主診醫(yī)師負責制對醫(yī)療效率的影響研究

■ 任在方 張秀偉 張春瑜 張嚴兮 馮 麗 井 玲 徐培越 丁晶宏

主診醫(yī)師負責制（attending）是在評聘分開的基礎上，每個科室設置若干個醫(yī)療小組。組內(nèi)由1名具有副主任醫(yī)師以上、1名主治醫(yī)師以上和數(shù)名住院醫(yī)師以上資格組成，按需設崗，無論之前擔任過何種職務，都需按相應的流程，參與競聘相應的崗位[1]。醫(yī)療小組以團隊合作模式，全權(quán)負責到院病人的門診、住院、手術(shù)、會診、出院后隨訪等一系列醫(yī)療服務工作，并對所負責的病人醫(yī)療服務質(zhì)量把關(guān)[2-3]。

為提升醫(yī)療服務質(zhì)量和人文關(guān)懷，提高運營和管理效率，2016年8月以來，中日友好醫(yī)院開始推行主診醫(yī)師負責制，細化和完善了傳統(tǒng)的三級醫(yī)師查房制度，帶來了諸多醫(yī)療服務和治理模式的改變。主診醫(yī)師競聘上崗，全面負責所診治患者的醫(yī)療、教學和科研工作，對病人的門診、入院、診斷、治療、出院以及隨訪等全部醫(yī)療過程負責。同時還配套護理垂直管理和績效分配改革措施，以主管院長-護理部-科護士長-護士長為管理主線，打破醫(yī)護一體的局面；績效改革細化了責任單元和考核單元，考核到組到人，打破績效的均等分配。

主診醫(yī)師負責制明確了各級醫(yī)務人員的權(quán)責關(guān)系，賦予了主診醫(yī)師更多的質(zhì)量自主權(quán)，同時引入競爭機制，充分調(diào)動員工的工作積極性，整體提升了醫(yī)療服務質(zhì)量，但均缺乏統(tǒng)計學的有力支持[4]。本研究擬采用間斷時序分析，剔除自然成長的因素影響，定量分析主診醫(yī)師負責制對醫(yī)院運營效率帶來的影響，以期為主診醫(yī)師負責制的推行提供決策參考。

1 對象與方法

1.1 對象

回顧性搜集改革前（2015年1月 2016年7月）和改革后（2016年8月 2017年12月）中日友好醫(yī)院的平均住院日、出院患者數(shù)以及床位使用率，國際部、干部保健科業(yè)務數(shù)據(jù)不納入本項研究。

1.2 方法

1.2.1 資料來源。以月為單位，從HIS系統(tǒng)直接提取中日友好醫(yī)院的平均住院日、出院患者數(shù)及床位使用率等信息。

1.2.2 研究方法。用t檢驗比較主診醫(yī)師負責制實施前后各效率指標的變化情況。用間斷時間序列法，分析剔除這些指標自然成長的因素后，主診醫(yī)師負責制對醫(yī)療效率的影響。統(tǒng)計分析采用SPSS軟件實現(xiàn)。

1.2.3 間斷時間序列法。間斷時間序列法先利用歷史數(shù)據(jù)預測“非改革”狀態(tài)下各指標的表現(xiàn)水平代替改革前實際水平，再與改革后水平進行比較，從而在無參照組的情況下能夠較合理地利用自身進行對照，被稱為“管理中的干預分析模型”。 控制并排除干預前時間序列由歷史或成熟因素引起的長期趨勢變化(如線性趨勢，逐月或逐年，增加或減少) 對結(jié)果的影響，從而正確評價干預對結(jié)果所起的真實效果。建立模型如下：

其中，y為因變量，即本文中具體評價指標（平均住院日、出院患者數(shù)、床位使用率）；β0為常數(shù)項，代表政策實施前的y水平；β1為政策實施前因變量的變化趨勢；β2為政策實施后因變量的變化水平；β3反映了政策實施后的變化趨勢與開展前的差值；ε為隨機誤差。

2 結(jié)果

2.1 主診醫(yī)師負責制對平均住院日的影響

如表1所示，實施主診醫(yī)師負責制前19個月平均住院日為8.77±0.62天，實施后17個月平均住院日為7.72±0.31天，實施前后平均住院日差異具有統(tǒng)計學意義（P＜0.001）。表2間斷時間序列回歸模型顯示，實施主診醫(yī)師負責制前平均住院日的下降趨勢差異沒有統(tǒng)計學意義（β1=-0.03，P=0.155），實施主診醫(yī)師負責制后平均住院日顯著下降（β2=-0.54，P=0.015），主診醫(yī)師負責制實施前后的趨勢性變化沒有統(tǒng)計學差異（β3=-0.026，P=0.291）。

