家庭醫(yī)生簽約背景下競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制引入對(duì)醫(yī)生行為影響的實(shí)驗(yàn)研究

李心言

首都醫(yī)科大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院 北京 100069

1 研究背景

2016年6月，原國務(wù)院醫(yī)改辦、國家衛(wèi)計(jì)委等六部門共同發(fā)布《關(guān)于印發(fā)推進(jìn)家庭醫(yī)生簽約服務(wù)指導(dǎo)意見的通知》，提出到2020年力爭(zhēng)將簽約服務(wù)覆蓋全人群，鼓勵(lì)和引導(dǎo)居民就近簽約，建立有序競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制。目前，我國家庭醫(yī)生簽約覆蓋面已得到大幅提升，但國內(nèi)居民對(duì)家庭醫(yī)生簽約認(rèn)可度不高，獲得感不強(qiáng)[1]，引導(dǎo)居民基層就醫(yī)，有序競(jìng)爭(zhēng)的機(jī)制尚未有效建立。2022年3月，國家衛(wèi)生健康委等部門聯(lián)合印發(fā)《關(guān)于推進(jìn)家庭醫(yī)生簽約服務(wù)高質(zhì)量發(fā)展的指導(dǎo)意見》，明確強(qiáng)化簽約服務(wù)內(nèi)涵，健全簽約服務(wù)激勵(lì)和保障機(jī)制的高質(zhì)量發(fā)展總體思路。如何在增加供給的基礎(chǔ)上建立適當(dāng)?shù)暮灱s服務(wù)激勵(lì)機(jī)制，如何建立有效的競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制是亟待探索的研究?jī)?nèi)容。

經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為競(jìng)爭(zhēng)會(huì)對(duì)傳統(tǒng)市場(chǎng)產(chǎn)生積極正向的影響，買賣雙方擁有完整信息是競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制發(fā)揮有效作用的假設(shè)之一。由于醫(yī)療服務(wù)市場(chǎng)信息不對(duì)稱等特點(diǎn)，有關(guān)競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制發(fā)揮作用的理論與實(shí)證研究結(jié)論存在一定的爭(zhēng)議。[2]由于支付方式和全科醫(yī)生行為的實(shí)證研究無法精確測(cè)量醫(yī)療市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)患者效益的影響[3]，且難以控制醫(yī)患特征、疾病種類[4]，學(xué)者將實(shí)驗(yàn)經(jīng)濟(jì)學(xué)研究方法引入支付方式和競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制的研究。

本研究在以往實(shí)驗(yàn)研究基礎(chǔ)上，結(jié)合我國改革實(shí)踐，優(yōu)化了實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。一是按照績(jī)效分配模式設(shè)計(jì)競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景下的患者分配規(guī)則；二是支付方式參數(shù)對(duì)稱式設(shè)計(jì)下，通過費(fèi)舍爾組合檢驗(yàn)探討競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制與不同支付方式結(jié)合是否具有差異；三是以醫(yī)學(xué)生作為主要被試群體；四是通過被試內(nèi)設(shè)計(jì)驗(yàn)證不同實(shí)驗(yàn)情景轉(zhuǎn)換時(shí)醫(yī)生行為的變化，在大規(guī)模實(shí)施政策改革之前進(jìn)行科學(xué)評(píng)估，為政策實(shí)施提供新的理論和證據(jù)。

2 研究方法

2.1 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

按項(xiàng)目付費(fèi)(Fee-For-Service，F(xiàn)FS)是最為常見的醫(yī)療服務(wù)支付方式。[5]按人頭付費(fèi)(Capitation，CAP)是國外家庭醫(yī)生簽約服務(wù)首選的支付方式[6]，國內(nèi)部分試點(diǎn)地區(qū)已探索家庭醫(yī)生簽約服務(wù)的CAP模式。[7]本研究選取CAP與FFS兩種支付方式，參考Brosig-Koch等[8]、Han設(shè)計(jì)[9]，以醫(yī)生競(jìng)爭(zhēng)轄區(qū)內(nèi)有限患者的方式設(shè)計(jì)競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景，通過實(shí)驗(yàn)研究模擬競(jìng)爭(zhēng)與不同支付方式下的醫(yī)生決策，分析競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制引入的政策效應(yīng)。

