西部地區(qū)農(nóng)村居民兩周患病未就診影響因素研究

賀嘉慧，李培雯，馬喜民，喬慧*

衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查是我國衛(wèi)生調(diào)查制度的重要組成部分，通過衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查可以了解居民的健康狀況、醫(yī)療保障水平、衛(wèi)生服務(wù)、需求和利用情況及其相互關(guān)系。衛(wèi)生服務(wù)利用情況可以由衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查結(jié)果客觀反映，其作為描述衛(wèi)生服務(wù)研究工作的重要指標(biāo)，可評價衛(wèi)生服務(wù)的社會效益及經(jīng)濟(jì)效益，開展衛(wèi)生服務(wù)利用調(diào)查可了解所在地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的水平和特點(diǎn)。兩周患病率是常被作為反映衛(wèi)生服務(wù)需要的指標(biāo)，兩周就診率是衡量居民衛(wèi)生服務(wù)利用情況的重要指標(biāo)之一，而兩周患病未就診率則是用來反映居民就診情況的負(fù)向指標(biāo)，其現(xiàn)況和影響因素也是促進(jìn)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)發(fā)展、規(guī)劃和管理的主要依據(jù)之一［1］。全國第六次衛(wèi)生服務(wù)統(tǒng)計調(diào)查報告顯示，相比于2013 年，我國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求落實情況有所好轉(zhuǎn)［2］。與東、中部地區(qū)比較而言，我國西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平相對較低，醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用水平也較為有限［3］。因此，為了解西部地區(qū)農(nóng)村居民衛(wèi)生服務(wù)利用現(xiàn)狀，于2019 年12 月對寧夏回族自治區(qū)農(nóng)村地區(qū)4 縣共21 451 例居民的衛(wèi)生服務(wù)需求及其利用情況進(jìn)行調(diào)查，對其兩周患病未就診的影響因素進(jìn)行探討并提出針對性建議，以更合理地配置衛(wèi)生資源。

1 對象與方法

1.1 研究對象 本研究數(shù)據(jù)來源于寧夏回族自治區(qū)衛(wèi)生行政部門與哈佛/牛津大學(xué)科研團(tuán)隊合作開展的試點(diǎn)項目“創(chuàng)新支付制度，提高衛(wèi)生效益”中2019 年的隨訪數(shù)據(jù)。于2019 年12 月，采用多階段分層整群隨機(jī)抽樣的方法，按經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平將寧夏回族自治區(qū)內(nèi)的鹽池縣、海原縣、西吉縣、彭陽縣4 個縣各鄉(xiāng)鎮(zhèn)的所有行政村劃分為好、中、差3 層；采用隨機(jī)數(shù)字表法以40%的比例在每層抽取樣本村；采用系統(tǒng)抽樣法根據(jù)樣本村戶主花名冊，于每個行政村抽取現(xiàn)居住的20～33個家庭戶作為樣本戶（鹽池縣40 個村，每村33 戶；海原縣76 個村，每村33 戶；西吉縣58 個村，每村20戶；彭陽縣33 個村，每村20 戶），將其戶中所有常住 （當(dāng)?shù)鼐幼r間≥6 個月）家庭成員列為調(diào)查對象，共抽取27 196 例。

1.2 研究方法

1.2.1 調(diào)查工具 采用項目組專家統(tǒng)一商討制定的問卷進(jìn)行調(diào)查。（1）居民人口學(xué)特征，包括性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、職業(yè)、人均年收入與參保情況；（2）健康特征，包括自評健康狀況、是否患有慢性病及兩周患病臥床天數(shù)；（3）醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)可得性和可及性，包括到基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)的時間、到二級及以上醫(yī)療機(jī)構(gòu)時間；（4）兩周就診情況等。

