中藥注射劑抗腫瘤治療的醫(yī)患偏好及共同決策比較分析*

——滕 悅 魏 艷 陳英耀 嚴(yán)俊濤 劉 柳 李福明

近年來，中西醫(yī)結(jié)合治療腫瘤已成為趨勢。由于中醫(yī)藥具有療效整體綜合性、藥物相對安全性、使用簡潔方便性等特點(diǎn)[1]，其在抗腫瘤方面的作用日漸凸顯。中藥注射劑作為抗腫瘤治療的重要組成部分，在臨床上廣泛使用，常用于放化療等的協(xié)同治療，也可作為單藥使用，其療效包括抗腫瘤治療作用與輔助作用[2]。但其也存在藥物不良反應(yīng)等缺陷[3-4]。

在中藥抗腫瘤臨床決策過程中，醫(yī)患對不同治療方案的療效與風(fēng)險(xiǎn)的偏好往往有所不同，而共同決策是在醫(yī)療實(shí)踐中考慮醫(yī)患偏好的一種決策模式，為彌合醫(yī)患分歧提供了較為可行的途徑[5-10]。目前，國內(nèi)研究較少涉及對醫(yī)患雙方偏好差異和醫(yī)患參與臨床決策的比較分析。因此，本研究運(yùn)用離散選擇實(shí)驗(yàn)和共同決策測量工具，探究中藥注射劑抗腫瘤治療的醫(yī)患屬性偏好和共同決策現(xiàn)狀差異，為相關(guān)研究和臨床實(shí)踐提供參考。

1 資料與方法

1.1 醫(yī)患偏好測量

1.1.1 基本原理 本研究通過離散選擇實(shí)驗(yàn)(Discrete Choice Experiment，DCE)調(diào)查醫(yī)患對中藥注射劑抗腫瘤治療偏好。DCE的理論基礎(chǔ)為：(1)各選項(xiàng)可通過若干屬性(如疾病控制率、惡心嘔吐、毒副反應(yīng)發(fā)生率等)進(jìn)行解釋；(2)被調(diào)查者的偏好價(jià)值取決于這些屬性的水平值；(3)被調(diào)查者基于潛在的效用函數(shù)(即追求效用最大化)進(jìn)行選擇。基于以上理論假設(shè)，被調(diào)查者n從工作方案i中獲得的效用可以用以下公式表達(dá)：

Uni=vni+εni=β1疾病控制率55%+β2 疾病控制率80%+β3 惡心嘔吐嚴(yán)重+β4 惡心嘔吐中等+β5 惡心嘔吐輕微+β6 毒副反應(yīng)發(fā)生率高+β7 毒副反應(yīng)發(fā)生率中+β8 每月自付治療費(fèi)用+εn

公式表達(dá)依據(jù)為隨機(jī)效用理論，把總效應(yīng)分解成固定效用和隨機(jī)效用。式中：vni即固定效用，是可以觀測到的屬性函數(shù)，每個(gè)屬性都有其相應(yīng)權(quán)重β。εni即隨機(jī)效用，是無法觀測到的屬性以及個(gè)人偏好差異函數(shù)。

1.1.2 確定樣本量 受DCE問題形式、選項(xiàng)集復(fù)雜性、對結(jié)果精度要求、目標(biāo)人群異質(zhì)性程度、受訪者可獲得性以及亞組分析需求等因素影響，在醫(yī)藥衛(wèi)生領(lǐng)域確定DCE合適的樣本量較為困難[11]。國際上通常使用拇指法則來計(jì)算DCE主效應(yīng)模型所需的最小樣本量，公式為：N>500c/(t×a)。式中,500為固定值，c為任意屬性中最大的水平數(shù)，t表示每一問卷DCE選項(xiàng)集的數(shù)量，a指每一DCE選項(xiàng)集包含的選項(xiàng)個(gè)數(shù)[12]。本研究中，c=4，t=9，a=2，因此本研究所需最小樣本量理論上為112人。