實(shí)驗(yàn)采用被試內(nèi)設(shè)計(jì)，每名被試只參與一個(gè)實(shí)驗(yàn)局。實(shí)驗(yàn)任務(wù)為醫(yī)學(xué)生扮演家庭醫(yī)生，為兩種疾病類型(j)為輕病(x)、重病(z)患者j∈[x,z]，選擇提供的服務(wù)量qi∈Q=[0, 1, 2, 3, 4……10]?？紤]實(shí)驗(yàn)順序效應(yīng)及控制其影響[10]，每個(gè)實(shí)驗(yàn)局共分為兩部分(表1)，場(chǎng)景1與場(chǎng)景2前、后兩部分實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景完全相同，均為不競(jìng)爭(zhēng)(No-competition，NC)、競(jìng)爭(zhēng)(Competition，C)場(chǎng)景，場(chǎng)景3與場(chǎng)景4前、后部分實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景不同，分別為競(jìng)爭(zhēng)—不競(jìng)爭(zhēng)(NC-C)、不競(jìng)爭(zhēng)—競(jìng)爭(zhēng)(C-NC)。每部分實(shí)驗(yàn)根據(jù)場(chǎng)景設(shè)定進(jìn)行15輪，每輪患者的數(shù)量和類型保持不變，實(shí)驗(yàn)前確定患者順序，依次為先重、后輕。

表1 實(shí)驗(yàn)局設(shè)置

在不競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景(NC)，每個(gè)醫(yī)生單獨(dú)決策，醫(yī)生決策的服務(wù)數(shù)量qi，同時(shí)決定了醫(yī)生自身收益π(qi)，及患者健康效益B(qi)。

在競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景(C)，兩名醫(yī)生角色(醫(yī)生1和醫(yī)生2)同時(shí)競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)內(nèi)有限的4名患者，醫(yī)生1(醫(yī)生2)各自的決策qi，不僅決定其各自收益π(q1,q2)，患者健康效益B(q1,q2)，而且決定患者數(shù)量n(q1,q2)。患者分配規(guī)則參考杜學(xué)鵬等構(gòu)建的家庭醫(yī)生績(jī)效考評(píng)機(jī)制，根據(jù)醫(yī)生提供服務(wù)量所對(duì)應(yīng)的患者健康效益分為五個(gè)等級(jí)[11]：患者健康效益最大值等級(jí)為最優(yōu)，其余等級(jí)按照患者健康效益數(shù)值依次遞減兩個(gè)單位，設(shè)置為較優(yōu)、中等、較差、最差。獲得較高患者效益等級(jí)的醫(yī)生，將獲得4名患者中的3名，另1位醫(yī)生獲得1名；若兩名醫(yī)生提供的患者健康效益等級(jí)相同，則各獲得2名患者。醫(yī)生每輪每個(gè)決策，提供服務(wù)量帶來的(總)利潤=(單個(gè)患者的診療費(fèi)用-成本)*吸引到的患者數(shù)量。為了方便被試進(jìn)行決策，競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景兩名醫(yī)生各自提供服務(wù)量對(duì)應(yīng)的醫(yī)生總收益與患者效益矩陣表在實(shí)驗(yàn)全程展示。

