于夢根，趙璇，李惠文，于亞航，袁蓓蓓，孟慶躍

健康風(fēng)險轉(zhuǎn)向以慢性病為主的背景下，我國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體系主要為急性疾病診治而非疾病防治結(jié)合設(shè)計，因此長期存在“重醫(yī)輕防”的問題，表現(xiàn)為：醫(yī)生預(yù)防服務(wù)問診時間短，服務(wù)連續(xù)性不足，缺少對患者長期追蹤管理［1］，忽視健康促進(jìn)與疾病預(yù)防在改善人群健康和降低疾病負(fù)擔(dān)中的作用［2］。2019-06-24，國務(wù)院印發(fā)《關(guān)于實(shí)施健康中國行動的意見》指出，預(yù)防是最經(jīng)濟(jì)、最有效的健康策略，強(qiáng)化醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)和醫(yī)務(wù)人員開展健康促進(jìn)與教育的激勵約束。2020-06-01正式實(shí)施的《基本醫(yī)療衛(wèi)生與健康促進(jìn)法》第六章第六十七條規(guī)定醫(yī)療衛(wèi)生人員在提供醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)時，應(yīng)當(dāng)對患者開展健康教育。衛(wèi)生服務(wù)提供者為更好地應(yīng)對慢性病肆虐和改善患者健康，需要提供整合連續(xù)、綜合協(xié)調(diào)的衛(wèi)生服務(wù)，通常與健康危險因素評估、預(yù)防服務(wù)咨詢、健康管理相聯(lián)系［3］，這要求其必須做出理念上和行動上一致的衛(wèi)生服務(wù)模式轉(zhuǎn)變。本研究假設(shè)獨(dú)立的基層醫(yī)務(wù)人員在其工作中應(yīng)兼顧醫(yī)療和預(yù)防服務(wù)，其對醫(yī)防整合服務(wù)的認(rèn)識，是醫(yī)防整合服務(wù)行為的關(guān)鍵決定因素；以基層醫(yī)護(hù)人員為調(diào)查對象，探索個體醫(yī)防整合認(rèn)識和其他因素對服務(wù)行為的影響，為引導(dǎo)和改變基層醫(yī)護(hù)人員在醫(yī)防整合上的理念、加強(qiáng)基層醫(yī)防整合服務(wù)提供政策建議。

1 對象與方法

1.1 研究對象 本研究調(diào)查時間、抽樣過程、研究對象和問卷調(diào)查方法同《我國基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)醫(yī)護(hù)人員對醫(yī)防整合的認(rèn)識評價》（《認(rèn)識評價》）［4］。由于新增指標(biāo)進(jìn)入分析，問卷填寫數(shù)據(jù)存在缺失情況，因此本研究中的樣本例數(shù)少于《認(rèn)識評價》。

1.2 研究方法

1.2.1 問卷調(diào)查 在《認(rèn)識評價》問卷?xiàng)l目基礎(chǔ)上，結(jié)合文獻(xiàn)［5-13］和專家論證，課題組進(jìn)行適合研究目的和測量方法的問卷指標(biāo)改編，增加“醫(yī)生和護(hù)士在日常服務(wù)過程中，健康教育與健康促進(jìn)、慢性病生活方式與行為指導(dǎo)等內(nèi)容占與患者全部交流時間的比例”（“預(yù)防服務(wù)時間占比”）和“固定找同一醫(yī)護(hù)人員尋求醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的患者比例”（“固定患者服務(wù)比例”）作為醫(yī)防整合服務(wù)行為，取值范圍0～100。共計發(fā)放問卷810份，與新增指標(biāo)相對應(yīng)的有效問卷數(shù)量分別是624份和609份，有效率為77.4%和75.2%。

1.2.2 統(tǒng)計學(xué)方法 醫(yī)療衛(wèi)生人員日常服務(wù)過程中的服務(wù)行為除了與自身基本特征有關(guān)，還與所在機(jī)構(gòu)管理制度、激勵政策等有關(guān)［14］。因此醫(yī)護(hù)人員服務(wù)行為的分布在個體間不具備獨(dú)立性，存在機(jī)構(gòu)內(nèi)的聚集性。本研究采用兩水平線性回歸模型，可以準(zhǔn)確判斷機(jī)構(gòu)水平和個體水平造成服務(wù)行為變異的貢獻(xiàn)程度，使得結(jié)果更真實(shí)有效。

