基于醫(yī)生視角的醫(yī)患知識轉(zhuǎn)移行為模式研究

張大亮 孫飛超 賀銘珠

浙江大學管理學院 浙江杭州 310058

醫(yī)患糾紛頻發(fā)，醫(yī)患關系緊張等已成為社會熱點問題。除了制度政策方面的原因外，一個重要的原因就是醫(yī)患雙方之間的信息不對稱與地位不平等。由于醫(yī)療知識的專業(yè)性，醫(yī)生占據(jù)絕對的主導地位，患者對于醫(yī)療知識缺乏了解，對于治療過程不清楚，處于被動地位。

醫(yī)患溝通與知識轉(zhuǎn)移正是解決醫(yī)患信息不對稱問題最有效的手段。[1]在新環(huán)境下，醫(yī)療診療過程各方面都需要患者參與，醫(yī)患更緊密、更有效的溝通機制是現(xiàn)代醫(yī)學發(fā)展的必然選擇。[2]但是，目前中國醫(yī)患雙方對于醫(yī)患知識轉(zhuǎn)移的認知存在較大的差異。李斌等對醫(yī)患溝通與知識轉(zhuǎn)移障礙主要因素的調(diào)查結(jié)果顯示，醫(yī)患雙方對于各個障礙因素的認知存在較大差異。[3]可見，醫(yī)患雙方均需要從對方的角度出發(fā)修正自己的認知，以尋找最佳的醫(yī)患知識轉(zhuǎn)移行為模式。

美國學者Thomas Szasz 和Hollender認為，根據(jù)醫(yī)生和患者的地位不同、主動性大小不一,醫(yī)患關系管理模式劃分為三種類型：主動—被動型、指導—合作型、共同參與型。主動—被動型的特點是醫(yī)生占據(jù)完全主動的地位，病人則是完全被動的,病人聽從醫(yī)生的安排和處置,不提出任何異議。指導—合作型的特點是醫(yī)生與患者均有一定的主動性,但醫(yī)生仍有一定的權威性,其意見受到病人的尊重,同時病人也可以提出疑問,尋求解釋,主動配合醫(yī)生治療。共同參與型的特點是醫(yī)生和病人具有相同的主動性和權力,相互依存,共同參與治療過程。[4]當前醫(yī)患關系模式正處于由主動—被動型向指導—合作型轉(zhuǎn)變，有些甚至向共同參與型轉(zhuǎn)變的階段。[5]Peters提出了醫(yī)患偏好匹配矩陣，根據(jù)患者控制期望的高低以及其對醫(yī)療服務的熟悉程度，將患者分為低控制—低熟練度、低控制—高熟練度、高控制—高熟練度、高控制—低熟練度四種類型，對應的醫(yī)生有四種行為模式：家長制(paternalism)、恭順式(deferential)、分享式(participatory)以及指導型(directed)。[6]

同時，有眾多學者研究發(fā)現(xiàn)，假如患者接受的信息與其偏好相匹配，則治療效果會更好?？梢姡还苁呛畏N醫(yī)患關系模式，比較理想的狀態(tài)均是從患者的需求出發(fā)，醫(yī)生提供對應的行為幫助，以促進醫(yī)患溝通以及治療工作的展開。

關于醫(yī)患信息不對稱性的研究中，Arrow 認為在醫(yī)療市場中，患者非常缺乏知識，他們獲取這些信息與知識主要依靠與醫(yī)生的交流溝通。并且，即使患者獲取了這些信息與知識，也不一定能夠正確理解，因此,在很多情況下患者無法獨立做出正確的選擇，但是醫(yī)生與患者可以通過語言或非語言的溝通，降低這種不對稱的程度，使得患者能夠作出正確的選擇，對醫(yī)療過程能夠有更為客觀、正確的認知。[7]Smith等人認為理想的醫(yī)患溝通應當由醫(yī)患雙方分別主導各自擅長的部分，醫(yī)生主導病情分析、治療方案提供；患者主導描述癥狀、表達擔憂和個人偏好。[8]朱靜在研究醫(yī)患知識轉(zhuǎn)移時得出結(jié)論：影響患者對治療和康復知識接受意愿最大的三個因素是信息偏好、自我控制和結(jié)果評價。[9]

