李心言

首都醫(yī)科大學公共衛(wèi)生學院 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)計委等六部門共同發(fā)布《關(guān)于印發(fā)推進家庭醫(yī)生簽約服務(wù)指導意見的通知》，提出到2020年力爭將簽約服務(wù)覆蓋全人群，鼓勵和引導居民就近簽約，建立有序競爭機制。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)居民對家庭醫(yī)生簽約認可度不高，獲得感不強[1]，引導居民基層就醫(yī)，有序競爭的機制尚未有效建立。2022年3月，國家衛(wèi)生健康委等部門聯(lián)合印發(fā)《關(guān)于推進家庭醫(yī)生簽約服務(wù)高質(zhì)量發(fā)展的指導意見》，明確強化簽約服務(wù)內(nèi)涵，健全簽約服務(wù)激勵和保障機制的高質(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?shù)暮灱s服務(wù)激勵機制，如何建立有效的競爭機制是亟待探索的研究內(nèi)容。

經(jīng)濟學理論認為競爭會對傳統(tǒng)市場產(chǎn)生積極正向的影響，買賣雙方擁有完整信息是競爭機制發(fā)揮有效作用的假設(shè)之一。由于醫(yī)療服務(wù)市場信息不對稱等特點，有關(guān)競爭機制發(fā)揮作用的理論與實證研究結(jié)論存在一定的爭議。[2]由于支付方式和全科醫(yī)生行為的實證研究無法精確測量醫(yī)療市場競爭對患者效益的影響[3]，且難以控制醫(yī)患特征、疾病種類[4]，學者將實驗經(jīng)濟學研究方法引入支付方式和競爭機制的研究。

本研究在以往實驗研究基礎(chǔ)上，結(jié)合我國改革實踐，優(yōu)化了實驗設(shè)計。一是按照績效分配模式設(shè)計競爭場景下的患者分配規(guī)則；二是支付方式參數(shù)對稱式設(shè)計下，通過費舍爾組合檢驗探討競爭機制與不同支付方式結(jié)合是否具有差異；三是以醫(yī)學生作為主要被試群體；四是通過被試內(nèi)設(shè)計驗證不同實驗情景轉(zhuǎn)換時醫(yī)生行為的變化，在大規(guī)模實施政策改革之前進行科學評估，為政策實施提供新的理論和證據(jù)。

2 研究方法

2.1 實驗設(shè)計

按項目付費(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(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[9]，以醫(yī)生競爭轄區(qū)內(nèi)有限患者的方式設(shè)計競爭場景，通過實驗研究模擬競爭與不同支付方式下的醫(yī)生決策，分析競爭機制引入的政策效應(yīng)。

實驗采用被試內(nèi)設(shè)計，每名被試只參與一個實驗局。實驗任務(wù)為醫(yī)學生扮演家庭醫(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]。考慮實驗順序效應(yīng)及控制其影響[10]，每個實驗局共分為兩部分(表1)，場景1與場景2前、后兩部分實驗場景完全相同，均為不競爭(No-competition，NC)、競爭(Competition，C)場景，場景3與場景4前、后部分實驗場景不同，分別為競爭—不競爭(NC-C)、不競爭—競爭(C-NC)。每部分實驗根據(jù)場景設(shè)定進行15輪，每輪患者的數(shù)量和類型保持不變，實驗前確定患者順序，依次為先重、后輕。

表1 實驗局設(shè)置

在不競爭場景(NC)，每個醫(yī)生單獨決策，醫(yī)生決策的服務(wù)數(shù)量qi，同時決定了醫(yī)生自身收益π(qi)，及患者健康效益B(qi)。

在競爭場景(C)，兩名醫(yī)生角色(醫(yī)生1和醫(yī)生2)同時競爭市場內(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)則參考杜學鵬等構(gòu)建的家庭醫(yī)生績效考評機制，根據(jù)醫(yī)生提供服務(wù)量所對應(yīng)的患者健康效益分為五個等級[11]：患者健康效益最大值等級為最優(yōu)，其余等級按照患者健康效益數(shù)值依次遞減兩個單位，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相同，則各獲得2名患者。醫(yī)生每輪每個決策，提供服務(wù)量帶來的(總)利潤=(單個患者的診療費用-成本)*吸引到的患者數(shù)量。為了方便被試進行決策，競爭場景兩名醫(yī)生各自提供服務(wù)量對應(yīng)的醫(yī)生總收益與患者效益矩陣表在實驗全程展示。

