選項(xiàng)的個(gè)案百分比第三。因此，上述三個(gè)選項(xiàng)應(yīng)該是影響較大的選項(xiàng)。

同時(shí)，選項(xiàng)“患方意見不被采納”“患方不具備最終決策權(quán)”及“患方不愿意參與其中”個(gè)案百分比排位最后三名，且在第一影響因素中的響應(yīng)頻率均低于5，各選項(xiàng)在第三到第一影響因素中各自響應(yīng)頻率逐個(gè)下降。由此可以推斷，這三個(gè)影響因素影響力較小。

2.3 外在影響因素

本部分為多選排序題，由共計(jì)6個(gè)不同的社會(huì)中外在影響因素及一個(gè)兜底選項(xiàng)“其他因素”構(gòu)成。

表3中Cochran Q值分別是：總體為411.32，醫(yī)生組為305.96，護(hù)士組為138.11，且三組的P值均小于0.001。這表明，醫(yī)方樣本人群對(duì)外在影響因素的各選項(xiàng)響應(yīng)頻率差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

表3 醫(yī)方樣本人群對(duì)外在影響因素的選擇情況及Cochran Q檢驗(yàn)

表4中，檢驗(yàn)數(shù)據(jù)為排除“其他因素”選項(xiàng)后，其余所有選項(xiàng)在“選擇前三項(xiàng)并排序”的填寫方式下得到的數(shù)據(jù)總和。因此，有效案例量約為收到總問卷量的3倍。

表4 外在影響因素與被選排位交叉分析表及卡方檢驗(yàn)

續(xù)表

Pearson 卡方取值分別是：總體為249.37，醫(yī)生組為138.01，護(hù)士組為124.05，各組的P值均小于0.001。這表明，外在影響因素的選擇與其排位有關(guān)聯(lián)。根據(jù)Cochran檢驗(yàn)結(jié)果表明，Cramer’s V值分別是：總體為0.35，醫(yī)生組為0.33，護(hù)士組為0.41，均大于0.3，對(duì)應(yīng)的P值均小于0.001，故可認(rèn)為，影響因素與該因素的排位有moderate程度上的聯(lián)系。

由表4可知，從總體情況看，選項(xiàng)“患者太多，時(shí)間不足”響應(yīng)集中分布在第一影響因素中(119例)，遠(yuǎn)高于其在第二影響因素(21例)、第三影響因素(32例)的響應(yīng)頻率，是個(gè)案百分比第四高，且在第一影響因素中響應(yīng)頻率最高的選項(xiàng)。同為第一影響因素中響應(yīng)頻率較高(94例)的選項(xiàng)“醫(yī)患矛盾/糾紛事件的負(fù)面影響”，也是第二影響因素中響應(yīng)頻率較高的選項(xiàng)(88例)。第二影響因素響應(yīng)集中在選項(xiàng)“患者參與決策的診療后果需醫(yī)方承擔(dān)”上(97例)，且該選項(xiàng)個(gè)案百分比最高。因此，上述三個(gè)選項(xiàng)被認(rèn)為是影響較大的選項(xiàng)。

同時(shí)，選項(xiàng)“鼓勵(lì)患方參與的大環(huán)境未形成”個(gè)案百分比最低，且被選為第一影響因素的頻率低于5，選項(xiàng)在第三到第一影響因素中各自的響應(yīng)頻率逐次下降。故可推斷，此影響因素影響力較小。

3 討論與分析

3.1 醫(yī)患信息不對(duì)稱強(qiáng)化了醫(yī)療決策之張力

選項(xiàng)“患者缺乏背景知識(shí)”在醫(yī)生組與護(hù)士組中，均為內(nèi)在影響因素的第一影響因素中響應(yīng)頻率最高的因素。這可能與醫(yī)學(xué)專業(yè)的復(fù)雜性、醫(yī)學(xué)教育耗時(shí)較長有關(guān)。醫(yī)務(wù)人員通過長時(shí)間學(xué)習(xí)掌握的知識(shí)，較之普通公眾自由學(xué)習(xí)零散掌握的知識(shí)，存在較大的差異。這樣，就容易發(fā)生患方無法準(zhǔn)確提供醫(yī)方所需要的信息，以及無法正確理解醫(yī)方傳遞的信息等情況，致使出現(xiàn)因?qū)χ委煼桨高x擇的糾結(jié)而錯(cuò)過治療時(shí)機(jī)，或因?yàn)槊枋鲇衅畹仍颍瑢?dǎo)致醫(yī)方誤解，引起誤診等后果。有研究表明，醫(yī)方通過加強(qiáng)醫(yī)患溝通和信息公開等改善信息不對(duì)稱的措施，可有效降低醫(yī)療糾紛的發(fā)生。

