基于兩水平方差成分模型的家庭醫(yī)生簽約服務費對家庭醫(yī)生診療行為和患者醫(yī)療費用的影響研究

景日澤，來曉真，馮黃于飛，方海

2016-06-06，國務院原醫(yī)改辦、原國家衛(wèi)生計生委等七部門共同發(fā)布的《關(guān)于印發(fā)推進家庭醫(yī)生簽約服務指導意見的通知》（國醫(yī)改辦發(fā)〔2016〕1號） （《通知》）提出，在全國實行家庭醫(yī)生簽約服務，并強調(diào)健全簽約服務收付費機制，各地合理確定簽約服務費［1］。2018年，國務院發(fā)文提出簽約服務費作為家庭醫(yī)生團隊所在基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)收入組成部分，可用于人員薪酬分配［2］。簽約服務費成為家庭醫(yī)生的一項重要經(jīng)濟激勵，而衛(wèi)生人員的績效就取決于其能力（如醫(yī)學知識和技術(shù)水平）和所面臨的激勵［3］。簽約服務費是增加家庭醫(yī)生總體收入和經(jīng)濟激勵的一項有力措施。

國家衛(wèi)生健康委員會推薦了5種家庭醫(yī)生簽約服務模式［4］，其中上海、廈門和杭州市是以城市全科醫(yī)生為主的簽約服務形態(tài)，實施主體為社區(qū)衛(wèi)生服務中心；安徽定遠縣和鹽城市大豐區(qū)是鄉(xiāng)村地區(qū)以鄉(xiāng)村醫(yī)生為責任人的家庭醫(yī)生服務形態(tài)，實施主體為村衛(wèi)生室［5］?！锻ㄖ分薪ㄗh家庭醫(yī)生簽約服務費一般由各級政府財政投入、醫(yī)?；鸹蛐滦娃r(nóng)村合作醫(yī)療基金及居民個人承擔［1］。廈門市簽約服務費（每人每年120元）由居民個人、醫(yī)?；鸷突竟残l(wèi)生服務經(jīng)費（財政支付）共同承擔［5］。杭州市簽約服務費（每年每人120 元）由市、區(qū)財政承擔90%，個人承擔10%［6］。在上海市長寧區(qū)，簽約服務費由醫(yī)保承擔［6］。北京市原則上尚未實施家庭醫(yī)生簽約服務費政策，但是部分社區(qū)衛(wèi)生服務中心也在做出嘗試。所以本研究選擇國家推薦的5種模式中的3種城市模式（上海、廈門和杭州市，三地都有簽約服務費，但是籌資來源不同），以及實施家庭醫(yī)生簽約服務但是原則上沒有實施簽約服務費發(fā)放政策的北京市作為主要研究地區(qū)。研究表明，對于衛(wèi)生人員，不同的補償機制會影響衛(wèi)生費用、衛(wèi)生服務提供的數(shù)量和質(zhì)量［7］；另一項研究表明，醫(yī)生的經(jīng)濟激勵會明顯提高3%的服務供給和2%的償付率［8］。中國針對家庭醫(yī)生簽約服務費實施情況的研究多局限于政策研究和文獻梳理［9］，鮮有實證研究。所以，本研究分析家庭醫(yī)生簽約服務費的實施對家庭醫(yī)生診療行為的影響，包括服務數(shù)量、平均服務時間和接診患者費用等，為下一步家庭醫(yī)生簽約服務制度的完善提供依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 資料來源 本研究的數(shù)據(jù)來源是國家自然科學基金項目“基于醫(yī)生代理理論的家庭醫(yī)生簽約服務及效果研究”調(diào)查項目。項目組于2019年7—9月分別于廈門市（5家）、杭州市余杭區(qū)（5家）、上海市長寧區(qū)（10家）、北京市西城區(qū)和房山區(qū)（7家）共選擇27家社區(qū)衛(wèi)生服務中心進行現(xiàn)場普查，對所有調(diào)查當天在崗家庭醫(yī)生進行問卷調(diào)查，問卷內(nèi)容主要包括家庭醫(yī)生個人基本情況和工作環(huán)境基本特征、激勵機制及家庭醫(yī)生簽約相關(guān)的認知和行為三部分內(nèi)容。家庭醫(yī)生的納入標準：（1）有執(zhí)業(yè)醫(yī)師資格證，必須參與家庭醫(yī)生簽約服務；（2）必須直接面對患者，參與患者的診斷、處方、治療和回訪等，以門診為主要診療方式；（3）平均每周至少接待20名患者，平均每周接待患者不少于2 d。本研究共發(fā)出問卷420份，收回問卷405份，有效回收率為96.4%。納入者均對本研究知情同意，并簽署知情同意書。同時，將問卷與各社區(qū)衛(wèi)生服務中心的信息系統(tǒng)相匹配，獲得納入研究的405位家庭醫(yī)生在2019年6月份接診患者的總醫(yī)療費用和人均費用。

