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中国患者向下转诊意愿及其影响因素的Meta分析

2022-05-28 143 上传者：管理员

摘要：目的研究中国患者向下转诊意愿及其影响因素，为完善分级诊疗制度、实现双向转诊提供依据和参考。方法检索中英文数据库有关中国患者向下转诊意愿及其影响因素的文献，进行Meta分析，分别使用率和OR的95%CI作为中国居民向下转诊意愿及其影响因素的测量指标。使用漏斗图与Egger法评估发表偏倚，采用敏感性分析判断结果的稳定性。结果纳入文献20篇，患者愿意向下转诊率为60.73%95%CI（54.43%～67.03%）。首诊或常就诊的地点（OR=0.3295%CI0.18～0.55）、双向转诊知晓情况（OR=2.1595%CI1.41～3.27）、附近是否有社区医疗卫生服务机构（OR=1.4395%CI1.15～1.78）等因素是患者向下转诊意愿的主要影响因素。结论建议提高基层医疗卫生服务机构医疗水平和质量，提高患者信任度。加强政府对双向转诊的宣传和引导，提高基本医疗卫生服务可及性，促进患者向下转诊。

关键词：
Meta分析
医疗卫生资源
医院管理
向下转诊
行为意向
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当前，我国医疗卫生资源分配不合理、大中型医院虹吸现象严重、基层医疗薄弱等问题较为突出。作为我国分级诊疗制度建设的重要目标之一，实行双向转诊有利于减轻患者负担，减少优质医疗资源的浪费。但是，2017年一篇双向转诊现状的系统评价[1]指出，当前我国双向转诊的实施效果不佳，向下转诊率显著低于向上转诊率，呈现“上转容易、下转难”的单向转诊的态势。

患者的下转行为受许多因素的影响，包括医疗机构和医生对转诊的态度、患者的转诊意愿、基层医疗机构条件和转诊程序的便捷程度等[2]。医生是双向转诊的重要实践者，患者是双向转诊的主体，医生对转诊的态度和患者的转诊意愿往往在向下转诊过程中起着决定性作用。根据王番宁等[3]的研究指出患者就医心理和行为意向是“下转难”的关键因素。根据Ajzen等[4]提出的计划行为理论(TPB),行为意向是个体行为最直接的影响因素，通过激发动机影响行为。行为意向是指个人希望进行某种行为的主观概率。当态度越积极、感知到的社会压力越强烈，就越容易产生行为意向，进而发生实际行为。患者向下转诊的行为意向是向下转诊行为发生的最直接的动机和原因。

因此本研究拟从患者层面利用Meta分析的方法研究我国患者向下转诊意愿及其影响因素，为完善分级诊疗制度，实现双向转诊提供依据和参考。

1、资料与方法

1.1 文献纳入排除标准

纳入标准：①研究对象是中国患者；②研究因素为患者向下转诊意愿及其影响因素；③至少有不少于2篇文献提到同一影响因素；④原始资料完整，可直接或间接转换获得Meta分析所需原始资料；⑤中英文不限。

排除标准：①对同一结果的多次发表的研究，如已公开发表的学位论文的一部分或重复发表等情况，仅纳入文献质量评分更高的文章；②无法提取数据的文献，如评论、综述或文献数据不全等；③无法获得全文的文献；④仅以实际转诊率为指标，未描述转诊意愿的文献；⑤仅以双向转诊意愿及其影响因素为指标，未描述其中向下转诊意愿情况及其影响因素的文献。

1.2 文献来源与检索策略

本研究检索了中国知网(CNKI)、万方数据库(WanFang)、维普(VIP)、中国生物医学文献数据库(CBM)、Pubmed、Embase、SCOPUS等中英文数据库，检索时间均为从建库至2022年3月14日，检索字段均为题目、关键词和摘要，中文检索词为：(“患者”或“病人”或“居民”)和(“下转”或“转诊”)和(“意愿”或“意向”或“倾向”),英文检索词为：("patients"OR"people"OR"person")AND("referral"OR"refer")AND("attitudes"OR"will"OR"inclination"OR"tendency"OR"wish")AND("China")。

