加拿大医生对于绩效考核的反应

王 丽

(安徽医科大学医院管理处 230032)

加拿大医生对于绩效考核的反应

王 丽

(安徽医科大学医院管理处 230032)

该研究通过在加拿大安大略省实施的一项自然试验，探讨绩效考核对界定初级卫生保健服务供给的影响，医生的反应是否随着年龄增长、病人的多少以及基线设定的水平不同而有所差异。研究使用管理性数据，包括安大略省所有人口，以及初级卫生保健医生能够提供的几乎所有服务；使用倍差法控制可能带来偏倚的可观测和不可观测指标的选择。我们采用一系列稳健性检查来控制安大略省初级卫生保健改革同期其他混杂因素的干扰。结果显示，绩效考核的影响是有限的，医生只是对于某些服务的经济刺激有所反应。结论是，对于使用绩效考核来提高卫生服务质量的改革需谨慎。

加拿大 绩效考核 初级卫生保健服务 反应

一、概述

在很多国家，绩效考核都是提升医疗服务质量的主要法宝。绩效考核的主要原则来自于委托代理和激励合约理论，但在卫生保健领域应用绩效考核仍存在争议，部分原因是由于证据的有效性，过去十年间所进行的一系列综述结果尚不具有一致性，质量有提升也有下降。

采用随机化设计的研究一般样本量较小(有的样本量少于100名医生)，包括多层面的干预，目的在于不会混淆其它质量管理工具的效果，并且仅仅关注较窄的卫生服务范围(如禁烟)，使得绩效考核的纯效果能够分离出来。在普遍引用的随机化研究中，有四项研究发现绩效考核对于提供癌症筛查、儿童免疫、乳房X光检查转诊、戒烟四种卫生服务的医生影响较小；两项研究发现儿童免疫覆盖面在文件上记录有所提升，但在实际供给上仅有微小变化；还有一例发现病人吸烟状况和戒烟服务在文件材料上是改善的，但在诊所调查发现吸烟者的退出率并无变化；最后，有两项研究发现了绩效考核的积极效果，一个是流感疫苗接种上，另一个是戒烟服务转诊率上。

观察性研究一般是对质量提升进行评价，英国和美国采用的较多。英国卫生服务体系质量评价框架(The UK National Health Service's Quality Outcome Framework)在2004年开展，代表了被广泛实施的最大规模的绩效考核方案。由于在全国范围进行，尽管被很多学者广泛的研究，但仅仅是实施前后的纵向比较。早期研究发现不同卫生服务的效果差别较大(如对哮喘和糖尿病有促进,但对冠心病就没有)；最初观察到在早期供给上有改善，但几年后就开始持平。Doran 等人在2011年发现2001-2007年间，激励性指标的质量有所提升，但同时损害了绩效考核范围之外的卫生服务活动。Serumaga 等人在2011年发现绩效考核对高血压的管理无效。总体来说，不同卫生服务绩效考核的效果是混合的，并且所观察到的即便对卫生服务提供具有正向引导作用的，绩效考核的效果也比较有限，并且通常和服务结果的提升无关。但最终，由于包括可信可控样本选择等研究问题，未能得出有力结论。

最近对美国的医生和医院绩效考核评价综述的结论是，不同研究、不同服务的绩效考核结果均有差异。医生绩效考核评价的两个最有力的研究介绍了加利福尼亚的PacifiCare Health Plan，一个比较大的HMO网络。2005年Rosenthal 等人发现，2002年引入的质量提升方案提高了宫颈癌的筛查率，但对于乳房X光检查、 血红蛋白A1c没有明显效果。Mullen 等人在2010年进行的一项规模较大的随访研究也发现了混合结果：对于宫颈癌的筛查率有积极作用，但对于乳房X光检查、 血红蛋白A1c、哮喘的药物治疗均没有效果。有些争论认为美国多方付费的保险机制导致结果偏倚，因为供方会弱化对于单个付费方绩效考核刺激的反应。研究也不能证明对于病人其他付费方的潜在溢出效应(积极或消极作用)。