從患方角度，因醫(yī)患雙方所掌握信息的不對(duì)稱，易形成一個(gè)相對(duì)于基準(zhǔn)價(jià)格更高的價(jià)格，且?guī)缀跛谢颊叨紝⒈黄冉邮芤粋€(gè)高于基準(zhǔn)價(jià)格的價(jià)格[2]。在面對(duì)疾病時(shí)，由于掌握的醫(yī)學(xué)知識(shí)不對(duì)稱，且無法在短時(shí)間內(nèi)學(xué)習(xí)足夠的知識(shí)，因此患方無法監(jiān)督或評(píng)價(jià)醫(yī)師及護(hù)士的行為，也無法有確切的信心預(yù)測或者掌握自身疾病未來的走向，容易引起其不安情緒。同時(shí)因?yàn)榧膊⊥话l(fā)，患者及家屬容易進(jìn)入應(yīng)激狀態(tài)，出于自我防御心理，為了暫時(shí)地解除痛苦或不安，有可能會(huì)選擇攻擊或者退縮的做法，進(jìn)而導(dǎo)致醫(yī)方在決策前與患方的溝通工作難以進(jìn)行，此情況增加了醫(yī)方的工作難度。且因信息不對(duì)稱，對(duì)某一治療方式，醫(yī)方更多關(guān)注醫(yī)學(xué)方面的實(shí)用價(jià)值，患方則以其整體生命質(zhì)量為關(guān)注中心，形成醫(yī)患雙方的期待差異[3]。患方對(duì)醫(yī)學(xué)的有限性和高風(fēng)險(xiǎn)性理解不足，過分強(qiáng)調(diào)診療技術(shù)水平和治療效果，極易產(chǎn)生心理落差，進(jìn)而誘發(fā)醫(yī)患關(guān)系緊張問題[4]。

3.2 醫(yī)患信任不足誘導(dǎo)了決策中的自保心理

選項(xiàng)“患方不信任醫(yī)方”的個(gè)案百分比在醫(yī)患間內(nèi)在影響因素中是最高的，因此大多數(shù)醫(yī)生認(rèn)為此因素影響力較大。由前文可知，患方在因應(yīng)急決策中信息缺失而引起的不良情緒下，又受到醫(yī)方診療時(shí)間不足的影響，使其在治療過程中的就醫(yī)體驗(yàn)不佳，同時(shí)也會(huì)使患方對(duì)醫(yī)方的信任度下降。故會(huì)主動(dòng)通過求助熟人、網(wǎng)絡(luò)等方式追求信息平等，并用新獲取的信息質(zhì)疑醫(yī)方作出的決策。

醫(yī)方受諸多“網(wǎng)絡(luò)醫(yī)生”困擾，易被患方懷疑自身醫(yī)術(shù)并引起不良情緒。且調(diào)查發(fā)現(xiàn)，當(dāng)出現(xiàn)醫(yī)療意外患方質(zhì)疑醫(yī)生，尤其發(fā)生惡性醫(yī)療糾紛事件、群體醫(yī)鬧時(shí)，極易導(dǎo)致醫(yī)方對(duì)患方信任度降低。相比低級(jí)別醫(yī)院、西醫(yī)院和初級(jí)職稱醫(yī)生，高級(jí)別醫(yī)院、中醫(yī)院和中高職稱醫(yī)生更容易發(fā)生醫(yī)患信息不對(duì)稱情況[5]。此外，調(diào)查時(shí)的醫(yī)療責(zé)任過錯(cuò)推定原則，在醫(yī)療糾紛中使醫(yī)方處于被動(dòng)的地位。這些因素，在一定程度上影響了醫(yī)患誠信關(guān)系的建立和鞏固，并可能誘導(dǎo)醫(yī)務(wù)人員在日常醫(yī)療決策中的自保心理，進(jìn)一步激發(fā)了防御性醫(yī)療、過度醫(yī)療現(xiàn)象，該現(xiàn)象易使患方猜疑。

醫(yī)患信任關(guān)系本是一個(gè)復(fù)雜的多維系統(tǒng)，患方作為醫(yī)患關(guān)系的發(fā)起者及其中的信任方，醫(yī)方作為關(guān)系中的受信方，雙方形成以治愈疾病、恢復(fù)健康為目的的一般信任關(guān)系和人際信任關(guān)系。因此，醫(yī)患信任關(guān)系具有相互性，醫(yī)方信任(即醫(yī)方對(duì)患方、醫(yī)療機(jī)構(gòu)及工作安全的信任)對(duì)醫(yī)患信任關(guān)系的維護(hù)具有重要意義[6]。