1.1.3 確定屬性及水平 首先，結(jié)合既往研究經(jīng)驗(yàn)與文獻(xiàn)資料[13-16]，初擬醫(yī)患對中藥注射劑抗腫瘤治療偏好的8個(gè)屬性：疾病控制率、生命質(zhì)量、惡心嘔吐、血小板減少、白細(xì)胞減少、周圍神經(jīng)損害、肝功能異常、關(guān)節(jié)疼痛。其次，邀請上海市一家三甲中西醫(yī)結(jié)合醫(yī)院的中醫(yī)腫瘤科主任醫(yī)師6名、副主任醫(yī)師6名、主治醫(yī)師2名、藥劑科主管藥師2名開展兩輪專家咨詢，咨詢內(nèi)容包括：(1)中藥注射劑抗腫瘤治療的療效、副反應(yīng)、費(fèi)用、優(yōu)劣勢；(2)中藥注射劑抗腫瘤治療偏好的8個(gè)屬性及水平等。第一輪咨詢采用焦點(diǎn)座談的方式對研究者初擬屬性進(jìn)行分析與修正，第二輪咨詢由專家獨(dú)立給出每一屬性及其水平的適合程度和賦分。研究團(tuán)隊(duì)依據(jù)專家意見深入討論，最終確定4個(gè)屬性(水平)：疾病控制率(30%、55%、80%)、惡心嘔吐(非常嚴(yán)重、嚴(yán)重、中等、輕微)、毒副反應(yīng)發(fā)生率(高、中、低)、每月自付治療費(fèi)用(9 000元、6 000元、3 000元)，如表1所示。

表1 醫(yī)患對中藥注射劑抗腫瘤治療偏好的屬性及其水平

1.2 醫(yī)患共同決策的測量工具

依據(jù)操作簡單且較為普遍常用的原則，本研究選取醫(yī)患共同決策問卷患者版(9-item Shared Decision Making Questionnaire,SDM-Q-9)[17]、醫(yī)患共同決策問卷醫(yī)生版(Shared Decision Making Questionnaire Physician Version，SDM-Q-DOC)[18]及決策期望量表(Control Preference Scale，CPS)[19]作為醫(yī)患共同決策的測量工具。其中，SDM-Q-9問卷和SDM-Q-DOC問卷分別包含9個(gè)條目，均采用Likert 5級評分法，從“完全不同意”到“完全同意”賦分1分～5分，得分越高，表明臨床共同決策程度越高。本研究將“完全不同意”和“不同意”歸為不同意，“同意”和“完全同意”歸為同意。CPS量表研究患者參與醫(yī)療決策的偏好，包含5個(gè)條目，選擇條目①或②為積極參與型；選擇條目③為共享決策型；選擇條目④或⑤則說明患者在參與治療決策過程中屬于被動(dòng)型。

表2 醫(yī)患對于中藥注射劑抗腫瘤治療偏好的主效應(yīng)模型比較分析

1.3 數(shù)據(jù)收集

本研究采用橫斷面調(diào)查法。第一階段根據(jù)方便抽樣原則，選取上海市9家樣本醫(yī)院(包括8家三甲醫(yī)院和1家三乙醫(yī)院)，涵蓋中醫(yī)、西醫(yī)及中西醫(yī)結(jié)合三類醫(yī)院；第二階段根據(jù)整群抽樣原則，于2020年10月—12月對樣本醫(yī)院樣本病區(qū)(腫瘤治療相關(guān)科室)某日的全部醫(yī)生(開具抗腫瘤中藥注射劑)及住院肺癌患者(曾經(jīng)使用過或正在使用抗腫瘤中藥注射劑)開展問卷調(diào)查，涉及上述三類醫(yī)院的腫瘤科、中醫(yī)腫瘤科、中醫(yī)科、中西醫(yī)結(jié)合科等。

