中药注射剂抗肿瘤治疗的医患偏好及共同决策比较分析*

——滕 悦 魏 艳 陈英耀 严俊涛 刘 柳 李福明

近年来，中西医结合治疗肿瘤已成为趋势。由于中医药具有疗效整体综合性、药物相对安全性、使用简洁方便性等特点[1]，其在抗肿瘤方面的作用日渐凸显。中药注射剂作为抗肿瘤治疗的重要组成部分，在临床上广泛使用，常用于放化疗等的协同治疗，也可作为单药使用，其疗效包括抗肿瘤治疗作用与辅助作用[2]。但其也存在药物不良反应等缺陷[3-4]。

在中药抗肿瘤临床决策过程中，医患对不同治疗方案的疗效与风险的偏好往往有所不同，而共同决策是在医疗实践中考虑医患偏好的一种决策模式，为弥合医患分歧提供了较为可行的途径[5-10]。目前，国内研究较少涉及对医患双方偏好差异和医患参与临床决策的比较分析。因此，本研究运用离散选择实验和共同决策测量工具，探究中药注射剂抗肿瘤治疗的医患属性偏好和共同决策现状差异，为相关研究和临床实践提供参考。

1 资料与方法

1.1 医患偏好测量

1.1.1 基本原理 本研究通过离散选择实验(Discrete Choice Experiment，DCE)调查医患对中药注射剂抗肿瘤治疗偏好。DCE的理论基础为：(1)各选项可通过若干属性(如疾病控制率、恶心呕吐、毒副反应发生率等)进行解释；(2)被调查者的偏好价值取决于这些属性的水平值；(3)被调查者基于潜在的效用函数(即追求效用最大化)进行选择。基于以上理论假设，被调查者n从工作方案i中获得的效用可以用以下公式表达：

Uni=vni+εni=β1疾病控制率55%+β2 疾病控制率80%+β3 恶心呕吐严重+β4 恶心呕吐中等+β5 恶心呕吐轻微+β6 毒副反应发生率高+β7 毒副反应发生率中+β8 每月自付治疗费用+εn

公式表达依据为随机效用理论，把总效应分解成固定效用和随机效用。式中：vni即固定效用，是可以观测到的属性函数，每个属性都有其相应权重β。εni即随机效用，是无法观测到的属性以及个人偏好差异函数。

1.1.2 确定样本量 受DCE问题形式、选项集复杂性、对结果精度要求、目标人群异质性程度、受访者可获得性以及亚组分析需求等因素影响，在医药卫生领域确定DCE合适的样本量较为困难[11]。国际上通常使用拇指法则来计算DCE主效应模型所需的最小样本量，公式为：N>500c/(t×a)。式中,500为固定值，c为任意属性中最大的水平数，t表示每一问卷DCE选项集的数量，a指每一DCE选项集包含的选项个数[12]。本研究中，c=4，t=9，a=2，因此本研究所需最小样本量理论上为112人。

1.1.3 确定属性及水平 首先，结合既往研究经验与文献资料[13-16]，初拟医患对中药注射剂抗肿瘤治疗偏好的8个属性：疾病控制率、生命质量、恶心呕吐、血小板减少、白细胞减少、周围神经损害、肝功能异常、关节疼痛。其次，邀请上海市一家三甲中西医结合医院的中医肿瘤科主任医师6名、副主任医师6名、主治医师2名、药剂科主管药师2名开展两轮专家咨询，咨询内容包括：(1)中药注射剂抗肿瘤治疗的疗效、副反应、费用、优劣势；(2)中药注射剂抗肿瘤治疗偏好的8个属性及水平等。第一轮咨询采用焦点座谈的方式对研究者初拟属性进行分析与修正，第二轮咨询由专家独立给出每一属性及其水平的适合程度和赋分。研究团队依据专家意见深入讨论，最终确定4个属性(水平)：疾病控制率(30%、55%、80%)、恶心呕吐(非常严重、严重、中等、轻微)、毒副反应发生率(高、中、低)、每月自付治疗费用(9 000元、6 000元、3 000元)，如表1所示。

表1 医患对中药注射剂抗肿瘤治疗偏好的属性及其水平

1.2 医患共同决策的测量工具

依据操作简单且较为普遍常用的原则，本研究选取医患共同决策问卷患者版(9-item Shared Decision Making Questionnaire,SDM-Q-9)[17]、医患共同决策问卷医生版(Shared Decision Making Questionnaire Physician Version，SDM-Q-DOC)[18]及决策期望量表(Control Preference Scale，CPS)[19]作为医患共同决策的测量工具。其中，SDM-Q-9问卷和SDM-Q-DOC问卷分别包含9个条目，均采用Likert 5级评分法，从“完全不同意”到“完全同意”赋分1分～5分，得分越高，表明临床共同决策程度越高。本研究将“完全不同意”和“不同意”归为不同意，“同意”和“完全同意”归为同意。CPS量表研究患者参与医疗决策的偏好，包含5个条目，选择条目①或②为积极参与型；选择条目③为共享决策型；选择条目④或⑤则说明患者在参与治疗决策过程中属于被动型。

