高曉彤 郝秀奇

1 中國醫(yī)學科學院阜外醫(yī)院 北京 100037；2 中國醫(yī)學科學院北京協(xié)和醫(yī)院 北京 100730

當前，我國醫(yī)療衛(wèi)生資源分配不合理、大中型醫(yī)院虹吸現(xiàn)象嚴重、基層醫(yī)療薄弱等問題較為突出。作為我國分級診療制度建設(shè)的重要目標之一，實行雙向轉(zhuǎn)診有利于減輕患者負擔，減少優(yōu)質(zhì)醫(yī)療資源的浪費。但是，2017年一篇雙向轉(zhuǎn)診現(xiàn)狀的系統(tǒng)評價[1]指出，當前我國雙向轉(zhuǎn)診的實施效果不佳，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。

患者的下轉(zhuǎn)行為受許多因素的影響，包括醫(yī)療機構(gòu)和醫(yī)生對轉(zhuǎn)診的態(tài)度、患者的轉(zhuǎn)診意愿、基層醫(yī)療機構(gòu)條件和轉(zhuǎn)診程序的便捷程度等[2]。醫(yī)生是雙向轉(zhuǎn)診的重要實踐者，患者是雙向轉(zhuǎn)診的主體，醫(yī)生對轉(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]提出的計劃行為理論(theory of planned behavior，TPB)，行為意向是個體行為最直接的影響因素，通過激發(fā)動機影響行為。行為意向是指個人希望進行某種行為的主觀概率。當態(tài)度越積極、感知到的社會壓力越強烈，就越容易產(chǎn)生行為意向，進而發(fā)生實際行為?；颊呦蛳罗D(zhuǎn)診的行為意向是向下轉(zhuǎn)診行為發(fā)生的最直接的動機和原因。

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

1 資料與方法

1.1 文獻納入排除標準

納入標準：①研究對象是中國患者；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。

排除標準：①對同一結(jié)果的多次發(fā)表的研究，如已公開發(fā)表的學位論文的一部分或重復發(fā)表等情況，僅納入文獻質(zhì)量評分更高的文章；②無法提取數(shù)據(jù)的文獻，如評論、綜述或文獻數(shù)據(jù)不全等；③無法獲得全文的文獻；④僅以實際轉(zhuǎn)診率為指標，未描述轉(zhuǎn)診意愿的文獻；⑤僅以雙向轉(zhuǎn)診意愿及其影響因素為指標，未描述其中向下轉(zhuǎn)診意愿情況及其影響因素的文獻。

1.2 文獻來源與檢索策略

本研究檢索了中國知網(wǎng)(CNKI)、萬方數(shù)據(jù)庫(WanFang)、維普(VIP)、中國生物醫(yī)學文獻數(shù)據(jù)庫(CBM)、Pubmed、Embase、SCOPUS等中英文數(shù)據(jù)庫，檢索時間均為從建庫至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)量評價

使用NoteExpress 3.2文獻管理軟件對檢索得到的文獻進行查重，并根據(jù)納入排除標準進行篩選。使用自擬的數(shù)據(jù)收集表，從文獻中提取第一作者姓名、出版年份、樣本量、研究場所、研究地點和研究因素等。通過流行病學觀察性研究報告規(guī)范(STROBE聲明)[5]考察各研究遵循報告規(guī)范的情況評價文獻質(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個部分組成，包含22個細分的子項目。借鑒張瑩等[6]的做法，本研究中如果納入的文獻滿足任一子項目，得一分，否則為0分，文獻評分得分大于13分為A級，否則為B級。

1.4 統(tǒng)計學分析

采用R 4.1.3軟件中的Meta軟件包進行分析,使用Q檢驗和異質(zhì)性指數(shù)I2評估異質(zhì)性，當P>0.05且I2<50%時，合并分析時采用M-H固定效應模型, 當P<0.05或I2>50%時，使用D-L隨機效應模型計算合并效應量。分別使用使用率和OR的95%CI作為中國居民向下轉(zhuǎn)診意愿及其影響因素的測量指標。

發(fā)表偏倚的評估采用漏斗圖及Egger線性回歸法。漏斗圖的橫坐標為效應量的大小，縱坐標是標準誤，根據(jù)納入的研究效應量在漏斗圖上的分布對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稱程度的定量測度方法。敏感性分析采用比較固定效應模型和隨機效應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 納入文獻基本情況

