家庭醫(yī)生簽約服務(wù)：經(jīng)濟績效還是健康績效

高 鵬 周 彩 楊翠迎

上海財經(jīng)大學(xué)公共經(jīng)濟與管理學(xué)院 上海 200433

醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用不僅要考量經(jīng)濟績效，健康績效亦是重要的因素[1]，但是既有的文獻未能將家庭醫(yī)生簽約服務(wù)對居民的醫(yī)療經(jīng)濟負擔和健康提升的影響程度展開探討和分析。據(jù)此，本文在對家庭醫(yī)生的政策變遷和文獻進行回顧的基礎(chǔ)上，利用CHARLS2018微觀數(shù)據(jù)實證檢驗家庭醫(yī)生簽約服務(wù)的經(jīng)濟績效和健康績效。借鑒程令國[1]等學(xué)者的研究思路，本文將經(jīng)濟績效定義為家庭醫(yī)生簽約服務(wù)對居民的醫(yī)療總費用和個人醫(yī)療支出的影響，健康績效定義為家庭醫(yī)生簽約服務(wù)對健康的影響，研究家庭醫(yī)生簽約服務(wù)在降低居民醫(yī)療費用支出、健康改善、慢性病管理方面的作用，從不同區(qū)域、城鄉(xiāng)、年齡和人口的角度考慮異質(zhì)性和穩(wěn)健性檢驗，并提出對策建議。

1 文獻綜述

既有的研究從家庭醫(yī)生簽約服務(wù)在強化基層醫(yī)療機構(gòu)、優(yōu)化醫(yī)療資源配置的作用和意義層面展開了豐富的研究。李偉權(quán)等運用“激活—應(yīng)用”分析框架，從家庭醫(yī)生的簽約效率、醫(yī)生的個體需求、患者需求與實際的差異等角度提出對策建議。[2]朱仁顯等通過分析了廈門市家庭醫(yī)生簽約制度效果時建議增強部門間縱向與橫向聯(lián)動機制、擴充家庭醫(yī)生數(shù)量與提升家庭醫(yī)生職業(yè)吸引力；[3]張?zhí)锏纫陨鐓^(qū)內(nèi)醫(yī)療聯(lián)合體團隊家庭醫(yī)生簽約制的實施效果和可行路徑為研究對象進行分析，研究發(fā)現(xiàn)家庭醫(yī)生簽約服務(wù)能夠提高居民對基層衛(wèi)生服務(wù)能力的認可度,但這一模式能否增強簽約居民患者體驗需要進一步分析。[4]李熹等分析了社區(qū)家庭醫(yī)生制的實施對醫(yī)養(yǎng)結(jié)合服務(wù)的影響程度，認為基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)中心的頂層設(shè)計需要考慮到社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心轄區(qū)居民的需求以及機構(gòu)服務(wù)能力,制定老年人統(tǒng)一照護需求評估標準，驗證了家庭醫(yī)生簽約服務(wù)對于醫(yī)養(yǎng)結(jié)合模式具有促進作用。[5]

理論上，家庭醫(yī)生是一項龐大而復(fù)雜的系統(tǒng)工程，其效果的評價應(yīng)當從供給、需求和服務(wù)支付等多個角度展開?？到ㄖ业韧ㄟ^分析對比家庭醫(yī)生和社區(qū)居民建立“1+1+1”醫(yī)療機構(gòu)組合簽約服務(wù),提供分級診療服務(wù),并對效果進行評估，研究發(fā)現(xiàn)家庭醫(yī)生在控制費用、管理健康、提高滿意度等方面具有作用。[6]魯於等通過家庭醫(yī)生的二元主體行為與實際的調(diào)查情況為分析切入點，分析了家庭醫(yī)生簽約服務(wù)的實施效果。[7]Mikol F et al.認為家庭醫(yī)生簽約服務(wù)的實施應(yīng)當注重家庭醫(yī)生在不同人群中所發(fā)揮的作用。[8]張琪等在克服內(nèi)生性問題后驗證了家庭醫(yī)生對于健康的積極作用[9]，但未能從分析探討家庭醫(yī)生簽約服務(wù)其影響機制及對不同群體的影響。

