Полный текст

Введение Адекватное планирование необходимых объемов медицинской помощи является одним из необходимых условий повышения эффективности использования ресурсов здравоохранения [1-3]. Особую значимость имеет перспективное комплексное и стратегическое планирование. В последние десятилетия были сделаны попытки перехода от планирования ресурсных показателей (число коек, число врачей, количество медицинских организаций) к планированию результативных показателей (число койко-дней, число посещений и обращений, число вызовов скорой помощи) [4-6]. Однако и сегодня в Российской Федерации преобладает сметно-бюджетное распределение средств в медицинские организации с привязкой к объемным показателям (число коек, мощность амбулаторных подразделений), что приводит к неэффективному расходованию ресурсов, наращиванию объемов медицинской помощи и незаинтересованности руководителей здравоохранения в расширении профилактики и применении ресурсосберегающих технологий [7-9]. Несмотря на большой опыт планирования всех компонентов деятельности системы здравоохранения, начиная от фельдшерско-акушерского пункта до крупнейших научных центров, существующая в Российской Федерации нормативно рекомендованная система планирования в здравоохранении, закрепленная алгоритмами разработки территориальных Программ государственных гарантий, полностью игнорирует динамические процессы (изменение возрастно-половой структуры населения, уровня заболеваемости, распространенности факторов риска) [10-12]. При данном подходе совпадение величины потребности и определенных при планировании показателей может быть достигнуто далеко не всегда, а в реальности соответствия планируемых показателей и реального уровня потребности не наблюдается никогда [13, 14]. При большом интересе исследователей к проблеме планирования медицинской помощи совершенствование подходов к планированию как резерв повышения качества и эффективности медицинского обеспечения, совершенствование методов планирования являются актуальными задачами общественного здоровья. Цель исследования - разработать алгоритм планирования потребности в медицинской помощи, оказываемой в амбулаторных условиях, населения старших возрастных групп на основе методов математического моделирования. Материалы и методы В качестве источника информации использовали данные о случаях оказания медицинской помощи населению возрастных групп 60 лет и старше (база данных обращений Территориального фонда обязательного медицинского страхования - ТФОМС - Московской области за 2018-2019 гг.). Анализ возрастной динамики потребности в медицинской помощи, оказываемой в амбулаторных условиях, проводился отдельно в отношении посещений и отдельно в отношении обращений. Понятия «посещение» и «обращение» определялись в соответствии с положениями постановления Правительства Российской Федерации от 8 декабря 2017 г. № 1492 «О Программе государственных гарантий бесплатного оказания гражданам медицинской помощи на 2018 год и на плановый период 2019 и 2020 годов». Изучалась вероятность обращения в каждом одногодичном возрастном интервале начиная с возраста 60 лет. В связи с малочисленностью возрастных групп мужчин и женщин старше 100 лет была сформирована одна открытая возрастная группа: 100 и более лет. Следовательно, при построении динамической кривой использовали 41 точку. Расчет производился на 1 тыс. населения соответствующего возраста и пола. Анализ возрастной динамики потребности проводили с использованием классических методов построения динамических рядов. При моделировании данные сглаживались методом скользящей средней с учетом двух соседних точек. В процессе анализа вычислялись базовые показатели динамического ряда: абсолютный прирост, относительный прирост, показатель наглядности и темп прироста показателя. Принцип построения математических моделей базировался на функциональном подходе с использованием алгебраических функций методом наименьших квадратов (регрессионный анализ). На первом шаге регрессионного анализа полученные данные целесообразно моделировать с использованием линейной функции и оценки качества моделей с использованием критерия R2 (коэффициент аппроксимации). При получении данных о неадекватности линейной модели, т. е. ее неспособности качественно отразить наблюдаемую динамику, использовался второй шаг путем добавления в модель нелинейных членов с целью уточнения характера взаимодействия между предикторными переменными. Самым удобным способом оценивания параметров полученной регрессии является нелинейное оценивание как обобщение множественной регрессии и дисперсионного анализа с учетом того, что в методе множественной регрессии (и в дисперсионном анализе) предполагается, что зависимость отклика от предикторных переменных линейна. Нелинейное оценивание позволяет задать практически любой тип непрерывной или разрывной регрессионной модели, например пробит и логит модели, модель экспоненциального роста и полиномиальной регрессии как наиболее распространенной «нелинейной» модели. Окончательный выбор математической модели делался