1.3 数据收集与质量评价

使用NoteExpress3.2文献管理软件对检索得到的文献进行查重，并根据纳入排除标准进行筛选。使用自拟的数据收集表，从文献中提取第一作者姓名、出版年份、样本量、研究场所、研究地点和研究因素等。通过流行病学观察性研究报告规范(STROBE声明)[5]考察各研究遵循报告规范的情况评价文献质量。声明由文题和摘要、前言、方法、结果、讨论、其他信息等6个部分组成，包含22个细分的子项目。借鉴张莹等[6]的做法，本研究中如果纳入的文献满足任一子项目，得一分，否则为0分，文献评分得分大于13分为A级，否则为B级。

1.4 统计学分析

采用R4.1.3软件中的Meta软件包进行分析，使用Q检验和异质性指数I2评估异质性，当P>0.05且I2<50%时，合并分析时采用M-H固定效应模型，当P<0.05或I2>50%时，使用D-L随机效应模型计算合并效应量。分别使用使用率和OR的95%CI作为中国居民向下转诊意愿及其影响因素的测量指标。

发表偏倚的评估采用漏斗图及Egger线性回归法。漏斗图的横坐标为效应量的大小，纵坐标是标准误，根据纳入的研究效应量在漏斗图上的分布对称程度判断是否存在发表偏倚。Egger线性回归法则是漏斗图不对称程度的定量测度方法。敏感性分析采用比较固定效应模型和随机效应模型的合并值考察结果的稳健性。

2、结果与分析

2.1 纳入文献基本情况

文献检索与筛选流程图见图1所示，共检索到相关文献841篇，经过筛选最终纳入20篇文献，其中文献质量评分为A级的文献15篇，B级的文献5篇。总样本量为12890人。

2.2 患者向下转诊意愿的Meta分析合并效应量

通过异质性检验发现I2=98,具有显著的异质性，故采用随机效应模型进行合并。患者向下转诊意愿的合并效应量为60.73%95%CI(54.43%～67.03%)。按纳入文献质量进行亚组分析，发现在A级文献有15篇，愿意向下转诊率为60.63%95%CI(52.63%～68.63%);在B级文献有5篇，愿意向下转诊率为61.01%95%CI(52.39%～69.64%)。按调查场所进行亚组分析，发现在医院进行调查的研究有5篇，愿意向下转诊率为49.60%95%CI(31.18%～64.03%);在社区卫生服务中心进行调查的研究有2篇，愿意向下转诊率为69.28%95%CI(52.53%～86.03%);同时在医院与社区卫生服务中心进行调查的研究有9篇，愿意向下转诊率为63.59%95%CI(53.84%～73.33%);在社区进行调查的研究有4篇，愿意向下转诊率为64.62%95%CI(63.32%～65.92%)。

2.3 患者向下转诊意愿影响因素的Meta分析合并效应量

经过异质性分析发现，年龄、性别、教育水平、月收入、工作情况、首诊或常就诊地点、双向转诊知晓情况、是否经历过向下转诊、对社区卫生服务中心的满意程度等因素的I2>50%或P<0.05,见表2,因此采用随机效应模型进行合并；医疗保险、附近是否有社区医疗卫生服务机构等因素I2<50%且P>0.05,因此采用固定效应模型进行合并。结果显示，首诊或常就诊地点OR=0.3295%CI(0.18～0.55)、双向转诊知晓情况OR=2.1595%CI(1.41～3.27)、附近是否有社区医疗卫生服务机构OR=1.4395%CI(1.15～1.78)等因素是患者向下转诊意愿的主要影响因素。

2.4 发表偏倚

患者向下转诊意愿的Meta分析发表偏倚的测量发现，绘制的纳入文献的漏斗图基本对称(见图3),Egger’s检验P=0.90(t=0.13),提示存在发表偏倚的可能性较小。