1.2 變量選擇 本研究的因變量主要包括三部分：家庭醫(yī)生的服務數(shù)量、平均接診時間及接診患者的費用指標。選擇家庭醫(yī)生每日接診數(shù)和每日轉(zhuǎn)診數(shù)作為數(shù)量指標；平均接診時間可以間接作為質(zhì)量指標；費用指標包括家庭醫(yī)生接診患者1個月內(nèi)的總費用及人均費用（由于費用指標不符合正態(tài)分布，在分析過程中取對數(shù)值）等。主要研究變量為平均每月家庭醫(yī)生的簽約服務費占收入的比例（簽約服務費占比），為多分類變量（＜10%、10%～20%、＞20%～30%，＞30%），這個變量的計算方式為家庭醫(yī)生平均每月獲得的簽約服務費與平均的月收入的比值。在平均月收入一定的情況下，簽約服務費占比越高意味著其因為簽約服務獲得的經(jīng)濟激勵越高。同時，控制家庭醫(yī)生的平均月收入、是否為團隊長、能力指標（教育和職稱）、編制及個人社會特征（年齡、性別、婚姻狀況）等。

1.3 統(tǒng)計學方法 多水平數(shù)據(jù)或具有多水平層次結(jié)構(gòu)的數(shù)據(jù)是多水平統(tǒng)計模型發(fā)展和應用的基礎。此類數(shù)據(jù)的特征是因變量的分布在個體間不具備獨立性，而存在地理距離內(nèi)、行政劃區(qū)內(nèi)或特定空間范圍內(nèi)的聚集性［10］。多水平分析方法可以將傳統(tǒng)模型中的隨機誤差項分解到與數(shù)據(jù)層次結(jié)構(gòu)相對應的水平上，從而使得個體的隨機誤差更純［11］。家庭醫(yī)生的診療行為除了與自身個體的基本特征有關(guān)，還與所在的基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)的管理制度、服務規(guī)模，以及所在地區(qū)的衛(wèi)生政策、經(jīng)濟條件等相關(guān)。因此，家庭醫(yī)生診療行為的分布在個體間不具備獨立性，存在地區(qū)和機構(gòu)的聚集性。本研究首先采用無條件三水平模型（水平1：地區(qū)；水平2：社區(qū)衛(wèi)生服務中心；水平3：家庭醫(yī)生），即零模型，來判斷地區(qū)水平、機構(gòu)水平和個體水平造成家庭醫(yī)生服務診療行為變異的貢獻程度。在對家庭醫(yī)生診療行為變量的聚集性進行診斷檢驗后發(fā)現(xiàn)，若在特定顯著性水平（α=0.05）下，模型檢驗結(jié)果不顯著，結(jié)合組內(nèi)相關(guān)系數(shù)（intra-class correlation coefficient，ICC）較小［12］，所有因變量在地區(qū)水平不存在聚集性；繼續(xù)采用無條件兩水平回歸模型判斷后發(fā)現(xiàn)，家庭醫(yī)生平均接診時間在機構(gòu)間不存在聚集性，適合多元線性回歸模型，其余變量適合兩水平模型。所以本研究中針對社區(qū)衛(wèi)生服務中心家庭醫(yī)生簽約服務費占比對家庭醫(yī)生日接診人數(shù)、日轉(zhuǎn)診人數(shù)、月接診患者總費用和接診患者次均費用均運用兩水平方差成分模型分析，對接診時間采用多元線性回歸模型分析。另外，本研究呈正態(tài)分布的計量資料以（±s）表示，呈非正態(tài)分布的計量資料以中位數(shù)（四分位數(shù)間距）〔M（QR）〕表示，計數(shù)資料以相對數(shù)表示。單因素分析采用方差分析或者非參數(shù)Kruskal-Wallis H檢驗，兩兩比較采用Bonferroni 法（正態(tài)分布計量資料）和Nemenyi法（非正態(tài)分布的計量資料）進行分析。本研究運用Stata 16.0軟件進行數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析。以P＜0.05為差異有統(tǒng)計學意義。