3.3 對(duì)責(zé)任分擔(dān)的憂慮影響決策建議的吸納

選項(xiàng)“醫(yī)患糾紛的負(fù)面影響”為護(hù)士組外在影響因素中個(gè)案百分比最高的影響因素，樣本中總計(jì)被選頻率也僅略低于頻率最高的“需要醫(yī)護(hù)人員擔(dān)責(zé)”。在醫(yī)療糾紛發(fā)生時(shí)，患方缺乏足夠的知識(shí)去理解其中的責(zé)任分配，只能依據(jù)其原本的生活常識(shí)進(jìn)行判斷。更有甚者，把醫(yī)療過程理解為服務(wù)合同履行過程，沒有出現(xiàn)預(yù)期結(jié)果，就會(huì)認(rèn)為是服務(wù)提供方(醫(yī)方)的違約，并以此要求賠償。且患者多會(huì)因醫(yī)療技術(shù)的有限性與患者的期望值處于較高水平之間的不平衡，制度的不完善與訴求需求的增長之間的不平衡而產(chǎn)生矛盾[7]。

調(diào)查結(jié)果中，“患方參與決策仍由醫(yī)方承擔(dān)不利后果因素”為外在影響因素中個(gè)案百分比最高的因素。根據(jù)關(guān)于“醫(yī)方、患方及家屬共同決策的決策后果誰承擔(dān)”的患方調(diào)查，三個(gè)不同主體共組合出7種選項(xiàng)，其中，患方認(rèn)為醫(yī)患共同承擔(dān)責(zé)任的比例最高(33.77%)，認(rèn)為醫(yī)方應(yīng)獨(dú)立承擔(dān)不利后果的比例為21.53%，排位第二，而認(rèn)為應(yīng)由患方獨(dú)立承擔(dān)的比例遠(yuǎn)低于醫(yī)方的比例。有關(guān)“醫(yī)生+患者+家屬共同決策模式(醫(yī)患雙方共決型)”所形成的醫(yī)療方案決策后果應(yīng)當(dāng)由誰負(fù)責(zé)的調(diào)查顯示，40.64%的公務(wù)員認(rèn)為醫(yī)方應(yīng)獨(dú)立承擔(dān)[8]。面對(duì)此種社會(huì)認(rèn)知，醫(yī)方在出現(xiàn)糾紛時(shí)很容易落敗；而個(gè)別媒體有失公允的報(bào)道，亦加深了醫(yī)方對(duì)醫(yī)療糾紛的恐懼心理。這種狀況，極易給醫(yī)務(wù)人員帶來決策憂慮，一方面為了增進(jìn)醫(yī)患溝通期望患方參與到醫(yī)療決策之中，另一方面若聽取了患方對(duì)醫(yī)療決策的建議造成不良后果，患方并不諒解，責(zé)任仍由自己承擔(dān)，致使其對(duì)患方意見保持高度的慎重，而此又可能引起患方的不滿情緒，進(jìn)一步加劇醫(yī)患矛盾。

3.4 診治時(shí)間不足影響了醫(yī)療決策的質(zhì)量

選項(xiàng)“患者多，時(shí)間不足”是外在影響因素的第一影響因素中響應(yīng)頻率最高的。由于目前醫(yī)療資源分布不平衡，患方求醫(yī)的地點(diǎn)相對(duì)集聚到數(shù)量較少但等級(jí)高的醫(yī)院。對(duì)于在這些醫(yī)院執(zhí)業(yè)的醫(yī)務(wù)人員而言，在崗時(shí)間過長，長期處于高壓力、超負(fù)荷的工作狀態(tài)中，易出現(xiàn)疲于應(yīng)付、缺乏耐心的情況，加大對(duì)缺乏背景知識(shí)的患方解釋病情的難度[9]。加之現(xiàn)代醫(yī)療技術(shù)快速發(fā)展，疾病診斷依據(jù)影像化、數(shù)據(jù)化逐步增強(qiáng)，醫(yī)者會(huì)更多地傾向于依賴簡潔的影像數(shù)據(jù)，快速作出相應(yīng)的診斷，這可能會(huì)出現(xiàn)“治病不治人”的現(xiàn)象，忽視患方心理感受。同時(shí)，若時(shí)間不足，則醫(yī)方難以關(guān)注患方治療后的生活及社會(huì)適應(yīng)等問題，最終影響決策效果。

4 結(jié)論與建議

在醫(yī)療決策中，患方應(yīng)充分認(rèn)知到自身醫(yī)療知識(shí)的不足，對(duì)醫(yī)護(hù)人員給予足夠的信任，并盡可能通過書本、專家咨詢等途徑獲取相關(guān)的醫(yī)療知識(shí)，在醫(yī)療糾紛發(fā)生后，要避免主觀片面的臆斷。醫(yī)方應(yīng)注重患方的醫(yī)療信息供給，給予充分的信息支持，關(guān)注不同文化素質(zhì)的患者對(duì)醫(yī)療知識(shí)的接受程度的差異，對(duì)患者的詢問盡量使用患者能夠理解的語言進(jìn)行解答。醫(yī)療機(jī)構(gòu)也應(yīng)當(dāng)充分利用自身資源，加強(qiáng)健康知識(shí)的教育與普及，增進(jìn)公眾對(duì)醫(yī)療知識(shí)的了解。