中國(guó)患者向下轉(zhuǎn)診意愿及其影響因素的Meta分析

高曉彤 郝秀奇

1 中國(guó)醫(yī)學(xué)科學(xué)院阜外醫(yī)院 北京 100037；2 中國(guó)醫(yī)學(xué)科學(xué)院北京協(xié)和醫(yī)院 北京 100730

當(dāng)前，我國(guó)醫(yī)療衛(wèi)生資源分配不合理、大中型醫(yī)院虹吸現(xiàn)象嚴(yán)重、基層醫(yī)療薄弱等問(wèn)題較為突出。作為我國(guó)分級(jí)診療制度建設(shè)的重要目標(biāo)之一，實(shí)行雙向轉(zhuǎn)診有利于減輕患者負(fù)擔(dān)，減少優(yōu)質(zhì)醫(yī)療資源的浪費(fèi)。但是，2017年一篇雙向轉(zhuǎn)診現(xiàn)狀的系統(tǒng)評(píng)價(jià)[1]指出，當(dāng)前我國(guó)雙向轉(zhuǎn)診的實(shí)施效果不佳，向下轉(zhuǎn)診率顯著低于向上轉(zhuǎn)診率，呈現(xiàn)“上轉(zhuǎn)容易、下轉(zhuǎn)難”的單向轉(zhuǎn)診的態(tài)勢(shì)。

患者的下轉(zhuǎn)行為受許多因素的影響，包括醫(yī)療機(jī)構(gòu)和醫(yī)生對(duì)轉(zhuǎn)診的態(tài)度、患者的轉(zhuǎn)診意愿、基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)條件和轉(zhuǎn)診程序的便捷程度等[2]。醫(yī)生是雙向轉(zhuǎn)診的重要實(shí)踐者，患者是雙向轉(zhuǎn)診的主體，醫(yī)生對(duì)轉(zhuǎn)診的態(tài)度和患者的轉(zhuǎn)診意愿往往在向下轉(zhuǎn)診過(guò)程中起著決定性作用。根據(jù)王番寧等[3]的研究指出患者就醫(yī)心理和行為意向是“下轉(zhuǎn)難”的關(guān)鍵因素。根據(jù)Ajzen等[4]提出的計(jì)劃行為理論(theory of planned behavior，TPB)，行為意向是個(gè)體行為最直接的影響因素，通過(guò)激發(fā)動(dòng)機(jī)影響行為。行為意向是指?jìng)€(gè)人希望進(jìn)行某種行為的主觀概率。當(dāng)態(tài)度越積極、感知到的社會(huì)壓力越強(qiáng)烈，就越容易產(chǎn)生行為意向，進(jìn)而發(fā)生實(shí)際行為?；颊呦蛳罗D(zhuǎn)診的行為意向是向下轉(zhuǎn)診行為發(fā)生的最直接的動(dòng)機(jī)和原因。

因此本研究擬從患者層面利用Meta分析的方法研究我國(guó)患者向下轉(zhuǎn)診意愿及其影響因素，為完善分級(jí)診療制度，實(shí)現(xiàn)雙向轉(zhuǎn)診提供依據(jù)和參考。

1 資料與方法

1.1 文獻(xiàn)納入排除標(biāo)準(zhǔn)

納入標(biāo)準(zhǔn)：①研究對(duì)象是中國(guó)患者；②研究因素為患者向下轉(zhuǎn)診意愿及其影響因素；③至少有不少于2篇文獻(xiàn)提到同一影響因素；④原始資料完整，可直接或間接轉(zhuǎn)換獲得Meta分析所需原始資料；⑤中英文不限。

排除標(biāo)準(zhǔn)：①對(duì)同一結(jié)果的多次發(fā)表的研究，如已公開(kāi)發(fā)表的學(xué)位論文的一部分或重復(fù)發(fā)表等情況，僅納入文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)分更高的文章；②無(wú)法提取數(shù)據(jù)的文獻(xiàn)，如評(píng)論、綜述或文獻(xiàn)數(shù)據(jù)不全等；③無(wú)法獲得全文的文獻(xiàn)；④僅以實(shí)際轉(zhuǎn)診率為指標(biāo)，未描述轉(zhuǎn)診意愿的文獻(xiàn)；⑤僅以雙向轉(zhuǎn)診意愿及其影響因素為指標(biāo)，未描述其中向下轉(zhuǎn)診意愿情況及其影響因素的文獻(xiàn)。