2.2 主診醫(yī)師負責制對出院患者數(shù)的影響

如表1所示，實施主診醫(yī)師負責制前每月出院患者為5 506±668人，實施主診醫(yī)師負責制后一年多時間內(nèi)，每月出院患者為6 831±602人，實施后每月出院患者多于實施前（P＜0.001）。表2間斷時間序列回歸模型顯示，實施主診醫(yī)師負責制前出院患者數(shù)的增加趨勢沒有統(tǒng)計學差異（β1=71.48，P=0.395），實施主診醫(yī)師負責制后出院患者顯著上升（β2=328.81，P=0.005），主診醫(yī)師負責制實施前后的趨勢性變化沒有統(tǒng)計學意義（β3=39.22，P=0.172）。

2.3 主診醫(yī)師負責制對床位使用率的影響

如表1所示，主診醫(yī)師負責制實施前19個月平均使用率為94.47%±8.83%，實施后1 7個月的平均床位周轉(zhuǎn)率為96.71%±5.36%，實施前后差異沒有統(tǒng)計學意義（P=0.370）。表2間斷時間序列回歸模型顯示，實施主診醫(yī)師負責制前床位使用率略有下降，但差異沒有統(tǒng)計學意義（β1=-0.03，P=0.923），實施主診醫(yī)師負責制后床位使用率開始增加，但差異仍然沒有統(tǒng)計學意義（β2=0.770，P=0.881），主診醫(yī)師負責制實施前后的趨勢性變化沒有統(tǒng)計學差異（β3=0.195，P=0.608）。

3 討論

平均住院日和床位使用率一直以來被認為是評價醫(yī)院效率的一個相對比較客觀和敏感的指標。通過比較醫(yī)院主診醫(yī)師負責制實施前后醫(yī)院運行效率的變化，可以看到：醫(yī)院平均住院日顯著縮短，患者數(shù)量也顯著增加。從間斷時間序列分析的結(jié)果看，在剔除了自然成長因素的影響后，平均住院日的降低和出院患者數(shù)的增加仍然具有統(tǒng)計學意義，說明主診醫(yī)師負責制在一定程度上帶來了醫(yī)療效率的提高。

本次研究結(jié)果顯示床位使用率在主診醫(yī)師負責制實施前后沒有顯著增加，這可能是由于觀察周期較短等原因?qū)е?。此外，主診醫(yī)師負責制實施前后平均住院日、入院患者數(shù)和床位使用率的趨勢沒有明顯變化，同樣可能是由于制度實施時間不夠長，觀察時間較短所致。

根據(jù)主診醫(yī)師負責制運行的實踐經(jīng)驗，將主診醫(yī)師負責制帶來醫(yī)院運行效率的提高作用機理總結(jié)如下：（1）創(chuàng)新的考核分配機制，提高了醫(yī)務人員的工作積極性。主診醫(yī)師負責制配套的考核方式，使利益分配方案更加透明和公平，醫(yī)療質(zhì)量越高、成本控制得越好，績效考核結(jié)果越好。在這種分配模式下，競爭從隱性變?yōu)轱@性，極大地提高了醫(yī)師工作積極性。引導醫(yī)生在保證醫(yī)療質(zhì)量與安全的前提下，強化效率意識，降低平均住院日，提高床位使用率[5]。（2）創(chuàng)新的診療小組模式，更好地踐行“以患者為中心”的服務理念。在業(yè)務水平相差不大的情況下，較好的醫(yī)療服務能吸引更多的患者慕名前來就醫(yī)[6]。主診醫(yī)師負責制更加扁平化，服務單元更小，溝通成本更小，有利于改善醫(yī)療服務流程，提升醫(yī)療照護水平和人文關(guān)懷，就診人數(shù)由此增加，出院人數(shù)也有所增多。（3）同時下放權(quán)利和責任，保障制度運行的可持續(xù)性。主診醫(yī)師負責制是三級醫(yī)師查房制的補充，同時對主診醫(yī)師的權(quán)、責、利進行明確規(guī)定，分級落實責任的同時，也將權(quán)利分級下放。科主任下放部分權(quán)利，主診醫(yī)師擁有一定的自主權(quán)，有利于提高主診醫(yī)師小組的效率，增加醫(yī)療服務的靈活性，提高醫(yī)院的醫(yī)療效率[7]。

表1 實施主診醫(yī)師負責制前后醫(yī)療效率指標總體水平

表2 實施主診醫(yī)師負責制前后醫(yī)療效率指標變化趨勢