沈世勇,李 陈,谢亲卿,段梦琪,胡 婵

上海工程技术大学管理学院，上海，201620

“体医结合”源于西方“运动是良医”(exercise is medicine, EIM)的理念，是指通过促进体育系统与医疗系统融合发展, 搭建运动专家与医疗卫生人员的合作关系, 为患者提供体质健康评估、体力活动计划与运动处方制定的一项服务模式[1]。《“健康中国2030”规划纲要》明确提出要推动形成体医结合的疾病管理与健康服务模式。当前“体医结合”模式运行不佳，不仅因为体育机构与医疗机构分别隶属于体育局与卫生健康委管辖，各自独立运行，导致居民体育资源需求与医疗资源需求衔接不畅，而且因为专业人才队伍不足导致缺乏科学、规范、有效的“体医结合”健康促进服务与指导，更与居民健康意识不到位、“体医结合”知晓率不高等因素息息相关。居民对“体医结合”满意度的评价，直接影响着“体医结合”模式的实施效果，对此当前研究却鲜有涉猎。实际上，社区居民对“体医结合”的认知倾向与行为特征，不仅影响着居民满意度及其评价，更是“体医结合”制度实施的目标和归属。一方面，满意度受使能资源影响，相关研究显示，患者满意度与医疗资源[2]、公共体育设施[3]等要素相关；另一方面，倾向特征也会影响满意度，居民对体育锻炼指导和初级保健的认识，促进了自我价值感和幸福感的增加[4]。本研究旨在分析上海市居民“体医结合”满意度，探索倾向特征、使能资源之间的关系，从而发现问题，推动形成“体医结合”的疾病管理与健康服务模式，为提升政府治理效能提供参考。

1 资料来源与方法

1.1 研究对象

自2017年3月上海市发布《“健康上海2030”规划纲要》以来， 上海市各区积极开展“体医结合”相关活动，如嘉定区“运动健康平台”、宝山区“体医结合——科学健身好伙伴”交流会、黄浦区“公益性运动干预”、青浦区“健康小屋运作模式”、松江区“糖尿病运动干预”、浦东区 “体疗驿站”，以及杨浦区、虹口区、普陀区、闵行区建成的 “体医融合”中心等。由于上海市人口数量较多，调查对象内部差异较大，为了降低抽样误差，本研究采用分层随机抽样方法。于2020年7-8月课题组成员以上海市行政区类型作为分层依据，根据距离行政中心地理区位远近，选取黄浦区、杨浦区、虹口区、普陀区、浦东新区(外环内的小区)等5个中心城区，及宝山区、松江区、闵行区、青浦区、嘉定区等5个郊区；根据距离各区域行政中心地理位置远近，各抽取1个社区(街道)，每个社区随机发放38份问卷。纳入标准：年龄大于18岁,愿意配合本次调查。排除标准：认知功能障碍患者，不愿配合调查者。共抽取760名社区居民进行问卷调查，回收有效问卷757份，有效回收率99.6%。其中郊区435名(57.5%)，中心城区322名(42.5%)。

1.2 研究方法

参考安德森卫生服务利用行为模型(Andersen's behavioral model of health services use)的三维度测量量表，即“倾向特征”“使能资源”和“需求”[5]。该模型进行过多次修正，增加了“服务满意度”作为医疗结果变量，扩大了安德森医疗服务利用模型的使用范围[6]。

1.2.1 “体医结合”使能资源量表。参考安德森编制的使能资源量表[6]，包括体医资源状况(社区是否具有体育导员、是否签约家庭医生、是否有健康驿站、是否有益智健身苑点)，资源利用状况(是否接受过体育指导员服务、锻炼时是否咨询家庭医生建议、生病时是否接受过体育锻炼建议)，利用资源的行为(是否按照建议执行锻炼方案)3个维度，共8个条目。2点计分，0代表没有接受过、1代表接受过，总分越高表明居民“体医结合”使能资源越高。本研究中该量表Cronbach's alpha为0.765 ，公因子方差基本大于0.70，信效度较好。