в пользу математической функции, имеющей наибольшую величину коэффициента аппроксимации. В результате такого подхода получали систему уравнений, линейных и нелинейных, в каждом из которых выражали зависимость объема медицинской помощи от предикторных переменных. В данном случае в качестве предикторных переменных выступали возраст и пол. Степень влияния исследуемой переменной «возраст» оценивали посредством вычисления остаточной дисперсии как суммы квадратов отклонений теоретического значения объема потребности в медицинской помощи от реально наблюдаемого. Формула для вычисления остаточной дисперсии: ps202206.4htm00029.jpg, где ε - квадрат разницы между реальным значением потребности (зависимая переменная) и теоретически вычисленным с использованием уравнения регрессии. Значение сигмального отклонения вычисляли как квадратный корень из дисперсии: ps202206.4htm00031.jpg. Степень влияния возраста на зависимую переменную (величину потребности в медицинской помощи) определяли как эмпирическое корреляционное отношение по формуле: Корреляционное отношение = ps202206.4htm00033.jpg. При величине корреляционного отношения более 0,9 изменения величины потребности в медицинской помощи практически полностью определялись возрастом пациента. Разница между единицей и значением корреляционного отношения расценивалась как доля влияния на величину потребности в медицинской помощи других факторов. Результаты исследования Всего было рассчитано три показателя, которые характеризовали потребность в медицинской помощи, оказываемой в амбулаторных условиях (посещения, обращения, длительность амбулаторного лечения). Для исключения избыточности информации были построены две корреляционные матрицы отдельно в отношении мужчин и отдельно в отношении женщин, где каждый элемент матрицы представлял собой коэффициент парной корреляции каждого показателя потребности с каждым. Анализ построенной матрицы показал, что показатель «Количество посещений в медицинские организации, оказывающие медицинскую помощь в амбулаторных условиях» и показатель «Количество обращений в медицинские организации, оказывающие медицинскую помощь в амбулаторных условиях» у мужчин находятся в тесной корреляционной зависимости (r=0,78±0,1, отличие от нуля значимо). В отношении женщин зависимость приближалась к функциональной (r=0,99±0,01, отличие от нуля значимо). Зависимость между показателем «Количество посещений в медицинские организации, оказывающие медицинскую помощь в амбулаторных условиях» и показателем «Длительность амбулаторного лечения» характеризовалась значением коэффициента корреляции 0,77±0,1 (отличие от нуля значимо), а зависимость между показателем «Количество обращений в медицинские организации, оказывающие медицинскую помощь в амбулаторных условиях» и показателем «Длительность амбулаторного лечения» характеризовалась значением коэффициента корреляции 0,99±0,02 (отличие от нуля значимо), что свидетельствует о дублировании информации. В отношении женщин зависимость между показателями «Количество посещений в медицинские организации, оказывающие медицинскую помощь в амбулаторных условиях» и «Количество обращений в медицинские организации, оказывающие медицинскую помощь в амбулаторных условиях» была практически функциональной (r=0,99±0,01, отличие от нуля значимо). Зависимость между показателем «Количество посещений в медицинские организации, оказывающие медицинскую помощь в амбулаторных условиях» и показателем «Длительность амбулаторного лечения» характеризовалась значением коэффициента корреляции 0,98±0,03 (отличие от нуля значимо), что также делает нецелесообразным учитывать эти признаки как независимые. Зависимость между показателем «Количество обращений в медицинские организации, оказывающие медицинскую помощь в амбулаторных условиях» и показателем «Длительность амбулаторного лечения» характеризовалась значением коэффициента корреляции 0,99±0,02 (отличие от нуля значимо). В связи с полученной информацией при анализе возрастной динамики потребности целесообразно не учитывать показатель «Количество обращений в медицинские организации, оказывающие медицинскую помощь в амбулаторных условиях» и оставить только два, несмотря на их достаточно сильную корреляционную зависимость. Один из показателей будет характеризовать интенсивность посещений, а другой - длительность лечения в амбулаторных условиях (табл. 1). На рис. 1 представлена возрастная динамика частоты посещений у мужчин. Из приведенных данных следует, что минимальный уровень востребованных объемов медицинской помощи, оказываемой в амбулаторных условиях, у мужчин старших возрастных групп наблюдается в возрасте 100 лет и старше (282 посещения на 1 тыс. мужчин соответствующего возраста). Максимальный уровень потребности наблюдается в возрасте 76 лет - 8940 посещений на 1 тыс. мужчин соответствующего возраста. В возрасте 60 лет уровень востребованных объемов значительно меньше. Это определяет характер кривой, которая возрастает на участке 60-76 лет, а затем ее значения снижаются. Других экстремумов на исследуемом возрастном