1.2 文獻(xiàn)來(lái)源與檢索策略

本研究檢索了中國(guó)知網(wǎng)(CNKI)、萬(wàn)方數(shù)據(jù)庫(kù)(WanFang)、維普(VIP)、中國(guó)生物醫(yī)學(xué)文獻(xiàn)數(shù)據(jù)庫(kù)(CBM)、Pubmed、Embase、SCOPUS等中英文數(shù)據(jù)庫(kù)，檢索時(shí)間均為從建庫(kù)至2022年3月14日，檢索字段均為題目、關(guān)鍵詞和摘要，中文檢索詞為：(“患者”或“病人”或“居民”)和(“下轉(zhuǎn)”或“轉(zhuǎn)診”)和(“意愿”或“意向”或“傾向”)，英文檢索詞為：("patients" OR "people" OR "person") AND ("referral" OR "refer") AND ("attitudes" OR "will" OR "inclination" OR "tendency" OR "wish") AND ("China")。

1.3 數(shù)據(jù)收集與質(zhì)量評(píng)價(jià)

使用NoteExpress 3.2文獻(xiàn)管理軟件對(duì)檢索得到的文獻(xiàn)進(jìn)行查重，并根據(jù)納入排除標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選。使用自擬的數(shù)據(jù)收集表，從文獻(xiàn)中提取第一作者姓名、出版年份、樣本量、研究場(chǎng)所、研究地點(diǎn)和研究因素等。通過(guò)流行病學(xué)觀察性研究報(bào)告規(guī)范(STROBE聲明)[5]考察各研究遵循報(bào)告規(guī)范的情況評(píng)價(jià)文獻(xiàn)質(zhì)量。聲明由文題和摘要、前言、方法、結(jié)果、討論、其他信息等6個(gè)部分組成，包含22個(gè)細(xì)分的子項(xiàng)目。借鑒張瑩等[6]的做法，本研究中如果納入的文獻(xiàn)滿足任一子項(xiàng)目，得一分，否則為0分，文獻(xiàn)評(píng)分得分大于13分為A級(jí)，否則為B級(jí)。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)分析

采用R 4.1.3軟件中的Meta軟件包進(jìn)行分析,使用Q檢驗(yàn)和異質(zhì)性指數(shù)I2評(píng)估異質(zhì)性，當(dāng)P>0.05且I2<50%時(shí)，合并分析時(shí)采用M-H固定效應(yīng)模型, 當(dāng)P<0.05或I2>50%時(shí)，使用D-L隨機(jī)效應(yīng)模型計(jì)算合并效應(yīng)量。分別使用使用率和OR的95%CI作為中國(guó)居民向下轉(zhuǎn)診意愿及其影響因素的測(cè)量指標(biāo)。

發(fā)表偏倚的評(píng)估采用漏斗圖及Egger線性回歸法。漏斗圖的橫坐標(biāo)為效應(yīng)量的大小，縱坐標(biāo)是標(biāo)準(zhǔn)誤，根據(jù)納入的研究效應(yīng)量在漏斗圖上的分布對(duì)稱程度判斷是否存在發(fā)表偏倚。Egger線性回歸法則是漏斗圖不對(duì)稱程度的定量測(cè)度方法。敏感性分析采用比較固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型的合并值考察結(jié)果的穩(wěn)健性。

2 結(jié)果與分析

2.1 納入文獻(xiàn)基本情況

文獻(xiàn)檢索與篩選流程圖見(jiàn)圖1所示，共檢索到相關(guān)文獻(xiàn)841篇，經(jīng)過(guò)篩選最終納入20篇文獻(xiàn)，其中文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)分為A級(jí)的文獻(xiàn)15篇，B級(jí)的文獻(xiàn)5篇。總樣本量為12 890人。

2.2 患者向下轉(zhuǎn)診意愿的Meta分析合并效應(yīng)量

通過(guò)異質(zhì)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)I2=98，具有顯著的異質(zhì)性，故采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行合并?；颊呦蛳罗D(zhuǎn)診意愿的合并效應(yīng)量為60.73 % 95%CI(54.43%～67.03%)。