2 結(jié)果

2.1 家庭醫(yī)生基本情況 （1）家庭醫(yī)生共405名，其平均月收入為（9 640±3 290）元，上海市長寧區(qū)的家庭醫(yī)生收入最高，為（11 790±2 830）元，杭州市余杭區(qū)家庭醫(yī)生收入最低，為（7 790±2 660）元；簽約服務費占比＜10%的家庭醫(yī)生占總?cè)藬?shù)的41.2%，＞30%的只占總?cè)藬?shù)的16.8%，其中上海市長寧區(qū)簽約服務費占比＞30%的家庭醫(yī)生占長寧區(qū)總家庭醫(yī)生數(shù)的43.5%，而北京市接近95%的家庭醫(yī)生獲得的簽約服務費占比不足10%；納入研究的家庭醫(yī)生中54.8%是團隊長，調(diào)查人員中杭州的團隊長比例最高，為85.9%，上海市長寧區(qū)最低。（2）405名家庭醫(yī)生的平均年齡（39.2±8.8）歲；男性占總?cè)藬?shù)的35.1%；85.7%的家庭醫(yī)生處于在婚狀態(tài)；本科學歷達到75.1%，其中上海市長寧區(qū)本科及以上學歷最高，達到97.1%，廈門的研究生學歷占比最高，為26.5%；中級職稱占比達到55.3%，但是副高級及以上職稱的家庭醫(yī)生占比較少，僅為16.1%，其中仍然是上海市長寧區(qū)的中級及以上職稱占比最高；92.3%的家庭醫(yī)生有編制。（3）家庭醫(yī)生的每日接診數(shù)為（63.8±28.6）人，每日轉(zhuǎn)診數(shù)的中位數(shù)為2人；醫(yī)生每次接診的平均接診時間為（7.2±4.4）min；醫(yī)生接診患者的月總醫(yī)療費用的中位數(shù)為15.5萬元，次均醫(yī)療費用的中位數(shù)為173.6元，其中杭州市余杭區(qū)最低，北京最高（見表1）。

2.2 不同簽約服務費占比的家庭醫(yī)生診療行為和患者費用的比較 簽約服務費占比不同的4組家庭醫(yī)生每日接診數(shù)、每日轉(zhuǎn)診數(shù)、平均接診時間、月接診患者總費用、接診患者次均費用比較，差異有統(tǒng)計學意義（P＜0.05）。兩兩比較發(fā)現(xiàn)，簽約服務費占比＞30%的家庭醫(yī)生每日接診數(shù)高于其他3組（P＜0.05）；簽約服務費占比＞30%的家庭醫(yī)生每日轉(zhuǎn)診數(shù)只比簽約服務費占比為10%～20%組高（P＜0.05）；簽約服務費占比＞30%的家庭醫(yī)生平均接診時間短于＜10%組和10%～20%組（P＜0.05）；簽約服務費占比＞30%的家庭醫(yī)生月接診患者總費用、接診患者次均費用高于其他3組（P＜0.05，見表2）。