因此，在當前醫(yī)患雙方信息嚴重不對稱的狀況下，醫(yī)生需要根據(jù)患者的知識需求偏好來決定其知識轉(zhuǎn)移行為模式，進而構(gòu)建共同參與型的醫(yī)患模式。本文旨在從醫(yī)生視角研究醫(yī)患知識轉(zhuǎn)移規(guī)律，進而尋找出與之匹配的醫(yī)生行為模式。

1 資料與方法

1.1 調(diào)查對象

本研究的調(diào)查樣本來源于浙江省臺州醫(yī)院總院和路橋分院、臺州市中心醫(yī)院、湖南省中醫(yī)院，對象為門診部和住院部的醫(yī)生和患者。共發(fā)放醫(yī)生調(diào)查問卷260份，收回有效問卷204份，有效率78.46%。其中住院醫(yī)師占29.9%，主治醫(yī)師占31.4%，副主任醫(yī)師占18.1%，主任醫(yī)師占12.7%。共發(fā)放患者調(diào)查問卷150份，回收有效問卷134份，有效率89.33%。

1.2 調(diào)查內(nèi)容

本研究借鑒Lila J, Degner L F等學者的研究，結(jié)合對患者和醫(yī)生的訪談，將醫(yī)療知識細分為15項內(nèi)容：疾病起因、生理反應、所處階段、治愈可能性、檢查目的、治療方案的信息、診療計劃、藥物知識、手術前后注意事項、其他患者信息、恢復期間自我護理信息、恢復期間營養(yǎng)、治愈時間、治療費用以及如何適應今后工作與生活。[10-11]在問卷調(diào)查中，課題組還設計了對患者、醫(yī)生的人口學特征以及醫(yī)生知識轉(zhuǎn)移意愿的問題；后者的衡量參考了Ajzen的計劃行為理論測量方法，通過醫(yī)生認為告知的必要性，告知的詳細程度以及告知的可能性三個問項進行測量。[12]

1.3 分析方法

本研究用SPSS18.0對數(shù)據(jù)進行因子分析、回歸分析、方差分析以及平均數(shù)比較分析。使用因子分析方法，對患者及醫(yī)生的醫(yī)療知識轉(zhuǎn)移的項目進行分類，便于最后建立匹配模型。使用回歸分析檢測醫(yī)生知識轉(zhuǎn)移意愿與轉(zhuǎn)移行為間的關系。使用方差分析以及平均數(shù)比較分析，比較醫(yī)生與患者對于醫(yī)患知識轉(zhuǎn)移需求、標準的差異。

2 結(jié)果

2.1 患者醫(yī)療知識轉(zhuǎn)移偏好因子分析

對患者醫(yī)療知識轉(zhuǎn)移偏好進行KMO和Bartlett 的檢驗，得到的KMO測度值為0.840，且Bartlett檢驗χ2統(tǒng)計值的顯著性概率為0.000(<0.01)，說明指標之間的相關度較好，因此可以判斷轉(zhuǎn)移態(tài)度指標適合于進行因子分析，15個項目被萃取成3個因子。發(fā)現(xiàn)第7項在因子2與因子3上載荷十分接近，因此將此項刪除，再做KMO檢驗為0.830仍適合做因子分析，最終結(jié)果如表1所示。采用主成份的提取方法和具有Kaiser標準化的正交旋轉(zhuǎn)法，對患者醫(yī)療知識轉(zhuǎn)移偏好進行第二次因子分析，3個因子共解釋了總體方差變異的57.732%，α系數(shù)分別為0.726、0.821、0.706，表明內(nèi)部一致性較高，內(nèi)部結(jié)構(gòu)良好。同時，根據(jù)3個萃取因子的項目特征，項目3、4、6、13均是關于治愈可能性、時間等的相關知識，因此，將其命名為治療效果知識；項目1、2、8、10均是關于疾病以及藥物的原理知識，因此將其命名為疾病原理知識；其余項目則是關于治療之后恢復相關的注意事項，因此將其命名為恢復相關知識。對這些知識項目進行均值分析，結(jié)果如表1所示?；颊邔τ谥委熜ЧR的需求最為強烈，對于疾病原理知識的需求比較低。