既有的文獻也從理性人的角度剖析了家庭醫(yī)生在目前的現(xiàn)狀背景，并試圖分析家庭簽約服務(wù)的實際作用。練璐等以雙因素理論分析了家庭醫(yī)生的激勵機制，建議應(yīng)當建立健全合理規(guī)范的管理制度和薪酬制度、增加工作成就感、建立職業(yè)發(fā)展平臺,完善激勵機制,提升家庭醫(yī)生團隊成員工作的積極性。[10]祁晶等認為除了從績效角度入手實現(xiàn)考評機制外，應(yīng)當注重家庭醫(yī)生自身的行為與主觀能動性對家庭醫(yī)生簽約服務(wù)的影響。[11]盧慧敏等認為通過提高家庭醫(yī)生的職業(yè)認同感是提升家庭醫(yī)生簽約服務(wù)有效事項的基礎(chǔ)。[12]綜上所述，既有的研究對于家庭醫(yī)生簽約服務(wù)的實施作用與效果展開了豐富的研究并取得了豐富的研究成果，但既有的研究過度注重供給側(cè)改革，但忽視了家庭醫(yī)生簽約服務(wù)的需求側(cè)的效果評估，難以客觀評估家庭醫(yī)生的實際效果。

2 數(shù)據(jù)、變量與識別策略

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文使用北京大學(xué)中國健康與營養(yǎng)追蹤調(diào)查(CHARLS)2018年數(shù)據(jù)。2018年CHARLS調(diào)查數(shù)據(jù)與2015年的相比增加了許多新的變量指標，如是否實現(xiàn)家庭醫(yī)生簽約服務(wù)、是否享受居家和機構(gòu)養(yǎng)老服務(wù)、長期護理保險和籌資補貼等，為展開豐富的研究奠定了基礎(chǔ)。原始數(shù)據(jù)中給出了受訪者的較為全面的基本個人信息，本文對原始數(shù)據(jù)進行了清洗和缺失處理，并按照家庭醫(yī)生的服務(wù)內(nèi)容進行了變量篩選，保留了全年齡階段的樣本，剔除了不符合要求和存在缺失的樣本，最終參與回歸的樣本為9 474個，以保證樣本數(shù)據(jù)的準確。

本文需要考察家庭醫(yī)生簽約服務(wù)實施的經(jīng)濟績效和健康績效。根據(jù)國家政策文件中對于家庭醫(yī)生簽約服務(wù)對象的定義，家庭醫(yī)生簽約服務(wù)對象優(yōu)先覆蓋老年人、孕產(chǎn)婦以及患有糖尿病、高血壓與肺結(jié)核等慢性或精神疾病等重點患者，截至2017年，簽約覆蓋率提升擴大至全人群，形成長期穩(wěn)定的簽約服務(wù)關(guān)系。本文在對原始數(shù)據(jù)進行清洗后，剔除了部分醫(yī)療支出的極端值、異常值和個人樣本信息存在嚴重缺失等情況的樣本，以保證分析結(jié)果的準確性。

2.2 變量來源與說明

2.2.1 解釋變量

在CHARLS2018數(shù)據(jù)中，給出了“是否接受有償?shù)募彝メt(yī)生簽約服務(wù)”作為衡量家庭醫(yī)生服務(wù)享受與否的指標，其中1代表有簽約，0代表沒有簽約。家庭醫(yī)生簽約服務(wù)均是由簽約居民根據(jù)自己的健康狀況選擇并支付一定比例簽約服務(wù)費用的連續(xù)性簽約服務(wù)，因此亦可用于作為家庭醫(yī)生的核心解釋變量。

2.2.2 被解釋變量

本文的解釋變量包括家庭醫(yī)生服務(wù)的“經(jīng)濟績效”和“健康績效”兩項指標。結(jié)合CHARLS數(shù)據(jù)的可獲得性和本文的研究，并參照相關(guān)研究中的處理辦法，將被解釋變量分為三類：健康的衡量指標分為自評健康、ADL受損情況和慢性病患病情況[13]；對于經(jīng)濟績效的衡量，分別通過實際醫(yī)療費用支出和醫(yī)療費用個人負擔來衡量。其中，醫(yī)療費用個人負擔是根據(jù)受訪者所提供的醫(yī)療總費用中扣除醫(yī)保報銷后實際個人承擔的部分。從變量的定義來說，自評健康、ADL受損和慢性病的患病情況均為健康的衡量指標，可以從多個維度來衡量受訪者的健康情況，避免單一指標衡量的滯后性。而對于經(jīng)濟績效而言，則能夠直接展開估計。

