——高亞娟 王蜜源 張鳳鑾 吳 欣

家庭醫(yī)生簽約服務是指以家庭醫(yī)生服務團隊為核心，以簽約方式建立家庭與全科醫(yī)生之間長期穩(wěn)定的服務關系[1]。家庭醫(yī)生簽約服務是促進醫(yī)療衛(wèi)生工作重心下沉的重要醫(yī)療模式[2]。本研究收集2010年1月1日-2020年8月1日公開發(fā)表的關于我國家庭醫(yī)生簽約服務意愿影響因素的文獻，對我國家庭醫(yī)生簽約意愿相關因素進行Meta分析，以期為家庭醫(yī)生服務模式在我國的發(fā)展提供參考。

1 資料與方法

1.1 文獻檢索

檢索PubMed數(shù)據(jù)庫、Embase數(shù)據(jù)庫、Cochrane數(shù)據(jù)庫、中國知網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(CNKI)、萬方數(shù)據(jù)庫、維普期刊數(shù)據(jù)庫中公開發(fā)表的關于我國家庭醫(yī)生服務簽約意愿相關因素的研究文獻，檢索時限為2010年1月1日-2020年8月1日。中文主題檢索詞為“家庭醫(yī)生”“簽約意愿”“相關/影響因素”；英文檢索詞為“Family Doctor Contract Service/General Practitioner Contract Service”“China/Chinese”“Influencing Factors/Risk Factors”。在上述各數(shù)據(jù)庫中進行交叉檢索以免遺漏，同時輔以手工檢索和文獻追溯法獲取更多相關文獻。

1.2 納入與排除標準

納入標準：(1)國內(nèi)外公開發(fā)表的2010年1月1日-2020年8月1日關于我國家庭醫(yī)生簽約意愿相關因素的文獻；(2)研究類型為橫斷面研究；(3)原始數(shù)據(jù)完整，可提取出家庭醫(yī)生簽約意愿率數(shù)據(jù)。

排除標準：(1)與研究目的無關的文獻；(2)對特殊人群簽約意愿的調(diào)查研究(如殘疾、失獨人群)；(3)重復發(fā)表、樣本量小(樣本量<30)、文獻可靠性低的研究。

1.3 文獻質(zhì)量評價

采用美國醫(yī)療保健研究與質(zhì)量局(Agency for Healthcare Research and Quality，AHRQ)推薦的橫斷面研究質(zhì)量評價標準[3]，總計11個條目，分別為：(1)是否明確資料來源；(2)是否列出暴露組和非暴露組的納排標準；(3)是否有鑒別患者時間段；(4)研究對象是否連續(xù)；(5)評價者的主觀因素是否掩蓋了研究對象其他方面情況；(6)是否描述了任何為保證質(zhì)量而進行的評估；(7)是否解釋了排除患者的理由；(8)是否描述了控制混雜因素的措施；(9)是否描述了缺失數(shù)據(jù)如何處理；(10)是否總結了患者的應答率；(11)是否描述了隨訪結果。若回答結果為“否”或“不清楚”計0分，為“是”計1分。0分～3分為低質(zhì)量文獻，4分～7分為中等質(zhì)量文獻，8分～11分為高質(zhì)量文獻。

1.4 文獻篩選及資料提取

1.4.1 文獻篩選 遵從Cochrane協(xié)作網(wǎng)系統(tǒng)評價員手冊5.0.2版關于研究入選的方法，將不同數(shù)據(jù)庫檢索結果導入文獻管理軟件NoteExpress中，運用NoteExpress軟件題錄查重功能，刪除從各個數(shù)據(jù)庫導入的重復文獻，并通過閱讀題目及摘要對初步納入文獻進行第二次篩選；閱讀全文進行第三次篩選，確定最終符合納入標準的文獻。由兩名研究者獨立篩選文獻，兩人交叉核對結果，遇到分歧無法解決由第3名研究者裁定。

1.4.2 資料提取 提取納入研究的以下信息或數(shù)據(jù)：第一作者、發(fā)表時間、省份、地區(qū)、樣本量、簽約人數(shù)、研究因素等。

1.5 統(tǒng)計分析方法

運用Stata 15軟件進行統(tǒng)計分析，效應量采用家庭醫(yī)生簽約意愿的相關因素OR值及其95%CI進行描述。對納入文獻進行異質(zhì)性檢驗，P≥0.1、I2<50%提示無明顯統(tǒng)計學異質(zhì)性，采用固定效應模型；P<0.1、I2≥50%提示存在統(tǒng)計學異質(zhì)性，選用隨機效應模型進行合并分析。通過比較固定效應模型與隨機效應模型合并的差異進行敏感性分析。發(fā)表偏倚使用漏斗圖及Egger's test法進行測評。

