社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)站和村衛(wèi)生室中醫(yī)藥服務(wù)開展情況及其影響因素分析

王欣媛，宋佳明，陳 玲，朱春霞，黃曉光

(1.南京醫(yī)科大學醫(yī)政學院，江蘇 南京 211166；2.南京市秦淮區(qū)衛(wèi)健委，江蘇 南京 210001； 3.南京市衛(wèi)健委，江蘇 南京 210000)

近年來國家逐步加強基層衛(wèi)生機構(gòu)中醫(yī)藥服務(wù)網(wǎng)絡(luò)建設(shè)，縣級綜合醫(yī)院按照《綜合醫(yī)院中醫(yī)臨床科室基本標準》《醫(yī)院中藥房基本標準》《縣醫(yī)院醫(yī)療服務(wù)能力基本標準》建設(shè)中醫(yī)臨床科室和中藥房。2016年，國家中醫(yī)藥管理局下發(fā)了《鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心中醫(yī)綜合服務(wù)區(qū)(中醫(yī)館)建設(shè)指南》(國中醫(yī)藥辦醫(yī)政發(fā)〔2016〕32號)[1]，對鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院和社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心的中醫(yī)綜合服務(wù)區(qū)建設(shè)作出了要求及建設(shè)規(guī)范。但關(guān)于社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)站和村衛(wèi)生室中醫(yī)綜合服務(wù)區(qū)(中醫(yī)閣)(以下簡稱“中醫(yī)閣”)建設(shè)標準的研究仍是空白。因此，本研究旨在分析社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)站和村衛(wèi)生室的中醫(yī)藥服務(wù)開展現(xiàn)狀，并從機構(gòu)基本特征和中醫(yī)藥衛(wèi)生資源的角度分析社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)站和村衛(wèi)生室中醫(yī)服務(wù)開展的影響因素，以期為制定社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)站和村衛(wèi)生室中醫(yī)綜合服務(wù)區(qū)(中醫(yī)閣)建設(shè)標準提供政策依據(jù)。

1 對象與方法

1.1 研究對象

在全國范圍內(nèi)，根據(jù)地區(qū)和經(jīng)濟狀況，選取西北地區(qū)甘肅蘭州、西南地區(qū)云南昆明、中部地區(qū)安徽合肥，以及江蘇省的省會南京市、蘇南地區(qū)的蘇州市、蘇中地區(qū)的泰州市和蘇北地區(qū)的鹽城市，共計7個地區(qū)。綜合考慮各地市級內(nèi)的地區(qū)劃分布和衛(wèi)生資源情況來決定各地區(qū)抽樣樣本量的大小，采取系統(tǒng)抽樣，按市內(nèi)行政區(qū)劃代碼末尾為偶數(shù)抽取調(diào)研范圍，對調(diào)研范圍內(nèi)的所有街道和鄉(xiāng)鎮(zhèn)的社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)站和村衛(wèi)生室進行普查。使用統(tǒng)計軟件PASS 15.0確定本研究所需的最小樣本量為2500家機構(gòu)，采用自制問卷，通過網(wǎng)絡(luò)問卷調(diào)研的方式發(fā)放給機構(gòu)負責人，發(fā)放3390份問卷，回收有效問卷3219份，問卷有效率為92.3%，其中包括社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)站926家(29.59%)和村衛(wèi)生室2203家(70.41%)。

1.2 研究方法

根據(jù)研究目的和文獻，并與相關(guān)專家咨詢和溝通，設(shè)計《社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)站和村衛(wèi)生室中醫(yī)綜合服務(wù)區(qū)建設(shè)研究調(diào)查表》。問卷內(nèi)容包括：人口與政策支持情況、中醫(yī)藥衛(wèi)生資源情況、中醫(yī)藥服務(wù)情況。通過網(wǎng)絡(luò)問卷的方式對機構(gòu)負責人進行調(diào)查。同時，現(xiàn)場走訪蘭州市、合肥市和昆明市，各地區(qū)召開一次座談會，每個城市走訪4～6家社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)站和村衛(wèi)生室進行現(xiàn)場調(diào)查。