2.2.3 影響醫(yī)療服務(wù)利用和健康的其他因素

Grossman[14]提出的健康需求投資模型能描述對健康行為的具體影響機制，并提出了相應(yīng)的識別策略，對于醫(yī)療服務(wù)利用和健康因素的識別較為成熟。2009年，Leibowitz[15]對Grossman的健康需求理論模型進行了擴展，對健康變化需求函數(shù)的外在因素中增加了內(nèi)在生活環(huán)境變化量和其他影響生活環(huán)境的外在因素。本文的上述模型在結(jié)合Grossman健康需求的基準模型和Leibozitz擴展模型的基礎(chǔ)上，借鑒李華等[16]的研究，確定了個體因素層面、生活習(xí)慣層面、醫(yī)療服務(wù)條件層面與醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量層面作為理論分析框架。基于數(shù)據(jù)的可獲得，選取了婚姻、年齡、居住地、教育程度、戶口、慢性病特征、精神健康特征、是否接受上門醫(yī)療服務(wù)、病屬性、醫(yī)保屬性、醫(yī)療服務(wù)滿意程度等個體屬性作為控制變量。

2.3 描述性統(tǒng)計

從表1可以看出，從家庭醫(yī)生服務(wù)的簽約率為4.1%，反映出家庭醫(yī)生的簽約率整體處于較低的水平，但由于數(shù)據(jù)的調(diào)查是處于全樣本的隨機狀態(tài)所獲得的，因此該變量亦能夠客觀反映出家庭醫(yī)生簽約服務(wù)的真實情況。受訪者的健康自評分平均在3.087，說明調(diào)研群體總體的健康程度處于中等偏上的層面，與家庭醫(yī)生所提供的主體服務(wù)對象基本吻合。受訪者的平均年齡為61.743歲，說明了雖然家庭醫(yī)生簽約服務(wù)目前已經(jīng)向全體年齡段人群開放，但老年人依然是簽約服務(wù)的主要對象。在醫(yī)療費用方面，個人醫(yī)療費用支出雖然顯著低于醫(yī)療總支出費用，但二者的差距并不大，說明了醫(yī)療經(jīng)濟負擔在我國現(xiàn)階段仍然處于較高的水平。

表1 樣本統(tǒng)計性表述

2.4 識別策略

本文構(gòu)建如下計量模型來識別家庭醫(yī)生簽約服務(wù)的經(jīng)濟和健康績效：

Yjts=α0+αifam+xiβi+σi+εi

(1)

其中，Y代表個體i在t地區(qū)s時間點的被解釋變量，代表家庭醫(yī)生簽約患者的健康狀況、醫(yī)療服務(wù)利用情況和個人醫(yī)療費用支出。fam代表個體i在t地區(qū)s時間段內(nèi)是“是否有償簽約家庭醫(yī)生”的虛擬變量，其中1為簽約，0為未簽約。βi代表個體一系列控制變量，包括年齡、教育、婚姻、子女數(shù)量、醫(yī)保狀況等。σi代表地區(qū)固定效應(yīng)，εi代表隨機擾動項。

3 結(jié)果

3.1 基本回歸

家庭醫(yī)生簽約服務(wù)每增加一個單位，對于患者的自評健康、慢性病管理和身體機能(ADL)均有顯著的促進作用，且回歸系數(shù)在1%～5%的水平上顯著(表2)?；貧w結(jié)果中添加了受訪者的個體特征、居住特征和健康水平、醫(yī)保等一系列控制變量，初步論證了家庭醫(yī)生簽約對居民健康存在正向影響，且影響程度較高。在經(jīng)濟績效方面，家庭醫(yī)生簽約對個人醫(yī)療費用和醫(yī)療總支出的作用呈現(xiàn)負向影響，且在1%的水平上顯著為負，初步說明家庭醫(yī)生簽約有利于降低居民的個人醫(yī)療支出和醫(yī)療費用總支出，但醫(yī)療費用經(jīng)濟負擔存在多種影響因素，因此需進一步進行分析。