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

2.2 實驗參數(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*僅受疾病嚴重程度的影響，疾病嚴重程度為輕、重的患者分別在醫(yī)生提供3、7個醫(yī)療服務(wù)數(shù)量時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 實驗實現(xiàn)與流程

實驗采用在線實驗形式進行。[17]實驗借助“蒲公英”軟件實現(xiàn)局域網(wǎng)搭建，實驗程序基于預設(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。正式實驗于2022年5月開展，通過網(wǎng)絡(luò)宣傳形式招募162名醫(yī)學相關(guān)專業(yè)三年級及以上本科生和研究生，隨機分配到8個實驗局。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(判斷標準為是否具有規(guī)范化培訓和執(zhí)業(yè)醫(yī)師考試資格)，平均年齡23歲。人口統(tǒng)計學特征卡方檢驗結(jié)果顯示，受教育程度、性別、是否臨床專業(yè)、年齡在8個實驗局中分布無差異(P>0.312)。

在實驗開始前，需要被試提前于個人電腦上，配合下載蒲公英軟件與Z-leaf軟件。為方便被試操作，需提前錄制指導視頻、制作操作手冊，在實驗開始前安排5分鐘強制觀看指導視頻時間。觀看完畢，實驗員統(tǒng)一測試Z-leaf進入與退出情況，以上操作無誤后，為被試發(fā)放實驗材料，介紹實驗任務(wù)，被試閱讀實驗材料并在線簽署知情同意書。為保證獨立的決策環(huán)境，被試不允許相互交流，如有問題示意實驗員單獨解答。之后，通過先導實驗測試被試是否已充分了解實驗內(nèi)容，待所有被試通過先導實驗后方可進入正式實驗。實驗中被試利用個人電腦屏幕上顯示的信息進行決策。競爭場景下，首先進入角色分配界面，確認后進入決策界面。兩種場景決策完成后，均進入反饋界面。第一部分實驗結(jié)束后，進入第二部分實驗，每部分實驗重復15輪，每實驗局產(chǎn)生實驗記錄9 720(15*2*162*2)條。

2.4 實驗支付

實驗過程中醫(yī)生決策對應(yīng)的自身收益π(q)和患者健康效益B(q)，均以實驗代幣(Taler)表示。為了確保隨機分配到任一場景下的受試者擁有相同的平均收益，參考不同市場下區(qū)別設(shè)置實驗代幣轉(zhuǎn)換比例的方式。[9]通過預實驗發(fā)現(xiàn)競爭場景下代幣轉(zhuǎn)換比例約為不競爭場景下的2倍水平，最終設(shè)定不競爭場景1代幣=0.5人民幣、競爭場景1代幣=0.9人民幣。在實驗結(jié)束后，隨機抽取一輪決策的代幣按照比例轉(zhuǎn)化為人民幣作為實驗報酬。順利完成實驗每名被試獲得30元基礎(chǔ)費用，外加實驗決策產(chǎn)生的實驗報酬。醫(yī)療決策實驗的患者健康效益按照相同比例折算捐贈給中國紅十字會。為了確保捐贈的真實性，實驗員隨機抽取一名被試對捐贈成功的結(jié)果進行公示，監(jiān)督者將獲得額外的50元。本研究受試者平均實驗報酬為119元，累計捐贈金額為8 919元。

2.5 質(zhì)量控制

為保證決策的匿名性，研究過程中對被試序號進行隨機編碼。在參與過程中，反復向被試強調(diào)實驗需要在一個不被打擾的環(huán)境進行，每場實驗設(shè)置2名監(jiān)督員。

3 研究結(jié)果

考慮排除學習與經(jīng)驗效應(yīng)的影響[19]，將第一部分實驗首輪、第二部分實驗?zāi)┹喎謩e與其他輪次進行比較。各實驗局均未發(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)。實驗場景的隨機交叉設(shè)計，可以有效控制順序效應(yīng)的影響。[20]

3.1 非競爭與競爭場景醫(yī)療服務(wù)量

3.1.1 醫(yī)生醫(yī)療服務(wù)量組間比較

在相同實驗場景，相同支付方式下第一部分實驗平均醫(yī)療服務(wù)量差異均不顯著(P>0.267，雙側(cè)Mann-Whitney U檢驗)。場景1與場景3不競爭場景，CAP下醫(yī)生提供的平均服務(wù)量為3.26(標準差：2.03)，F(xiàn)FS下為6.55(標準差：2.00)。場景2與場景4競爭場景下，CAP下醫(yī)生提供的平均服務(wù)量為4.86(標準差：2.05)，F(xiàn)FS下為5.14(標準差：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)。

