朱 玄，陳高潔，褚淑貞（1.中國藥科大學(xué)醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究中心，南京 11198；.華東醫(yī)藥股份有限公司，杭州 310000）

我國國家基本藥物制度自2009年正式實施以來取得了較大成效，從整體上來說，基本藥物可及性獲得了顯著提高。在新頒布的2012年版《國家基本藥物目錄》中，涵蓋了化學(xué)藥品和生物制品共317個品種、中成藥203個品種[1]。人們的基本用藥需求得到了基本滿足，但是基本藥物可及性問題仍然是國內(nèi)關(guān)注的熱點。基本藥物可及性之所以難以保障，是由其冗長的供應(yīng)鏈所決定的[2]。而醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)作為供應(yīng)鏈的最末端，是患者用藥的最主要來源，是國家基本藥物制度能否落到實處的關(guān)鍵。在這其中，由于嚴重的信息不對稱以及患者的高度依從性，醫(yī)師對于是否處方基本藥物有著絕對的決定權(quán)[3]。只有了解醫(yī)師處方基本藥物的各種影響因素，以此為依據(jù)，才能有針對性地對醫(yī)師行為進行適當干預(yù)，從而提高基本藥物可及性。

本研究將運用計劃行為理論梳理醫(yī)師處方基本藥物的決策路徑，從行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制三方面剖析醫(yī)師處方行為的影響因素[4-5]。各影響因素的測量數(shù)據(jù)主要從問卷調(diào)查中獲得，并應(yīng)用結(jié)構(gòu)方程進行數(shù)據(jù)分析，嘗試獲得各個因素的影響強度，從而有的放矢地提出提高基本藥物可及性的建議。

1 資料與方法

以李克特量表的形式從行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制、行為意向、行為五方面測量醫(yī)師對基本藥物的態(tài)度、滿意度、處方傾向、處方率等[6-7]。采取面對面調(diào)研的形式，從省會城市到鄉(xiāng)鎮(zhèn)農(nóng)村，走訪各級醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)（以基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)為主），隨機選擇主任、副主任及主治醫(yī)師進行調(diào)查。調(diào)查時間為2012年8月－2013年4月。調(diào)查范圍涉及北京、上海、廣州等11個省市。共發(fā)放問卷數(shù)300份，回收275份有效問卷，有效回收率為91.7%。所獲數(shù)據(jù)具有良好的信度和效度。

2 實證分析

2.1 模型構(gòu)建

為了深入分析行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制對醫(yī)師處方基本藥物的意向及最終處方行為的影響，運用新構(gòu)建的潛在變量建立結(jié)構(gòu)方程模型，并提出假設(shè)H1～H5。

假設(shè)H1：行為態(tài)度對行為意向有顯著正向影響；假設(shè)H2：主觀規(guī)范對行為意向有顯著正向影響；假設(shè)H3：知覺行為控制對行為意向有顯著正向影響；假設(shè)H4：行為意向?qū)π袨橛酗@著正向影響；假設(shè)H5：知覺行為控制對行為有顯著正向影響。

2.2 模型擬合

在估計出模型的參數(shù)之后，通過對結(jié)構(gòu)方程模型中各變量之間路徑系數(shù)的分析來檢驗在理論模型中所包含的假設(shè)是否受到實際情況的支持[8]。路徑系數(shù)采用標準化系數(shù)，其越大表示在路徑關(guān)系中的重要性越高。醫(yī)師處方基本藥物模型擬合指標詳見表1。

表1 醫(yī)師處方基本藥物模型擬合指標Tab 1 Indicators of fitted model for physician’s prescribing essential medicine

由表1可知，模型擬合優(yōu)度指標：卡方統(tǒng)計量與自由度之比（χ2/df）＝3.12；擬合優(yōu)度指數(shù)（GFI）＝0.94；調(diào)整后的擬合優(yōu)度指數(shù)（AGFI）＝0.92；簡效擬合優(yōu)度指數(shù)（PGFI）＝0.90；殘差均方根（RMR）＝0.034；比較擬合指數(shù)（CFI）＝0.90；增量擬合指數(shù)（IFI）＝0.86；規(guī)范擬合指數(shù)（NFI）＝0.91；非范擬合指數(shù)（NNFI）＝0.93。

2.2.1 基本擬合標準 模型中測量指標的因子載荷除“SN 1親友態(tài)度”與“PBC 1目錄臨床滿足”外，都保持在0.50～0.95之間，并且達到顯著性水平，模型符合基本擬合標準。