使用EpiData3.1建庫，數(shù)據(jù)雙錄入實(shí)時檢驗(yàn)。應(yīng)用Stata 14.0統(tǒng)計軟件，進(jìn)行描述性分析，將控制變量和主要研究變量納入兩水平線性回歸模型和多元線性回歸模型進(jìn)行分析。根據(jù)研究目的，重點(diǎn)關(guān)注參與家庭醫(yī)生團(tuán)隊和個體醫(yī)防整合認(rèn)識變量的影響。在兩水平線性回歸模型應(yīng)用中，首先對機(jī)構(gòu)水平的殘差的方差用W檢驗(yàn)進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)，W=［（β-0）/σβ］2，其中W服從χ2分布，若P＜0.05，提示在機(jī)構(gòu)水平上具有聚集性。其次，以機(jī)構(gòu)作為分組變量，若超過組內(nèi)相關(guān)系數(shù)（ICC）取值為10%的標(biāo)準(zhǔn)［15］，提示資料的結(jié)構(gòu)層次明顯，有必要使用兩水平模型，低于10%，提示資料的結(jié)構(gòu)層次不是十分明顯，適合應(yīng)用多元線性回歸模型。再者，通過計算零模型和含協(xié)變量模型的-2*loglikelihood之差，即似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計量D（近似服從ν=X2-X1的χ2分布，X1、X2分別是零模型和含協(xié)變量模型的自變量個數(shù)），判斷模型是否有意義。

2 結(jié)果

2.1 調(diào)查對象基本情況 調(diào)查對象性別、學(xué)歷、執(zhí)業(yè)資格、編制和專業(yè)技術(shù)職稱等基本情況同《認(rèn)識評價》。78.2%（535/684）的醫(yī)護(hù)人員參與家庭醫(yī)生團(tuán)隊；在日常服務(wù)過程中，38.7%（265/684）、50.0%（342/684）和49.9%（341/684）的醫(yī)護(hù)人員感知到的環(huán)境支持、合作互動和專業(yè)界限程度高于平均值，在3個認(rèn)識因素變量上，樣本分布相對均勻（見表1）。

2.2 醫(yī)護(hù)人員醫(yī)防整合服務(wù)行為的兩水平零模型檢驗(yàn) 醫(yī)護(hù)人員自報預(yù)防服務(wù)時間占比均值 為（37.7±23.033）%，固定患者服務(wù)比例均值為（27.3±24.312）%。根據(jù)表2結(jié)果，W1=（62.660/21.057）2=8.85，W2=（30.892/15.676）2=3.88，查χ2界值表得P1＜0.01 和P2＜0.05，提示在機(jī)構(gòu)水平上具有聚集性。ICC1=62.660/（62.660+470.027）=11.76%，說明醫(yī)護(hù)人員預(yù)防服務(wù)時間占比的變異歸屬于機(jī)構(gòu)水平的部分占比為11.76%。ICC2=30.892/（30.892+560.624）=5.22%，說明醫(yī)護(hù)人員固定患者服務(wù)比例行為的變異歸屬于機(jī)構(gòu)水平的部分僅占5.22%，提示資料的結(jié)構(gòu)層次不是十分明顯，適合應(yīng)用多元線性回歸模型。

表1 基層醫(yī)護(hù)人員其他基本信息Table 1 Other basic information of primary care doctors and nurses

表2 醫(yī)護(hù)人員醫(yī)防整合服務(wù)行為兩水平線性回歸零模型Table 2 Two-level liner regression zero model for factors associated with primary care doctors and nurses' behaviors in the delivery of integrated medical and preventive services

2.3 醫(yī)護(hù)人員預(yù)防服務(wù)時間占比影響因素的兩水平線性回歸分析 以預(yù)防服務(wù)時間占比為因變量（賦值：以具體值納入）；在自變量中，控制變量包括人員類型、性別、學(xué)歷、執(zhí)業(yè)資格、編制、專業(yè)技術(shù)職稱、從醫(yī)年限（賦值：醫(yī)生=0，護(hù)士=1；性別男=0，女=1；學(xué)歷大專及以下=0，本科及以上=1；執(zhí)業(yè)資格無=0，有=1；編制外=0，編制內(nèi)=1；專業(yè)技術(shù)職稱其他=0，副高級及以上=1，中級=2，師級/助理=3；從醫(yī)年限以具體值納入）基本社會學(xué)特征；主要研究變量是個體服務(wù)過程中感知到環(huán)境支持、合作互動、專業(yè)界限和參與家庭醫(yī)生團(tuán)隊情況（賦值：否=0，是=1）。其中環(huán)境支持、合作互動和專業(yè)界限3個因素的測量是基于調(diào)查問卷中關(guān)于醫(yī)防整合認(rèn)識的自我開發(fā)量表，在文獻(xiàn)研究基礎(chǔ)上選擇潛在影響醫(yī)務(wù)人員整合行為的因素，轉(zhuǎn)化成相應(yīng)描述，由醫(yī)務(wù)人員自填問卷回答同意的程度；然后經(jīng)因子分析降維處理，形成機(jī)構(gòu)、科室和個人3個層次的認(rèn)識變量，是二分類變量（賦值：均值以下=0，均值以上=1），反映醫(yī)護(hù)人員日常服務(wù)過程中感知到的環(huán)境支持程度高低、不同人員和科室協(xié)作程度多少及醫(yī)防界限觀念的輕重（詳見《認(rèn)識評價》）。