2.2 醫(yī)生醫(yī)療知識轉(zhuǎn)移行為因子分析

對醫(yī)生醫(yī)療知識轉(zhuǎn)移行為進行KMO和Bartlett 檢驗，得到KMO值為0.909，非常適合做因子分析。同時Bartlett檢驗的值為0.000(<0.01)，說明數(shù)據(jù)具有相關性，適合做因子分析。經(jīng)過第一次因子分析，15個問項被萃取為2個因子，發(fā)現(xiàn)問項治愈的可能性、檢查治療的目的、其他患者經(jīng)歷和選擇的信息，在2個因子上的載荷值非常接近，因此考慮刪除這3個指標進行第二次因子分析，結(jié)果如表2所示。

本文采用主成份的提取方法和具有Kaiser標準化的正交旋轉(zhuǎn)法對醫(yī)生醫(yī)療知識轉(zhuǎn)移行為進行第二次因子分析，2個因子共解釋了總體方差變異的59.052%，α系數(shù)分別為0.895和0.769，表明內(nèi)部一致性較高，內(nèi)部結(jié)構(gòu)良好。對于項目疾病起因、疾病生理反應、復原時間等信息，是醫(yī)生難以給予明確答復的，而項目藥物知識、恢復期間自我護理知識、治療費用信息等內(nèi)容則多由護士告知患者。這8個項目的醫(yī)療知識內(nèi)容，醫(yī)生可以自主選擇是否告知患者以及告知的程度，因此將這個因子命名為可選擇轉(zhuǎn)移知識。因子F2包括病情所處階段、治療方案風險與好處、診療計劃安排、手術前后注意事項4個項目，這4項內(nèi)容都與患者的疾病診療知情權有關，屬于醫(yī)生必須向患者告知的內(nèi)容，因此將其命名為強制轉(zhuǎn)移知識。對這些知識項目進行均值分析，結(jié)果如表2所示。通過均值比較可知，醫(yī)生對于可選擇轉(zhuǎn)移知識的轉(zhuǎn)移行為度比較弱，對于強制轉(zhuǎn)移知識的轉(zhuǎn)移行為度比較強。

表1 旋轉(zhuǎn)后的患者醫(yī)療知識需求因子載荷矩陣

表2 醫(yī)生醫(yī)療知識轉(zhuǎn)移行為第二次因子分析

2.3 醫(yī)生轉(zhuǎn)移意愿與轉(zhuǎn)移行為分析

2.3.1 可選擇轉(zhuǎn)移知識的行為與轉(zhuǎn)移意愿的回歸分析

以轉(zhuǎn)移意愿為預測因子，可選擇轉(zhuǎn)移行為為因變量做逐步回歸分析，能夠解釋最大變量的回歸方程，總體效果如表3所示，回歸方差分析表如表4所示，回歸系數(shù)及顯著性檢驗見表5。

表3 可選擇轉(zhuǎn)移行為逐步回歸模型的總體效果參數(shù)

表4 可選擇轉(zhuǎn)移行為逐步回歸模型的回歸方差分析(ANOVA)

表5 可選擇轉(zhuǎn)移行為逐步回歸的回歸系數(shù)與顯著性系數(shù)檢驗

從回歸模型的總體效果參數(shù)表可知，回歸方程能夠解釋總變異的16.9%(表6)。由表4回歸方差分析表中的數(shù)據(jù)可知，回歸的F=39.352，且顯著性系數(shù)為0.000，達到了顯著的水平，說明回歸的效果較好。從表5可以看出，轉(zhuǎn)移意愿可以作為醫(yī)生可選擇轉(zhuǎn)移行為的預測因子進入回歸方程。常數(shù)項的T檢驗不通過，相應系數(shù)與0無顯著差異。因此采用標準回歸方程及系數(shù)，所得回歸方程為：可選擇轉(zhuǎn)移知識的行為=0.417×轉(zhuǎn)移意愿

2.3.2 強制轉(zhuǎn)移知識的行為與轉(zhuǎn)移意愿的回歸分析

以轉(zhuǎn)移意愿為預測因子，強制轉(zhuǎn)移行為為因變量做逐步回歸分析，能夠解釋最大變異量的回歸方程總體效果如表6所示，回歸方差分析表如表7所示，回歸系數(shù)及顯著性檢驗見表8。從回歸模型的總體效果參數(shù)表可知，回歸方程能夠解釋總變異的5.7%。由表7回歸方差分析表中的數(shù)據(jù)可知，回歸的F=12.378，且顯著性系數(shù)為0.000，達到了顯著的水平，說明回歸的效果較好。從表8可以看出，轉(zhuǎn)移意愿可以作為醫(yī)生強制轉(zhuǎn)移行為的預測因子進入回歸方程。常數(shù)項的T檢驗不通過，相應系數(shù)與0無顯著差異。因此采用標準回歸方程及系數(shù)，所得回歸方程為：強制轉(zhuǎn)移知識的行為=0.249×轉(zhuǎn)移意愿