1.2.2 標(biāo)準(zhǔn)及定義 兩周就診定義為調(diào)查前兩周內(nèi)，患者感到生理或心理不適而前往各級醫(yī)療機(jī)構(gòu)就診的情況，不包含慢性病患者因配藥需求（無身體不適）發(fā)生的就診；人均年收入采用國際通用的經(jīng)濟(jì)五分組法［4］，根據(jù)被調(diào)查居民家庭的年經(jīng)濟(jì)收入，將居民家庭的人均年收入按由低到高排列，取正序百分位點(diǎn)20%、40%、60%、80%將被調(diào)查居民家庭依次劃分為最低、中低、中等、中高和高收入組，即Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ、Ⅳ、Ⅴ5 個組；兩周患病臥床天數(shù)定義為調(diào)查前兩周內(nèi)，患者自覺身體不適（包括生理不適及心理不適）且未去醫(yī)療機(jī)構(gòu)就診，在家臥床≥1 d；到基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)的時間定義為家庭住址至基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)（如社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心、鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院和村衛(wèi)生室）所需的時間，到二級及以上醫(yī)療機(jī)構(gòu)時間定義為家庭住址至二級及以上醫(yī)療機(jī)構(gòu)〔如市（縣/區(qū)）級醫(yī)院〕所需的時間。兩周就診情況：（1）兩周患病率為調(diào)查前兩周內(nèi)患病例數(shù)/調(diào)查總例數(shù)×100%［5］；（2）兩周就診率為調(diào)查前兩周內(nèi)前往各級醫(yī)療機(jī)構(gòu)就診的例數(shù)/調(diào)查總例數(shù)×100%［5］；（3）兩周患病未就診率為調(diào)查前兩周內(nèi)患病未就診例數(shù)/兩周患病例數(shù)×100%，未就診包括未采取任何治療措施和自我醫(yī)療［5］。

1.2.3 調(diào)查方法 于2019 年12 月，由82 名調(diào)查員展開正式調(diào)查，取得調(diào)查對象知情同意后，采取“面對面”形式進(jìn)行入戶調(diào)查。問詢前由調(diào)查員對調(diào)查對象說明“兩周就診”標(biāo)準(zhǔn)，隨后根據(jù)配備的問卷手冊對調(diào)查對象進(jìn)行詢問并由調(diào)查員記錄并填寫問卷信息，本次調(diào)查所有信息均為調(diào)查對象自訴。家庭成員不在時由了解情況的其他成員代答，不確定信息通過線上方式與當(dāng)事人確認(rèn)，兒童（包括新生兒）由其常住監(jiān)護(hù)人代答。問卷完成后，由調(diào)查員當(dāng)場回收問卷并核查有無漏答情況。本研究共收集問卷27 196 份，有效問卷21 451 份，有效回收率為78.88%。

1.2.4 質(zhì)量控制 調(diào)查前為每位調(diào)查員配備培訓(xùn)手冊并集中培訓(xùn)；調(diào)查過程中由調(diào)查員、組長、質(zhì)控員組成的審核小組在每日調(diào)查完成后對問卷進(jìn)行核查，排除存在缺失值和不明確值的問卷，確保納入的調(diào)查問卷完整有效；調(diào)查后采用雙錄入法錄入調(diào)查數(shù)據(jù)。

1.3 構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型

1.3.1 模型介紹 結(jié)構(gòu)方程模型由測量模型和結(jié)構(gòu)模型兩部分構(gòu)成，測量模型用于討論觀測變量與潛變量之間的關(guān)系，結(jié)構(gòu)模型用于分析潛變量和潛變量之間的關(guān)系。建立結(jié)構(gòu)方程模型的主要過程為：（1）模型構(gòu)建；（2）模型識別；（3）指標(biāo)估計（本文采用最大似然估計法進(jìn)行模型指標(biāo)估計）；（4）模型評價與修正〔模型擬合指數(shù)主要包括擬合優(yōu)度指數(shù)（GFI）、殘差近似誤差平方根（RMSEA）、調(diào)整擬合優(yōu)度指數(shù)（AGFI）、模型正規(guī)擬合指數(shù)（NFI）、相對擬合指數(shù)（RFI）、增量擬合指數(shù)（IFI）、非規(guī)準(zhǔn)適配指數(shù)（TLI）和比較擬合指數(shù)（CFI）等，如果模型擬合效果不佳，須對模型進(jìn)行反復(fù)修正〕［6］。