интервале обнаружено не было. Наиболее качественно такая кривая описывается полиномиальной функцией. При показателе степени 2 значение коэффициента аппроксимации - 0,919. Увеличение значения показателя степени не приводит к значимому повышению коэффициента аппроксимации (при степени 3 - 0,919; при степени 4 - 0,925), что позволяет не усложнять моделирующую функцию и рассматривать параболу второго порядка с отрицательным первым коэффициентом как достаточно адекватную модель возрастной динамики потребности в медицинской помощи, оказываемой в амбулаторных условиях, выраженной в количестве посещений. Общее значение прироста на восходящей части - 60,6%. Среднее значение темпа прироста на восходящей части составляет 3,8% ежегодного прироста. Величина падения интенсивности посещений более выражена и составляет 83,9% за весь период падения, что составляет 3,4% уменьшения уровня потребности ежегодно (средние значения, рассчитанные по сглаженным показателям). Минимум второго показателя, отобранного для характеристики востребованных объемов медицинской помощи (число дней амбулаторного лечения), оказываемой в амбулаторных условиях, у мужчин старших возрастных групп также наблюдался в возрасте 100 лет и более - 1038 дней амбулаторного лечения на 1 тыс. мужчин соответствующего возраста. В возрастной группе 99 лет величина востребованных объемов медицинской помощи составила 7620 дней амбулаторного лечения на 1 тыс. мужчин соответствующего возраста, что более чем в 7 раз выше. Если исключить возрастную группу 100 лет и старше, то минимум потребления медицинской помощи, оказываемой в амбулаторных условиях, наблюдается в возрастной группе 98 лет - 5871 день амбулаторного лечения на 1 тыс. мужчин соответствующего возраста. Максимальный уровень потребности наблюдается в возрасте 76 лет - 27 214 дней амбулаторного лечения на 1 тыс. мужчин соответствующего возраста. Начиная с возрастной группы 60 лет уровень потребности возрастает при увеличении возраста на участке 60-76 лет, а затем ее значения снижаются. Наблюдаемые данные полностью повторяют динамику востребованных объемов, выраженную в посещениях (рис. 2). Как и в предыдущем случае (при анализе возрастной динамики объема медицинской помощи, оказываемой в амбулаторных условиях, выраженной в количестве посещений), наиболее качественно такая кривая описывается полиномиальной функцией. Увеличение значения показателя степени не приводит к значимому повышению коэффициента аппроксимации, поэтому целесообразно использовать параболу второго порядка с отрицательным первым коэффициентом как достаточно адекватную модель возрастной динамики потребности в медицинской помощи, оказываемой в амбулаторных условиях, выраженной в днях амбулаторного лечения. Общее значение прироста на восходящей части кривой составило 65%. Среднее значение темпа прироста на восходящей части - 4,06% ежегодного прироста, что соответствует ранее полученным данным. Величина падения интенсивности посещений более выражена и составила 81,7% за весь период падения, что демонстрирует 3,3% уменьшения уровня потребности ежегодно (средние значения, рассчитанные по сглаженным показателям). Модель возрастной динамики частоты амбулаторных посещений у мужчин старших возрастных групп более чем на 90% описывает существующие колебания с использованием не сглаженных данных (табл. 2). Такая же точность характеристик наблюдается и при моделировании возрастной динамики длительности амбулаторного лечения. На рис. 3 представлена возрастная динамика частоты посещений у женщин. Минимальный уровень востребованных объемов медицинской помощи, оказываемой в амбулаторных условиях, у женщин наблюдается в возрасте 100 лет и старше (1283 посещения на 1 тыс. женщин соответствующего возраста). Указанный уровень востребованности отличается от уровня, наблюдаемого в более молодых возрастных группах. Так, в возрастной группе 90-99 лет уровень востребованных объемов составляет 1800-3600 посещений на 1 тыс. женщин соответствующего возраста. Максимальный уровень потребности наблюдается в возрасте 76 лет - 11 039 посещений на 1 тыс. женщин соответствующего возраста. Так как в возрасте 60 лет уровень востребованных объемов значительно меньше, то выделяются два участка кривой, описывающей наблюдаемую динамику. Первый участок характеризуется повышением уровня востребованных объемов (60-76 лет), а второй - снижением уровня востребованных объемов (77-100+ лет). Исключая локальные максимумы и минимумы, других экстремумов на исследуемом возрастном интервале обнаружено не было. Наиболее качественно такая кривая описывается полиномиальной функцией. При показателе степени 2 значение коэффициента аппроксимации составляет 0,867. Увеличение значения показателя степени на единицу приводит к повышению коэффициента аппроксимации (при степени 3 - 0,931; при степени 4 - 0,936). Учитывая полученные данные, целесообразно использовать моделирующую функцию с показателем степени 3 при первом коэффициенте как адекватную модель возрастной динамики потребности женщин в медицинской помощи, оказываемой в