調(diào)查前，由經(jīng)課題組培訓(xùn)的調(diào)查員向調(diào)查對象闡述研究目的和問卷主要內(nèi)容(包括離散選擇實(shí)驗(yàn)問卷、SDM-Q-9問卷、SDM-Q-DOC問卷、CPS量表)，在征得其同意后簽署知情同意書。隨后在調(diào)查員指導(dǎo)下，調(diào)查對象自行填寫問卷，填寫完成后，調(diào)查員當(dāng)場回收問卷。課題組成員對回收問卷進(jìn)行復(fù)核，剔除漏答總題數(shù)2/3以上、未按問卷說明作答的不合格問卷后由雙人錄入數(shù)據(jù)。本次調(diào)查共回收有效問卷532份，其中醫(yī)生問卷185份，患者問卷347份，符合本研究確定的最小樣本量要求。

1.4 統(tǒng)計(jì)分析方法

采用SPSS 25.0和Stata 15.1軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析，采用條件Logit模型及混合Logit模型估計(jì)效用函數(shù)。通過計(jì)算赤池信息準(zhǔn)則(AIC)及貝葉斯信息準(zhǔn)則(BIC)進(jìn)一步確定適合本研究的回歸模型。除每月自付治療費(fèi)用設(shè)置為連續(xù)型變量用于計(jì)算被調(diào)查者的支付意愿外，其余3個(gè)屬性均作啞變量處理。支付意愿旨在分析中藥抗腫瘤治療的患者及醫(yī)生對各屬性偏好程度的貨幣體現(xiàn)，可通過計(jì)算各屬性水平與每月自付治療費(fèi)用屬性之間的系數(shù)比值實(shí)現(xiàn)。數(shù)值大小表示被調(diào)查者相關(guān)屬性/水平變化的意愿支付。

2 結(jié)果與分析

2.1 醫(yī)患屬性偏好的比較分析

醫(yī)患對于中藥注射劑抗腫瘤治療偏好的主效應(yīng)模型比較分析如表2所示。根據(jù)各屬性由參照水平提升至最優(yōu)水平的回歸系數(shù)可知，醫(yī)患對于主要屬性的偏好及排序相似，均是疾病控制率提升產(chǎn)生的效用獲益最高，其次為惡心嘔吐的改善，再次為毒副反應(yīng)發(fā)生率的減輕。就疾病控制率而言，相比30%的疾病控制率，疾病控制率提升至80%可以顯著增加患者效用獲益，而對醫(yī)生產(chǎn)生的效用獲益低于患者(醫(yī)生：β=2.389;P< 0.001；患者：β=2.585;P< 0.001)。就惡心嘔吐而言，程度由非常嚴(yán)重改善為輕微對醫(yī)生產(chǎn)生的效用獲益高于患者(醫(yī)生：β=2.034;P< 0.001；患者：β=1.525;P< 0.001)。就毒副反應(yīng)發(fā)生率而言，發(fā)生率由高降至低為醫(yī)生帶來的效用獲益高于患者(醫(yī)生：β=0.781;P< 0.001；患者：β=0.575;P< 0.001)。此外，患者對于每月自付治療費(fèi)用較為關(guān)注(β=-0.000 038;P< 0.05)，而每月自付治療費(fèi)用的變化不影響醫(yī)生偏好。對于患者的支付意愿，疾病控制率、惡心嘔吐及毒副反應(yīng)發(fā)生率由最差到最優(yōu)，患者分別愿意支付32 073.6元～67 971.3元、17 114.9元～40 108.0元、10 001.9元～15 111.6元，其中，疾病控制率由30%提升至80%的支付意愿最高。

表3 醫(yī)患視角下中藥注射劑抗腫瘤治療過程中的決策模式

2.2 醫(yī)患雙方視角下的決策模式比較

醫(yī)患雙方視角下實(shí)際決策過程中的模式比較如表3所示。比較分析發(fā)現(xiàn)，在醫(yī)生視角下，78.4%的決策過程為患者與醫(yī)生共同參與，19.5%由醫(yī)生主導(dǎo)；而在患者視角下，90.2%的患者與醫(yī)生共同決策，僅有8.9%為患者被動(dòng)決策。可見，大多數(shù)醫(yī)生與患者認(rèn)為決策過程充分聽取了雙方意見，故本研究中的大部分決策模式為醫(yī)患共同決策。