本研究是在加拿大安大略省进行的一项自然试验，来观察绩效考核对定向初级卫生服务供给的影响。绩效考核项目本身和当前的制度环境都促使我们提出一系列挑战。绩效考核干预发现其对安大略省部分全科医生的刺激，参加绩效考核方案是并非自愿，传统按项目付费的卫生服务提供者不予入选，只有那些被定义为“初级卫生保健改革”服务的提供者才可入选。尽管这两种行为模式医生有差别，但倍差法分析控制了一些可观测到的医生和医疗行为特点，控制了不可观测变量的潜在选择，同时也考虑了治疗组和对照组之间趋势的差异。安大略省统一的、单一付费的公共保险制度，占据了所有医疗服务筹资的98%，保证应对刺激的效果不会被多方支付所影响，并使得能够关注所有的医疗卫生服务活动。

绩效考核财政支持的项目主要是以下五种预防服务：老年人流感疫苗接种、儿童免疫、宫颈刮片、乳房X光检查、结肠直肠癌筛查。我们研究回答两个基本问题：一是绩效考核有没有促进这些初级卫生服务项目的提供；二是不同医生、不同医疗行为特点绩效考核刺激效果是否具有多样化？我们发现绩效考核对于不同医生、以及其中的4项目标任务具有积极而适宜的效果，医生的反应随着其年龄、服务提供的基线水平、服务的提供量而变化。

二、安大略省绩效考核的背景

安大略省初级卫生保健部门历史上一直由单独执业或医生联合执业的医疗机构按项目付费提供。2000年起，开始引入一系列初级卫生保健改革项目来提升服务质量，主要如下：改变筹资模式，由按项目付费改变为按项目付费和按人头付费的混合付费制；把医生、护士和其他执业者整合成更具协作性、多学科的团队；提供绩效考核目标刺激服务供给增加。我们的分析集中在四种主导型的初级卫生保健模型：家庭卫生网络FHN、家庭卫生团队FHG、综合服务模型CCM、家庭卫生组织FHO。不像传统的按项目付费行为，所有的这四项初级卫生保健模型均提供给病人正式的纳入(对FHNs、CCMs、FHOs是必需的，对 FHGs则为可选)，提供综合性卫生服务，提供兼职照护。他们在细微处均有区别，比如按项目付费和按人头付费的筹资比例，团队大小的需求，对病人多少的限制。在1998年4月研究的初期阶段，安大略省约10 000名全科医生中仅有几百名医生提供传统的按项目付费医疗服务；2008年3月本研究结束的时候已经有超过一半的全科医生加入。

1.绩效考核的激励

安大略省2002年绩效考核方案是安大略省政府和安大略省医学会谈判的结果，对低于适宜水平的有效预防服务的供给率设立绩效考核奖金。绩效考核激励包括两个部分：联系支付和累积预防性服务奖金支付(见表1)。联系支付是指为目标人群提供事先约定范围内的初级卫生保健服务的供给者一次支付6.86美元。累积预防性服务奖金支付是对执业人群达到较高服务覆盖面时才给予的奖励。每项卫生服务的绩效考核支付在每年3月31号之前，依据入选医生的比例、在指定时期接受事先设定的初级卫生保健服务病人数目的基础上完成。所有模型的支付均建立在每个医生的工作绩效基础上，费用是直接支付给每个FHG,CCM,FHO执医行为的医生，但在FHN模型中依据的是执医活动。所有五项预防性服务均达到最高覆盖率的医生能够获得11 000美元的奖励。联系支付比较难于估计，因为病人服务人次数经常有变，有的病人多种支付都可以，有的病人一种也不符合。假定1 600名病人，每位病人都有一次预防性服务，那么一名全科医生一年可以从联系支付上挣取11 000美元的额外收入。联系支付和累积奖励一共占到2006-2007年安大略省所有全科医生总收入250 000美元的近10%。

表1 绩效考核经济激励的描述

2.入选的医生

绩效考核激励仅限于提供初级卫生保健活动的医生，传统的按项目付费的医生则不予入选。初级卫生保健活动的选择是自愿的，这潜在的引导了绩效考核治疗组人群活动的非随机性。其他的条件相同，我们希望初级卫生保健活动能够吸引更多年轻的全科医生参与，因为他们加入的成本要低于经验丰富的全科医生。初级卫生保健相对松散的执业模式一方面是由于其筹资一部分建立在按人头付费基础上，另一方面，初级卫生保健需要较少的医生团队，更多的是处于待命状态。由于初级卫生保健模型参与率会由于不同省份差异很大，对初级卫生保健的选择主要依赖于医生的执业地点。