1.3 統(tǒng)計學方法

2 結(jié)果

2.1 調(diào)查對象基本情況

3129份有效問卷中，江蘇省南京市、蘇州市、泰州市、鹽城市、安徽省合肥市、甘肅省蘭州市、云南省昆明市的調(diào)查機構(gòu)情況見表1。

表1 參與調(diào)研的各省市社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)站

2.2 社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)站和村衛(wèi)生室中醫(yī)藥服務(wù)情況

2019年，被調(diào)查的社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)站的全年平均診療人次中位數(shù)為4873.50人次(2095.00，10,969.00)，其中中醫(yī)藥服務(wù)人次中位數(shù)為960.00人次(250.00，3000.00)，占比為28.73%；中醫(yī)非藥物療法診療人次中位數(shù)為191.00人次(36.00，656.75)，占比為8.29%。被調(diào)查的村衛(wèi)生室平均全年總診療人次中位數(shù)為2448.00人次(823.00，4780.00)，其中中醫(yī)藥服務(wù)人次中位數(shù)為450.00人次(101.00，1123.00)，占比為26.27%；中醫(yī)非藥物療法診療人次中位數(shù)為100.00人次(22.00，300.00)，占比為10.91%。

2.3 社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)站和村衛(wèi)生室中醫(yī)藥服務(wù)開展的單因素分析

中醫(yī)藥服務(wù)診療人次是中醫(yī)藥服務(wù)開展情況的直接體現(xiàn)，因此本文選取納入機構(gòu)的2019年中醫(yī)藥服務(wù)診療人次作為因變量。從機構(gòu)的基本特征和機構(gòu)擁有中醫(yī)藥衛(wèi)生資源2個角度進行單因素分析。在機構(gòu)基本特征方面，選取地區(qū)、機構(gòu)類型、中醫(yī)政策、中醫(yī)經(jīng)費、管理類別、登記注冊類型和納入醫(yī)保情況作為自變量。在中醫(yī)藥衛(wèi)生資源方面，選取與中醫(yī)服務(wù)有關(guān)的診療區(qū)、中藥房、中醫(yī)煎藥室、衛(wèi)生人員、中醫(yī)藥設(shè)備設(shè)施、信息化建設(shè)作為自變量。

2019年中醫(yī)藥服務(wù)診療人次是定量資料，按不同屬性對中醫(yī)藥服務(wù)人次進行正態(tài)性檢驗，發(fā)現(xiàn)KS檢驗和SW檢驗均小于0.05，拒絕原假設(shè)，認為數(shù)據(jù)不服從正態(tài)分布，因此本文選取Mann-Whitney秩和檢驗(用于分析兩樣本)和Kruskal-Wallis秩和檢驗(用于分析多樣本)。

從機構(gòu)基本特征角度分析，Kruskal-Wallis秩和檢驗結(jié)果顯示，不同地區(qū)機構(gòu)的中醫(yī)藥服務(wù)人次差異有統(tǒng)計學意義(P<0.01)；Mann-Whitney秩和檢驗結(jié)果顯示，不同機構(gòu)類型、是否有中醫(yī)政策、是否有中醫(yī)經(jīng)費、不同管理類別和是否納入醫(yī)保的中醫(yī)藥服務(wù)人次的差異有統(tǒng)計學意義(P<0.01)，不同登記注冊類型的機構(gòu)間中醫(yī)藥服務(wù)人次差異無統(tǒng)計學意義(P>0.05)，見表2。