1.3.2 變量選取 根據(jù)已有文獻(xiàn)及本文研究需要，模型具體包含2 個潛變量和相應(yīng)觀測變量。潛變量分別為人口學(xué)特征與健康特征。人口學(xué)特征變量由性別、年齡等觀測變量進(jìn)行測量；健康特征變量由參保情況、自評健康狀況、是否患有慢性病、兩周患病臥床天數(shù)、到基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)的時間和到二級及以上醫(yī)療機(jī)構(gòu)時間等觀測變量進(jìn)行測量。使用結(jié)構(gòu)方程模型描述各潛變量之間的關(guān)系，揭示潛變量與結(jié)局變量兩周患病是否就診之間的作用路徑。

1.4 統(tǒng)計學(xué)方法 采用EpiData 2.1 軟件建立數(shù)據(jù)庫，并對數(shù)據(jù)進(jìn)行雙錄入及邏輯核查。采用SPSS 26.0 軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)描述和分析。計數(shù)資料采用頻數(shù)和百分比描述，組間比較采用χ2檢驗，以P＜0.05 為差異有統(tǒng)計學(xué)意義，多組計數(shù)資料組間兩兩比較采用Bonferroni 法校正。采用AMOS 26.0 軟件擬合居民兩周患病未就診影響因素的結(jié)構(gòu)方程模型并進(jìn)行具體分析。

2 結(jié)果

2.1 居民的人口學(xué)特征 本次調(diào)查共納入男 11 172 例（52.08%）， 女10 279 例（47.92%）；15～＜25 歲者3 788 例（17.66%）；受教育程度為小學(xué)者6 659 例（31.04%）；婚姻狀況為在婚者12 712 例（59.26%）；職業(yè)為務(wù)農(nóng)者8 540 例（39.81%）；人均年收入為Ⅱ者7 736 例（36.06%），見表1。

表1 被調(diào)查居民的人口學(xué)特征情況〔n（%）〕Table 1 Demographic characteristics of the rural residents

2.2 居民的健康特征 本次研究調(diào)查的居民參保 21 399 例（99.76%），未參保52 例（0.24%）；自評健康狀況好者11 066 例（51.59%），自評健康狀況一般者 4 582 例（21.36%）；患有慢性病者4 826 例（22.50%）；兩周患病臥床天數(shù)0～5 d 者20 833 例（97.12%）；到基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)時間0～10 min 者17 053 例（79.50%）；到 二 級 及 以 上 醫(yī) 療 機(jī) 構(gòu) 時 間≥46 min 者12 609 例（58.78%），見表2。

表2 被調(diào)查居民的健康特征情況〔n（%）〕Table 2 Health characteristics of the rural residents

2.3 兩周患病就診情況 本次研究共調(diào)查21 451 例，調(diào)查前兩周內(nèi)自覺身體不適者3 212 例，兩周患病率為14.97%。調(diào)查前兩周內(nèi)自覺身體不適且前往各級醫(yī)療機(jī)構(gòu)就診者981 例，居民的兩周就診率為4.57%；在所有兩周患病者中，兩周患病未就診者2 231 例，兩周患病未就診率為69.46%。兩周患病未就診者中采取自我醫(yī)療者908 例（40.70%），其余1 323 例（59.30%）未采取任何治療措施。

2.4 不同人口學(xué)特征居民兩周患病未就診情況比較 不同性別、年齡、受教育程度及職業(yè)的居民兩周患病未就診情況比較，差異均有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05），見表3。受教育程度方面，高中及以上者的兩周患病未就診率高于未受過教育者（χ2=8.069，P＜0.01）；職業(yè)方面，學(xué)生的兩周患病未就診率高于務(wù)農(nóng)者（χ2=7.163，P＜0.01）、無業(yè)者（χ2=10.042，P＜0.01）。

表3 不同人口學(xué)特征居民兩周患病未就診情況比較〔n（%）〕Table 3 Comparison of non-treatment-seeking behaviors for two-week morbidity in rural residents by demographic characteristics

2.5 不同健康特征居民兩周患病未就診情況比較 不同自評健康狀況、患有慢性病情況、兩周患病臥床天數(shù)及到二級及以上醫(yī)療機(jī)構(gòu)時間的居民兩周患病未就診情況比較，差異均有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05），見表4。

表4 不同健康特征居民兩周患病未就診情況比較〔n（%）〕Table 4 Comparison of non-treatment-seeking behaviors for two-week morbidity in rural residents by health characteristics