文獻檢索與篩選流程圖見圖1所示，共檢索到相關(guān)文獻841篇，經(jīng)過篩選最終納入20篇文獻，其中文獻質(zhì)量評分為A級的文獻15篇，B級的文獻5篇?？倶颖玖繛?2 890人。

2.2 患者向下轉(zhuǎn)診意愿的Meta分析合并效應量

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

圖1 文獻檢索流程圖

按納入文獻質(zhì)量進行亞組分析,發(fā)現(xiàn)在A級文獻有15篇，愿意向下轉(zhuǎn)診率為60.63% 95%CI(52.63%～68.63%);在B級文獻有5篇，愿意向下轉(zhuǎn)診率為61.01% 95%CI(52.39%～69.64%)。按調(diào)查場所進行亞組分析,發(fā)現(xiàn)在醫(yī)院進行調(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%);同時在醫(yī)院與社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心進行調(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分析合并效應量

經(jīng)過異質(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、雙向轉(zhuǎn)診知曉情況、是否經(jīng)歷過向下轉(zhuǎn)診、對社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心的滿意程度等因素的I2>50%或P<0.05，見表2，因此采用隨機效應模型進行合并；醫(yī)療保險、附近是否有社區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)機構(gòu)等因素I2<50%且P>0.05,因此采用固定效應模型進行合并。結(jié)果顯示，首診或常就診地點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)表偏倚的測量發(fā)現(xiàn)，繪制的納入文獻的漏斗圖基本對稱(見圖3)，Egger’s檢驗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,不宜進行Egger’s檢驗，僅通過觀察漏斗圖進行判斷(見圖4)。年齡、工作情況、醫(yī)療保險、首診或常就診地點、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)機構(gòu)、是否經(jīng)歷過向下轉(zhuǎn)診等因素的Meta分析漏斗圖中散點分布基本對稱均勻，存在發(fā)表偏倚的可能性較??；月收入、對社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心的滿意程度等因素的漏斗圖不對稱，可能存在發(fā)表偏倚。

表1 納入文獻的基本情況

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。對每個研究因素的合并效應量分別采用固定效應模型M-H法和隨機效應模型D+L法進行計算，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算結(jié)果相差不大，表明小樣本研究對結(jié)果影響無實質(zhì)性的改變，結(jié)果穩(wěn)定可靠(見表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)量進行亞組分析發(fā)現(xiàn)文獻質(zhì)量評分為A級的文獻和B級的文獻的合并效應量差異不大，表明文獻質(zhì)量對研究結(jié)果無影響，不是異質(zhì)性的來源。

根據(jù)調(diào)查場所的亞組分析發(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，在社區(qū)調(diào)查其次，在醫(yī)院與社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心均進行調(diào)查的再次，在醫(yī)院調(diào)查的最弱。這個結(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為基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)機構(gòu)對向下轉(zhuǎn)診意愿有促進作用，周潤明等[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，應當提高基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(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，患者對雙向轉(zhuǎn)診的知曉情況對向下轉(zhuǎn)診意愿可能有較大的影響。多項研究發(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雙向轉(zhuǎn)診的知曉情況不佳導致。建議政府通過多種手段加強政策宣傳，加強對行政管理人員和醫(yī)務(wù)人員的政策培訓，提升居民對分級診療和雙向轉(zhuǎn)診等政策的知曉率和認可度，引導慢性期、恢復期患者向下轉(zhuǎn)診。

附近有基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)機構(gòu)者愿意向下轉(zhuǎn)診率是附近無基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)機構(gòu)者的1.43倍。同時，徐士滿等[20]研究指出，在病情較輕時，患者選擇醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)的首要原因是離居住地近。因此，建議政府繼續(xù)加大對基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)的投入，提高基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)可及性，促進患者向下轉(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稱,可能存在發(fā)表偏倚。教育水平和對社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心的滿意程度等因素分別使用隨機效應模型和固定效應模型時有較大變化，結(jié)果穩(wěn)定性較差。本研究納入的文獻均為橫斷面研究，僅能發(fā)現(xiàn)相關(guān)關(guān)系，無法判斷中國患者向下轉(zhuǎn)診意愿與各影響因素之間是否存在因果關(guān)系。文獻篩選的過程中發(fā)現(xiàn)許多研究存在報告結(jié)果數(shù)據(jù)不規(guī)范、不完整等問題，導致大量研究無法被納入。