受試者樣本量根據(jù)2022年1月預(yù)實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)通過G*power3.1.9.7軟件計(jì)算確定效應(yīng)量EffectSizedz=0.9304，每實(shí)驗(yàn)局被試人數(shù)等于12人(雙側(cè)α=0.05)可以使檢驗(yàn)效力Power=0.8。在需要交互的實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景設(shè)定雙數(shù)20人，不需要交互的NC場(chǎng)景設(shè)定單數(shù)21人進(jìn)行實(shí)驗(yàn)，每實(shí)驗(yàn)局被試人數(shù)均大于12人滿足較高檢驗(yàn)效力。實(shí)驗(yàn)局Ⅰ、Ⅲ、Ⅴ、Ⅶ為CAP，實(shí)驗(yàn)局Ⅱ、Ⅳ、Ⅵ、Ⅷ為FFS(表1)。

2.2 實(shí)驗(yàn)參數(shù)

2.2.1 醫(yī)生利潤參數(shù)

FFS下醫(yī)生每單位服務(wù)量的支付價(jià)格p=2。[13]成本參數(shù)c的設(shè)定采用凸成本函數(shù)c(q)=0.1*q2。[14]FFS下醫(yī)生利潤π=pq-c(q)，隨著衛(wèi)生服務(wù)數(shù)量的增多而增加。CAP下醫(yī)生支付額R設(shè)為固定值10[15]，醫(yī)生提供的服務(wù)數(shù)量越少，其收益π=R-c(q)越多。

2.2.2 患者健康效益參數(shù)

B0為初始的健康效益，疾病嚴(yán)重程度越重，該值越小。θ為患者健康效益函數(shù)的斜率，設(shè)定θ=1。對(duì)于每位患者來說，存在唯一的醫(yī)療服務(wù)數(shù)量q*，即最優(yōu)服務(wù)量使患者健康效益最佳，q*僅受疾病嚴(yán)重程度的影響，疾病嚴(yán)重程度為輕、重的患者分別在醫(yī)生提供3、7個(gè)醫(yī)療服務(wù)數(shù)量時(shí)獲得其最佳健康效益B1=10。最終兩種支付方式下，服務(wù)量qi∈Q=[0, 1, 2, 3, 4……10]對(duì)應(yīng)的醫(yī)生利潤以及患者健康效益參數(shù)安排如圖1。

圖1 不同支付方式及病情輕重情況下醫(yī)生利潤和患者健康效益

2.3 實(shí)驗(yàn)實(shí)現(xiàn)與流程

實(shí)驗(yàn)采用在線實(shí)驗(yàn)形式進(jìn)行。[17]實(shí)驗(yàn)借助“蒲公英”軟件實(shí)現(xiàn)局域網(wǎng)搭建，實(shí)驗(yàn)程序基于預(yù)設(shè)參數(shù)采用Z-tree軟件編寫[18]，包括主程序Z-tree和子程序Z-leaf。正式實(shí)驗(yàn)于2022年5月開展，通過網(wǎng)絡(luò)宣傳形式招募162名醫(yī)學(xué)相關(guān)專業(yè)三年級(jí)及以上本科生和研究生，隨機(jī)分配到8個(gè)實(shí)驗(yàn)局。在招募過程中控制本科生與研究生、男性與女性的配額，保證不同教育程度與性別分布均勻。受試者三年級(jí)以上本科生85人，研究生77人，男性63人，臨床專業(yè)105人(判斷標(biāo)準(zhǔn)為是否具有規(guī)范化培訓(xùn)和執(zhí)業(yè)醫(yī)師考試資格)，平均年齡23歲。人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征卡方檢驗(yàn)結(jié)果顯示，受教育程度、性別、是否臨床專業(yè)、年齡在8個(gè)實(shí)驗(yàn)局中分布無差異(P>0.312)。