表2 基準回歸結(jié)果

3.2 工具變量法(IV)檢驗

為進一步排除內(nèi)生性問題所帶來的估計偏誤，本文采用工具變量法來進行估計。根據(jù)既有文獻的做法，分別選用“患者是否接受上門醫(yī)療服務(wù)咨詢”和“受訪者醫(yī)保報銷比例”作為家庭醫(yī)生的工具變量進行兩階段最小二乘檢驗。工具變量從理論上應(yīng)當滿足與內(nèi)生變量高度相關(guān)且與隨機誤差項不相關(guān)的特點。選用該工具變量的依據(jù)在于，患者可能會因為自身的原因而選擇家庭醫(yī)生簽約服務(wù)，但上門醫(yī)療服務(wù)咨詢是由社區(qū)為患者提供的醫(yī)療護理服務(wù)，而患者實際享受的報銷比例與家庭醫(yī)生簽約服務(wù)亦不存在相關(guān)性，具有外生性。設(shè)定回歸模型如下：

模型(2)、(3)是工具變量法的第一階段回歸結(jié)果，模型中的因變量是居民的健康水平和醫(yī)療費用經(jīng)濟負擔，工具變量consultsh和bilis代表居民是否接受過社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)機構(gòu)提供的上門咨詢和實際的報銷比例；模型(4)、(5)工具變量法第二階段的回歸結(jié)果，因變量是家庭醫(yī)生簽約，Statues_health_exp和Statues_exp是模型(2)和(3)所估計出的健康水平與醫(yī)療經(jīng)濟負擔，其中θ1和θ2是我們所關(guān)注的重點，代表家庭醫(yī)生簽約服務(wù)對于健康水平與經(jīng)濟負擔的影響。

在第一階段回歸結(jié)果中，我們發(fā)現(xiàn)兩個工具變量的回歸系數(shù)為0.018、0.1174和0.123 9，且均在1%的水平上顯著(表3)。此外，我們還檢驗了工具變量第一階段的的F值，根據(jù)Staiger and Stock提出經(jīng)驗法則的臨界值(10)和Stock and Yogo提出的檢驗臨界值，以上兩個工具變量的檢驗結(jié)果均超過上述臨界值，拒絕了兩個工具變量是弱工具變量的原假設(shè)，證明了工具變量的有效性。在第二階段的回歸中，(1)列為自評健康的工具變量估計結(jié)果，(2)、(3)列為總體和個人醫(yī)療經(jīng)濟負擔的實證結(jié)果見表4。我們重點關(guān)注回歸系數(shù)的顯著性和符號問題。(1)列的回歸結(jié)果中自評健康的回歸系數(shù)顯著為正，(2)、(3)列顯著為正和負，上述回歸結(jié)果經(jīng)濟意義大于基準回歸中的OLS估計結(jié)果，是因為工具變量回歸能夠糾正OLS中內(nèi)生性導(dǎo)致的系數(shù)偏誤，而回歸結(jié)果的符號和顯著性水平與基準回歸相同，說明了OLS估計結(jié)果中潛在的內(nèi)生性問題并未對研究結(jié)論產(chǎn)生較大影響，OLS估計的結(jié)果亦能客觀反映所研究的實際問題。對于醫(yī)療費用總支出工具變量的估計結(jié)果與主回歸的方向相反的情況，反映了家庭醫(yī)生簽約服務(wù)的經(jīng)濟績效的影響具有不確定性，但家庭醫(yī)生簽約服務(wù)對于健康績效結(jié)論與基本回歸一致，為進一步深入分析家庭醫(yī)生簽約服務(wù)的實際政策效果提供了新研究視角。(1)工具變量回歸中的健康績效選用了“慢性病”做為代理變量進行檢驗，用其他代理變量后依然能通過工具變量檢驗且符合實證結(jié)果預(yù)期。

表3 工具變量第一階段回歸結(jié)果

表4 工具變量第二階段回歸結(jié)果

3.3 異質(zhì)性檢驗

為進一步驗證以上實證結(jié)果的有效性，結(jié)合家庭醫(yī)生簽約服務(wù)的定義和主體的服務(wù)對象，分別從年齡層面、戶籍性質(zhì)、慢性病情況和是否為殘疾人群體等角度展開異質(zhì)性檢驗，以分析家庭醫(yī)生簽約服務(wù)在不同年齡階段人群的經(jīng)濟績效和健康績效，對家庭醫(yī)生簽約服務(wù)展開更為精確的評估。