在零模型基礎(chǔ)上，建立兩水平隨機(jī)截距模型。統(tǒng)計量D為5 661.303-5 627.486=33.817，與自由度為10的χ2分布臨界值（置信水平設(shè)為0.05，χ2（10，0.95）=18.307）相比較是顯著的，因此變量引入模型有意義，可以顯著改善模型的擬合度。同時，與零模型相比，在加入多個解釋變量后個體水平的殘差由470.027減少到460.130，使得殘差更純，統(tǒng)計結(jié)論更加接近真實(shí)。

結(jié)果顯示，控制其他條件不變，參與家庭醫(yī)生團(tuán)隊的醫(yī)護(hù)人員相較于沒有參與的，日常服務(wù)過程中，預(yù)防服務(wù)時間占比提高5.244%（P=0.034）；醫(yī)護(hù)人員感知到的環(huán)境支持程度高低對日常服務(wù)過程中的預(yù)防服務(wù)時間占比影響不明顯（P=0.213）；醫(yī)護(hù)人員在日常服務(wù)過程中合作互動程度越高、專業(yè)界限思維程度越低，其預(yù)防服務(wù)時間占比越高，分別提高5.527%（P=0.004）和4.026%（P=0.029）（見表3）。

隨機(jī)截距模型沒有加入不同機(jī)構(gòu)對解釋變量的影響，解釋變量“是否參與家庭醫(yī)生團(tuán)隊”的回歸系數(shù)不隨機(jī)構(gòu)的變化而變化，即在不同機(jī)構(gòu)間醫(yī)護(hù)人員是否參與家庭醫(yī)生團(tuán)隊對預(yù)防服務(wù)時間占比的影響是一致的（見圖1）。較之隨機(jī)截距模型，隨機(jī)斜率模型在個體水平的殘差由460.130進(jìn)一步縮小至457.060，隨機(jī)截距模型中顯示在α=0.05水平上有統(tǒng)計學(xué)差異的自變量沒有改變，且在隨機(jī)效應(yīng)部分出現(xiàn)了解釋變量“是否參與家庭醫(yī)生團(tuán)隊”與機(jī)構(gòu)的協(xié)方差項(xiàng)20.337。由于該項(xiàng)為正數(shù)，在本研究中具體解釋為若一個鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院或社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心對醫(yī)護(hù)人員預(yù)防服務(wù)時間占比影響越明顯（截距取值越大），意味著醫(yī)護(hù)人員參與家庭醫(yī)生團(tuán)隊建設(shè)對預(yù)防服務(wù)時間占比的影響越大，增長越快（回歸系數(shù)越陡）（見圖2）。

2.4 醫(yī)護(hù)人員固定患者服務(wù)比例影響因素的多元線性回歸分析 以固定患者服務(wù)比例為因變量（賦值：以具體值納入）；自變量包括人員類型、性別、學(xué)歷、專業(yè)技術(shù)職稱、專業(yè)課程培訓(xùn)、本機(jī)構(gòu)工作年限（賦值：醫(yī)生=0，護(hù)士=1；性別男=0，女=1；學(xué)歷研究生=0，本科=1，大專=3，大專以下=4；執(zhí)業(yè)資格無=0，有=1；編制外=0，編制內(nèi)=1；專業(yè)技術(shù)職稱其他=0，副高及以上=1，中級=2，師級/助理=3；無專業(yè)課程培訓(xùn)=0，有專業(yè)課程培訓(xùn)=1；本機(jī)構(gòu)工作年限以具體值納入）基本社會學(xué)特征，以及個體服務(wù)過程中感知到環(huán)境支持、合作互動、專業(yè)界限和參與家庭醫(yī)生團(tuán)隊情況（賦值：否=0，是=1）。結(jié)果顯示，日常服務(wù)過程，不同性別人員固定患者服務(wù)比例差異不明顯（P=0.741）；大專以下學(xué)歷人員高于研究生（P=0.044），本科和大專則無統(tǒng)計學(xué)差異（P＞0.05）；專業(yè)技術(shù)職稱對醫(yī)護(hù)人員固定患者服務(wù)比例的影響無統(tǒng)計學(xué)意義；參與家庭醫(yī)生團(tuán)隊的醫(yī)護(hù)人員相較于未參與的提高10.505%（P＜0.001）；合作互動程度高的醫(yī)護(hù)人員相較于低的提高4.474%（P=0.029）；本機(jī)構(gòu)工作年限每增加一年，固定患者服務(wù)比例提高0.406%（P=0.009，見表4）。