2.3 簽約服務費占比對家庭醫(yī)生診療行為和接診患者費用的影響

2.3.1 簽約服務費占比對家庭醫(yī)生服務數(shù)量的影響 以家庭醫(yī)生每日接診數(shù)為因變量（賦值：以實際值納入），運用兩水平方差成分模型進行分析發(fā)現(xiàn)，簽約服務費占比＞30%的家庭醫(yī)生與＜10%組相比，每日接診數(shù)增加14.68人（P＜0.01）；是團隊長身份的家庭醫(yī)生每日接診數(shù)比普通家庭醫(yī)生多9.84人（P＜0.01）；中級職稱的家庭醫(yī)生每日接診數(shù)較初級及以下職稱的每日接診數(shù)多7.30人（P=0.02）。以家庭醫(yī)生每日轉(zhuǎn)診數(shù)為因變量，運用兩水平方差成分模型進行分析發(fā)現(xiàn)，簽約服務費占比10%～20%的家庭醫(yī)生與＜10%相比，每日轉(zhuǎn)診數(shù)減少0.84人（P=0.01，見表3）。

表1 不同地區(qū)家庭醫(yī)生個人特征和診療行為描述性分析Table 1 Descriptive analysis of individual characteristics and treatment behaviors of family physicians from different regions

表2 簽約服務費占比不同家庭醫(yī)生診療行為和患者費用比較Table 2 Univariate analysis of family physicians' treatment behaviors and patients'expenses by contracted service fee as a percentage of total monthly income

2.3.2 簽約服務費占比對家庭醫(yī)生平均接診時間的影響以每個家庭醫(yī)生的平均接診時間為因變量（賦值：以實際值納入），應用多元線性回歸模型進行分析，研究結(jié)果表明，簽約服務費占比＞20%～30%的家庭醫(yī)生組與占比＜10%組相比，對待患者的平均接診時間約少1.96 min（P=0.01），簽約服務費占比＞30%組與占比＜10%組相比，平均接診時間減少2.66 min（P＜0.01，見表4）。

2.3.3 家庭醫(yī)生簽約服務費占比對接診患者費用的影響因為每個家庭醫(yī)生月接診患者的總費用和次均費用不是正態(tài)分布，所以本研究將接診患者的月總費用和次均費用取對數(shù)值，并將其作為因變量，運用兩水平方差成分模型進行分析。研究結(jié)果表明，簽約服務費占比10%～20%、＞20%～30%和＞30%的家庭醫(yī)生組與占比＜10%組相比，月接診患者的總費用分別增加32%（P=0.01）、36%（P=0.02）、53%（P＜0.01）； 是 團隊長的家庭醫(yī)生接診患者月總費用高于普通家庭醫(yī)生（P=0.02）。以接診患者次均費用的對數(shù)值作為因變量，研究結(jié)果表明，簽約服務費占比10%～20%的家庭醫(yī)生組與占比＜10%組相比，接診患者的次均費用增加13%（P=0.02）；簽約服務費占比＞30%的家庭醫(yī)生組與占比＜10%組相比，接診患者的總次均費用增加22%（P=0.01，見表5）。

表4 家庭醫(yī)生簽約服務費占比對平均接診時間影響的多元線性回歸分析Table 4 Multiple linear regression analysis on the impact of family physicians' contracted service fee as a percentage of the total monthly income on the average service time per patient

表3 家庭醫(yī)生簽約服務費占比對每日接診數(shù)和每日轉(zhuǎn)診數(shù)影響的兩水平方差成分模型分析Table 3 The impact of family physicians' contracted service fee as a percentage of the total monthly income on the number of visits and referrals per day based on two-level variance component model

3 討論

3.1 本研究的主要發(fā)現(xiàn) 本研究發(fā)現(xiàn)，家庭醫(yī)生簽約服務費占比提高有助于其服務數(shù)量的增加，具體而言，簽約服務費占比達到30%以上的家庭醫(yī)生每日接診數(shù)相較于簽約服務費占比不及10%的家庭醫(yī)生大約多15人；簽約服務費占比10%～20%的家庭醫(yī)生每日轉(zhuǎn)診數(shù)相較于簽約服務費占比不及10%的家庭醫(yī)生大約減少1人。簽約服務費占比越高，其接診平均時間越短，簽約服務費占比達到30%以上及＞20%～30%的家庭醫(yī)生的平均接診時間相較于簽約服務費占比不及10%的家庭醫(yī)生分別大約少2.7 min和2.0 min。簽約服務費占收入比例越高，其接診患者的總費用和次均費用也在升高。