3.3.1 不同年齡層面

表5和表6分別為65歲以上和65歲以下兩個階段人群中家庭醫(yī)生簽約服務(wù)的經(jīng)濟績效和健康績效(2)既有的一些文獻在進行不同年齡組的差異分析過程中，通常選擇65周歲為中間值。邁入60周歲的成年人雖然是老齡化的劃分標準，但其身體機能、行動能力等條件與50多歲的沒有邁入老年群體的人差異較小，相比較選取65周歲做為年齡分層更具有說服力。。從健康績效的角度來看，家庭醫(yī)生簽約服務(wù)對于65周歲以上人群的健康改善程度要高于65周歲以下的人群，尤其是在慢性病控制和身體機能改善方面。從經(jīng)濟績效來看，家庭醫(yī)生對于65周歲以下人群的個人醫(yī)療費用支出和醫(yī)療費用總支出呈現(xiàn)出顯著為負的情況，65周歲以上的人群也呈現(xiàn)負向影響，但回歸系數(shù)不顯著，說明家庭醫(yī)生服務(wù)對于任何年齡階段的老年人，未能發(fā)揮降低醫(yī)療支出的作用。

表5 年齡小于65周歲樣本

表6 年齡大于65周歲樣本

3.3.2 不同戶籍性質(zhì)

表7、表8分別為家庭醫(yī)生簽約服務(wù)對于農(nóng)村戶籍和城鎮(zhèn)戶籍人群經(jīng)濟和健康的影響。在健康績效方面，農(nóng)村居民的健康自評、身體機能和慢性病控制均有顯著提高，而城鎮(zhèn)戶籍樣本則不顯著，反映了家庭醫(yī)生簽約服務(wù)對于農(nóng)村戶籍人群的健康改善程度優(yōu)于城鎮(zhèn)戶籍的人群。進一步考察其經(jīng)濟績效，無論是農(nóng)村戶籍還是城鎮(zhèn)戶籍，家庭醫(yī)生簽約服務(wù)均有利于降低其醫(yī)療總費用，且對于城鎮(zhèn)戶籍人群的影響更顯著，反映了家庭醫(yī)生簽約服務(wù)在不同戶籍性質(zhì)群體的異質(zhì)性，也說明了家庭醫(yī)生簽約服務(wù)在降低居民醫(yī)療費用經(jīng)濟負擔方面的作用并不顯著。

表7 農(nóng)村戶籍樣本

表8 城鎮(zhèn)戶籍樣本

3.3.3 是否有慢性病

表9、表10分別為家庭醫(yī)生簽約服務(wù)對于未患慢性病和患慢性病樣本的經(jīng)濟與健康績效考察。對于患慢性病的樣本而言，家庭醫(yī)生簽約服務(wù)對其健康績效和經(jīng)濟績效均不存在顯著的促進作用。對于未患慢性病的樣本而言，家庭醫(yī)生簽約服務(wù)對健康存在促進作用，但對其經(jīng)濟績效的影響則不顯著?？梢钥闯?，家庭醫(yī)生簽約服務(wù)旨在為慢性病患者提供首診和健康管理，以增加醫(yī)療服務(wù)利用的可及性，但由于我國醫(yī)療資源結(jié)構(gòu)和水平存在較大差異，單純靠家庭醫(yī)生簽約難以實現(xiàn)醫(yī)療費用的降低和身體健康的改善，而慢性病患者自身的身體健康狀況亦影響家庭醫(yī)生簽約對于健康和醫(yī)療費用經(jīng)濟負擔的改善。

表9 不存在慢性病樣本

表10 存在慢性病樣本

3.3.4 殘疾人

表11、表12可以看出，對于非殘疾人的樣本而言，家庭醫(yī)生簽約服務(wù)對于健康呈現(xiàn)顯著正向作用；從其經(jīng)濟績效角度來看，家庭醫(yī)生簽約服務(wù)對于非殘疾人樣本的醫(yī)療費用總支出和個人醫(yī)療費用支出都呈現(xiàn)負向顯著性影響。進一步來看殘疾人樣本，其經(jīng)濟績效和健康績效均不呈現(xiàn)出顯著作用。這一研究結(jié)論反映出家庭醫(yī)生簽約服務(wù)對于殘疾人群體具有較強的個體異質(zhì)性和政策的不確定性，同時也反映了殘疾人群體自身的身體健康狀況亦影響家庭醫(yī)生簽約對于其健康和醫(yī)療費用經(jīng)濟負擔改善的局限性。

