管 暉，尹文強，陳鐘鳴，崔雪丹，范海平，魏 艷，馬 欣

不合理用藥是全球性的問題，我國不合理用藥情況與國外相比較則更加嚴重[1]?；舅幬镏贫仁峭菩休^為成功的全球性衛(wèi)生政策，基本藥物制度推行的目標之一，就是促進合理用藥[2]。自2009年我國啟動新一輪醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革以來，建立國家基本藥物制度作為五項重點改革之一在全國基層醫(yī)療機構逐步鋪開。我國基層醫(yī)療機構實施國家基本藥物制度后，是否有效促進了基層醫(yī)療機構的合理用藥，值得回顧和研究，本研究擬通過對抽樣縣(區(qū))基層醫(yī)療機構門診處方的抽樣調查，并運用課題組研制的門診處方用藥合理性評價指標體系，對該市基層醫(yī)療機構門診處方用藥情況進行綜合評價，并識別影響該機構醫(yī)務人員門診處方用藥合理性的因素，對各因素的作用機制及因素間的相互作用進行深入分析。

1 對象與方法

1.1 研究對象 本研究以山東省某市為研究對象，于2013年采用多階段分層隨機抽樣的方法，按照經(jīng)濟水平的高中低選取6個樣本縣(區(qū))，每個縣(區(qū))抽取3家不同規(guī)模的鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院和1～2家社區(qū)衛(wèi)生服務中心，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)抽取3個村衛(wèi)生室，各樣本機構隨機抽取部分醫(yī)務人員。共調查18家鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院、10家社區(qū)衛(wèi)生服務中心和54個村衛(wèi)生室。

1.2 研究方法 運用課題組自行編制的調查問卷對隨機抽取的部分醫(yī)務人員進行調查，發(fā)放醫(yī)生問卷470份，收回465份，回收率為98.9%。同時選取各調查機構基本藥物制度實施前后指定月份的門診處方各30～50張，共收集有效處方3 152張。并收集各基層醫(yī)療機構相關的經(jīng)濟運行表和機構調查表，與基層醫(yī)療機構負責人、醫(yī)生等醫(yī)務人員進行訪談。對每張?zhí)幏椒謩e登記：患者性別、年齡、診斷、藥物名稱、藥物規(guī)格、給藥途徑、金額等。運用課題組研制的門診處方用藥合理性評價指標體系，對該市基層醫(yī)療機構門診處方用藥情況進行綜合評價。

1.3 統(tǒng)計學方法 采用SPSS 19.0統(tǒng)計學軟件進行統(tǒng)計分析，采用多元回歸分析、因子分析識別影響該市基層醫(yī)療機構醫(yī)務人員門診處方用藥合理性的因素。路徑分析由遺傳學家Sewall Wright 于1921 年提出，是建立在回歸分析和相關分析基礎上的一種分析方法，能有效地解決含有間接影響關系的多變量依存性問題[3]。以P<0.05為差異有統(tǒng)計學意義。

2 結果

2.1 該市基層醫(yī)療機構門診處方用藥的現(xiàn)狀 基本藥物制度實施后，該市基層醫(yī)療機構門診處方用藥情況：(1)單張?zhí)幏狡骄幬锲贩N數(shù)為3.15種，高于WHO標準(<2種)[4]；(2)注射劑處方使用率、抗生素處方使用率分別為42.58%(1 342/3 152)和48.58%(1 531/3 152)，高于WHO的最優(yōu)值(<20%、<30%)[4]；(3)處方基本藥物使用率為80.77%(2 546/3 152)，距國際參考值85%還有一定差距[4]；(4)平均單張?zhí)幏浇痤~為23.07元，處方書寫清晰率、處方填寫完整度分別為85.28%(2 688/3 152)和91.97%(2 899/3 152)。平均用藥咨詢時間(指每例患者接觸處方醫(yī)師的平均時間，不含候診時間)為13.09 min，指標優(yōu)于國際參考值6 min[5]。

2.2 該市基層醫(yī)療機構門診處方用藥的綜合評價 本研究根據(jù)課題組研制的基層醫(yī)療機構門診合理用藥評價指標體系，運用秩和比(RSR)的方法對該市基層醫(yī)療機構醫(yī)務人員門診處方用藥的合理性進行綜合評價，各指標權重見表1[6]。