更重要的是，大多数医生在绩效考核被引入之前就参与初级卫生保健活动，并不知道他们后来可能入选。因此，绩效考核并不能影响其选择。另外，绩效考核激励不能和加入初级卫生保健完全的混淆，使得在实际研究中，不能把绩效考核的效果从初级卫生保健活动的效果中区分开。

三、数据

1.数据来源

本研究使用了1998-2008年间安大略省卫生和长期护理部的官方数据，这一数据库列出了每一位安大略省全科医生提供的医疗行为；病人库列出了每位居民的基本特征，如年龄、性别等，可以描述每个病人的基本特征；供方数据能够看出每一位全科医生每一年的执医活动。把这些数据库连接起来能够观察到，安大略省每一位全科医生，每一年度对于服务人群的工作量，以及对所有病人提供服务的详细记录。

2.研究样本

分析单位是医生。分析集中在社区工作、能够提供一揽子综合初级卫生服务的全职全科医生。我们的样本人群要符合以下标准：研究从1998年4月到2008年3月执业的7 474名全科医生，排除下面的：1 304名兼职全科医生(年总收入低于30 000美元)，执医面窄(如仅仅提供咨询)的3 835名全科医生，95名初执业(研究开始前连续执业尚不足2年)的全科医生，19名临时代理人(未被纳入奖励的)，32名不包括在本研究中、全部按人头支付的全科医生，35名数次在按项目付费和初级卫生保健反复转换或其他不同初级卫生保健行为之间转换(非典型行为)的全科医生。仅留下2 154名全科医生。表2描述的是初级卫生保健模型，每一项绩效考核激励和构成，以及治疗组和比较组人群的相关数据。

表2 初级卫生保健模型引入时间，绩效考核激励及各类型样本量

3.变量说明

3.1 医生的反应

分析绩效考核对于覆盖率的影响需要我们在每年3月31号前统计每个全科医生的执业状况。传统按项目付费的医生没有病人的花名册，病人详细登记及相关信息被直接传送给卫生和长期护理部。我们使用Hutchison 等人在1997年以就诊模式为基础开发的一种有效方法来定义按项目付费医生的数量。参加初级卫生保健模式的医生能够提供花名册上(占大多数)和不在花名册上人的名单。因为绩效考核奖金的覆盖率只和花名册上的病人相关，因此在分析时，我们把初级卫生保健执业活动仅局限于花名册上的病人。但我们采用Hutchison等人的运算把初级卫生保健病人数定义为花名册和未在花名册之列的所有病人，并进行敏感性分析。

每项目标活动的因变量均由每年3月31日测算，被定义为在对应期间3月31日之前接受相关服务的全科医生服务人口比例。

3.2 自变量

我们构建了一个对照/比较哑变量，显示一名全科医生在研究期间是否受到绩效考核激励，前哑变量和后哑变量显示在绩效考核激励前还是后，当绩效考核激励对全科医生有效时，治疗哑变量取值为1。

研究包括了一系列代表病人特征、医生执业行为、医生服务人群。医生特点包括年龄、性别、执业年限，执业能力，一套工作负担变量(包括工作日、就诊病人数、每工作日的病人就诊次数)。执业特点包括：执医模式(按项目付费FHNFHGCCM和FHO)，病人数，执业地点，执业地点在城市/农村，应用平均年龄以及女性、婴儿和老年人所占比例来描述病人特点。

四、实证研究方法

我们尤其关注非随机选择进入初级卫生保健活动的全科医生，以及和绩效考核激励混杂一起的初级卫生保健特征。混杂的两个来源备受关注：区别于按项目付费的初级卫生保健模型其复杂性远远大于绩效考核刺激，行为类型和目的在同一项预防性服务的其他政策举措(如提高筛查)之间往往存在交互作用。

