基于計劃行為理論的醫師處方基本藥物行為實證研究

朱 玄，陳高潔，褚淑貞（1.中國藥科大學醫藥產業發展研究中心，南京 11198；.華東醫藥股份有限公司，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關注的熱點?；舅幬锟杉靶灾噪y以保障，是由其冗長的供應鏈所決定的[2]。而醫療衛生機構作為供應鏈的最末端，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，醫師對于是否處方基本藥物有著絕對的決定權[3]。只有了解醫師處方基本藥物的各種影響因素，以此為依據，才能有針對性地對醫師行為進行適當干預，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師處方基本藥物的決策路徑，從行為態度、主觀規范、知覺行為控制三方面剖析醫師處方行為的影響因素[4-5]。各影響因素的測量數據主要從問卷調查中獲得，并應用結構方程進行數據分析，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度、主觀規范、知覺行為控制、行為意向、行為五方面測量醫師對基本藥物的態度、滿意度、處方傾向、處方率等[6-7]。采取面對面調研的形式，從省會城市到鄉鎮農村，走訪各級醫療衛生機構（以基層醫療衛生機構為主），隨機選擇主任、副主任及主治醫師進行調查。調查時間為2012年8月－2013年4月。調查范圍涉及北京、上海、廣州等11個省市。共發放問卷數300份，回收275份有效問卷，有效回收率為91.7%。所獲數據具有良好的信度和效度。

2 實證分析

2.1 模型構建

為了深入分析行為態度、主觀規范和知覺行為控制對醫師處方基本藥物的意向及最終處方行為的影響，運用新構建的潛在變量建立結構方程模型，并提出假設H1～H5。

假設H1：行為態度對行為意向有顯著正向影響；假設H2：主觀規范對行為意向有顯著正向影響；假設H3：知覺行為控制對行為意向有顯著正向影響；假設H4：行為意向對行為有顯著正向影響；假設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之后，通過對結構方程模型中各變量之間路徑系數的分析來檢驗在理論模型中所包含的假設是否受到實際情況的支持[8]。路徑系數采用標準化系數，其越大表示在路徑關系中的重要性越高。醫師處方基本藥物模型擬合指標詳見表1。

表1 醫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，模型擬合優度指標：卡方統計量與自由度之比（χ2/df）＝3.12；擬合優度指數（GFI）＝0.94；調整后的擬合優度指數（AGFI）＝0.92；簡效擬合優度指數（PGFI）＝0.90；殘差均方根（RMR）＝0.034；比較擬合指數（CFI）＝0.90；增量擬合指數（IFI）＝0.86；規范擬合指數（NFI）＝0.91；非范擬合指數（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?？梢姡髦笜硕荚诳山邮艿姆秶鷥?，樣本數據與模型擬合較好。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構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，本文的結構方程模型擬合程度較好，可以利用其結果對研究假設進行驗證。

2.3 研究假設驗證

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

圖1 醫師處方基本藥物路徑Fig 1 Path of Physician’s Prescription of Essential Medicine

表2 醫師處方基本藥物路徑系數Tab 2 Path coefficients of physician’s prescribing essential medicine

2.3.1 假設H1行為態度→行為意向 行為態度對行為意向的路徑系數為0.58，t為5.36，說明行為態度與行為意向有較為顯著的正向關系。而該條路徑的路徑系數較小，也表明了醫師的態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），在影響醫師的行為意向中起到了相對重要的作用。

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

2.3.3 假設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系。且該路徑系數是各條路徑中最高的，也就是說，知覺行為控制是醫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），表明其對醫師處方基本藥物的意向有很強的影響。

2.3.4 假設H4行為意向→行為 行為意向對行為的路徑系數為0.73，t為7.65，說明行為意向與行為有顯著的正向關系。從計劃行為理論的角度來論述，醫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的路徑系數并不算大。因此，筆者認為經問卷調查所得的數據資料與真實情況可能還存在差距，將計劃行為理論應用于醫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H5知覺行為控制→行為 假設H5并未通過檢驗，知覺行為控制對行為的路徑系數為0.03，t為0.47，說明知覺行為控制對行為并不支持，其不能對醫師行為產生直接的影響，而只能通過行為意向產生間接的影響。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：一是知覺行為控制對行為的影響完全是通過行為意愿產生間接影響；二是知覺行為控制與實際行為之間可能有直接的關系。而從本文的實證分析結果來看更符合前一種假設，知覺行為控制通過醫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 針對醫師的建議