RSR是多個指標的平均綜合水平，同時又是一個高度概括的綜合指數(shù)，其計算公式為RSRi=∑WjRi/nk(k為指標個數(shù),n為樣本含量)[7]。根據(jù)RSR計算公式可以得到基層醫(yī)療機構醫(yī)務人員門診用藥情況的RSR得分計算公式：

RSR用藥=0.146 929×R1/nk + 0.140 451×R2/nk + 0.162 477× R3/nk + 0.145 374×R4/nk + 0.138 637×R5/nk + 0.134 491×R6/nk + 0.131 64×R7/nk。

以RSR用藥為指標，以類平均法進行系統(tǒng)樣本聚類，共聚得五類，將其繪制成帕累托圖，見圖1。91.2%的基層醫(yī)療機構醫(yī)務人員門診處方用藥合理性得分為“中”及以上。根據(jù)帕累托圖的原理，落在A區(qū)域的為主要因素，C區(qū)域的為次要因素。該市基層醫(yī)療機構醫(yī)務人員門診處方用藥合理性得分主要為落在A區(qū)域的“較高”和“高”。

2.3 基層醫(yī)療機構門診處方用藥合理性的影響因素分析 將基層醫(yī)療機構醫(yī)務人員門診處方用藥合理性得分(RSR用藥)作為因變量，以可能影響得分的因素作為自變量，進行單因素線性回歸分析，共識別出7個因素與基層醫(yī)療機構醫(yī)務人員門診處方用藥合理性得分存在回歸關系(P<0.01，見表2)。

表1 基層醫(yī)療機構門診處方用藥評價指標體系

Table1 The index system to evaluate the outpatient prescription medication in basic medical unit

指標權重系數(shù)R1處方書寫清晰率(%)0.146929R2處方填寫完整程度(%)0.140451R3單張?zhí)幏狡骄幬锲贩N數(shù)0.162477R4注射劑處方使用率(%)0.145374R5抗生素處方使用率(%)0.138637R6平均單張?zhí)幏浇痤~(元)0.134491R7平均用藥咨詢時間(min)0.13164

圖1 基層醫(yī)療機構醫(yī)務人員門診處方用藥合理性得分綜合評價結果的帕累托圖

Figure1 The Pareto chart of the doctors′ score of rationality of outpatient prescription medication in basic medical unit

表2 基層醫(yī)療機構醫(yī)務人員門診處方用藥合理性的單因素線性回歸分析

Table2 Single factor linear regression analysis on the rationality of medical staff outpatient prescription medication in basic medical unit

影響因素偏回歸系數(shù)標準誤標準化偏回歸系數(shù)t值X1 醫(yī)生對收入的滿意度0.0150.0010.78113.882*X2 基本藥物制度實施時長0.0210.0020.74712.447*X3 基本藥物相關培訓次數(shù)0.0040.0000.74212.232*X4 對基本藥物療效的評價0.0170.0010.75212.668*X5 對基本藥物質量的評價0.0170.0010.83917.106*X6 主動要求注射劑患者比例0.0010.000-0.852-18.063*X7 主動要求抗生素患者比例-0.0010.000-0.878-20.379*

注：*P<0.01

2.4 門診處方用藥合理性影響因素間的相互作用分析 由單因素線性回歸分析可知，影響門診處方用藥合理性的因素主要包括7個變量，可分成多個維度。因此，醫(yī)務人員處方用藥行為受到多個維度因素的綜合影響，而各個維度又包含多個測量指標，各個維度之間也存在相互影響的關系。由于既往的多元回歸分析不能得到自變量之間的相互影響，故本研究嘗試使用路徑分析來探討基層醫(yī)療機構門診處方用藥影響因素的作用機制及其相互間的關系。

KMO檢驗值為0.888>0.5，數(shù)據(jù)可做因子分析。Bartlett′s球形檢驗的近似χ2值為705.558，df=21，P<0.001，可以認為相關矩陣為非單位陣，該因子模型較適宜。采用方差最大化正交旋轉方法，7個條目最終提取3個公因子，見表3。