1.2.2 “体医结合”倾向特征量表。参考张玲玲等编制的医联体认知量表[7]，包括体医制度知晓程度(是否知晓家庭医生制度、是否知晓体育指导员制度)，服务赞同程度(家庭医生应该提供运动指导、体育指导员应该具备疾病预防和康复知识)，体医融合认同度(体育与医疗机构融合发展赞同程度)3个维度，共5个条目。采取Likert 5级评分量表(1=完全不了解，5=非常了解)，总分越高表明对“体医结合”的个人倾向特征越高。本研究中该量表Cronbach's alpha为0.935，公因子方差大于0.80，信效度较好。

1.2.3 “体医结合”满意度量表。参考Fortin编制的医疗服务满意度量表[8]和沈世勇等编制的家庭医生服务满意度量表[9]。包括体医设施的满意度(社区体育设施满意度、社区医疗服务设施满意度)，体医服务的满意度(体育指导员服务满意度、家庭医生团队服务满意度)，“体医结合”结果满意度(生病时是否能够及时了解运动建议、健康运动组织或协会提供的服务项目内容是否满意)3个维度，共6个条目。采用Likert 5级评分量表(1=非常不满意，5=非常满意)，总分越高表明“体医结合”满意度越高。本研究中该量表Cronbach's alpha为0.948，公因子方差大于0.80，信效度较好。

1.2.4 居民健康状态。采用中国综合社会调查(Chinese general social survey, CGSS)题项中的健康自评，即“您觉得您目前身体健康状况如何”。采用Likert 5级评分量表(1=非常不满意，5=非常满意)，总分越高表明健康状态越好。

1.3 共同方法偏差检验

研究采用Harman单因素法检验是否存在共同偏差，对问卷中所有题项进行未经旋转的主成分分析，共提取20个特征大于1的公因子，其中第一个公因子的方差解释率为37.44%，低于40%的临界标准，结果表明本研究共同方法偏差不严重。

1.4 统计学方法

采用SPSS 27.0进行描述性统计、t检验和相关性分析。采用Process插件进行中介效应及条件过程分析(conditional process analysis)或有调节的中介效应分析[10]，并使用靴襻法对效应进行检验，选择95%的置信区间，靴襻法的样本量为5000次，检验水准α=0.05。

2 结果

2.1 调查对象基本情况

共调查757人, 郊区435人(57.5%)，城区322人(42.5%)；男性360人(47.6%)；女性397人(52.4%)；年龄<40岁的有457人(60.4%)，40岁及以上的有300人(39.6%)。见表1。

表1 调查对象基本情况(n,%)

2.2 居民“体医结合”满意度分析

以居民“体医结合”满意度得分>20分为满意界限，上海市居民“体医结合”整体满意率为48.3%，其中郊区235人(31.0%)，城区131人(17.3%)，两者之比为1.79∶1。757名受访居民中，独立样本t检验发现，居民健康自评得分高低对“体医结合”满意度存在显著影响(t=6.916,P<0.001),健康自评得分高的满意度得分为(38.40±0.78)，健康自评得分低的满意度得分为(24.19±1.81)。

2.3 使能资源、倾向特征和满意度的相关分析

使能资源、倾向特征和满意度的平均得分分别为6.83、16.82、18.76。使能资源与倾向特征、满意度两两正相关，健康自评与倾向特征、满意度显著正相关。见表2。

表2 变量的均数、标准差和相关分析结果

2.4 使能资源与满意度的中介效应分析

运用Hayes编制的SPSS 27.0内Process程序中的Model 4(简单中介模型)，在控制健康因素的情况下，对使能资源与满意度之间的中介效应进行检验。结果表明，倾向特征在使能资源与满意度之间起部分中介作用，中介效应为0.82，占总效应的39%。运用Process插件中的Model 14(Model 14假设中介模型的后半部分路径受到调节，与本研究的理论模型一致[11])，结果表明，将健康自评放入模型后，倾向特征与健康自评的乘积项对满意度的预测作用显著(β=0.074，t=5.821,P<0.001),95%CI为(0.049,0.098)，表明健康自评能够调节个人倾向特征对满意度的预测作用。进行简单斜率检验，结果发现，随着倾向特征的提升，不同健康状况居民的满意度也随之显著增加。并且在同等倾向特征水平上，健康状况好的居民满意度(β=0.878，t=21.686,P<0.001)的上升幅度比健康状况差的居民满意度(β=0.578，t=12.424,P<0.001)更高。见表3。