在實(shí)驗(yàn)開始前，需要被試提前于個(gè)人電腦上，配合下載蒲公英軟件與Z-leaf軟件。為方便被試操作，需提前錄制指導(dǎo)視頻、制作操作手冊(cè)，在實(shí)驗(yàn)開始前安排5分鐘強(qiáng)制觀看指導(dǎo)視頻時(shí)間。觀看完畢，實(shí)驗(yàn)員統(tǒng)一測(cè)試Z-leaf進(jìn)入與退出情況，以上操作無誤后，為被試發(fā)放實(shí)驗(yàn)材料，介紹實(shí)驗(yàn)任務(wù)，被試閱讀實(shí)驗(yàn)材料并在線簽署知情同意書。為保證獨(dú)立的決策環(huán)境，被試不允許相互交流，如有問題示意實(shí)驗(yàn)員單獨(dú)解答。之后，通過先導(dǎo)實(shí)驗(yàn)測(cè)試被試是否已充分了解實(shí)驗(yàn)內(nèi)容，待所有被試通過先導(dǎo)實(shí)驗(yàn)后方可進(jìn)入正式實(shí)驗(yàn)。實(shí)驗(yàn)中被試?yán)脗€(gè)人電腦屏幕上顯示的信息進(jìn)行決策。競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景下，首先進(jìn)入角色分配界面，確認(rèn)后進(jìn)入決策界面。兩種場(chǎng)景決策完成后，均進(jìn)入反饋界面。第一部分實(shí)驗(yàn)結(jié)束后，進(jìn)入第二部分實(shí)驗(yàn)，每部分實(shí)驗(yàn)重復(fù)15輪，每實(shí)驗(yàn)局產(chǎn)生實(shí)驗(yàn)記錄9 720(15*2*162*2)條。

2.4 實(shí)驗(yàn)支付

實(shí)驗(yàn)過程中醫(yī)生決策對(duì)應(yīng)的自身收益π(q)和患者健康效益B(q)，均以實(shí)驗(yàn)代幣(Taler)表示。為了確保隨機(jī)分配到任一場(chǎng)景下的受試者擁有相同的平均收益，參考不同市場(chǎng)下區(qū)別設(shè)置實(shí)驗(yàn)代幣轉(zhuǎn)換比例的方式。[9]通過預(yù)實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景下代幣轉(zhuǎn)換比例約為不競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景下的2倍水平，最終設(shè)定不競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景1代幣=0.5人民幣、競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景1代幣=0.9人民幣。在實(shí)驗(yàn)結(jié)束后，隨機(jī)抽取一輪決策的代幣按照比例轉(zhuǎn)化為人民幣作為實(shí)驗(yàn)報(bào)酬。順利完成實(shí)驗(yàn)每名被試獲得30元基礎(chǔ)費(fèi)用，外加實(shí)驗(yàn)決策產(chǎn)生的實(shí)驗(yàn)報(bào)酬。醫(yī)療決策實(shí)驗(yàn)的患者健康效益按照相同比例折算捐贈(zèng)給中國紅十字會(huì)。為了確保捐贈(zèng)的真實(shí)性，實(shí)驗(yàn)員隨機(jī)抽取一名被試對(duì)捐贈(zèng)成功的結(jié)果進(jìn)行公示，監(jiān)督者將獲得額外的50元。本研究受試者平均實(shí)驗(yàn)報(bào)酬為119元，累計(jì)捐贈(zèng)金額為8 919元。

2.5 質(zhì)量控制

為保證決策的匿名性，研究過程中對(duì)被試序號(hào)進(jìn)行隨機(jī)編碼。在參與過程中，反復(fù)向被試強(qiáng)調(diào)實(shí)驗(yàn)需要在一個(gè)不被打擾的環(huán)境進(jìn)行，每場(chǎng)實(shí)驗(yàn)設(shè)置2名監(jiān)督員。

3 研究結(jié)果

考慮排除學(xué)習(xí)與經(jīng)驗(yàn)效應(yīng)的影響[19]，將第一部分實(shí)驗(yàn)首輪、第二部分實(shí)驗(yàn)?zāi)┹喎謩e與其他輪次進(jìn)行比較。各實(shí)驗(yàn)局均未發(fā)現(xiàn)首輪效應(yīng)(first-round effect)與終輪效應(yīng)(end-game)的影響(P>0.288,雙側(cè)Mann-Whitney U檢驗(yàn))。實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景的隨機(jī)交叉設(shè)計(jì)，可以有效控制順序效應(yīng)的影響。[20]