根據(jù)各公因子的題目含義及屬性將其分別命名為管理因素(f1，含3個條目)、醫(yī)生評價因素(f2，含2個條目)、患者要求因素(f3，含2個條目)。此時總體變異的86.45%可被3個公因子所解釋，且任一公因子所提取的條目均具有較高的負荷值，表明具有較好的內在結構效度。

2.5 影響因素回歸分析 為探究影響該市基層醫(yī)療機構醫(yī)務人員門診處方用藥合理性的各因素，對醫(yī)務人員門診處方用藥途徑及作用方式產生的影響，借助SPSS 19.0統(tǒng)計軟件，運用逐步回歸方法進行多元線性回歸分析。

2.5.1 第一個復回歸分析模型 以3個公因子為自變量，以基層醫(yī)療機構醫(yī)務人員門診處方用藥得分為效標變量進行多元線性回歸分析，見表4。由表中可知，進入回歸方程的各項因素的容忍度(tolerance)均大于0.1，方差膨脹因子(VIF)均小于5，表明所建回歸方程不存在嚴重的共線性問題[8]。經(jīng)分析發(fā)現(xiàn)，管理因素、醫(yī)生評價因素和患者要求因素對基層醫(yī)療機構醫(yī)務人員門診處方用藥情況存在回歸關系。標準化偏回歸系數(shù)分別為0.278、0.299和-0.457，回歸分析的R2=0.898，表示因變量可以被3個自變量解釋變異的部分為89.8%[9]。

2.5.2 第二個復回歸分析模型 經(jīng)表4分析可知，患者要求因素直接影響最大且為負影響。由于本研究立足于探究影響基層醫(yī)療機構醫(yī)務人員門診處方用藥合理性的因素，因此以醫(yī)生評價因素為效標變量，以患者要求因素和管理因素為自變量，進行多元線性回歸，見表5?；颊咭笠蛩?、管理因素都與醫(yī)生評價因素存在回歸關系，決定系數(shù)R2=0.583，標準化偏回歸系數(shù)分別為-0.429和0.381，患者要求因素對醫(yī)生因素的影響相對較大。

表3 基層醫(yī)療機構門診處方用藥影響因素因子分析結果

Table3 Factor analysis results of the influencing factor of outpatient prescription medication in basic medical unit

條目公因子f1(管理因素) f2(醫(yī)生評價因素) f3(患者要求因素)X10.8160.2160.350X20.7470.4570.257X30.6550.2700.471X40.2510.8870.271X50.3670.7900.381X6-0.355-0.349-0.821X7-0.426-0.356-0.775

表4 基層醫(yī)療機構醫(yī)務人員門診處方用藥影響因素的復回歸模型一

Table4 A multiple regression model 1 of the influencing factor of medical staff outpatient prescription medication in basic medical unit

模型偏回歸系數(shù)標準誤標準化偏回歸系數(shù)t值容忍度VIF管理因素0.0060.0010.2785.460*0.3203.126醫(yī)生評價因素0.0070.0010.2996.664*0.4102.437患者要求因素0.0000.000-0.457-8.838*0.3103.221(常量)0.0610.005-11.537*--

注：*P<0.01，VIF=方差膨脹因子

表5 基層醫(yī)療機構醫(yī)務人員門診處方用藥影響因素的復回歸模型二

Table5 A multiple regression model 2 of the influencing factor of medical staff outpatient prescription medication in basic medical unit

模型偏回歸系數(shù)標準誤標準化偏回歸系數(shù)t值容忍度VIF管理因素0.3550.0910.3813.926*0.3612.773患者要求因素-0.0220.005-0.429-4.421*0.3612.773常量3.1970.376-8.504*--

注：*P<0.01

2.5.3 繪制路徑分析圖 根據(jù)兩個復回歸分析模型的結果，繪制路徑分析圖，見圖2。由圖中可知，患者要求因素、醫(yī)生評價因素以及管理因素都對基層醫(yī)療機構門診處方用藥合理性產生了直接的影響，其直接影響系數(shù)分別為-0.457、0.299和0.278。