3.1.1 提高醫療技能，實現自我價值 為了體現醫師價值，醫師更需要從自身出發，多豐富醫學理論，充實治療依據，提高業務水平；積極參加各類學術會議、培訓講座，掌握最新知識及新型儀器的使用。另外，根據結構方程分析的結果可知，醫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》，醫師還需要及時學習、鞏固以適應新版目錄的推行。

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，醫師除診療外，還應擔當起“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，需要醫師從專業角度宣傳與基本藥物相關的正確知識、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 針對醫院的建議

3.2.1 創造學習機會，獲得醫師支持 結構方程分析的結果顯示，“基本藥物的支持”和“目錄掌握”在行為態度及知覺行為控制中有著重要的作用。

首先，醫院應及時宣傳國家基本藥物制度的相關政策規定，盡力讓醫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，醫師才能由衷地理解和支持。其次，醫院還應當多為醫師創造一起學習和切磋的機會，促進其對基本藥物目錄的學習和掌握，減少其在處方時對基本藥物過多的思考時間，大大提高醫師的決策速度。

3.2.2 貫徹國家基本藥物制度，合理規定具體的基本藥物處方率 結構方程的分析結果顯示，“處方率規定”是主觀規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師最終對基本藥物的處方行為。這說明對醫師處方基本藥物的比例作出明確規定，對其處方行為有顯著的規范作用，是其處方行為的準繩。因此，醫療衛生機構還需繼續大力貫徹國家基本藥物制度，合理規定具體的基本藥物處方率，以此來規范醫師的處方行為。

3.3 針對政府的建議

3.3.1 完善補償機制，給予醫師鼓勵 “補償機制”是行為態度中較為重要的影響因素。與非基層醫療衛生機構的醫師相比，基層醫療衛生機構醫師的學歷偏低，相關技能也相對不夠完善，進入與退出壁壘都較低。這很容易導致醫師因收入問題而轉行。實際上，在我國不少地區的基層醫療衛生機構，醫師數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務人員的勞務價值。政府還需完善補償機制，優化補償審核、發放流程，讓基層醫師的補償能及時到位。通過給予醫師一定的鼓勵，讓其能夠安心地繼續為廣大患者服務。

3.3.2 加強配備能力，提高滿意度 “藥房配備”是影響醫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了基本藥物可及性，且對醫師處方基本藥物行為有著強烈的制約作用。但是，目前仍然有許多醫療衛生機構處于嚴重缺藥的狀態[10]。因此，相關部門應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節的實施，不僅要保證基本藥物的安全、及時地配送，還要嚴厲監控基本藥物的質量、療效等，從而提高醫師對基本藥物的整體滿意度，以獲得更多醫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.

[2]席曉宇，陳高潔，褚淑貞.推行基本藥物制度的協調機制研究[J].亞洲社會藥學，2011，6（2）：73.

[3]陳高潔，褚淑貞.基于計劃行為理論的醫師處方基本藥物行為的模型構建[J].中國衛生事業管理，2012（9）：666.

[4]段文婷，江光榮.計劃行為理論述評[J].心理科學進展，2008（2）：315.

[5]Ajzen I.From intentions to actions：A theory of planned?behavior[M].Germany：Springer，1985：11-39.

[6]閆抗抗，楊世民，方宇，等.377名基層醫師對國家基本藥物制度認知情況的KAP調查[J].中國藥房，2010，21（44）：4209.

[7]王穎，左根永，李凱，等.山東省基層醫療衛生機構醫師對國家基本藥物制度及其影響認知的調查分析[J].中國藥房，2012，23（44）：4146.

[8]程文琪，葛虹.結構方程建模在管理學研究中的應用[J].統計與決策，2012（22）：90.

[9]劉勇，張子華，袁兆康，等.江西省城市社區衛生服務中心人力資源配置研究[J].中國全科醫學，2012，15（2A）：371.

[10]朱海燕.《國家基本藥物目錄》不能滿足臨床用藥需求的原因[J].醫藥導報，2011（30）：279.