3.1 非競(jìng)爭(zhēng)與競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景醫(yī)療服務(wù)量

3.1.1 醫(yī)生醫(yī)療服務(wù)量組間比較

在相同實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景，相同支付方式下第一部分實(shí)驗(yàn)平均醫(yī)療服務(wù)量差異均不顯著(P>0.267，雙側(cè)Mann-Whitney U檢驗(yàn))。場(chǎng)景1與場(chǎng)景3不競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景，CAP下醫(yī)生提供的平均服務(wù)量為3.26(標(biāo)準(zhǔn)差：2.03)，F(xiàn)FS下為6.55(標(biāo)準(zhǔn)差：2.00)。場(chǎng)景2與場(chǎng)景4競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景下，CAP下醫(yī)生提供的平均服務(wù)量為4.86(標(biāo)準(zhǔn)差：2.05)，F(xiàn)FS下為5.14(標(biāo)準(zhǔn)差：2.06)。CAP下提供的服務(wù)數(shù)量均顯著低于FFS下服務(wù)量(P<0.001,雙側(cè)Mann-Whitney U檢驗(yàn))。

與不競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景(場(chǎng)景1與場(chǎng)景3)相比，競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景(場(chǎng)景2和場(chǎng)景4)醫(yī)生提供服務(wù)量q與最優(yōu)服務(wù)量q*偏差減小。偏差大于0(小于0)代表服務(wù)量供給過度(供給不足)。CAP下，輕病下偏差由-1.13減少到-0.01，重病下偏差由-2.34減少到-0.26(P<0.001,雙側(cè)Mann-Whitney U檢驗(yàn))；FFS下，輕病下偏差由2.25減少到0.20，重病下偏差由0.87減少到0.09(P<0.001,雙側(cè)Mann-Whitney U檢驗(yàn))(圖2)。

圖2 第一部分實(shí)驗(yàn)患者健康效益最優(yōu)服務(wù)量平均偏差

第二部分實(shí)驗(yàn)與第一部分實(shí)驗(yàn)趨勢(shì)相近，在相同實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景，相同支付方式下平均醫(yī)療服務(wù)量差異均不顯著(P>0.315，雙側(cè)Mann-Whitney U檢驗(yàn))。與不競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景(場(chǎng)景1與場(chǎng)景4)相比，競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景(場(chǎng)景2和場(chǎng)景3)兩種支付方式醫(yī)生提供服務(wù)量與最優(yōu)服務(wù)量偏差均減少(P<0.001,雙側(cè)Mann-Whitney U檢驗(yàn))。

3.1.2 醫(yī)生醫(yī)療服務(wù)量組內(nèi)比較

將第二部分與第一部分實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)組內(nèi)比較顯示，場(chǎng)景1NC-NC(P>0.673,雙側(cè)Wilcoxon signed-rank檢驗(yàn))、場(chǎng)景2C-C(P>0.250，雙側(cè)Wilcoxon signed-rank檢驗(yàn))，平均服務(wù)量并未出現(xiàn)差異。

場(chǎng)景3NC-C、場(chǎng)景4C-NC實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景變換后，兩部分服務(wù)量組內(nèi)比較出現(xiàn)顯著差異(P<0.021,雙側(cè)Wilcoxon signed-rank檢驗(yàn))。場(chǎng)景3和場(chǎng)景4競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景相較于不競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景，CAP下醫(yī)生提供的服務(wù)數(shù)量增加；FFS下醫(yī)療服務(wù)數(shù)量減少(表2)，兩種支付方式競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景最優(yōu)服務(wù)量偏差均縮小(P<0.001,雙側(cè)Wilcoxon signed-rank檢驗(yàn))。