1.鉴别策略

1.1 减少选择偏倚的策略

年龄、性别、服务供给的模式、执医地点、病人数量这几个因素可能既会影响医生加入初级卫生保健活动，也会影响目标服务的供给。所有这些变量的纳入有助于减少选择偏倚。

为了处理非观察变量的选择偏倚，我们对医生个体固定效果使用了倍差法，一定程度上减少非观察变量选择偏倚，这些非观察变量决定了自我选择进入初级卫生保健的模型，也决定了结果是独特的。

为了在对照组和治疗组之间控制可能存在的不同时间趋势的差异，我们使用Bell 等人1999年开发的倍差法模型，这一模型考虑到对照组和比较组之间的不同趋势。

1.2 减少混杂的策略

为了控制绩效考核和初级卫生保健活动之间的潜在混杂作用，研究采用敏感性分析，限制了加入初级卫生保健模型的治疗组医生，要求必须在绩效考核被引入之前就已经参与初级卫生保健活动，这样就可以把其它初级卫生保健活动的特征效果区别出来。为了解决区别于对照组医生(按项目付费)和治疗组医生(混合支付)基础支付系统不同的问题，这一问题可能导致除绩效考核激励之外行为上的差异，研究使用了稳健性检查，限制了参与初级卫生保健活动的治疗组医生。

混杂的最后一个潜在来源是其他政策举措，可能会影响到病人其他目标服务利用。政策近年来对老年人流感疫苗、乳腺癌筛查、结肠直肠癌筛查保持较大关注。安大略省对于流感免疫接种项目从2000年以来一直加大投资，促进了流感发生率的降低；该省还通过安大略省乳腺癌筛查项目方案促进了乳房X线照片为基础的乳腺癌筛查，特殊门诊才能够提供；在2004年，安大略省启动了一项试点项目来鼓励结肠直肠癌筛查，2007年扩大了以人口为基础的结肠直肠癌筛查项目。这些项目并不仅仅限定于初级卫生保健活动的病人，而是面向所有安大略省所有居民。

2.经验说明

研究运用三种倍差法。

2.1 使用合并数据的简单倍差法

下面是合并线性面板数据模型：

(1)

这里的Yitj是指在t年度i医生对于服务j的覆盖率； Xit是一组医生和医疗行为的协变量； Tt是在治疗前期/后期的哑变量，如果是1，则是治疗后，否则等于0；Di是对照组和治疗组哑变量，如果全科医生i是在治疗组则哑变量等于1否则为0；Tt *Di是治疗组全科医生i在t时间加入绩效考核激励；θtj是一套年份哑变量，μitj是特殊术语。协变量δj能够观测到倍差法绩效考核激励的效果。为了解释一段时期因变量的系列相关性，我们使用聚类分析在个体医生水平上调整了标准误。在我们的案例中，当聚类数目较大时，这种调整在减轻倍差法误差问题上效果较好。

2.2 个体固定效果的倍差法

为了控制固定的可能影响初级卫生保健模型选择和目标服务供给的未被注意到的因素，我们使用下面固定效应的线性面板数据模型：

(2)

这里的φij表示未被注意到的个体医生固定效应。

2.3 微分趋势的倍差法

为了缓和平行趋势假设，我们使用微分趋势倍差法，假设如下：

(3)

这里的eitj是不可观测变量和干扰因素，mt是未被观察到的变化趋势，kpj和knj观察参与绩效考核的全科医生和未参与绩效考核的全科医生在结果变量上的趋势。

遵循2009年Wagstaff和Moreno-Serra的回归操作，推导出下一模型：

(4)

这可由包括线性时间趋势变量在内的固定效果模型固定效果的模型推测而出，线性趋势变量和治疗组/对照组哑变量相互起作用，即：

(5)

五、经验结果

1.样本的描述性统计

表3描述了干预前2003年3月31日基线的样本情况，分为比较组和激励组。在基线水平，激励组全科医生比比较组全科医生更为年轻，执业经验更少，更多的女性，一年工作的时间也更多，执业也更为密集，有更多的病人数量，在女性和婴儿病人群体上略多，更多的病人居住在城市，更具有同质性。