圖1 文獻(xiàn)檢索流程圖

按納入文獻(xiàn)質(zhì)量進(jìn)行亞組分析,發(fā)現(xiàn)在A級(jí)文獻(xiàn)有15篇，愿意向下轉(zhuǎn)診率為60.63% 95%CI(52.63%～68.63%);在B級(jí)文獻(xiàn)有5篇，愿意向下轉(zhuǎn)診率為61.01% 95%CI(52.39%～69.64%)。按調(diào)查場(chǎng)所進(jìn)行亞組分析,發(fā)現(xiàn)在醫(yī)院進(jìn)行調(diào)查的研究有5篇，愿意向下轉(zhuǎn)診率為49.60% 95%CI(31.18%～64.03%);在社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心進(jìn)行調(diào)查的研究有2篇，愿意向下轉(zhuǎn)診率為69.28% 95%CI(52.53%～86.03%);同時(shí)在醫(yī)院與社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心進(jìn)行調(diào)查的研究有9篇，愿意向下轉(zhuǎn)診率為63.59% 95%CI(53.84%～73.33%);在社區(qū)進(jìn)行調(diào)查的研究有4篇，愿意向下轉(zhuǎn)診率為64.62% 95%CI(63.32%～65.92%)。

2.3 患者向下轉(zhuǎn)診意愿影響因素的Meta分析合并效應(yīng)量

經(jīng)過(guò)異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，年齡、性別、教育水平、月收入、工作情況、首診或常就診地點(diǎn)、雙向轉(zhuǎn)診知曉情況、是否經(jīng)歷過(guò)向下轉(zhuǎn)診、對(duì)社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心的滿意程度等因素的I2>50%或P<0.05，見(jiàn)表2，因此采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行合并；醫(yī)療保險(xiǎn)、附近是否有社區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)機(jī)構(gòu)等因素I2<50%且P>0.05,因此采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行合并。結(jié)果顯示，首診或常就診地點(diǎn)OR=0.32 95%CI(0.18～0.55)、雙向轉(zhuǎn)診知曉情況OR=2.15 95%CI(1.41～3.27)、附近是否有社區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)機(jī)構(gòu)OR=1.43 95%CI(1.15～1.78)等因素是患者向下轉(zhuǎn)診意愿的主要影響因素。

2.4 發(fā)表偏倚

患者向下轉(zhuǎn)診意愿的Meta分析發(fā)表偏倚的測(cè)量發(fā)現(xiàn)，繪制的納入文獻(xiàn)的漏斗圖基本對(duì)稱(見(jiàn)圖3)，Egger’s檢驗(yàn)P=0.90 (t=0.13)，提示存在發(fā)表偏倚的可能性較小。

患者向下轉(zhuǎn)診意愿影響因素的Meta分析中的，性別和教育水平的Egger’s檢驗(yàn)結(jié)果分別為P=0.33 (t=-1.04)；P=0.73 (t=0.36)；提示存在發(fā)表偏倚的可能性較小。其余各影響因素的納入研究數(shù)少于10個(gè),不宜進(jìn)行Egger’s檢驗(yàn)，僅通過(guò)觀察漏斗圖進(jìn)行判斷(見(jiàn)圖4)。年齡、工作情況、醫(yī)療保險(xiǎn)、首診或常就診地點(diǎn)、雙向轉(zhuǎn)診知曉情況、附近是否有社區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)機(jī)構(gòu)、是否經(jīng)歷過(guò)向下轉(zhuǎn)診等因素的Meta分析漏斗圖中散點(diǎn)分布基本對(duì)稱均勻，存在發(fā)表偏倚的可能性較?。辉率杖?、對(duì)社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心的滿意程度等因素的漏斗圖不對(duì)稱，可能存在發(fā)表偏倚。

表1 納入文獻(xiàn)的基本情況

圖3 患者向下轉(zhuǎn)診意愿及影響因素的Meta分析漏斗圖

2.5 敏感性分析

敏感性分析發(fā)現(xiàn)本研究結(jié)果總體上穩(wěn)健可靠。對(duì)每個(gè)研究因素的合并效應(yīng)量分別采用固定效應(yīng)模型M-H法和隨機(jī)效應(yīng)模型D+L法進(jìn)行計(jì)算，其結(jié)果的一致性可以在一定程度上反映結(jié)果的可靠性。教育水平、工作情況和對(duì)社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心的滿意程度等因素在使用不同方法合并時(shí)有較大變化,提示該結(jié)果穩(wěn)定性較差；其他因素采用兩種方法計(jì)算結(jié)果相差不大，表明小樣本研究對(duì)結(jié)果影響無(wú)實(shí)質(zhì)性的改變，結(jié)果穩(wěn)定可靠(見(jiàn)表3)。