表2 各實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景平均服務(wù)量

利用被試組間與組內(nèi)比較，發(fā)現(xiàn)引入競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制糾正不競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景下CAP(FFS)服務(wù)量供給不足(供給過度)，對(duì)醫(yī)生醫(yī)療服務(wù)行為帶來明顯的改變。

3.2 不同疾病種類競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制影響

為了比較不同支付方式，不同疾病種類引入競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制對(duì)醫(yī)生服務(wù)行為帶來的改變，以服務(wù)量q作為因變量，以競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景為自變量(0不競(jìng)爭(zhēng)，1競(jìng)爭(zhēng))，通過隨機(jī)效應(yīng)回歸模型進(jìn)行分析?？刂谱兞繛榻逃潭取⑿詣e、專業(yè)和年齡。通過費(fèi)舍爾組合檢驗(yàn)(Fisher’s Permutation test)獲得經(jīng)驗(yàn)分布，計(jì)算經(jīng)驗(yàn)P值(empirical P-value)，分析各模型間競(jìng)爭(zhēng)變量系數(shù)(競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制)之間的差異。

模型1與模型2(模型3與模型4)為輕病(重病)下兩種支付方式隨機(jī)效應(yīng)回歸模型。各模型下競(jìng)爭(zhēng)變量系數(shù)，代表相比于不競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景，競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制對(duì)醫(yī)療服務(wù)量的影響程度，CAP(FFS)模型1與模型3(模型2與模型4)競(jìng)爭(zhēng)系數(shù)為正(負(fù))，代表相比于不競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景，競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景醫(yī)療服務(wù)量增加(減少)，改變不競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景下CAP(FFS)供給不足(供給過度)。通過經(jīng)驗(yàn)P值判斷，在輕病下，F(xiàn)FS下競(jìng)爭(zhēng)變量關(guān)聯(lián)系數(shù)1.79個(gè)單位大于CAP下1.01個(gè)單位(經(jīng)驗(yàn)P值<0.001，費(fèi)舍爾組合檢驗(yàn))；在重病下，CAP下競(jìng)爭(zhēng)變量關(guān)聯(lián)系數(shù)1.84個(gè)單位大于FFS下0.79個(gè)單位(經(jīng)驗(yàn)P值<0.001，費(fèi)舍爾組合檢驗(yàn))(表3)。

表3 服務(wù)量q不同疾病種類隨機(jī)效應(yīng)模型回歸

綜上，健康狀況好的患者FFS下競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制影響力度更大，健康狀況差的患者CAP下競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制對(duì)醫(yī)生行為改變力度更強(qiáng)。

3.3 競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制與患者健康效益

研究采用患者健康效益損失比Lj=|B(q*)-B(q)|/B(q)表示相對(duì)于患者健康效益最佳醫(yī)療服務(wù)時(shí)患者效益損失(表4)。兩種支付方式參數(shù)對(duì)稱式設(shè)計(jì)下，不競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景，相同支付方式和疾病嚴(yán)重程度下患者健康效益平均損失比差異不顯著(P>0.393，雙側(cè)Mann-Whitney U檢驗(yàn))。

表4 平均患者健康效益損失比

采用患者健康效益損失比為因變量，以競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景為自變量(0不競(jìng)爭(zhēng)，1競(jìng)爭(zhēng))，利用面板數(shù)據(jù)回歸進(jìn)行推斷性分析。模型1、3、5為CAP支付方式，模型2、4、6為FFS支付方式，通過費(fèi)舍爾組合檢驗(yàn)分析各模型間競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制之間的差異。