2 結果

2.1 檢索結果

初步檢索出3 828篇文獻，最終納入21篇文獻(20篇中文文獻，1篇英文文獻)，所有文獻均為橫斷面研究。累計調(diào)查人數(shù)23 727人，簽約人數(shù)共12 328人，簽約率為51.96%。6項調(diào)查在北方，15項調(diào)查在南方，共涉及全國11個省市。21篇文獻質(zhì)量評價得分在4分～6分之間，屬于中等質(zhì)量文獻。見表1。

2.2 Meta分析結果

異質(zhì)性檢驗結果顯示，性別、年齡、文化程度、醫(yī)療費用支付方式、婚姻狀況、是否有慢病、對家庭醫(yī)生知曉度、社區(qū)首診接受度、戶口、家庭收入水平、職業(yè)、自評健康狀況存在顯著異質(zhì)性(P<0.1)，采用隨機效應模型合并結果；民族因素不存在顯著異質(zhì)性，采用固定效應模型合并結果(P>0.1)。Meta分析結果顯示，年齡、醫(yī)療費用支付方式、婚姻狀況、是否有慢病、對家庭醫(yī)生知曉度、社區(qū)首診接受度、民族、自評健康狀況是影響家庭醫(yī)生簽約意愿的相關因素，其中，年齡≥60歲、有醫(yī)療保險、有婚姻史、有慢病、知曉家庭醫(yī)生簽約服務、接受社區(qū)首診是家庭醫(yī)生簽約意愿的促進因素，民族為漢族、自評健康狀況好或者一般是家庭醫(yī)生簽約意愿的阻礙因素。

2.3 敏感性分析

采用固定效應模型和隨機效應模型對上述因素進行敏感性分析，結果顯示，不同模型合并OR值及其95%CI結果比較接近，表明本研究的Meta分析穩(wěn)定性好。見表2。

2.4 發(fā)表偏倚估計

對納入文獻超過10篇的因素進行發(fā)表偏倚估計，性別、年齡、文化程度、醫(yī)療費用支付方式、是否有慢病、職業(yè)等6個因素納入文獻超過10篇，可以進行發(fā)表偏倚評估。在漏斗圖中，6個因素的漏斗圖散點幾乎均勻分布在軸線兩側，進一步采用egger test法進行定量分析，結果顯示，年齡因素(P=0.036)存在一定發(fā)表偏倚，性別(P=0.874)、文化程度(P=0.853)、醫(yī)療費用支付方式(P=0.188)、是否有慢病(P=0.741)、職業(yè)(P=0.425)不存在發(fā)表偏倚。

表1 納入文獻基本情況

表2 敏感性分析

3 討論

3.1 家庭醫(yī)生服務簽約意愿影響因素分析

建立居民和家庭醫(yī)生之間的簽約制度有利于建立穩(wěn)定的醫(yī)患關系，引導患者有序就醫(yī)，提升衛(wèi)生服務水平[25]。依據(jù)本研究結果，對家庭醫(yī)生服務簽約意愿促進和阻礙因素分析如下。

3.1.1 年齡≥60歲的人群家庭醫(yī)生服務簽約率更高 這類人群身體健康狀況逐漸發(fā)生變化，對自身身體健康狀況關注度越來越高，對醫(yī)療的需求隨之增加。有研究表明，在發(fā)達國家，越來越多的老年人罹患多種疾病，25%的65歲～69歲的老人和50%的80歲～84歲老人都同時患有兩種或以上慢性疾病。同時，由于老年人對社區(qū)衛(wèi)生服務利用度高，所以老年人是初級衛(wèi)生保健服務的重點關注人群[26]。

3.1.2 是否有醫(yī)療保險的人群家庭醫(yī)生服務簽約率不同 與無任何醫(yī)療保險的人群相比，我國有醫(yī)療保險的人群家庭醫(yī)生服務簽約率較高。醫(yī)療保險是一項社會保險制度，可以補償勞動者因疾病風險而造成的醫(yī)療損失，從而減輕醫(yī)療費用的負擔。家庭醫(yī)生簽約服務費可由醫(yī)保基金、基本公共衛(wèi)生服務經(jīng)費和簽約居民付費等分擔。因此，有醫(yī)療保險的人群更傾向于簽約家庭醫(yī)生服務。

3.1.3 是否有婚姻史的人群家庭醫(yī)生服務簽約率存在差異 有過婚姻史的人群簽約率較高。相關研究[27]發(fā)現(xiàn)，不同婚姻狀態(tài)對個體健康狀況存在一定影響，主要表現(xiàn)在慢性病、自評健康、抑郁程度等多個健康指標。同時，有過婚姻史的人群更關注兩性健康、兩癌篩查(宮頸癌和乳腺癌)、養(yǎng)生保健、慢病防治管理、優(yōu)生優(yōu)育、兒童早期疾病防治(定期注射預防疫苗)等。家庭醫(yī)生服務可以逐漸建立與患者的伙伴關系，從而推動開展疾病防治、用藥咨詢和健康管理的步伐。