表2 基于機構(gòu)基本特征的中醫(yī)藥服務(wù)人次單因素分析

從機構(gòu)擁有中醫(yī)藥衛(wèi)生資源角度分析，Mann-Whitney秩和檢驗結(jié)果顯示，有無中醫(yī)診療區(qū)、中藥房、中藥煎藥室、中醫(yī)類別執(zhí)業(yè)醫(yī)師、能夠提供中醫(yī)藥服務(wù)的執(zhí)業(yè)醫(yī)師、能夠提供中醫(yī)護理的護士、村衛(wèi)生室中以中醫(yī)服務(wù)為主的鄉(xiāng)村醫(yī)師、村衛(wèi)生室中能中會西的鄉(xiāng)村醫(yī)師、中藥專業(yè)技術(shù)人員、中醫(yī)診療設(shè)備、與上級機構(gòu)聯(lián)網(wǎng)的機構(gòu)間的中醫(yī)藥服務(wù)人次差異有統(tǒng)計學意義(P<0.05)，能否開展遠程會診的機構(gòu)間的中醫(yī)藥服務(wù)人次差異無統(tǒng)計學意義(P>0.05)，見表3。

表3 基于機構(gòu)中醫(yī)藥資源的中醫(yī)藥服務(wù)人次單因素分析

2.4 社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)站和村衛(wèi)生室中醫(yī)服務(wù)開展的多因素分析

中醫(yī)藥服務(wù)人次是偏態(tài)分布，對其進行對數(shù)轉(zhuǎn)換，使其呈近似正態(tài)分布后運用多元線性回歸方法進行研究。多元線性回歸是研究多個自變量對一個因變量的聯(lián)合預測能力，其模型見式1，β1、β2、……、βp是回歸系數(shù)，β0是回歸常數(shù)。根據(jù)單因素分析結(jié)果，本文納入上述分析有統(tǒng)計學意義的指標作為可能的影響因素納入多元線性回歸模型。

y=β0+β1x1+β2x2+…+βnxn+ε

(式1)

在進行多元線性回歸分析時，若自變量為分類變量，則需要進行啞變量設(shè)置，因此，本文對分類變量進行啞變量設(shè)置。R值為0.618，R2值為0.382，表示中醫(yī)藥服務(wù)人次的波動有38.2%的比例能被本文選擇的自變量的波動描述，屬于擬合強效應(yīng)，符合統(tǒng)計學要求。Anova分析顯示，回歸方程具有統(tǒng)計學意義(F=39.853，P=<0.001)。共線性檢驗中，VIF值均小于5，表示各自變量間不存在多重共線性。因此，本研究選擇的模型可用于中醫(yī)藥服務(wù)人次的影響因素分析。

多元線性回歸結(jié)果顯示，地區(qū)、機構(gòu)管理類別、機構(gòu)納入醫(yī)保、中醫(yī)院類別執(zhí)業(yè)醫(yī)師、能夠提供中醫(yī)藥服務(wù)的執(zhí)業(yè)醫(yī)師等因素的中醫(yī)藥服務(wù)人次差別有統(tǒng)計學意義(P<0.05)。其中，昆明市和蘭州市的中醫(yī)藥服務(wù)人次低于合肥市，南京市、蘇州市、泰州市和鹽城市的中醫(yī)藥服務(wù)人次高于合肥市；社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)站的中醫(yī)藥服務(wù)人次高于村衛(wèi)生室；納入醫(yī)保的機構(gòu)中醫(yī)藥服務(wù)人次高于未納入的機構(gòu)；非營利性機構(gòu)的中醫(yī)藥服務(wù)人次高于營利性機構(gòu)；有中醫(yī)類別醫(yī)師和能中會西醫(yī)師機構(gòu)的中醫(yī)藥服務(wù)人次高于沒有的機構(gòu)，見表4。

表4 中醫(yī)藥服務(wù)人次的影響因素回歸分析結(jié)果

3 討論

3.1 基層衛(wèi)生機構(gòu)中醫(yī)藥服務(wù)開展不足

《2020中國衛(wèi)生和計劃生育統(tǒng)計年鑒》[2]數(shù)據(jù)顯示，2019年我國村衛(wèi)生室提供的中醫(yī)診療量為66,355萬人次，占其提供全部診療量的41.4%。本調(diào)查結(jié)果顯示，調(diào)查地區(qū)村衛(wèi)生室2019年全年中醫(yī)藥服務(wù)人次占總診療人次的26.27%，低于全國平均水平，社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)站平均中醫(yī)藥服務(wù)人次占比為28.73%，比例略高于村衛(wèi)生室。整體來看，基層衛(wèi)生機構(gòu)中醫(yī)藥服務(wù)占比仍偏低。秩和檢驗結(jié)果和多元線性回歸結(jié)果表示，機構(gòu)類型是中醫(yī)藥服務(wù)開展狀況的影響因素，社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)站的中醫(yī)藥服務(wù)人次多于村衛(wèi)生室，這提示城鄉(xiāng)間中醫(yī)藥服務(wù)開展情況存在著差別，未來中醫(yī)藥服務(wù)開展需要考慮到城鄉(xiāng)這一重要因素。