表3 干预(2003年3月31日)前对照组和激励组描述性统计分析

注：大都市影响圈共包括以下6种：1.CMA坐落在大都市中心区域；2.CA坐落在人口普查聚集区；还有四类包括：对附近大都市地区有着较强、中等、较弱或没有影响4种情况。考虑到较弱或没有影响的频数比较少就把这两种合并为弱影响；另：安大略省农村指数RIO是一个哑变量，当RIO≤45时取值为1，RIO取值在0-100间，值越大，农村化程度越高。

2.联系支付激励

因为联系支付的费用编码是在绩效考核时才引入，我们只能描述在绩效考核正式引入后采用记账方式描述。申请至少联系一名病人，安排提供一项预防性服务的入选医生比例的变化趋势表明：1)病人接受预防性服务的比例较低，除前几年老年人流感疫苗接种外，少于45%的医生提交过至少一项申请；2)没有显著的上升趋势，实际上，这一比例近年来在4-5项服务上持续下降，见表4。除老年人流感疫苗以外的每项服务，每名入选医生的年平均申请数少于20；即便是在研究期间，老年人流感疫苗也仅有1年超过100。这显示了入选医生对于联系支付激励的反应较小。

表4 入选医生提交1次及以上联系激励支付申请的比例

3.累积预防性服务奖励

表5给出了绩效考核激励对全样本五种累积预防性服务奖励效果的估测。栏(a)列出了2003年时每项目标服务的平均基线水平。栏(b)、(c)和(d)分别提供了绩效考核边际效果的倍差法估计，接受各项服务病人的比例，以最小二乘法为基础的模型；个体固定效果模型，微分趋势模型。应用最小二乘法估计面板数据模型，说明奖金支付增加了宫颈刮片和结肠直肠癌筛查的提供，分别增加了3.1%和9.5%，但是对于老年人流感疫苗接种、儿童免疫、乳房X光检查没有统计学差异。绩效考核被认为对老年人流感疫苗接种、宫颈刮片、乳房X光检查、结肠直肠癌筛查具有统计学意义，对儿童免疫无统计学意义。老年人流感疫苗接种、宫颈刮片、乳房X光检查、结肠直肠癌筛查绝对依从性的增长分别是2.8%，4.1%，1.8%和8.5%，在基准水平上分别提升了大约5.1%、7.0%、2.8%和57%。

表5 预防性服务奖励、估计的边际效果、倍差法模型的主要结果

注：***表示显著性水平设定为0.01。

统计学检验发现有没有参加绩效考核，对于全科医生提供儿童免疫和宫颈刮片没有差异。建立在微分趋势模型上的预测和个体特定效果模型结果相对一致，认为对于宫颈刮片、结肠直肠癌筛查以及老年流感疫苗接种服务，绩效考核有显著性影响。

应用固定效果模型进行的敏感性分析对于对统计学显著性或估计值的广度均没有没有明显效果：(a)把治疗组仅局限于绩效考核激励变得可选之前就参与初级卫生保健活动的全科医生，目的在于消除绩效考核和初级卫生保健其它特点之间潜在的混杂；(b)限制治疗组为参加初级卫生保健活动的全科医生，并且主要是按项目付费提供初级卫生保健活动，以保证支付类型相似；(c)既包括在花名册内的也包括不在花名册内的病人，只要其接受治疗组医生所定义的预防服务，使其类同于按项目付费医生所定义的预防服务；(d) 排除了过渡年份，在过渡年份里，每名治疗组的全科医生对于绩效考核激励都是可以选择的，可能这些年度会有更多的干扰。

4.用医生和执医行为特点验证异质性反应

对医生年龄进行分组分析后显示，对于宫颈刮片、乳房X光检查、结肠直肠癌筛查有明显的年龄坡度，年轻医生对于绩效考核奖金的反应明显大于年老医生，但对于老年人流感疫苗接种和儿童免疫不存在年龄坡度。2003年对病人数量按多少分组分析，对于流感疫苗、乳房X光检查、结肠直肠癌筛查均有弱正相关。最后，以2003年医生服务供给率为基线进行分组分析发现，无论是最低基线水平供给率(流感疫苗接种和乳房X光检查)，还是中低水平供给率(结肠直肠癌筛查)，医生供给率的提升都较为明显。这一结果和之前的假设(基线水平设置会影响绩效考核激励对于基线水平低的医生提供服务的积极性)不一致。