表2 医患对于中药注射剂抗肿瘤治疗偏好的主效应模型比较分析

1.3 数据收集

本研究采用横断面调查法。第一阶段根据方便抽样原则，选取上海市9家样本医院(包括8家三甲医院和1家三乙医院)，涵盖中医、西医及中西医结合三类医院；第二阶段根据整群抽样原则，于2020年10月—12月对样本医院样本病区(肿瘤治疗相关科室)某日的全部医生(开具抗肿瘤中药注射剂)及住院肺癌患者(曾经使用过或正在使用抗肿瘤中药注射剂)开展问卷调查，涉及上述三类医院的肿瘤科、中医肿瘤科、中医科、中西医结合科等。

调查前，由经课题组培训的调查员向调查对象阐述研究目的和问卷主要内容(包括离散选择实验问卷、SDM-Q-9问卷、SDM-Q-DOC问卷、CPS量表)，在征得其同意后签署知情同意书。随后在调查员指导下，调查对象自行填写问卷，填写完成后，调查员当场回收问卷。课题组成员对回收问卷进行复核，剔除漏答总题数2/3以上、未按问卷说明作答的不合格问卷后由双人录入数据。本次调查共回收有效问卷532份，其中医生问卷185份，患者问卷347份，符合本研究确定的最小样本量要求。

1.4 统计分析方法

采用SPSS 25.0和Stata 15.1软件进行数据统计分析，采用条件Logit模型及混合Logit模型估计效用函数。通过计算赤池信息准则(AIC)及贝叶斯信息准则(BIC)进一步确定适合本研究的回归模型。除每月自付治疗费用设置为连续型变量用于计算被调查者的支付意愿外，其余3个属性均作哑变量处理。支付意愿旨在分析中药抗肿瘤治疗的患者及医生对各属性偏好程度的货币体现，可通过计算各属性水平与每月自付治疗费用属性之间的系数比值实现。数值大小表示被调查者相关属性/水平变化的意愿支付。

2 结果与分析

2.1 医患属性偏好的比较分析

医患对于中药注射剂抗肿瘤治疗偏好的主效应模型比较分析如表2所示。根据各属性由参照水平提升至最优水平的回归系数可知，医患对于主要属性的偏好及排序相似，均是疾病控制率提升产生的效用获益最高，其次为恶心呕吐的改善，再次为毒副反应发生率的减轻。就疾病控制率而言，相比30%的疾病控制率，疾病控制率提升至80%可以显著增加患者效用获益，而对医生产生的效用获益低于患者(医生：β=2.389;P< 0.001；患者：β=2.585;P< 0.001)。就恶心呕吐而言，程度由非常严重改善为轻微对医生产生的效用获益高于患者(医生：β=2.034;P< 0.001；患者：β=1.525;P< 0.001)。就毒副反应发生率而言，发生率由高降至低为医生带来的效用获益高于患者(医生：β=0.781;P< 0.001；患者：β=0.575;P< 0.001)。此外，患者对于每月自付治疗费用较为关注(β=-0.000 038;P< 0.05)，而每月自付治疗费用的变化不影响医生偏好。对于患者的支付意愿，疾病控制率、恶心呕吐及毒副反应发生率由最差到最优，患者分别愿意支付32 073.6元～67 971.3元、17 114.9元～40 108.0元、10 001.9元～15 111.6元，其中，疾病控制率由30%提升至80%的支付意愿最高。

表3 医患视角下中药注射剂抗肿瘤治疗过程中的决策模式

2.2 医患双方视角下的决策模式比较

医患双方视角下实际决策过程中的模式比较如表3所示。比较分析发现，在医生视角下，78.4%的决策过程为患者与医生共同参与，19.5%由医生主导；而在患者视角下，90.2%的患者与医生共同决策，仅有8.9%为患者被动决策。可见，大多数医生与患者认为决策过程充分听取了双方意见，故本研究中的大部分决策模式为医患共同决策。

2.3 医患共同决策的参与度比较分析

医生与患者参与决策的程度比较如图1和图2所示。从图1可以看出，超过82%的医生同意9个条目中的内容，9个条目的平均得分在4.18分～4.40分之间，表明多数医生与患者之间沟通良好，医生有意识主动让患者参与到临床治疗决策中。从图2可以看出，超过81%的患者同意9个条目中的内容，9个条目的平均得分在4.22分～4.47分之间，高于医生SDM-Q-DOC问卷平均得分。这表明多数患者与医生之间具备充分沟通条件，并已参与到临床治疗决策中。