表6 強制轉(zhuǎn)移行為逐步回歸模型的總體效果參數(shù)

表7 強制轉(zhuǎn)移行為逐步回歸模型的回歸方差分析(ANOVA)

表8 強制轉(zhuǎn)移行為逐步回歸的回歸系數(shù)與顯著性系數(shù)檢驗

2.3.3 轉(zhuǎn)移意愿與轉(zhuǎn)移行為配對樣本T檢驗

對醫(yī)生的轉(zhuǎn)移意愿、轉(zhuǎn)移行為、可選擇轉(zhuǎn)移行為以及強制轉(zhuǎn)移行為分別求平均值為：3.4872、3.3719、3.179、3.7425，醫(yī)生的轉(zhuǎn)移意愿值比轉(zhuǎn)移行為高，強制轉(zhuǎn)移行為值比可轉(zhuǎn)移行為高。對這兩組進行配對T檢驗，結(jié)果如表9所示?？梢?，醫(yī)生的轉(zhuǎn)移意愿值顯著高于醫(yī)生的轉(zhuǎn)移行為，醫(yī)生的強制轉(zhuǎn)移行為值顯著高于可選擇轉(zhuǎn)移行為。

表9 醫(yī)生轉(zhuǎn)移意愿與轉(zhuǎn)移行為的比較

3 結(jié)論

3.1 醫(yī)患雙方對于醫(yī)患知識轉(zhuǎn)移內(nèi)容的選擇、需求標準存在差異

由表1可知，患者對醫(yī)患知識轉(zhuǎn)移內(nèi)容的需求中最主要的是治療效果知識(治愈的可能性、治療方案的風險和好處、疾病復原時間、病情所處階段)，其次是恢復相關知識(如何適應今后生活和工作、恢復期間的營養(yǎng)知識、恢復期間自我護理的知識、整個治療方案的費用信息、手術前后應注意的事項、關于每次治療或者檢查目的的信息)，最后是疾病原理知識(疾病的生理反應、疾病的起因、藥物知識、其他患者的經(jīng)歷和選擇的信息)?？梢?，患者對于醫(yī)患知識轉(zhuǎn)移內(nèi)容需求的高低由知識與治療效果的相關度決定。由于醫(yī)療知識的復雜性、內(nèi)隱性，導致患者對于諸多知識并不能理解吸收，因此，大多數(shù)患者最關注治療的結(jié)果，患者最想知道的是疾病治療的可能性、風險以及時間這些結(jié)果性信息。其次是關注恢復期間的護理方面的知識，這類知識與其治療效果存在一定的影響，但并不是決定疾病是否治愈的關鍵性指標，因此患者對其有中等程度的需求。而患者對于發(fā)病原理、藥物知識等比較專業(yè)的知識需求則很低，分析其原因：一方面，這些內(nèi)容與患者康復并不存在直接關系，這是醫(yī)生的事情；另一方面，即使醫(yī)生向他們告知了這些信息，患者也不一定能夠接受。醫(yī)生對于醫(yī)療知識轉(zhuǎn)移內(nèi)容的選擇，是根據(jù)醫(yī)療專業(yè)規(guī)范、知識的確定性以及風險程度來進行的。

如表9所示，醫(yī)生對知識轉(zhuǎn)移內(nèi)容的選擇經(jīng)過因子分析后，劃分為強制性轉(zhuǎn)移知識的行為與可選擇轉(zhuǎn)移知識的行為，且醫(yī)生強制性轉(zhuǎn)移知識的行為明顯高于可選擇轉(zhuǎn)移知識的行為。強制性轉(zhuǎn)移知識的行為(病情所處階段、治療方案風險與好處、診療計劃安排、手術前后注意事項)這些內(nèi)容一方面是醫(yī)院規(guī)定醫(yī)生必須告知患者，征求患者同意的，比如手術前后注意事項、診療計劃安排；另一方面則是醫(yī)生出于規(guī)避風險考慮而告知患者的，如治療方案風險與好處、病情所處階段、手術前后注意事項，均是提前將可能存在的風險告知患者，從而降低醫(yī)生承擔風險的程度，降低醫(yī)療糾紛出現(xiàn)的可能性。而醫(yī)生對于其他疾病原理類知識以及恢復護理類知識的轉(zhuǎn)移程度均比較低，因為這些既不是醫(yī)院規(guī)定告知的內(nèi)容，也與醫(yī)生風險承擔相關性較低。