3.2 地區(qū)、機構(gòu)管理類別和醫(yī)保情況是影響基層衛(wèi)生機構(gòu)中醫(yī)藥服務(wù)開展的外部因素

根據(jù)分析結(jié)果顯示，地區(qū)和機構(gòu)管理類別是基層衛(wèi)生機構(gòu)中醫(yī)藥服務(wù)人次的影響因素。從地區(qū)來看，東部地區(qū)江蘇省內(nèi)蘇州市、鹽城市、泰州市、南京市的中醫(yī)藥服務(wù)人次高于蘭州市、昆明市和合肥市。一般來說，經(jīng)濟水平發(fā)展好的地區(qū)衛(wèi)生資源配置水平高，相對來說中醫(yī)藥服務(wù)能力較優(yōu)。從機構(gòu)管理類別來看，非營利性機構(gòu)的中醫(yī)藥服務(wù)人次高于營利性機構(gòu)。原因可能是非營利性機構(gòu)由于其屬性，往往需要比營利性機構(gòu)承擔更多公益性質(zhì)的服務(wù)，而中醫(yī)服務(wù)和中藥飲片憑借安全簡便的優(yōu)勢，更加受到非營利性機構(gòu)的青睞。從醫(yī)保情況來看，納入醫(yī)保的機構(gòu)的中醫(yī)藥服務(wù)人次高于未納入的機構(gòu)。有相關(guān)研究[3]發(fā)現(xiàn)，醫(yī)保政策能夠一定程度增加居民利用中醫(yī)藥服務(wù)的意愿，促進基層機構(gòu)增加中醫(yī)藥服務(wù)。

3.3 中醫(yī)藥衛(wèi)生人員是影響中醫(yī)藥服務(wù)開展的內(nèi)部關(guān)鍵因素

本次調(diào)查中，有中醫(yī)類別醫(yī)師、護理人員、技師的基層衛(wèi)生機構(gòu)提供的中醫(yī)藥服務(wù)人次高于沒有的機構(gòu)，提示中醫(yī)藥衛(wèi)生人員的充足性是增加開展中醫(yī)藥服務(wù)的內(nèi)部關(guān)鍵因素。王旭[4]等通過主成分分析也發(fā)現(xiàn)衛(wèi)生技術(shù)人員是中醫(yī)類醫(yī)院服務(wù)能力的重要影響因素。向靜[5]的研究發(fā)現(xiàn)，2016年，我國62.8%的村衛(wèi)生室能提供中醫(yī)藥服務(wù)，卻僅靠17.9%的中醫(yī)類別醫(yī)師和13.66%的能中會西的鄉(xiāng)村醫(yī)生完成中醫(yī)藥服務(wù)，提示基層中醫(yī)藥人力資源是基層中醫(yī)藥事業(yè)發(fā)展的主力軍，但基層中醫(yī)藥人力資源嚴重缺乏。