2.3 醫(yī)患共同決策的參與度比較分析

醫(yī)生與患者參與決策的程度比較如圖1和圖2所示。從圖1可以看出，超過82%的醫(yī)生同意9個(gè)條目中的內(nèi)容，9個(gè)條目的平均得分在4.18分～4.40分之間，表明多數(shù)醫(yī)生與患者之間溝通良好，醫(yī)生有意識主動(dòng)讓患者參與到臨床治療決策中。從圖2可以看出，超過81%的患者同意9個(gè)條目中的內(nèi)容，9個(gè)條目的平均得分在4.22分～4.47分之間，高于醫(yī)生SDM-Q-DOC問卷平均得分。這表明多數(shù)患者與醫(yī)生之間具備充分溝通條件，并已參與到臨床治療決策中。

圖1 醫(yī)生SDM-Q-DOC得分

圖2 患者SDM-Q-9得分

以SDM-Q-DOC、SDM-Q-9問卷總得分為指標(biāo)進(jìn)行K-均值聚類分析[20-22]。結(jié)果顯示，167名(90.3%)醫(yī)生參與決策得分較高，表明絕大多數(shù)醫(yī)生可以幫助患者在中藥抗腫瘤治療過程中參與臨床決策；然而有18名(9.7%)醫(yī)生的參與決策得分偏低，說明仍有少部分醫(yī)生偏向于患者被動(dòng)決策模式；284名(81.8%)患者參與決策得分較高，表明大多數(shù)患者在診療過程中積極參與臨床決策，然而有63名(18.2%)患者參與決策得分偏低，說明仍有少部分患者傾向于被動(dòng)決策模式。總體而言，超過80%的醫(yī)生及患者在臨床決策過程中的參與度較高。

3 討論

3.1 醫(yī)生關(guān)注降低患者的惡心嘔吐及毒副反應(yīng)發(fā)生率，患者關(guān)注疾病控制率

本研究結(jié)果顯示，醫(yī)生對提高疾病控制率的偏好大于對改善惡心嘔吐的偏好，這與國外針對非小細(xì)胞肺癌治療中醫(yī)患偏好的研究結(jié)果相似[23]。但是，通過與患者的比較分析發(fā)現(xiàn)，醫(yī)生更加關(guān)注降低患者的惡心嘔吐及毒副反應(yīng)發(fā)生率，而患者更加關(guān)注疾病控制率。 究其原因，患者更加關(guān)注治療效果，而對惡心嘔吐及毒副反應(yīng)并不關(guān)注，也可能是由于信息不對稱，使患者對相關(guān)治療過程并不熟悉所致，尤其是對于血小板減少、白細(xì)胞減少、肝功能異常等毒副反應(yīng)的偏好要弱于疾病控制率。相對而言，醫(yī)生更多地從專業(yè)角度考慮惡心嘔吐及其他毒副反應(yīng)的發(fā)生情況。可見，醫(yī)患在中醫(yī)藥抗腫瘤治療技術(shù)的屬性選擇過程中存在一定偏好差異。

3.2 患者更關(guān)注自付治療費(fèi)用

醫(yī)生主效應(yīng)模型分析結(jié)果顯示，被調(diào)查的醫(yī)生對于患者自付治療費(fèi)用沒有偏好，即自付治療費(fèi)用的變化無法影響醫(yī)生群體的決策偏好，而患者更加關(guān)注自付治療費(fèi)用。這可能是由于醫(yī)生作為患者的“委托-代理人”這一特殊身份所致[24]。“委托-代理人”身份造成醫(yī)生群體普遍對于患者自付治療費(fèi)用沒有偏好，因此，對于醫(yī)院管理方、醫(yī)保監(jiān)管方和政府部門而言，有必要關(guān)注醫(yī)生的這一偏好特征，可以通過協(xié)同采取優(yōu)化衛(wèi)生人力資源、完善績效薪酬制度、改革醫(yī)保支付方式、加大衛(wèi)生財(cái)政投入、加強(qiáng)腫瘤治療領(lǐng)域中的衛(wèi)生技術(shù)評估等多維措施，為醫(yī)生決策提供必要的臨床證據(jù)和政策經(jīng)濟(jì)保障，以削弱醫(yī)生誘導(dǎo)需求的動(dòng)機(jī)，激發(fā)醫(yī)生為患者提供優(yōu)質(zhì)、有效、適宜的醫(yī)療服務(wù)的積極性，切實(shí)緩解腫瘤患者就醫(yī)經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，從而改善其健康和生活水平。