2.6 兩周患病未就診影響因素的結(jié)構(gòu)方程模型分析

2.6.1 模型構(gòu)建與修正 本研究所用結(jié)構(gòu)方程模型的結(jié)果變量是兩周患病是否就診（賦值：未就診=0， 就診=1），表3～4 中P＜0.05 的變量為觀測變量，以性別、年齡、受教育程度和職業(yè)作為潛變量人口學(xué)特征的觀察變量，以自評健康狀況、是否患有慢性病、兩周患病臥床天數(shù)和到二級及以上醫(yī)療機(jī)構(gòu)時間作為潛變量健康特征的觀察變量。運(yùn)行AMOS 26.0 軟件建立初始模型（圖1），根據(jù)初始模型修正指數(shù)及相關(guān)領(lǐng)域的知識，刪除不合理和無效路徑（表5）。在進(jìn)行模型調(diào)整的過程中，修正指數(shù)表明如果將年齡與是否患有慢性病的殘差相關(guān)，則模型的χ2值會相應(yīng)下降，考慮實際情況，年齡確與慢性病患病情況有關(guān)，年齡越大，其患慢性病的概率就越高，因此考慮增加年齡殘差和是否患有慢性病殘差的相關(guān)路徑。按照以上步驟對初始模型進(jìn)行反復(fù)調(diào)試和修正后，得到各適配指標(biāo)符合要求的修正模型 （圖2）。

圖1 居民兩周患病未就診影響因素的初始模型Figure 1 Initial model of the influencing factors of non-treatment-seeking behaviors for two-week morbidity among rural residents

圖2 居民兩周患病未就診影響因素的修正模型Figure 2 Modified model of the influencing factors of non-treatmentseeking behaviors for two-week morbidity among rural residents

表5 初始模型修正指數(shù)Table 5 Modification indices of the initial model

2.6.2 模型評價 將寧夏農(nóng)村地區(qū)居民兩周患病未就診影響因素結(jié)構(gòu)方程模型各適配指標(biāo)與模型標(biāo)準(zhǔn)值進(jìn)行比較，χ2/df=1.835，符合參考標(biāo)準(zhǔn)，各擬合指數(shù)GFI、RMSEA、AGFI、NFI、RFI、IFI、TLI 和CFI 值分別為0.998、0.016、0.995、0.991、0.982、0.995、0.996 和0.996，均在參考范圍內(nèi)，擬合程度良好。

2.6.3 模型路徑分析 結(jié)構(gòu)方程模型中可用標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)β來表示寧夏農(nóng)村地區(qū)居民兩周患病未就診各個影響因素影響程度，各測量模型和結(jié)構(gòu)模型的路徑系數(shù)差異均有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05，表6）。人口學(xué)特征對居民兩周患病未就診情況影響的總效應(yīng)為-0.101（β=0.110），其中直接效應(yīng)為0.107，間接效應(yīng)為-0.208；健康特征對居民兩周患病未就診情況影響為直接效應(yīng)，總效應(yīng)為-0.210（β=-0.313，表7）。

表6 模型路徑系數(shù)估計結(jié)果Table 6 Estimated path coefficients in the structural equation model

表7 居民兩周患病未就診影響因素的結(jié)構(gòu)方程模型效應(yīng)分解Table 7 Decomposition of the effect of factors associated with nontreatment-seeking behaviors for two-week morbidity in rural residents using the structural equation model