患者要求因素和管理因素在直接影響基層醫(yī)療機構門診處方用藥合理性的同時，還通過醫(yī)生評價因素對基層醫(yī)療機構門診處方用藥產生了間接的影響，其間接影響系數(shù)分別為-0.128(等于-0.429×0.299)和0.114(等于0.381×0.299)。綜上所述，醫(yī)生評價因素、管理因素和患者要求因素對基層醫(yī)療機構門診處方用藥合理性影響的總效果值分別為0.299、0.392(等于0.278+0.114)和-0.585(等于-0.457-0.128)。此外，經(jīng)分析發(fā)現(xiàn)，管理因素與患者要求因素之間存在較強的負相關關系。

3 討論

3.1 基層醫(yī)療機構醫(yī)務人員門診處方用藥總體上較為合理但距國際參考水平仍有差距 經(jīng)分析發(fā)現(xiàn)，該市基層醫(yī)療機構醫(yī)務人員門診處方用藥合理性得分總體較高，大部分基層醫(yī)療機構醫(yī)務人員門診處方用藥合理性得分為“中”及以上，占總數(shù)的91.2%，比例最高的是得分“較高”的，占處方總數(shù)的44.0%，其次為“中”和“高”的，分別達到28.0%和19.2%，得分為“低”的最少，為0.8%。表明基本藥物制度實施后，大部分基層醫(yī)療機構醫(yī)務人員門診處方用藥合理性較好。

該市基層醫(yī)療機構門診注射劑處方使用率、抗生素處方使用率遠高于WHO所建議的20%和30%[4]，達到42.58%、48.58%。產生這一問題的原因，一是政策干預的對象是人，人會調整行為，適應新的政策環(huán)境，政策和政策干預的對象之間是一個動態(tài)的博弈[10]。Rizzo等[11]認為醫(yī)生的誘導需求的行為可以用目標收入(target income) 理論來解釋：醫(yī)生會根據(jù)專業(yè)教育的成本、與其他行業(yè)的相對關系、與患者的關系、職業(yè)倫理這些因素形成一個自己認為的“合理的”目標收入，當目標收入不能實現(xiàn)時，則會誘導服務需求。基本藥物政策實施前基層醫(yī)療機構在藥品進價基礎上加成15%的價格，但實際加成比例可能要遠遠高于15%。但按15%補償將導致醫(yī)生的收入下降，低于目標收入；另外，補償金額是否到位還取決于年終的績效考核，這就進一步帶來了收入的不確定性，因此，醫(yī)務人員會調整用藥和治療行為、增加注射劑、抗生素的使用，從而收取治療費，彌補藥品收入的下降。二是因為部分患者長期以來形成的不良用藥習慣。調查發(fā)現(xiàn)，相當一部分患者到藥店買藥時會主動購買抗生素，患者的訴求無疑加劇了抗生素的濫用。該分析與于小燕等[12]的研究結果一致。

圖2 基層醫(yī)療機構門診處方用藥影響因素路徑圖

Figure2 The path chart of the influencing factor of outpatient prescription medication in basic medical unit

經(jīng)調查發(fā)現(xiàn)，基本藥物制度實施后，該市基層醫(yī)療機構門診平均用藥咨詢時間為13.09 min，遠高于國際參考值(6 min)，這表明醫(yī)生與患者之間有充分的交流與溝通時間，患者有機會對自身疾病有正確認識，對藥物療效及副作用有辨別的看法，提高用藥的依從性，從而提高治愈率。但是時間的延長同時也意味著效率的降低，醫(yī)務人員應在保證醫(yī)患關系和諧的基礎上，提高效率，向WHO所建議的參考值靠攏，但達到這一要求的前提就是醫(yī)務工作者對藥物基本情況的全面、系統(tǒng)掌握。所以應該加強醫(yī)務人員對基本藥物的相關培訓，這也是影響基層醫(yī)療機構用藥合理性的重要因素。

3.2 基層醫(yī)療機構門診處方用藥的影響因素作用機制復雜 經(jīng)單因素回歸分析、因子分子和路徑分析發(fā)現(xiàn)影響基層醫(yī)療機構門診處方用藥的因素主要包括患者要求因素、管理因素和醫(yī)生評價因素三個方面。