2.2.2 整體模型擬合度 絕對擬合度指標：χ2/df＝3.12；GFI＝0.94；RMR＝0.034。可見，各指標都在可接受的范圍內(nèi)，樣本數(shù)據(jù)與模型擬合較好。簡約擬合度指標：IFI＝0.86；PGFI＝0.90。符合標準?？梢姡纠碚撃Ｐ捅容^簡約。增量擬合度指標：NNFI＝0.93；NFI＝0.91；CFI＝0.90。3個指標都達到了標準，說明本研究建立的結(jié)構(gòu)方程模型具有良好的擬合度。

總體而言，綜合對各項指標的判斷，本文的結(jié)構(gòu)方程模型擬合程度較好，可以利用其結(jié)果對研究假設(shè)進行驗證。

2.3 研究假設(shè)驗證

通過已構(gòu)建的結(jié)構(gòu)方程模型來驗證上述5個假設(shè)，得到的醫(yī)師處方基本藥物路徑與路徑系數(shù)，詳見圖1、表2。從修正后的結(jié)構(gòu)模型來看，研究假設(shè)H1、H2、H3、H4在0.01的顯著性水平下獲得了支持。

圖1 醫(yī)師處方基本藥物路徑Fig 1 Path of Physician’s Prescription of Essential Medicine

表2 醫(yī)師處方基本藥物路徑系數(shù)Tab 2 Path coefficients of physician’s prescribing essential medicine

2.3.1 假設(shè)H1行為態(tài)度→行為意向 行為態(tài)度對行為意向的路徑系數(shù)為0.58，t為5.36，說明行為態(tài)度與行為意向有較為顯著的正向關(guān)系。而該條路徑的路徑系數(shù)較小，也表明了醫(yī)師的態(tài)度對其處方基本藥物的意向有所影響，但并不強烈。其中，“AB 1基本藥物的支持”“AB 2制度實施滿意度”“AB 4補償機制”三項的標準因子載荷較高（見表2），在影響醫(yī)師的行為意向中起到了相對重要的作用。

2.3.2 假設(shè)H2主觀規(guī)范→行為意向 主觀規(guī)范對行為意向的路徑系數(shù)為0.71，t為7.12，說明主觀規(guī)范與行為意向有顯著的正向關(guān)系。路徑系數(shù)相對較大，表明了主觀規(guī)范中所測量的各題項確實對醫(yī)師的行為意向有一定的規(guī)范促進作用，尤其是標準因子載荷較高的“SN 3患者意愿”和“SN 4處方率規(guī)定”兩項對醫(yī)師的行為意向作用較強（見表2）。

2.3.3 假設(shè)H3知覺行為控制→行為意向 知覺行為控制對行為意向的路徑系數(shù)為0.79，t為8.16，說明知覺行為控制對行為意向有顯著的正向關(guān)系。且該路徑系數(shù)是各條路徑中最高的，也就是說，知覺行為控制是醫(yī)師處方基本藥物意向的最強影響因子。尤其是“PBC 2藥房配備”和“PBC 3目錄掌握”的標準因子載荷均達到了0.85以上（見表2），表明其對醫(yī)師處方基本藥物的意向有很強的影響。

2.3.4 假設(shè)H4行為意向→行為 行為意向?qū)π袨榈穆窂较禂?shù)為0.73，t為7.65，說明行為意向與行為有顯著的正向關(guān)系。從計劃行為理論的角度來論述，醫(yī)師決定是否處方基本藥物受且僅受其處方意向的直接影響，而0.73的路徑系數(shù)并不算大。因此，筆者認為經(jīng)問卷調(diào)查所得的數(shù)據(jù)資料與真實情況可能還存在差距，將計劃行為理論應(yīng)用于醫(yī)師處方基本藥物行為研究可能還有一定的局限性。

2.3.5 假設(shè)H5知覺行為控制→行為 假設(shè)H5并未通過檢驗，知覺行為控制對行為的路徑系數(shù)為0.03，t為0.47，說明知覺行為控制對行為并不支持，其不能對醫(yī)師行為產(chǎn)生直接的影響，而只能通過行為意向產(chǎn)生間接的影響。實際上，這與計劃行為理論也是相符的。計劃行為理論對知覺行為控制存在兩種假設(shè)：一是知覺行為控制對行為的影響完全是通過行為意愿產(chǎn)生間接影響；二是知覺行為控制與實際行為之間可能有直接的關(guān)系。而從本文的實證分析結(jié)果來看更符合前一種假設(shè)，知覺行為控制通過醫(yī)師的行為意向來間接影響其最終的行為。