3 討論

3.1 居民兩周患病未就診率較高 兩周患病是否就診可以反映居民醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用情況［1］。本研究顯示寧夏回族自治區(qū)農(nóng)村居民兩周患病未就診率為69.46%，明顯高于第五次國家衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查結(jié)果（西部農(nóng)村為22.2%），表明該地區(qū)居民利用醫(yī)療衛(wèi)生資源的主動性較差。居民的自我健康管理意識相對不足可能與調(diào)查對象來自經(jīng)濟(jì)水平和文化教育相對落后的西部農(nóng)村地區(qū)有關(guān)，而當(dāng)?shù)氐男l(wèi)生服務(wù)利用情況較差又與當(dāng)?shù)蒯t(yī)療服務(wù)提供能力有限有關(guān)。2019 年寧夏衛(wèi)生健康統(tǒng)計公報數(shù)據(jù)顯示，全區(qū)基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)實有床位4 099張，僅占全區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)的10.03%；全區(qū)衛(wèi)生人員總數(shù)68 535 人，而鄉(xiāng)村醫(yī)生僅有3 240 人（含執(zhí)業(yè)及助理醫(yī)師僅391 人），占比只有4.73%［7］。可見，市級與縣域內(nèi)醫(yī)療資源分布結(jié)構(gòu)尚不合理，本地區(qū)基層醫(yī)療資源，尤其是衛(wèi)生技術(shù)人員及其技術(shù)水平相對匱乏，缺少吸引居民就醫(yī)的能力［8］。本研究調(diào)查對象居住地均位于偏遠(yuǎn)地區(qū)，主要利用衛(wèi)生服務(wù)的途徑為基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)，這也成為西部農(nóng)村地區(qū)居民兩周患病未就診率高的原因之一。在兩周患病未就診者中選擇自我醫(yī)療的居民占40.70%，自我醫(yī)療雖經(jīng)濟(jì)、便捷，但其本身也是一種存在健康風(fēng)險的治療方式［9］。應(yīng)加強(qiáng)健康知識宣傳教育，普及健康知識并傳播健康理念，持續(xù)提升居民的健康素養(yǎng)水平。

3.2 居民兩周患病未就診影響因素之間存在差異

3.2.1 人口學(xué)特征 人口學(xué)特征對兩周患病未就診的影響次于健康特征，其總效應(yīng)為-0.101，包括直接與間接效應(yīng)。（1）人口學(xué)特征中對居民兩周患病未就診率影響最大的是年齡，＜35 歲者的兩周患病未就診率較高（＞75%）且15～＜25 歲者未就診率尤其高（81.61%）。原因與年齡的特殊性有關(guān)，＜35 歲者忙于學(xué)業(yè)、工作和家庭事務(wù)，在生小病時常會選擇自我醫(yī)療或者“硬扛”，疏于對健康的管理，提示＜35 歲者的健康狀況更需要受到重視［10］；而老年人群的未就診率相對較低，可能與其普遍患有慢性病或者存在軀體功能障礙有關(guān)，其疾病并發(fā)癥風(fēng)險和持續(xù)的藥物使用增加了衛(wèi)生服務(wù)和醫(yī)療咨詢的需求及利用［11］。（2）受教育程度高者衛(wèi)生服務(wù)利用水平高于受教育程度低者，這與既往認(rèn)知及部分其他研究結(jié)果相反［12］。可能原因為受教育程度會決定居民的選擇權(quán)廣度，受教育程度高者因其信息來源及所具有資本的更豐富，對自身的健康認(rèn)識更全面，故其就診行為更積極；此外，其對疾病診療的認(rèn)知程度可能較高，從而可以根據(jù)自身醫(yī)學(xué)知識儲備對所患疾病是否需要就診做出判斷。（3）職業(yè)類型中，學(xué)生的兩周患病未就診率較高，其原因可能與調(diào)查時學(xué)生處于忙碌的學(xué)習(xí)時期，減少了衛(wèi)生服務(wù)的利用次數(shù)有關(guān)。務(wù)農(nóng)者的兩周患病未就診率較低，可能與其在秋收后獲得全年大部分收入及進(jìn)入冬季農(nóng)閑階段有關(guān)，冬季成為務(wù)農(nóng)者的就診高峰期［13-14］。（4）人口學(xué)特征在健康特征影響兩周患病是否就診中有間接作用，這可能與不同人口學(xué)特征人群的健康特征存在差異有關(guān)，如年齡可能會影響慢性病患病情況。