其中，患者要求因素包括了患者主動要求使用抗生素處方所占比例、患者主動要求使用注射劑處方所占比例，直接效果值和綜合效果值最大且為負。一方面，由于文化程度與所處社會環(huán)境不同，居民獲取用藥知識的途徑和掌握程度存在差異。在過去以藥養(yǎng)醫(yī)的大背景下，醫(yī)生利用信息的不對稱性，會誘導服務需求，大處方、貴處方亂開，使居民形成了不科學的用藥意識及用藥習慣。加上許多零售藥店為了追求經(jīng)濟利益，允許居民無處方購藥，加劇了居民不合理用藥意識的養(yǎng)成。另一方面，大部分患者前來就診時往往希望藥到病除，因此主動要求使用抗生素、注射劑等見效快的藥品或給藥方式，力求盡快治愈疾病。而醫(yī)務工作者在醫(yī)患關系極不平靜和一系列惡性事件面前，基于對醫(yī)患和諧的追求，部分醫(yī)生在面對患者的不合理用藥要求時，選擇了按照患者的要求開藥。

醫(yī)生評價因素包括了醫(yī)生對基本藥物質量的評價、對基本藥物療效的評價，其值為正值，表明醫(yī)生對基本藥物治療質量、療效評價越高，其用藥合理性越好。管理因素包括基本藥物制度的實施時長、醫(yī)生對收入的滿意度和基本藥物相關培訓的次數(shù)?；鶎俞t(yī)療機構基本藥物制度實施時間越長，醫(yī)生對自身收入的滿意度越高，組織相關培訓的次數(shù)越多，對基層醫(yī)療機構門診處方用藥合理性越重視，這與訪談的結果一致。

綜上所述，該市基層醫(yī)療機構門診處方用藥總體較為合理，但部分指標距國際參考水平仍有差距。門診處方用藥的主要影響因素包括患者要求因素、醫(yī)生評價因素以及管理因素，其中患者要求因素對合理用藥的綜合效果和直接效果最大?；舅幬镏贫鹊膶嵤┦且粋€不斷調整和完善的過程?；舅幬镏贫鹊恼吣繕藨粌H限于基本藥物的使用比例、控制用藥數(shù)和藥品費用，也要重視合理用藥的問題。加強對基層醫(yī)務人員的用藥知識培訓和使用監(jiān)管，并定期進行考核，通過改變醫(yī)務人員的用藥觀念和習慣，使其對患者的醫(yī)療需求進行有效引導，從而促進藥物的合理使用。社區(qū)、單位、醫(yī)療機構進行專題公益講座、發(fā)放科普讀物以及開展咨詢等教育方式提升居民合理用藥意識，共同創(chuàng)建合理用藥的良好氛圍。

1 張新平，李少麗.藥物政策學[M].北京：科學出版社，2003.

2 WHO.How to investigate drug use in health facilities:Selected drug use indicators[Z].World Health Organization,Geneva,1993.

3 潘岳松，彭曉霞,杜忠東.路徑分析在藥物經(jīng)濟學評價中的應用[J].中國藥房，2011，22(38):3566-3568.

4 李永斌.社區(qū)衛(wèi)生服務機構基本藥物制度實施現(xiàn)狀與成效研究[D].武漢：華中科技大學，2011.

5 唐鏡波，陳香譜，譚軍，等.合理用藥調研的國際指標[J].中國藥房，1995，6(4):5-7.

6 陳鐘鳴.基本藥物制度下山東省鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院門診用藥情況研究-以某市為例[D].濰坊：濰坊醫(yī)學院，2013.

7 于貞杰，尹愛田.秩和比法在縣級中醫(yī)院投入產出綜合評價中的應用[J].中國醫(yī)院統(tǒng)計，2006，13(2):101-103.

8 張文彤，董偉.SPSS統(tǒng)計分析高級教程[M].北京：高等教育出版社，2004:113.

9 吳明隆.機構方程模型-AMOS的操作與應用[M].重慶：重慶大學出版社，2009:268.

10 Buckley W.Society——a complex adaptive system:Essays in social theory[M]. London：Taylor & Francis,1998.

11 Rizzo JA,Blumenthal D.Is the target income hypothesis an economic heresy?[J].Medical Care Research and Review,1996，53(3)：243-266.

12 于小燕，于大燕，朱華喬.社區(qū)衛(wèi)生服務站抗生素不合理使用情況分析[J].中國全科醫(yī)學，2009，12(6):1138-1141.