六、讨论和结论

研究表明，安大略省绩效考核激励对于宫颈刮片、乳房X光检查、老年人流感疫苗接种以及结肠直肠癌筛查，仅仅带来了有限服务量的增长，但没有提高儿童免疫服务量。通过用于控制可观测和不可观测变量的一系列倍差法模型，以及通过调整样本量和关键变量进行一系列敏感性分析来减少可能的混杂效果以及其他潜在的偏倚来源。医生年龄和服务供给的基线水平的变化对于绩效考核的影响基本符合预期。研究结果代表了对治疗组医生激励反应的平均效果，但不能代表按项目付费的非治疗组医生的反应，也不能代表其它初级卫生保健活动中的医生反应，本研究中明确界定的初级卫生保健服务和其他初级卫生保健活动有着极其重要的区别。

总体来说，研究结果和当前的相关研究相一致，认为目标绩效考核激励对医生只能产生混合、有限的激励效果。研究分析了四个可能导致研究结果弱反应的原因，一个是需方因素，三个是供方因素。在需方，病人对这些服务需求比较低，尽管医生努力提高目标服务的覆盖率，但病人拒绝获得这些服务的机会。我们不能否认这点，但同时还有两个因素需要考虑：首先，我们分析中的联系支付激励显示了医生并非积极主动的去联系病人，并邀请他们参与界定的初级卫生保健活动，以获得目标预防性服务；其次，在安大略省所有的医疗服务均免费，所以费用对病人来说根本不是障碍。

对于供方来说，激励的程度相对较小。前面提到过，如果5项服务中的每项服务达到最高水平覆盖率，联系支付的医生就能额外获得略低于安大略省医生平均执业收入的10%。

这看起来属于国际上中、低水平，低于英国绩效考核奖励，也低于美国的一些绩效考核激励计划。这些预防性卫生服务的供给不具有价格弹性。如果增加这些预防性服务的供给，要么增加经济成本(如新设备费用)，要么增加非货币型支出(如果这些服务均在典型社区全科医生能够提供的服务范畴内)。这么多的因素可能不会抑制激励反应。一般来说，激励费用变化的争议主要是随着不同服务类型刺激的程度差异而变化。政策的一个关键挑战是较大幅度增加奖金会大增提升成本，尤其会给那些本就执行很好的医疗单位带来大笔收入。如果想促使激励产生增量反应，将势必会产生增量成本。

第二个供方因素是医生收入的总体水平。几乎所有从按项目付费改变为初级卫生保健活动的医生都经历了收入的增加，而工作并没有改变他们服务供给的内容。如果医生被目标收入所驱动，那么来源于非绩效考核的高收入可能会实现多数医生收入增加的愿望，淡化他们对于绩效考核激励反应的动机。

最后，这些预防性服务绩效考核激励仅仅是初级卫生保健模型相关一揽子支付(还包括如对花名册病人的支付，指定慢性病的管理费用)中的一部分。对于初级卫生保健模型中一个典型全科医生，绩效考核激励和当他们进行传统按项目付费的执医活动时所获得一整套指定的费用包相比可能根本不算什么。果真如此，对于拓宽使用绩效考核激励的范围来提升服务质量就较有意义。同时对于更大范围卫生服务给予类似的激励，绩效考核对于医生的激励可能会更少。

和其他相关研究相结合，我们认为，使用绩效考核的方法来提升服务质量效果甚微。除了调查和绩效考核相关的更多卫生服务潜在的效果外，未来关于绩效考核的研究还应该调查至今为止文献上尚未研究的两个方面：一个是为什么医生对绩效考核激励有反应，或没有反应；二是研究绩效考核方案可选设计的影响，来确定哪种特征可能会引起相对较大的反应。只有对这些问题很好的理解后，我们才能够设计好提升服务质量的以激励为基础的政策。

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王丽，女，博士，副教授，研究方向：卫生政策与管理，E-mail：810748537@qq.com

10.3969/j.issn.1001-1137.2015.03.003

1001-1137(2015)03-0108-08

2015-05-20][本文编辑：朱吉鸽]