3.2 提高家庭醫(yī)生簽約服務費占收入比例能提高醫(yī)生積極性，并有利于分級診療 衛(wèi)生人員能否發(fā)揮好作用取決于兩個方面：一方面是衛(wèi)生人員的技術(shù)能力，包括知識、技能和專業(yè)經(jīng)驗，即是否能做事；另一方面是衛(wèi)生人員在技術(shù)能力一定的情況下的努力程度，即是否愿意做事，兩者缺一不可［13］。激勵機制主要激發(fā)衛(wèi)生人員的努力程度，從而影響衛(wèi)生人員診療行為，衛(wèi)生人員診療行為會影響衛(wèi)生服務產(chǎn)出［3］。本研究重點探討的是在基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)中家庭醫(yī)生的診療行為，建立有效的激勵機制能夠有效提高家庭醫(yī)生工作的主動性和積極性。研究結(jié)果顯示，簽約服務費占比超過30%的時候，每日接診數(shù)相比于簽約服務費占比不足10%的家庭醫(yī)生多約15人。家庭醫(yī)生簽約服務費的實施首先提高了家庭醫(yī)生的總收入；其次在家庭醫(yī)生按人頭付費的支付方式上進行了探索，中國家庭醫(yī)生簽約服務中鼓勵對家庭醫(yī)生采用按人頭付費的方式進行補償，但是目前中國家庭醫(yī)生并沒有采用按人頭付費方式（傳統(tǒng)意義的按人頭付費是家庭醫(yī)生僅獲得人頭費，醫(yī)療服務并沒有額外補償）。

表5 家庭醫(yī)生簽約服務費占比對接診患者費用影響的兩水平方差成分模型分析Table 5 The impact of family physicians' contracted service fee as a percentage of the total monthly income on patients' medical expenses based on two-level variance component model

家庭醫(yī)生簽約服務是實現(xiàn)分級診療的有力推手，但是在中國，患者可以自由選擇首診地點［14］，家庭醫(yī)生簽約服務的重要目的是強化基層醫(yī)療衛(wèi)生服務網(wǎng)絡功能，促進基層首診、分級診療。研究結(jié)果顯示，增加簽約服務費占比，每日轉(zhuǎn)診數(shù)在下降，可能的原因是：首先，實行家庭醫(yī)生簽約服務后，居民可以獲得更高質(zhì)量、更好連續(xù)性及綜合性的服務［15］，居民就有更強的基層就診意愿；其次，在得到激勵后，家庭醫(yī)生也更愿意提供連續(xù)性的服務，并有意愿把患者留在基層。

3.3 家庭醫(yī)生簽約服務應平衡好服務數(shù)量和質(zhì)量的關(guān)系 研究結(jié)果顯示，提高家庭醫(yī)生簽約服務費比例，家庭醫(yī)生的服務數(shù)量在增加，但是每個患者的平均服務時間在下降。本研究用平均服務時間代表服務質(zhì)量，在中國基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)，每天工作的時間是固定的，一般為8 h，當服務數(shù)量增多時，平均每個患者的服務時間將會減少。美國的一項研究證明，當家庭醫(yī)生有2 500名簽約患者時，需要每天工作10.6 h才能完成這些患者的規(guī)范化治療［16］。當家庭醫(yī)生或者全科醫(yī)生服務數(shù)量過多時，其醫(yī)療質(zhì)量也會有所下降［17］。在推行家庭醫(yī)生簽約服務的時候，一定要注重醫(yī)療服務質(zhì)量。一項綜述也表明，并沒有確切的研究證據(jù)能夠證明對基層醫(yī)生的經(jīng)濟激勵能夠提高其醫(yī)療服務質(zhì)量［18］。目前，中國實施家庭醫(yī)生簽約服務費的地區(qū)，在發(fā)放家庭醫(yī)生簽約服務費的時候，也不是僅依據(jù)簽約居民的數(shù)量，其服務質(zhì)量也是重要的參考依據(jù)。例如上海市長寧區(qū)，以家庭醫(yī)生為單位，按每一位家庭醫(yī)生簽約人群為計算基數(shù)，將約束性指標作為考核依據(jù)，根據(jù)考核結(jié)果撥付簽約服務費。約束性指標包括服務數(shù)量和服務質(zhì)量兩個方面。有效簽約服務協(xié)議的對象需要符合的條件是：具有完善的健康檔案，針對健康人群和亞健康人群，提供個性化健康評估與指導，在家庭醫(yī)生處的首診率不低于50%；針對患者，在家庭醫(yī)生處接受“防治一體化”服務，在所屬社區(qū)衛(wèi)生服務中心的家庭醫(yī)生首診率、定點就診率、預約門診率均不低于50%。服務質(zhì)量也有相應的技術(shù)性依據(jù)［7］。所以中國在推行家庭醫(yī)生簽約服務的時候，要平衡好家庭醫(yī)生服務數(shù)量和服務質(zhì)量的關(guān)系，簽約服務費的發(fā)放一定要與其服務質(zhì)量掛鉤。