图1 医生SDM-Q-DOC得分

图2 患者SDM-Q-9得分

以SDM-Q-DOC、SDM-Q-9问卷总得分为指标进行K-均值聚类分析[20-22]。结果显示，167名(90.3%)医生参与决策得分较高，表明绝大多数医生可以帮助患者在中药抗肿瘤治疗过程中参与临床决策；然而有18名(9.7%)医生的参与决策得分偏低，说明仍有少部分医生偏向于患者被动决策模式；284名(81.8%)患者参与决策得分较高，表明大多数患者在诊疗过程中积极参与临床决策，然而有63名(18.2%)患者参与决策得分偏低，说明仍有少部分患者倾向于被动决策模式。总体而言，超过80%的医生及患者在临床决策过程中的参与度较高。

3 讨论

3.1 医生关注降低患者的恶心呕吐及毒副反应发生率，患者关注疾病控制率

本研究结果显示，医生对提高疾病控制率的偏好大于对改善恶心呕吐的偏好，这与国外针对非小细胞肺癌治疗中医患偏好的研究结果相似[23]。但是，通过与患者的比较分析发现，医生更加关注降低患者的恶心呕吐及毒副反应发生率，而患者更加关注疾病控制率。 究其原因，患者更加关注治疗效果，而对恶心呕吐及毒副反应并不关注，也可能是由于信息不对称，使患者对相关治疗过程并不熟悉所致，尤其是对于血小板减少、白细胞减少、肝功能异常等毒副反应的偏好要弱于疾病控制率。相对而言，医生更多地从专业角度考虑恶心呕吐及其他毒副反应的发生情况。可见，医患在中医药抗肿瘤治疗技术的属性选择过程中存在一定偏好差异。

3.2 患者更关注自付治疗费用

医生主效应模型分析结果显示，被调查的医生对于患者自付治疗费用没有偏好，即自付治疗费用的变化无法影响医生群体的决策偏好，而患者更加关注自付治疗费用。这可能是由于医生作为患者的“委托-代理人”这一特殊身份所致[24]。“委托-代理人”身份造成医生群体普遍对于患者自付治疗费用没有偏好，因此，对于医院管理方、医保监管方和政府部门而言，有必要关注医生的这一偏好特征，可以通过协同采取优化卫生人力资源、完善绩效薪酬制度、改革医保支付方式、加大卫生财政投入、加强肿瘤治疗领域中的卫生技术评估等多维措施，为医生决策提供必要的临床证据和政策经济保障，以削弱医生诱导需求的动机，激发医生为患者提供优质、有效、适宜的医疗服务的积极性，切实缓解肿瘤患者就医经济负担，从而改善其健康和生活水平。

3.3 医患偏好差异与决策模式差异影响患者满意度及和谐医患关系

医患共同决策可以加强医患之间的沟通合作，改善患者依从性，提升患者对于卫生保健决策的满意度[25]。因而，医患双方的共同决策水平是关注重点。通过偏好比较发现，医患在中药抗肿瘤治疗技术的属性选择过程中存在一定偏好差异，医生更加关注恶心呕吐及其他毒副反应，而患者更加关注疾病控制率及自付治疗费用。而在偏好差异的基础上，78.4%的医生和90.2%的患者认为其参与的决策模式为医患共同决策。值得一提的是，尽管本研究对医患共同决策的内涵界定与实施步骤作了明确阐释，但是由于个人认知或理解差异，部分患者或许简单地将知情同意等同于共同决策，从而可能导致患者视角下的共同决策感知比实际值偏高。由于上述双方视角的差异及信息不对称，因此认为医患之间实际的共同决策模式比例应在78.4%～90.2%之间，且更加偏向于78.4%(约80%)。因此，在双方偏好存在差异的情况下，仅有约80%的决策充分考虑了双方偏好差异，这在一定程度上可能会影响患者满意度及和谐医患关系。

4 本研究局限与展望

首先，由于本研究样本人群仅来自上海市，研究结论在全国其他省市的外推存在一定局限，后续可扩大样本范围，以了解不同区域的医患偏好及共同决策现状；其次，受离散选择实验方法本身限制，本研究无法涵盖全部可能影响患者临床决策的属性，且本研究用于确定属性及其水平的咨询专家来自一家医院，后续研究中将继续征询更多具有代表性的专家意见；再次，离散选择实验设定的选择集为假想场景，所收集的偏好信息与临床场景中医患双方的实际选择是否一致，需更多研究进一步验证；最后，本研究的患者研究群体为肺癌患者，不同肿瘤的用药和疗效不同，可能影响医生与患者的期望与观点，可通过选择不同病种肿瘤患者进一步验证。在医患共同参与临床决策过程中，在医生与患者存在偏好差异时，如何取得医患双方决策偏好的总体一致性，弱化双方差异，如何保障医学技术在临床推广应用中的有效性、安全性，如何处理不同技术使用者的个人动机，进而选择最佳的治疗方案，有待临床及卫生管理研究者和实践者不断探索。