3.3 醫(yī)患偏好差異與決策模式差異影響患者滿意度及和諧醫(yī)患關(guān)系

醫(yī)患共同決策可以加強(qiáng)醫(yī)患之間的溝通合作，改善患者依從性，提升患者對于衛(wèi)生保健決策的滿意度[25]。因而，醫(yī)患雙方的共同決策水平是關(guān)注重點(diǎn)。通過偏好比較發(fā)現(xiàn)，醫(yī)患在中藥抗腫瘤治療技術(shù)的屬性選擇過程中存在一定偏好差異，醫(yī)生更加關(guān)注惡心嘔吐及其他毒副反應(yīng)，而患者更加關(guān)注疾病控制率及自付治療費(fèi)用。而在偏好差異的基礎(chǔ)上，78.4%的醫(yī)生和90.2%的患者認(rèn)為其參與的決策模式為醫(yī)患共同決策。值得一提的是，盡管本研究對醫(yī)患共同決策的內(nèi)涵界定與實(shí)施步驟作了明確闡釋，但是由于個(gè)人認(rèn)知或理解差異，部分患者或許簡單地將知情同意等同于共同決策，從而可能導(dǎo)致患者視角下的共同決策感知比實(shí)際值偏高。由于上述雙方視角的差異及信息不對稱，因此認(rèn)為醫(yī)患之間實(shí)際的共同決策模式比例應(yīng)在78.4%～90.2%之間，且更加偏向于78.4%(約80%)。因此，在雙方偏好存在差異的情況下，僅有約80%的決策充分考慮了雙方偏好差異，這在一定程度上可能會(huì)影響患者滿意度及和諧醫(yī)患關(guān)系。

4 本研究局限與展望

首先，由于本研究樣本人群僅來自上海市，研究結(jié)論在全國其他省市的外推存在一定局限，后續(xù)可擴(kuò)大樣本范圍，以了解不同區(qū)域的醫(yī)患偏好及共同決策現(xiàn)狀；其次，受離散選擇實(shí)驗(yàn)方法本身限制，本研究無法涵蓋全部可能影響患者臨床決策的屬性，且本研究用于確定屬性及其水平的咨詢專家來自一家醫(yī)院，后續(xù)研究中將繼續(xù)征詢更多具有代表性的專家意見；再次，離散選擇實(shí)驗(yàn)設(shè)定的選擇集為假想場景，所收集的偏好信息與臨床場景中醫(yī)患雙方的實(shí)際選擇是否一致，需更多研究進(jìn)一步驗(yàn)證；最后，本研究的患者研究群體為肺癌患者，不同腫瘤的用藥和療效不同，可能影響醫(yī)生與患者的期望與觀點(diǎn)，可通過選擇不同病種腫瘤患者進(jìn)一步驗(yàn)證。在醫(yī)患共同參與臨床決策過程中，在醫(yī)生與患者存在偏好差異時(shí)，如何取得醫(yī)患雙方?jīng)Q策偏好的總體一致性，弱化雙方差異，如何保障醫(yī)學(xué)技術(shù)在臨床推廣應(yīng)用中的有效性、安全性，如何處理不同技術(shù)使用者的個(gè)人動(dòng)機(jī)，進(jìn)而選擇最佳的治療方案，有待臨床及衛(wèi)生管理研究者和實(shí)踐者不斷探索。