3 討論

本研究結(jié)果顯示61%的患者愿意向下轉(zhuǎn)診，根據(jù)研究質(zhì)量進(jìn)行亞組分析發(fā)現(xiàn)文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)分為A級(jí)的文獻(xiàn)和B級(jí)的文獻(xiàn)的合并效應(yīng)量差異不大，表明文獻(xiàn)質(zhì)量對(duì)研究結(jié)果無(wú)影響，不是異質(zhì)性的來(lái)源。

根據(jù)調(diào)查場(chǎng)所的亞組分析發(fā)現(xiàn)，在社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心調(diào)查的受訪者下轉(zhuǎn)意愿最強(qiáng)，在社區(qū)調(diào)查其次，在醫(yī)院與社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心均進(jìn)行調(diào)查的再次，在醫(yī)院調(diào)查的最弱。這個(gè)結(jié)果與患者向下轉(zhuǎn)診意愿影響因素分析的結(jié)果相一致，首診或常就診地點(diǎn)在大中型醫(yī)院者愿意向下轉(zhuǎn)診率是在社區(qū)就診者的0.32倍，表明基層首診和雙向轉(zhuǎn)診密不可分，患者的首診或常就診地點(diǎn)為基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)機(jī)構(gòu)對(duì)向下轉(zhuǎn)診意愿有促進(jìn)作用，周潤(rùn)明等[19]的研究指出這種現(xiàn)象原因可能是由于基層首診或常就診的患者更信任社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心的醫(yī)療水平，因此更愿意向下轉(zhuǎn)診。因此，應(yīng)當(dāng)提高基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)軟硬件水平，改善服務(wù)流程，著力提升基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)醫(yī)療水平和質(zhì)量，讓患者更加信任基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)。

表3 敏感性分析

知曉雙向轉(zhuǎn)診制度者愿意向下轉(zhuǎn)診率是不知曉者的2.15倍，因此，患者對(duì)雙向轉(zhuǎn)診的知曉情況對(duì)向下轉(zhuǎn)診意愿可能有較大的影響。多項(xiàng)研究發(fā)現(xiàn)患者雙向轉(zhuǎn)診知曉率較低，如趙燕[14]及周潤(rùn)明[19]等的研究中患者雙向轉(zhuǎn)診制度知曉率分別為37.26%和25.48%。目前，我國(guó)患者向下轉(zhuǎn)診難的現(xiàn)狀可能很大程度上是由于患者對(duì)雙向轉(zhuǎn)診的知曉情況不佳導(dǎo)致。建議政府通過(guò)多種手段加強(qiáng)政策宣傳，加強(qiáng)對(duì)行政管理人員和醫(yī)務(wù)人員的政策培訓(xùn)，提升居民對(duì)分級(jí)診療和雙向轉(zhuǎn)診等政策的知曉率和認(rèn)可度，引導(dǎo)慢性期、恢復(fù)期患者向下轉(zhuǎn)診。

附近有基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)機(jī)構(gòu)者愿意向下轉(zhuǎn)診率是附近無(wú)基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)機(jī)構(gòu)者的1.43倍。同時(shí)，徐士滿等[20]研究指出，在病情較輕時(shí)，患者選擇醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)的首要原因是離居住地近。因此，建議政府繼續(xù)加大對(duì)基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)的投入，提高基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)可及性，促進(jìn)患者向下轉(zhuǎn)診。

本研究存在一定的局限性，教育水平、月收入、對(duì)社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心的滿意程度等因素的漏斗圖不對(duì)稱,可能存在發(fā)表偏倚。教育水平和對(duì)社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心的滿意程度等因素分別使用隨機(jī)效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型時(shí)有較大變化，結(jié)果穩(wěn)定性較差。本研究納入的文獻(xiàn)均為橫斷面研究，僅能發(fā)現(xiàn)相關(guān)關(guān)系，無(wú)法判斷中國(guó)患者向下轉(zhuǎn)診意愿與各影響因素之間是否存在因果關(guān)系。文獻(xiàn)篩選的過(guò)程中發(fā)現(xiàn)許多研究存在報(bào)告結(jié)果數(shù)據(jù)不規(guī)范、不完整等問(wèn)題，導(dǎo)致大量研究無(wú)法被納入。