表3 醫(yī)護(hù)人員預(yù)防服務(wù)時間占比影響因素的兩水平線性回歸模型Table 3 Two-level linear regression analysis of factors associated with primary care doctors and nurses' self-reported percentage of preventive service delivery time

圖1 預(yù)防服務(wù)時間占比的隨機(jī)截距模型建立Figure 1 The random intercept model of primary care doctors and nurses'self-reported percentage of preventive service delivery time

圖2 預(yù)防服務(wù)時間占比的隨機(jī)斜率模型建立Figure 2 The random slope model of primary care doctors and nurses'self-reported percentage of preventive service delivery time

3 討論

3.1 專業(yè)合作與正確醫(yī)防觀增加預(yù)防服務(wù)時間占比基本衛(wèi)生服務(wù)需要不同種類衛(wèi)生人員整合協(xié)作，應(yīng)用互補(bǔ)的知識、技能和方法，最大化利用有限資源；基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)不同領(lǐng)域的專業(yè)人員攜手合作提供預(yù)防與治療組合式服務(wù)，即形成專業(yè)整合［16-17］。陸萍等［18］對上海市某社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心全科醫(yī)生聯(lián)合其他衛(wèi)生技術(shù)人員組成團(tuán)隊服務(wù)模式前后的對照研究發(fā)現(xiàn)，被管理對象高血壓和糖尿病有效控制率和生化生理指標(biāo)明顯改善。本研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)醫(yī)護(hù)人員僅了解自身臨床醫(yī)療和臨床護(hù)理專業(yè)，對預(yù)防性公共衛(wèi)生服務(wù)作用認(rèn)可度較低時，花費(fèi)在健康教育與健康促進(jìn)、慢性病生活方式與行為指導(dǎo)等內(nèi)容上的時間占比會減少。無論臨床，還是護(hù)理、預(yù)防等專業(yè)，都具有該領(lǐng)域內(nèi)包含價值觀、理念、習(xí)慣和行為等方面獨(dú)有的文化特征。建議對衛(wèi)生技術(shù)人員的教育培養(yǎng)以現(xiàn)代醫(yī)學(xué)模式為導(dǎo)向，改變明顯區(qū)分醫(yī)療和預(yù)防專業(yè)的習(xí)慣，樹立預(yù)防服務(wù)觀念；同時醫(yī)務(wù)人員需要認(rèn)識到合作大于單個個體作用，在短期內(nèi)自身的醫(yī)防整合能力有限的條件下，要發(fā)揮不同專業(yè)人員協(xié)同效應(yīng)，從而將預(yù)防服務(wù)行為融入診療過程中。

表4 醫(yī)護(hù)人員固定患者服務(wù)比例影響因素的多元線性回歸分析Table 4 Multiple linear regression analysis of factors associated with primary care doctors and nurses'self-reported percentage of regular patients encountered