3.4 繼續(xù)推進構(gòu)建家庭醫(yī)生的費用“守門人”機制家庭醫(yī)生的作用是居民健康和費用的雙重“守門人”，家庭醫(yī)生就是通過這種“守門人”機制來限制患者對?？漆t(yī)生服務的使用和控制總體醫(yī)療費用［19］。本研究結(jié)果顯示，簽約服務費占比越高，其接診患者月總費用就越高，這主要是因為中國目前沒有在基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)實施按人頭付費機制，家庭醫(yī)生簽約服務費的發(fā)放主要依據(jù)其簽約人數(shù)，簽約服務費占比高也就意味著簽約人數(shù)多，接診的人數(shù)也會增加，但是醫(yī)生收入的大部分還是來源于按項目付費的醫(yī)療收入，按項目付費的支付方式必然會造成患者的費用增高，所以接診患者的總費用會提高。另一方面，簽約服務費占比提高，其接診患者的人次均費用也相對較高，但是這并不能得出家庭醫(yī)生的實施不利于費用的控制的結(jié)論，因為本研究中只有患者在社區(qū)衛(wèi)生服務中心的就診費用，可能其人均醫(yī)療總費用在下降，也就意味著二、三級醫(yī)療機構(gòu)的費用可能會下降。所以，未來家庭醫(yī)生的補償方式必然要進行改革，逐步施行醫(yī)保按人頭付費機制，要求家庭醫(yī)生與患者簽約，家庭醫(yī)生承擔居民健康和衛(wèi)生費用“守門人”的角色來限制患者對?？漆t(yī)生服務的使用和控制總體醫(yī)療費用，例如美國健康維護組織（Health Maintenance Organization，HMO）采用嚴格按人頭付費的健康管理模式。

3.5 本研究的局限性 由于人力和時間有限，本研究只對中國城市的具有代表性的家庭醫(yī)生簽約服務模式進行了研究，尚沒有對農(nóng)村地區(qū)的家庭醫(yī)生簽約服務開展相關(guān)研究，為確保研究結(jié)果更具有普適性，未來可對農(nóng)村地區(qū)的家庭醫(yī)生簽約服務進行研究，以全面了解家庭醫(yī)生簽約服務費對家庭醫(yī)生行為的影響。另外，家庭醫(yī)生的收入主要源于固定工資和績效工資，其中多地將簽約服務費納入績效工資總額，所以基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)的內(nèi)部績效考核或者家庭醫(yī)生的績效收入會對醫(yī)生行為造成較大影響，這在未來的研究中應重點考慮。

作者貢獻：景日澤、方海負責文章的構(gòu)思與設計；來曉真、馮黃于飛進行資料的收集與整理；景日澤負責結(jié)果的分析和解釋，并撰寫論文；方海進行論文的修訂，負責文章的質(zhì)量控制與審校，監(jiān)督管理。

本文無利益沖突。