與不競爭場景(場景1與場景3)相比，競爭場景(場景2和場景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)；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)(圖2)。

圖2 第一部分實驗患者健康效益最優(yōu)服務(wù)量平均偏差

第二部分實驗與第一部分實驗趨勢相近，在相同實驗場景，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)。與不競爭場景(場景1與場景4)相比，競爭場景(場景2和場景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)。

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驗數(shù)據(jù)組內(nèi)比較顯示，場景1NC-NC(P>0.673,雙側(cè)Wilcoxon signed-rank檢驗)、場景2C-C(P>0.250，雙側(cè)Wilcoxon signed-rank檢驗)，平均服務(wù)量并未出現(xiàn)差異。

場景3NC-C、場景4C-NC實驗場景變換后，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)。場景3和場景4競爭場景相較于不競爭場景，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)，兩種支付方式競爭場景最優(yōu)服務(wù)量偏差均縮小(P<0.001,雙側(cè)Wilcoxon signed-rank檢驗)。

表2 各實驗場景平均服務(wù)量

利用被試組間與組內(nèi)比較，發(fā)現(xiàn)引入競爭機制糾正不競爭場景下CAP(FFS)服務(wù)量供給不足(供給過度)，對醫(yī)生醫(yī)療服務(wù)行為帶來明顯的改變。

3.2 不同疾病種類競爭機制影響

為了比較不同支付方式，不同疾病種類引入競爭機制對醫(yī)生服務(wù)行為帶來的改變，以服務(wù)量q作為因變量，以競爭場景為自變量(0不競爭，1競爭)，通過隨機效應(yīng)回歸模型進行分析。控制變量為教育程度、性別、專業(yè)和年齡。通過費舍爾組合檢驗(Fisher’s Permutation test)獲得經(jīng)驗分布，計算經(jīng)驗P值(empirical P-value)，分析各模型間競爭變量系數(shù)(競爭機制)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效應(yīng)回歸模型。各模型下競爭變量系數(shù)，代表相比于不競爭場景，競爭機制對醫(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)競爭系數(shù)為正(負)，代表相比于不競爭場景，競爭場景醫(yī)療服務(wù)量增加(減少)，改變不競爭場景下CAP(FFS)供給不足(供給過度)。通過經(jīng)驗P值判斷，在輕病下，F(xiàn)FS下競爭變量關(guān)聯(lián)系數(shù)1.79個單位大于CAP下1.01個單位(經(jīng)驗P值<0.001，費舍爾組合檢驗)；在重病下，CAP下競爭變量關(guān)聯(lián)系數(shù)1.84個單位大于FFS下0.79個單位(經(jīng)驗P值<0.001，費舍爾組合檢驗)(表3)。

表3 服務(wù)量q不同疾病種類隨機效應(yīng)模型回歸

綜上，健康狀況好的患者FFS下競爭機制影響力度更大，健康狀況差的患者CAP下競爭機制對醫(yī)生行為改變力度更強。

3.3 競爭機制與患者健康效益

研究采用患者健康效益損失比Lj=|B(q*)-B(q)|/B(q)表示相對于患者健康效益最佳醫(yī)療服務(wù)時患者效益損失(表4)。兩種支付方式參數(shù)對稱式設(shè)計下，不競爭場景，相同支付方式和疾病嚴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)。

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，以競爭場景為自變量(0不競爭，1競爭)，利用面板數(shù)據(jù)回歸進行推斷性分析。模型1、3、5為CAP支付方式，模型2、4、6為FFS支付方式，通過費舍爾組合檢驗分析各模型間競爭機制之間的差異。

模型1-6結(jié)果均表明，競爭變量關(guān)聯(lián)系數(shù)與患者健康效益損失比呈負相關(guān)且具有統(tǒng)計學意義，說明競爭機制引入減少患者健康效益損失。進一步比較CAP輕病與FFS重病(模型3與模型6)，CAP下競爭變量系數(shù)略低于FFS下(-0.09vs-0.06,經(jīng)驗P值<0.1，費舍爾組合檢驗)，提示CAP輕病下競爭機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)下競爭系數(shù)并未發(fā)現(xiàn)統(tǒng)計學差異(經(jīng)驗P值=0.409，費舍爾組合檢驗)(表5)。相比于FFS，“CAP+競爭機制”減少患者健康效益損失效果更佳，略顯制度優(yōu)勢。