3 討論與建議

3.1 針對醫(yī)師的建議

3.1.1 提高醫(yī)療技能，實現(xiàn)自我價值 為了體現(xiàn)醫(yī)師價值，醫(yī)師更需要從自身出發(fā)，多豐富醫(yī)學(xué)理論，充實治療依據(jù)，提高業(yè)務(wù)水平；積極參加各類學(xué)術(shù)會議、培訓(xùn)講座，掌握最新知識及新型儀器的使用。另外，根據(jù)結(jié)構(gòu)方程分析的結(jié)果可知，醫(yī)師對基本藥物目錄的掌握是重要的影響因素。2013年5月1日起正式實施2012年版《國家基本藥物目錄》，醫(yī)師還需要及時學(xué)習、鞏固以適應(yīng)新版目錄的推行。

3.1.2 積極宣傳基本藥物，努力感染他人 為提高基本藥物可及性，醫(yī)師除診療外，還應(yīng)擔當起“宣傳大使”的角色。特別是對于其親友和患者來說，他們對國家基本藥物制度的認知可能并不完全正確，甚至可能存在許多誤解，需要醫(yī)師從專業(yè)角度宣傳與基本藥物相關(guān)的正確知識、客觀信息。親友和患者的支持能在一定程度上減輕醫(yī)師處方基本藥物的心理負擔，從而提高基本藥物的處方率。

3.2 針對醫(yī)院的建議

3.2.1 創(chuàng)造學(xué)習機會，獲得醫(yī)師支持 結(jié)構(gòu)方程分析的結(jié)果顯示，“基本藥物的支持”和“目錄掌握”在行為態(tài)度及知覺行為控制中有著重要的作用。

首先，醫(yī)院應(yīng)及時宣傳國家基本藥物制度的相關(guān)政策規(guī)定，盡力讓醫(yī)師理解國家實施該政策的初衷。只有從心底里真正明白國家政策目標與實施目的，醫(yī)師才能由衷地理解和支持。其次，醫(yī)院還應(yīng)當多為醫(yī)師創(chuàng)造一起學(xué)習和切磋的機會，促進其對基本藥物目錄的學(xué)習和掌握，減少其在處方時對基本藥物過多的思考時間，大大提高醫(yī)師的決策速度。

3.2.2 貫徹國家基本藥物制度，合理規(guī)定具體的基本藥物處方率 結(jié)構(gòu)方程的分析結(jié)果顯示，“處方率規(guī)定”是主觀規(guī)范中最為重要的影響因素，該項因素通過行為意向間接地影響醫(yī)師最終對基本藥物的處方行為。這說明對醫(yī)師處方基本藥物的比例作出明確規(guī)定，對其處方行為有顯著的規(guī)范作用，是其處方行為的準繩。因此，醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)還需繼續(xù)大力貫徹國家基本藥物制度，合理規(guī)定具體的基本藥物處方率，以此來規(guī)范醫(yī)師的處方行為。

3.3 針對政府的建議

3.3.1 完善補償機制，給予醫(yī)師鼓勵 “補償機制”是行為態(tài)度中較為重要的影響因素。與非基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)的醫(yī)師相比，基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)醫(yī)師的學(xué)歷偏低，相關(guān)技能也相對不夠完善，進入與退出壁壘都較低。這很容易導(dǎo)致醫(yī)師因收入問題而轉(zhuǎn)行。實際上，在我國不少地區(qū)的基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)，醫(yī)師數(shù)量本就存在較大的缺口[9]。

為此，在降低藥價為廣大患者謀取更多福利的同時，也不能忽視了一線醫(yī)務(wù)人員的勞務(wù)價值。政府還需完善補償機制，優(yōu)化補償審核、發(fā)放流程，讓基層醫(yī)師的補償能及時到位。通過給予醫(yī)師一定的鼓勵，讓其能夠安心地繼續(xù)為廣大患者服務(wù)。

3.3.2 加強配備能力，提高滿意度 “藥房配備”是影響醫(yī)師處方基本藥物的因素中最為重要的一項，基本藥物的配備率從另一個角度體現(xiàn)了基本藥物可及性，且對醫(yī)師處方基本藥物行為有著強烈的制約作用。但是，目前仍然有許多醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)處于嚴重缺藥的狀態(tài)[10]。因此，相關(guān)部門應(yīng)積極采取基本藥物配套措施，掌控國家基本藥物制度在各個環(huán)節(jié)的實施，不僅要保證基本藥物的安全、及時地配送，還要嚴厲監(jiān)控基本藥物的質(zhì)量、療效等，從而提高醫(yī)師對基本藥物的整體滿意度，以獲得更多醫(yī)師對國家基本藥物制度的支持，最終促進其處方基本藥物。

[1]國家食品藥品監(jiān)督管理總局.國家基本藥物目錄：2012年 版 [EB/OL].[2014-02-05].http：//www.sfda.gov.cn/WS01/CL0053/79110.html.

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