患者向下转诊意愿影响因素的Meta分析中的，性别和教育水平的Egger’s检验结果分别为P=0.33(t=-1.04);P=0.73(t=0.36);提示存在发表偏倚的可能性较小。其余各影响因素的纳入研究数少于10个，不宜进行Egger’s检验，仅通过观察漏斗图进行判断(见图4)。年龄、工作情况、医疗保险、首诊或常就诊地点、双向转诊知晓情况、附近是否有社区医疗卫生服务机构、是否经历过向下转诊等因素的Meta分析漏斗图中散点分布基本对称均匀，存在发表偏倚的可能性较小；月收入、对社区卫生服务中心的满意程度等因素的漏斗图不对称，可能存在发表偏倚。

2.5 敏感性分析

敏感性分析发现本研究结果总体上稳健可靠。对每个研究因素的合并效应量分别采用固定效应模型M-H法和随机效应模型D+L法进行计算，其结果的一致性可以在一定程度上反映结果的可靠性。教育水平、工作情况和对社区卫生服务中心的满意程度等因素在使用不同方法合并时有较大变化，提示该结果稳定性较差；其他因素采用两种方法计算结果相差不大，表明小样本研究对结果影响无实质性的改变，结果稳定可靠(见表3)。

3、讨论

本研究结果显示61%的患者愿意向下转诊，根据研究质量进行亚组分析发现文献质量评分为A级的文献和B级的文献的合并效应量差异不大，表明文献质量对研究结果无影响，不是异质性的来源。

根据调查场所的亚组分析发现，在社区卫生服务中心调查的受访者下转意愿最强，在社区调查其次，在医院与社区卫生服务中心均进行调查的再次，在医院调查的最弱。这个结果与患者向下转诊意愿影响因素分析的结果相一致，首诊或常就诊地点在大中型医院者愿意向下转诊率是在社区就诊者的0.32倍，表明基层首诊和双向转诊密不可分，患者的首诊或常就诊地点为基层医疗卫生服务机构对向下转诊意愿有促进作用，周润明等[19]的研究指出这种现象原因可能是由于基层首诊或常就诊的患者更信任社区卫生服务中心的医疗水平，因此更愿意向下转诊。因此，应当提高基层医疗卫生机构软硬件水平，改善服务流程，着力提升基层医疗卫生机构医疗水平和质量，让患者更加信任基层医疗卫生机构。

知晓双向转诊制度者愿意向下转诊率是不知晓者的2.15倍，因此，患者对双向转诊的知晓情况对向下转诊意愿可能有较大的影响。多项研究发现患者双向转诊知晓率较低，如赵燕[14]及周润明[19]等的研究中患者双向转诊制度知晓率分别为37.26%和25.48%。目前，我国患者向下转诊难的现状可能很大程度上是由于患者对双向转诊的知晓情况不佳导致。建议政府通过多种手段加强政策宣传，加强对行政管理人员和医务人员的政策培训，提升居民对分级诊疗和双向转诊等政策的知晓率和认可度，引导慢性期、恢复期患者向下转诊。

附近有基层医疗卫生服务机构者愿意向下转诊率是附近无基层医疗卫生服务机构者的1.43倍。同时，徐士满等[20]研究指出，在病情较轻时，患者选择医疗卫生机构的首要原因是离居住地近。因此，建议政府继续加大对基层医疗卫生机构的投入，提高基本医疗卫生服务可及性，促进患者向下转诊。

本研究存在一定的局限性，教育水平、月收入、对社区卫生服务中心的满意程度等因素的漏斗图不对称，可能存在发表偏倚。教育水平和对社区卫生服务中心的满意程度等因素分别使用随机效应模型和固定效应模型时有较大变化，结果稳定性较差。本研究纳入的文献均为横断面研究，仅能发现相关关系，无法判断中国患者向下转诊意愿与各影响因素之间是否存在因果关系。文献筛选的过程中发现许多研究存在报告结果数据不规范、不完整等问题，导致大量研究无法被纳入。

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