表5 患者健康效益損失比隨機效應(yīng)回歸模型

3.4 不同場景順序下醫(yī)生行為變化趨勢

場景3NC-C與場景4C-NC兩種支付方式下，兩實驗場景的競爭場景平均服務(wù)量出現(xiàn)差異(P<0.001，雙側(cè)Mann-Whitney U檢驗)，提示不同場景順序會造成醫(yī)生行為趨勢的改變。

進一步比較各實驗局每輪次服務(wù)量與最優(yōu)服務(wù)量偏差|q-q*|平均值，在非競爭與競爭場景之間波動情況。CAP下場景1NC-NC與場景2C-C|q-q*|組間變化幅度為1.57,場景3NC-C|q-q*|組內(nèi)變化幅度為1.36,場景4C-NC|q-q*|組內(nèi)變化幅度為1.48；FFS下場景1NC-NC與場景2C-C|q-q*|組間變化幅度為1.69,場景3NC-C|q-q*|組內(nèi)變化幅度為1.21,場景4C-NC|q-q*|組內(nèi)變化幅度為1.25。

兩種支付方式下，各實驗場景|q-q*|變化幅度出現(xiàn)統(tǒng)計學差異(P<0.002，雙側(cè)Kruskal-Wallis H檢驗)。相比于場景3NC-C，場景4C-NC不競爭場景與競爭場景服務(wù)量偏差變化幅度更大。實驗局每輪次|q-q*|折線圖可以清楚看出這一趨勢(圖3)。相比于不競爭轉(zhuǎn)為競爭場景，競爭場景轉(zhuǎn)為不競爭場景醫(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。

圖3 不同實驗場景服務(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 單一支付方式對家庭醫(yī)生激勵不足，有待探索新機制

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)目前試點地區(qū)與傳統(tǒng)模式，在研究設(shè)計中將CAP和FFS結(jié)合不同場景分別進行探討。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)不競爭場景下會導致醫(yī)生服務(wù)量的供給不足(供給過度)。因此，目前實驗設(shè)計可以較好體現(xiàn)不同激勵機制下醫(yī)生行為，在此基礎(chǔ)上可以進一步討論引入競爭機制的影響。

4.2 競爭機制引入家庭醫(yī)生，提升醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量

與傳統(tǒng)商品市場競爭不同，家庭醫(yī)生競爭機制多體現(xiàn)于取消患者對家庭醫(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)于推進家庭醫(yī)生簽約服務(wù)高質(zhì)量發(fā)展的指導意見》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價指標，將考核結(jié)果與績效分配掛鉤。推進患者自由選擇的競爭機制，促進家庭醫(yī)生提供有價值的簽約服務(wù)吸引居民進行簽約成為目前的政策方向。

以政策為導向，可以在前期實驗研究基礎(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)上探討競爭機制對醫(yī)生行為的影響。目前研究結(jié)果表明，競爭機制引入會糾正醫(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)注意引入競爭機制配套政策應(yīng)用情景

區(qū)分疾病嚴重程度，CAP(FFS)競爭機制出現(xiàn)不同效果。非競爭場景下，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]，引入競爭機制后糾偏效果更佳。兩種支付方式結(jié)合競爭機制比較中，可以發(fā)現(xiàn)“CAP+競爭”機制表現(xiàn)出一定的制度優(yōu)勢。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+競爭”制度優(yōu)勢更為顯著。另外，不同實驗場景順序?qū)︶t(yī)生行為趨勢方面產(chǎn)生一定影響，這也提示在政策制定前，應(yīng)當衡量政策效果之后決定實施順序。

4.4 本研究的不足與未來研究方向

考慮到實驗研究目的的單一性，本研究以競爭機制引入作為分析重點，選擇最常用的兩種支付方式進行實驗設(shè)計，對現(xiàn)實情況進行了適當?shù)暮喕，F(xiàn)實中家庭醫(yī)生簽約的支付更為復雜，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，輔以績效付費的模式[25]，以及CAP轉(zhuǎn)診的支付問題在本次設(shè)計中尚未涉及。后期研究將逐步納入這些因素以更加貼合我國家庭醫(yī)生改革的實際情況。

訪談中發(fā)現(xiàn)一些醫(yī)學生注意到合謀點，但考慮聲譽、道德問題的影響，并不會為了追求個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)當進一步基于醫(yī)生效用函數(shù)等模型，對醫(yī)生利他性進行量化分析。