表11 不含殘疾人樣本

表12 含殘疾人樣本

4 討論和建議

隨著我國人口老齡化程度的不斷加劇，老年人的健康養(yǎng)老服務(wù)需求不斷攀升，家庭醫(yī)生簽約制度基于其提供連續(xù)、便捷和有效的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的特點，亦能在分級診療、醫(yī)療聯(lián)合體建設(shè)和醫(yī)養(yǎng)結(jié)合服務(wù)中發(fā)揮重要的作用，探尋家庭醫(yī)生簽約服務(wù)的經(jīng)濟績效和健康績效在現(xiàn)階段具有重要的實踐意義。

家庭醫(yī)生簽約服務(wù)基于其服務(wù)提供，能夠有效的提高和改善健康水平，但對于改善醫(yī)療費用經(jīng)濟負擔不顯著，說明除了家庭醫(yī)生簽約服務(wù)在簽約服務(wù)的有效性和服務(wù)內(nèi)容上存在局限性以外，現(xiàn)階段醫(yī)療衛(wèi)生資源配置的不合理、患者個體的異質(zhì)性和政策的局限性亦影響著家庭醫(yī)生簽約服務(wù)的作用發(fā)揮。隨著基層醫(yī)療衛(wèi)生體制改革的不斷深入，我國在家庭醫(yī)生簽約的實踐中也取得了一系列成就。家庭醫(yī)生簽約服務(wù)通過健康引導(dǎo)、健康服務(wù)與健康管理等形式，能夠有效提升患者的健康水平，提高自我健康意識和健康狀態(tài)；但家庭醫(yī)生簽約服務(wù)規(guī)模、服務(wù)與診療水平有限，難以切實有效的實現(xiàn)對患者的健康管理，對于疾病的治愈和康復(fù)能力存在局限性，而不同機構(gòu)間的診療水平、資源限制與潛在的道德風(fēng)險等情況，對于簽約患者降低醫(yī)療經(jīng)濟負擔方面存在一定的影響。

據(jù)此，家庭醫(yī)生簽約服務(wù)應(yīng)當進一步細化服務(wù)，針對不同的人群提供差異化服務(wù)，并在服務(wù)內(nèi)容、形式和水平上進行突破；同時，也應(yīng)當借助醫(yī)療保險、藥品供給目錄和硬件資源配置，糾正家庭醫(yī)生簽約服務(wù)與資源的錯配，擴大家庭醫(yī)生服務(wù)的適用性、實用性，在提高健康水平并降低醫(yī)療費用支出方面發(fā)揮作用。另外，還應(yīng)當從如下角度探尋家庭醫(yī)生簽約服務(wù)進一步的發(fā)展路徑：首先，以需求為導(dǎo)向，結(jié)合家庭醫(yī)生簽約患者的實際特點，構(gòu)建家庭醫(yī)生簽約服務(wù)在待遇水平、服務(wù)內(nèi)容和費用成本方面的動態(tài)調(diào)整機制。另外，注重家庭醫(yī)生人才培養(yǎng)，強化家庭醫(yī)生簽約服務(wù)的個性化發(fā)展，與其他醫(yī)療護理服務(wù)和機構(gòu)在內(nèi)容、形式和資源配置上形成銜接和差異。最后，應(yīng)當注重完善醫(yī)療機構(gòu)、醫(yī)療保險與家庭醫(yī)生間的制度性銜接，理順三方主體之間的利益訴求，實現(xiàn)醫(yī)療機構(gòu)、醫(yī)療保險與家庭醫(yī)生制度的銜接，實現(xiàn)家庭醫(yī)生制度多方邏輯主體間的本位回歸，提高家庭醫(yī)生簽約服務(wù)的服務(wù)質(zhì)量和績效水平。

作者聲明本文無實際或潛在的利益沖突。