模型1-6結(jié)果均表明，競(jìng)爭(zhēng)變量關(guān)聯(lián)系數(shù)與患者健康效益損失比呈負(fù)相關(guān)且具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，說明競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制引入減少患者健康效益損失。進(jìn)一步比較CAP輕病與FFS重病(模型3與模型6)，CAP下競(jìng)爭(zhēng)變量系數(shù)略低于FFS下(-0.09vs-0.06,經(jīng)驗(yàn)P值<0.1，費(fèi)舍爾組合檢驗(yàn))，提示CAP輕病下競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制減少患者健康效益損失程度更大。CAP重病與FFS輕病(模型4與模型5)下競(jìng)爭(zhēng)系數(shù)并未發(fā)現(xiàn)統(tǒng)計(jì)學(xué)差異(經(jīng)驗(yàn)P值=0.409，費(fèi)舍爾組合檢驗(yàn))(表5)。相比于FFS，“CAP+競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制”減少患者健康效益損失效果更佳，略顯制度優(yōu)勢(shì)。

表5 患者健康效益損失比隨機(jī)效應(yīng)回歸模型

3.4 不同場(chǎng)景順序下醫(yī)生行為變化趨勢(shì)

場(chǎng)景3NC-C與場(chǎng)景4C-NC兩種支付方式下，兩實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景的競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景平均服務(wù)量出現(xiàn)差異(P<0.001，雙側(cè)Mann-Whitney U檢驗(yàn))，提示不同場(chǎng)景順序會(huì)造成醫(yī)生行為趨勢(shì)的改變。

進(jìn)一步比較各實(shí)驗(yàn)局每輪次服務(wù)量與最優(yōu)服務(wù)量偏差|q-q*|平均值，在非競(jìng)爭(zhēng)與競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景之間波動(dòng)情況。CAP下場(chǎng)景1NC-NC與場(chǎng)景2C-C|q-q*|組間變化幅度為1.57,場(chǎng)景3NC-C|q-q*|組內(nèi)變化幅度為1.36,場(chǎng)景4C-NC|q-q*|組內(nèi)變化幅度為1.48；FFS下場(chǎng)景1NC-NC與場(chǎng)景2C-C|q-q*|組間變化幅度為1.69,場(chǎng)景3NC-C|q-q*|組內(nèi)變化幅度為1.21,場(chǎng)景4C-NC|q-q*|組內(nèi)變化幅度為1.25。

兩種支付方式下，各實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景|q-q*|變化幅度出現(xiàn)統(tǒng)計(jì)學(xué)差異(P<0.002，雙側(cè)Kruskal-Wallis H檢驗(yàn))。相比于場(chǎng)景3NC-C，場(chǎng)景4C-NC不競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景與競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景服務(wù)量偏差變化幅度更大。實(shí)驗(yàn)局每輪次|q-q*|折線圖可以清楚看出這一趨勢(shì)(圖3)。相比于不競(jìng)爭(zhēng)轉(zhuǎn)為競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景，競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景轉(zhuǎn)為不競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景醫(yī)生服務(wù)量與最優(yōu)服務(wù)量偏差程度增加，醫(yī)生醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量出現(xiàn)降低趨勢(shì)。

圖3 不同實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景服務(wù)量與患者健康效益最優(yōu)服務(wù)量|q-q*|平均偏差折線圖

4 討論

4.1 單一支付方式對(duì)家庭醫(yī)生激勵(lì)不足，有待探索新機(jī)制

家庭醫(yī)生支付制度方面，國際采取較為通行的CAP支付方式。國內(nèi)家庭醫(yī)生簽約處于探索階段，根據(jù)目前試點(diǎn)地區(qū)與傳統(tǒng)模式，在研究設(shè)計(jì)中將CAP和FFS結(jié)合不同場(chǎng)景分別進(jìn)行探討。單一支付方式下醫(yī)生行為研究結(jié)果與以往研究保持一致[21-24]，CAP(FFS)不競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景下會(huì)導(dǎo)致醫(yī)生服務(wù)量的供給不足(供給過度)。因此，目前實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)可以較好體現(xiàn)不同激勵(lì)機(jī)制下醫(yī)生行為，在此基礎(chǔ)上可以進(jìn)一步討論引入競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制的影響。