表3 使能资源与满意度的关系：中介效应及有调节的中介效应检验

3 讨论

3.1 居民对“体医结合”的整体满意度不高

本研究发现在“体医结合”的背景下，上海市居民“体医结合”整体满意率为48.3%，换算成百分制平均得分为63.4分。从满意度题项中可以看出，居民对于“体医结合”的满意度还不是很高、对于社区体育的满意度低于社区医疗、对于体医服务满意度低于设施满意度。一方面，几轮医药卫生体制改革壮大了基层医疗设施和人员，提升了社区居民的获得感；另一方面，对于单纯的社区体育和社区医疗而言，社区“体医结合”还存在资源优化、制度整合的问题。意味着需要进一步整合体医资源，加强部门协作，建立体医部门协同治理核心机制[6]。健康自评得分较高的居民对“体医结合”的评价较高，说明体育与医疗需求是人民健康需求的引致需求，而健康状态的好坏直接推动了“体医结合”需求，健康状态差的居民对“体医结合”的设施、服务、制度有着更多的期望，给满意度的提升产生了压力，提示随着老龄化的来临，社会压力的增大，越来越多的人处于亚健康或者不健康状态，需要引起政府更多关注。

3.2 使能资源与满意度之间呈显著正相关

本研究发现，使能资源与满意度呈显著正相关，并能显著预测居民对“体医结合”的满意度。38.0%的居民生病时接受过体育锻炼建议，和欧洲的一项研究结论基本相同，欧洲大约有2/3的患者没有接受过医生关于运动处方的建议[12]。生病时，只有31.0%的居民咨询过家庭医生，可以看出“体医结合”的理念还没有深入社区居民。尽管体育锻炼可以提高居民尤其是老年人的生命质量[13]，但我国 “体医结合”还处于初级探索阶段，几乎不能满足辖区居民真正的科学体育锻炼和促进居民健康的需要[14]。需要完善“体医结合”的体制机制，宣传和推广“体医结合”的健康服务新理念。一方面要提升“体医结合”的满意度，需要提供足够多的体医资源以供社区居民使用，让居民接受到体医设施、体育指导员、家庭医生等服务；另一方面，还需要提高居民在体医设施、服务、制度整合上的看法，真正了解居民的社区体育与医疗需求，避免社区体医设施和服务资源的浪费和错配发生。

3.3 倾向特征在使能资源与满意度之间起中介作用

研究发现，使能资源通过倾向特征对满意度产生影响。倾向特征明显高的居民满意度更容易受到使能资源的影响。从家庭医生和体育指导员的认知程度来看，有87.3%的居民选择并没有签约过家庭医生服务。表明社区体育指导员的配备还不充分，家庭医生功能的发挥受到一定的限制。“体医结合”是政府提供的公共产品，满意度的评价遵循着一般产品或服务市场的规律，政府提供的这种制度创新感知对客户满意度具有显著影响。一方面，政府需要推动形成“体医结合”的慢性疾病管理和健康服务模式，完善社区体育指导员队伍建设，加强体育知识的宣传推广，提升参与意识；另一方面，要加强对社区体育指导员的培训，使其具备预防、康复知识；同时，加速对于家庭医生团队的建设和整合，完善家庭医生团队的人才培养模式，使其能够具备提供运动指导的能力，进而推动体育与医疗机构的融合发展。

3.4 使能资源对满意度的间接作用与居民健康呈正相关

本研究进一步发现，健康自评调节了使能资源-倾向特征-满意度的后半程路径。虽然使能资源是通过倾向特征对“体医结合”满意度产生作用，但这一间接作用呈现出显著的健康差异。具体而言，健康状态低的居民因倾向特征的影响所表现出的“体医结合”满意度比健康状态高的居民要低。可能是因为健康状态高的居民更有机会参与到体育活动中，对体医设施的需求更为强烈。一旦对体医设施、服务、制度更加知晓，则健康状态高的居民更具备使用这些设施、服务的能力和意愿。体医设施、服务对于预防疾病发生，维持良好的健康状态显得尤为重要。因此，在完善体医设施和服务上，需要区分不同健康状态群体的特点，根据其活动半径和运动能力，提供便捷的体医设施、开展针对性的体医服务。增加社区嵌入式的体育与医疗设施，推进家庭医生市场化服务，开拓家庭医生团队的服务内容和范围，提升居民满意度和获得感。