4 建議

4.1 繼續(xù)加強中醫(yī)藥經(jīng)費投入，且設(shè)計符合中醫(yī)藥特點的醫(yī)保支付方式

近年來，我國高度重視中醫(yī)藥的傳承創(chuàng)新發(fā)展，中醫(yī)藥發(fā)展上升為國家戰(zhàn)略。我國基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)中醫(yī)藥的參與率逐年提升。高雅等[6]學者的研究發(fā)現(xiàn)，2010-2018年各機構(gòu)中醫(yī)藥總費用占其衛(wèi)生總費用的比重呈整體上升趨勢，基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)年均增長最快為16.33%，主要流向鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院和社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心。建議各級政府應(yīng)根據(jù)當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展水平、中醫(yī)特色等因素，加大社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)站和村衛(wèi)生室的經(jīng)費投入，逐步完善中醫(yī)醫(yī)療服務(wù)網(wǎng)絡(luò)，以繼續(xù)保持基層中醫(yī)藥較快的發(fā)展勢頭。與此同時，目前建立在現(xiàn)代醫(yī)學(西學)服務(wù)基礎(chǔ)上的醫(yī)保制度沒有顧及中醫(yī)藥服務(wù)的診療規(guī)律與技術(shù)特點[7]，因此需要建立健全符合中醫(yī)藥特點的醫(yī)保支付方式，積極將適宜的中醫(yī)醫(yī)療服務(wù)項目和中藥按規(guī)定納入醫(yī)保范圍。

4.2 加強基層中醫(yī)藥人才隊伍建設(shè)

基層中醫(yī)藥人才隊伍建設(shè)一直是我國醫(yī)療衛(wèi)生體系建設(shè)的薄弱環(huán)節(jié)[8]。中醫(yī)院校的畢業(yè)生是素質(zhì)較高的衛(wèi)生人力資源，當?shù)卦盒?yīng)做好定向培養(yǎng)工作，在政策及待遇上爭取一定的安家費和生活補貼；在晉升職稱方面，適當放寬準入條件。同時可以考慮面向社會招聘有相應(yīng)資質(zhì)的中醫(yī)藥人才，充實基層隊伍，并且加強基層中醫(yī)藥人員的在職繼續(xù)教育。楊洋[9]的研究提示，專升本和高轉(zhuǎn)專層次的學歷繼續(xù)教育在鄉(xiāng)村基層醫(yī)務(wù)人員中存在著很大的潛在需求。因此，要加強基層中醫(yī)藥人員的培養(yǎng)，提升學歷水平。由于基層中醫(yī)藥人員有限，建議提高非中醫(yī)類別醫(yī)師的中醫(yī)藥服務(wù)水平，對其進行中醫(yī)知識培訓，學習較為簡易的中醫(yī)適宜技術(shù)，擴大中醫(yī)藥服務(wù)能力。

4.3 深化中醫(yī)藥文化內(nèi)涵建設(shè)

中醫(yī)藥文化傳播有利于中醫(yī)的傳承和發(fā)展。調(diào)研走訪發(fā)現(xiàn)，目前基層醫(yī)療機構(gòu)的中醫(yī)文化傳播機制不夠完善，大部分社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)站、村衛(wèi)生室中醫(yī)藥文化建設(shè)局限在“墻上掛一點、傳單發(fā)一點、裝飾搞一點”的層面，部分基層人員對中醫(yī)的認識還不夠，對中醫(yī)的治療有著過于片面的想法，還未深入到以中醫(yī)藥文化指導的中醫(yī)治未病內(nèi)涵建設(shè)上。建議從醫(yī)務(wù)人員和患者兩個層面深化中醫(yī)文化內(nèi)涵建設(shè)。醫(yī)務(wù)人員的行為是患者接觸和了解醫(yī)院文化最直接的途徑，基層的中醫(yī)文化建設(shè)要在醫(yī)務(wù)人員的行為中充分體現(xiàn)。通過實行“大醫(yī)精誠”的醫(yī)療行為規(guī)范，展現(xiàn)醫(yī)務(wù)工作者的職業(yè)素養(yǎng)，根據(jù)患者個體情況，進行中醫(yī)傳統(tǒng)適宜技術(shù)的推廣，使患者充分感受濃厚的中醫(yī)藥氛圍，從而充分發(fā)揮中醫(yī)特色和優(yōu)勢。同時開展多形式的健康教育，覆蓋群眾多方面的健康需求，以中醫(yī)治未病的理念為導向和突破口，廣泛深入“左鄰右里”和“田間地頭”展開工作，使中醫(yī)藥成為群眾促進健康的文化自覺。