4.2 競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制引入家庭醫(yī)生，提升醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量

與傳統(tǒng)商品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)不同，家庭醫(yī)生競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制多體現(xiàn)于取消患者對(duì)家庭醫(yī)生選擇的限制，使得患者擁有更多選擇權(quán)，形成醫(yī)患雙方相互依賴的組合。2022年《關(guān)于推進(jìn)家庭醫(yī)生簽約服務(wù)高質(zhì)量發(fā)展的指導(dǎo)意見》提出優(yōu)化服務(wù)模式允許居民彈性簽約，給予患者更多的選擇權(quán)力。意見明確將服務(wù)質(zhì)量及簽約居民滿意度等作為評(píng)價(jià)指標(biāo)，將考核結(jié)果與績(jī)效分配掛鉤。推進(jìn)患者自由選擇的競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制，促進(jìn)家庭醫(yī)生提供有價(jià)值的簽約服務(wù)吸引居民進(jìn)行簽約成為目前的政策方向。

以政策為導(dǎo)向，可以在前期實(shí)驗(yàn)研究基礎(chǔ)上，模擬患者根據(jù)醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量選擇簽約的模式，在支付方式基礎(chǔ)上探討競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制對(duì)醫(yī)生行為的影響。目前研究結(jié)果表明，競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制引入會(huì)糾正醫(yī)生行為提高醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量，與Brosig-Koch等結(jié)果一致。[8]

4.3 應(yīng)注意引入競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制配套政策應(yīng)用情景

區(qū)分疾病嚴(yán)重程度，CAP(FFS)競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制出現(xiàn)不同效果。非競(jìng)爭(zhēng)場(chǎng)景下，CAP(FFS)在重(輕)病下較易引起醫(yī)生提供服務(wù)量與患者健康效益最優(yōu)服務(wù)量偏移[23]，引入競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制后糾偏效果更佳。兩種支付方式結(jié)合競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制比較中，可以發(fā)現(xiàn)“CAP+競(jìng)爭(zhēng)”機(jī)制表現(xiàn)出一定的制度優(yōu)勢(shì)。以服務(wù)量q作為因變量以及患者健康效益損失比為因變量的分析模型均顯示，相比FFS下，“CAP+競(jìng)爭(zhēng)”制度優(yōu)勢(shì)更為顯著。另外，不同實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景順序?qū)︶t(yī)生行為趨勢(shì)方面產(chǎn)生一定影響，這也提示在政策制定前，應(yīng)當(dāng)衡量政策效果之后決定實(shí)施順序。

4.4 本研究的不足與未來研究方向

考慮到實(shí)驗(yàn)研究目的的單一性，本研究以競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制引入作為分析重點(diǎn)，選擇最常用的兩種支付方式進(jìn)行實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，對(duì)現(xiàn)實(shí)情況進(jìn)行了適當(dāng)?shù)暮?jiǎn)化?，F(xiàn)實(shí)中家庭醫(yī)生簽約的支付更為復(fù)雜，例如家庭醫(yī)生收入采取事業(yè)單位崗位工資與CAP、FFS結(jié)合，輔以績(jī)效付費(fèi)的模式[25]，以及CAP轉(zhuǎn)診的支付問題在本次設(shè)計(jì)中尚未涉及。后期研究將逐步納入這些因素以更加貼合我國家庭醫(yī)生改革的實(shí)際情況。

訪談中發(fā)現(xiàn)一些醫(yī)學(xué)生注意到合謀點(diǎn)，但考慮聲譽(yù)、道德問題的影響，并不會(huì)為了追求個(gè)人利潤而放棄患者效益，體現(xiàn)出醫(yī)生利他性在醫(yī)療決策中的重要意義。應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步基于醫(yī)生效用函數(shù)等模型，對(duì)醫(yī)生利他性進(jìn)行量化分析。