3.2 家庭醫(yī)生簽約制度增強(qiáng)醫(yī)防整合 研究發(fā)現(xiàn)，家庭醫(yī)生團(tuán)隊建設(shè)有助于醫(yī)護(hù)人員將健康教育與健康促進(jìn)、慢性病生活方式與行為指導(dǎo)等預(yù)防服務(wù)與臨床治療整合開展，并且當(dāng)機(jī)構(gòu)內(nèi)醫(yī)務(wù)人員主動在患者臨床診療過程中提供預(yù)防服務(wù)時，家庭醫(yī)生團(tuán)隊建設(shè)更能激發(fā)其注重醫(yī)防整合的馬太效應(yīng)。相較于醫(yī)生，護(hù)士在日常服務(wù)過程中，預(yù)防服務(wù)時間占比更高，這與當(dāng)前基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)中普遍存在護(hù)士更多承擔(dān)基本公共衛(wèi)生服務(wù)工作是一致的。這提示醫(yī)護(hù)之間服務(wù)任務(wù)分配，醫(yī)生實(shí)施患者臨床醫(yī)療時，護(hù)士完成健康教育、健康管理等預(yù)防服務(wù)，也許有利于更好發(fā)揮整合服務(wù)優(yōu)勢。例如北京德勝社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心家庭醫(yī)生服務(wù)模式中，醫(yī)生主要落實(shí)門診診療任務(wù)，負(fù)責(zé)簽約患者的藥物管理；護(hù)士除執(zhí)行醫(yī)囑進(jìn)行護(hù)理操作外，協(xié)助團(tuán)隊醫(yī)生落實(shí)簽約患者與家屬的公共衛(wèi)生與健康管理職責(zé)［19］。建議各地繼續(xù)以家庭醫(yī)生團(tuán)隊建設(shè)為載體，以患者為中心，以高血壓、糖尿病等慢性病管理為突破口，明確團(tuán)隊人員分工，積極協(xié)作配合，通過內(nèi)外激勵措施讓團(tuán)隊產(chǎn)生化學(xué)反應(yīng)，真正融合服務(wù)，圍繞患者醫(yī)療和預(yù)防需求提供醫(yī)防整合服務(wù)。

3.3 家庭醫(yī)生團(tuán)隊建設(shè)和人員穩(wěn)定性影響醫(yī)防整合是否參與家庭醫(yī)生團(tuán)隊是醫(yī)護(hù)個體固定患者服務(wù)比例最主要的影響因素。家庭醫(yī)生團(tuán)隊政策下，居民往往與組建的醫(yī)護(hù)團(tuán)隊簽約，然后醫(yī)生坐診提供診療服務(wù)，護(hù)士提供隨訪和管理性質(zhì)的服務(wù)。參加家庭醫(yī)生團(tuán)隊也是醫(yī)護(hù)人員預(yù)防服務(wù)時間占比提高的促進(jìn)因素，簽約患者與團(tuán)隊成員建立緊密聯(lián)系，更了解患者長期和綜合的健康狀況，自然而然可以為患者提供更多的健康教育、隨訪管理等整合型服務(wù)。醫(yī)療衛(wèi)生人員在同一基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)中從業(yè)時間越長，患者經(jīng)常找其尋求醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的可能性越高，越有機(jī)會培養(yǎng)和諧的、長期聯(lián)系的醫(yī)患關(guān)系，從而保證服務(wù)連續(xù)性。有研究表明，基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)醫(yī)務(wù)人員呈現(xiàn)流動頻繁，流失嚴(yán)重現(xiàn)象，并且有“年輕化”和“高職稱化”“出走”趨勢，不僅不利于基層衛(wèi)生人才隊伍建設(shè)的穩(wěn)定性，也違背了基本衛(wèi)生保健連續(xù)性的前提條件［20-22］。建議持續(xù)推進(jìn)家庭醫(yī)生團(tuán)隊簽約服務(wù)，穩(wěn)定基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)人才隊伍，讓患者逐步養(yǎng)成家庭醫(yī)生健康管理、基層首診就醫(yī)的習(xí)慣。

3.4 創(chuàng)新性和局限性 本研究改編并自主設(shè)計醫(yī)防整合服務(wù)行為指標(biāo)，描述行為現(xiàn)狀，并分析其促進(jìn)和障礙因素，從而為有針對性地制定醫(yī)防整合服務(wù)政策提供參考依據(jù)。對服務(wù)行為的測量，主要依靠主觀性的自評指標(biāo)，缺乏客觀性指標(biāo)支撐，同時橫斷面調(diào)查側(cè)重于關(guān)聯(lián)性解釋，難以判斷因果關(guān)系。

作者貢獻(xiàn)：于夢根、袁蓓蓓、孟慶躍負(fù)責(zé)文章的構(gòu)思與設(shè)計、結(jié)果的分析與解釋、論文的修訂；袁蓓蓓、孟慶躍負(fù)責(zé)研究的實(shí)施與可行性分析、文章的質(zhì)量控制及審校，并對文章整體負(fù)責(zé)，監(jiān)督管理；于夢根、趙璇、李惠文、于亞航、袁蓓蓓負(fù)責(zé)數(shù)據(jù)收集；于夢根、趙璇、李惠文、于亞航負(fù)責(zé)數(shù)據(jù)整理、統(tǒng)計學(xué)處理；于夢根撰寫論文；于夢根、袁蓓蓓負(fù)責(zé)英文的修訂。

本文無利益沖突。