3.1.4 患有慢病人群家庭醫(yī)生服務簽約率較高 一方面, 慢病人群簽約后在用藥方面可以享受醫(yī)保報銷比例提高等優(yōu)惠政策, 經(jīng)濟負擔得以減輕；另一方面, 相比其他人群,慢病人群可以享受到更多的國家基本公共衛(wèi)生服務和個性化健康管理服務[28]。慢病患者需要長期規(guī)范化管理，而慢病防治作為家庭醫(yī)生服務的重點核心內(nèi)容，可不斷提高患者的慢病管理意識，進一步實現(xiàn)在家庭醫(yī)生服務框架下患者主動進行自我慢病管理的良性循環(huán)[29]。

3.1.5 家庭醫(yī)生服務情況知曉度高的人群更傾向簽約 知曉度反映了人群在記憶里追溯特定事物屬性的能力。家庭醫(yī)生服務的宣傳對于提高家庭醫(yī)生服務的簽約率具有積極作用。因此，加大家庭醫(yī)生服務的宣傳力度，讓社會各階層充分了解家庭醫(yī)生服務內(nèi)涵具有重要意義。

3.1.6 是否接受社區(qū)首診的人群家庭醫(yī)生服務簽約率存在一定差異 社區(qū)首診制對家庭醫(yī)生服務簽約意愿產(chǎn)生了一定影響。社區(qū)首診接受度越高，簽約率越高。社區(qū)首診制度被稱為“守門人制度”，是家庭醫(yī)生制度的基礎和居民健康及衛(wèi)生經(jīng)費的保障[30]。居民身體出現(xiàn)健康狀況首先在社區(qū)醫(yī)院就診，無法解決的再轉診至醫(yī)院接受?？坪妥≡褐委煟鐓^(qū)首診制在一定程度上起到了分診作用。社區(qū)衛(wèi)生服務水平的不斷提高，使患者對社區(qū)首診接納度逐漸提高，從而進一步發(fā)揮了家庭醫(yī)生服務的優(yōu)越性。

3.1.7 不同民族的家庭醫(yī)生簽約率存在一定差異 和少數(shù)民族相比，漢族人群的家庭醫(yī)生服務簽約率較低。民族這一影響因素所納入的兩篇文獻均來自烏魯木齊,烏魯木齊為多民族居住地，考慮與當?shù)鼐用駥彝メt(yī)生服務知曉偏差或調(diào)查過程中存在語言交流障礙相關[20]。

3.1.8 自評健康狀況差異導致家庭醫(yī)生服務簽約率不同 自評健康狀況好或者一般的人群，家庭醫(yī)生服務簽約率較低。健康狀況良好的人群對于家庭醫(yī)生服務需求較低，因此簽約率不高。隨著自身健康狀況逐漸變差，簽約率會逐漸提高。

3.2 改進建議

針對本研究結果，提出應從居民角度出發(fā)，逐漸完善家庭醫(yī)生簽約服務政策的推廣和施行：(1)提高居民對于家庭醫(yī)生服務知曉率。通過簡單、易懂、可接受的宣傳方式，幫助居民了解家庭醫(yī)生服務簽約制度；(2)加強全科醫(yī)生醫(yī)學素質(zhì)培養(yǎng)，提高社區(qū)衛(wèi)生服務水平，完善補償機制，為年齡較大、罹患多種慢病的人群健康提供保障，促進服務的可持續(xù)發(fā)展；(3)完善社區(qū)首診制，細化治療疾病層次，吸引居民參與，逐步改變擔心社區(qū)衛(wèi)生服務誤診心態(tài)；(4)努力挖掘和探索自評健康狀況良好人群的服務需求，進一步打造符合現(xiàn)代醫(yī)學模式的家庭醫(yī)生簽約服務。

3.3 本研究局限

雖然本研究嚴格按照納排標準篩選相關文獻進行Meta分析，但仍存在一定局限性：第一，本研究納入原始文獻均為橫斷面研究，無法確定家庭醫(yī)生服務簽約率與影響因素之間明確的因果關系，證據(jù)等級略低；第二，納入文獻的原始研究樣本量較小，不同研究樣本量差距較大，最大樣本量為2 886，最小樣本量為93，存在一定程度的異質(zhì)性；第三，本研究沒有對特殊人群的家庭醫(yī)生服務簽約率進行分析，且納排標準較嚴格，在一定程度上影響了結局的外推性；第四，原始文獻質(zhì)量不高，均為中等質(zhì)量文獻，可能導致最終的合并結果存在一定的誤差偏倚。