3.2 醫(yī)生知識轉(zhuǎn)移行為顯著低于其轉(zhuǎn)移意愿

表6、表7顯示，醫(yī)生知識轉(zhuǎn)移意愿與其可選擇轉(zhuǎn)移知識的行為與強制性轉(zhuǎn)移知識的行為均存在相關性，也就是說醫(yī)生知識轉(zhuǎn)移意愿一定程度上影響了其轉(zhuǎn)移行為。但是，表9顯示，醫(yī)生的知識轉(zhuǎn)移意愿與轉(zhuǎn)移行為間存在顯著差異。醫(yī)生的知識轉(zhuǎn)移意愿明顯高于其轉(zhuǎn)移行為，也就是說醫(yī)生存在知識轉(zhuǎn)移的意愿，付出的行動程度卻遠低于其意愿。分析其原因，主要是當前醫(yī)患間信任程度低，醫(yī)患關系緊張、醫(yī)療糾紛頻發(fā)，導致醫(yī)生處于比較保守的狀態(tài)，認為除了強制性轉(zhuǎn)移行為可以降低風險外，過多知識的轉(zhuǎn)移沒有必要，甚至可能導致更多糾紛。

3.3 醫(yī)生應基于患者醫(yī)患知識轉(zhuǎn)移內(nèi)容需求決定自己的行為模式

根據(jù)前兩點結(jié)論，醫(yī)生與患者對于醫(yī)患知識轉(zhuǎn)移內(nèi)容的認知存在較大差異，并且醫(yī)生出于風險考慮，其醫(yī)患知識轉(zhuǎn)移行為趨于保守。而醫(yī)生采取保守的醫(yī)患知識轉(zhuǎn)移行為模式，沒有滿足患者的需求，從而導致醫(yī)患關系更為緊張。醫(yī)生應從患者對于醫(yī)療知識需求的角度出發(fā)調(diào)整自己的知識轉(zhuǎn)移行為模式，最大限度滿足患者的知識需求，增強醫(yī)患信任感，主動改善醫(yī)患關系。本文將患者對于醫(yī)療知識的需求程度由高至低：治療效果知識—恢復相關知識—疾病原理知識，以及醫(yī)生醫(yī)療知識轉(zhuǎn)移行為程度由高至低：強制性轉(zhuǎn)移行為—可選擇轉(zhuǎn)移行為進行匹配，結(jié)果如圖1所示。

圖1 醫(yī)生與患者醫(yī)患知識轉(zhuǎn)移內(nèi)容偏好匹配矩陣

從圖1可以明確地看出，醫(yī)生目前的轉(zhuǎn)移行為與患者的偏好存在嚴重的不一致。醫(yī)生行為與患者偏好最匹配的僅有疾病所處階段、治療方案風險與好處這兩項。治愈可能性、疾病復原時間以及在醫(yī)生轉(zhuǎn)移行為因子分析時刪除的治愈可能性三項內(nèi)容，醫(yī)生并沒有很好滿足患者的需求。因此，這三項內(nèi)容是醫(yī)生在今后的知識轉(zhuǎn)移行為中應該重點考慮的。其次，關于疾病生理反應、疾病起因、藥物知識這幾項內(nèi)容，醫(yī)生目前的行為與患者需求是匹配的，因此，這些內(nèi)容，醫(yī)生仍可以保持比較低程度的告知行為。最后，關于恢復期間的相關知識，以及醫(yī)生轉(zhuǎn)移行為因子分析時刪除的診療計劃安排、檢查治療的目的這幾項知識，在患者需求中處于中等程度，在醫(yī)生轉(zhuǎn)移行為中處于可選擇轉(zhuǎn)移行為，醫(yī)生應在加強治療效果相關知識告知的狀態(tài)下，增強對這些內(nèi)容的告知程度，從而提高醫(yī)患滿意度。

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