3.2.2 健康特征 本研究結(jié)果顯示，健康特征對居民兩周患病未就診影響僅存在直接效應(yīng)（β=0.313），與人口學(xué)特征比較，健康特征對居民兩周患病未就診的影響更大，是居民決定是否利用醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的重要影響因素。（1）自評健康是個體對自身生活狀態(tài)、健康狀況的主觀感受和評價，因此此種方法測量健康的效果較為穩(wěn) 定［15］。本研究結(jié)果顯示，居民自評健康狀況越好，兩周患病未就診率越高，這與既往研究結(jié)果一致［16］。本研究結(jié)果顯示，自評健康狀況為一般、差、非常差者的兩周患病率較高，提示人群的健康狀況不佳，但其兩周患病未就診率分別為70.66%、63.27%、56.25%，表明該人群在自覺身體狀況并不樂觀的情況下仍未選擇就診，提示其就醫(yī)主動性與主觀健康認(rèn)知不足，保健知識與醫(yī)學(xué)常識的宣講與科普在農(nóng)村地區(qū)尚須加強(qiáng)。（2）本研究結(jié)果顯示，與無慢性病者相比，患有慢性病者兩周患病未就診率較低，這可能與其為避免疾病發(fā)展及并發(fā)癥的發(fā)生而更傾向于前往醫(yī)療機(jī)構(gòu)就診有關(guān)。此外，慢性病醫(yī)療保險及各項政策的實施為慢性病患者提供了有力的醫(yī)療服務(wù)保障，在很大程度上滿足了該人群的就醫(yī)需求。以上現(xiàn)象也從側(cè)面反映出當(dāng)?shù)蒯t(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)的慢性病管理與健康宣傳工作取得了一定的成效。（3）兩周患病臥床天數(shù)可用來描述疾病嚴(yán)重程度，在探究該指標(biāo)對于居民兩周患病未就診的影響時發(fā)現(xiàn)，臥床天數(shù)0～5 d 的居民兩周患病未就診率最高（73.59%），但未就診率并未隨著臥床天數(shù)的增加而下降。究其原因可能是臥床天數(shù)較少的居民自感疾病嚴(yán)重程度較輕，而臥床天數(shù)多的居民可能已了解自身疾病狀況，因此均沒有就診意愿。

3.3 建議 本研究結(jié)果顯示，寧夏農(nóng)村地區(qū)居民兩周患病未就診現(xiàn)狀由多個因素共同影響。在政府部門制定全國衛(wèi)生政策時，應(yīng)根據(jù)各地區(qū)具體情況建立相應(yīng)的政策措施。針對本文所研究地區(qū)居民兩周患病未就診率高的情況，為提高我國西部地區(qū)衛(wèi)生服務(wù)利用水平，有效減少兩周患病未就診現(xiàn)象的發(fā)生，應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注以下幾個方面。（1）運(yùn)用通俗易懂的方式在農(nóng)村地區(qū)進(jìn)行個性化和多樣化的健康宣傳和教育活動，提高居民的醫(yī)學(xué)保健意識和預(yù)防知識儲備，包括科學(xué)用藥的能力，確保不同群體意識到保持健康的重要性和必要性，形成正確的就醫(yī)觀，做到未病先防患病早治［17］。（2）建立針對兒童青少年的健康醫(yī)療服務(wù)模式，結(jié)合當(dāng)?shù)貙嶋H，制定長期可持續(xù)發(fā)展計劃，保障和落實農(nóng)村地區(qū)兒童青少年健康教育和健康促進(jìn)工作，為其健康成長創(chuàng)造良好條 件［18］。（3）持續(xù)建立完善、科學(xué)的基層慢性病管理體系，采取各級醫(yī)療機(jī)構(gòu)聯(lián)動方式，提升基層防治水平，促進(jìn)患者的規(guī)范治療和管理。（4）加強(qiáng)基層全科醫(yī)療建設(shè)，借助醫(yī)療保險政策，引導(dǎo)推進(jìn)家庭醫(yī)生簽約服務(wù)，促使家庭醫(yī)生與居民建立穩(wěn)定、持續(xù)且可及性高的健康服務(wù)關(guān)系，提高居民就診的積極性與主動性［19-20］。

作者貢獻(xiàn)：賀嘉慧負(fù)責(zé)文章的研究設(shè)計、數(shù)據(jù)分析與撰寫；李培雯負(fù)責(zé)數(shù)據(jù)整理與清洗；馬喜民負(fù)責(zé)模型指導(dǎo)、文章修訂及英文校對；喬慧負(fù)責(zé)文章理論指導(dǎo)與質(zhì)量控制，并提出修改完善意見。

本文無利益沖突。