амбулаторных условиях, выраженную в количестве посещений. Общее значение прироста на восходящей части - 62,9%. Среднее значение темпа прироста на восходящей части составляет 3,7% ежегодного прироста. Величина падения интенсивности посещений более выражена и составляет 88,4% за весь период падения, что составляет 3,7% уменьшения уровня потребности ежегодно. По сглаженным показателям средний темп ежегодного прироста составляет 2%, а темп падения - 2,9%. Большая разница между реальными и сглаженными показателями объясняется выраженными колебаниями объемов востребованной медицинской помощи по одногодичным возрастным интервалам. На рис. 4 представлена возрастная динамика у женщин востребованных объемов медицинской помощи, оказываемой в амбулаторных условиях, выраженная в днях амбулаторного лечения. Как и при анализе возрастной динамики посещений, полученная кривая имеет восходящую и нисходящую части. Максимум объема наблюдается в возрасте 76 лет - 34 274 дня лечения в амбулаторных условиях. Исходя из характера кривой, минимумов два: первый - в возрасте 61 года (19 959 дней), а второй - в возрастной группе 100 лет и старше (2669 дней лечения в амбулаторных условиях на 1 тыс. женщин соответствующего возраста). Других экстремумов функции на исследуемом возрастном интервале выявлено не было. Наиболее качественно полученная кривая описывается полиномиальной функцией. Как и в случае анализа возрастной динамики амбулаторных посещений, увеличение значения показателя степени приводит к повышению коэффициента аппроксимации. Если использовать показатель степени 2, то значение коэффициента аппроксимации составит 0,899, при значении показателя степени 3 - 0,962, при показателе 4 - 0,965. Следовательно, наиболее целесообразно использовать показатель 3. В результате моделирующая функция приобретает вид кубической функции с положительным первым коэффициентом. Общее значение прироста на восходящей части кривой составило 58,5%. Среднее значение темпа прироста на восходящей части составляет 3,4% ежегодного прироста, что соответствует ранее полученным данным. Величина падения интенсивности посещений более выражена и составляет 92,2% за весь период падения, что составляет 3,8% уменьшения уровня потребности ежегодно. По сглаженным показателям средний темп ежегодного прироста составляет 2,6%, а темп падения - 3,4%. Большая разница между реальными и сглаженными показателями объясняется выраженными колебаниями объемов востребованной медицинской помощи по одногодичным возрастным интервалам. Предложенные модели возрастной динамики частоты амбулаторных посещений у женщин старших возрастных групп более чем на 90% описывают существующие колебания с использованием не сглаженных данных (табл. 3). Такая же точность характеристик наблюдается и при моделировании возрастной динамики длительности амбулаторного лечения. Заключение Общий уровень потребности в медицинской помощи, оказываемой в амбулаторных условиях, выше у женщин. Если у мужчин востребованный объем потребности в возрасте 60 лет составляет 207 245 посещений, то у женщин - 406 315. Максимум потребления у женщин и у мужчин приходится на возраст 76 лет (11 039 и 8940 посещений на 1 тыс. женщин и мужчин соответственно). После указанного возраста частота посещений снижается независимо от гендерной принадлежности. Минимальные уровни потребности наблюдаются в самых старших возрастных группах (95-100+ лет). Вариабельность показателя выше у мужчин как на участке повышения потребности, так и на этапе снижения потребности. Следует отметить, что темпы повышения потребности у мужчин выше, чем темпы ее снижения, тогда как у женщин, напротив, темпы повышения потребности ниже, чем темпы ее последующего снижения. Наличие единых механизмов и факторов, лежащих в основе формирования потребности в амбулаторной медицинской помощи, подтверждает использование в процессе моделирования одинаковых функций. Полученные данные подтверждают данные корреляционного анализа. Характер моделирующей функции не имеет гендерных различий. Оптимально возрастная динамика описывается полиномиальными функциями. Различия заключаются только в показателе степени: если у мужчин целесообразно использовать показатель 2, то у женщин - показатель 3. Независимо от гендерной принадлежности предложенные модели возрастной динамики частоты амбулаторных посещений представителей старших возрастных групп более чем на 90% описывают существующие колебания с использованием не сглаженных данных. Исследование не имело спонсорской поддержки. Авторы заявляют об отсутствии конфликта интересов.

Об авторах

Р. У. Хабриев

ФГБНУ «Национальный научно-исследовательский институт общественного здоровья имени Н. А. Семашко» Минобрнауки России

С. Н. Черкасов

ФГБНУ «Национальный научно-исследовательский институт общественного здоровья имени Н. А. Семашко» Минобрнауки России; ФГБУН «Институт проблем управления имени В. А. Трапезникова» РАН

А. В. Федяева

ФГБУН «Институт проблем управления имени В. А. Трапезникова» РАН

Email: orgzdravotdel@gmail.com

В. Н. Авсаджанишвили

ФГБУН «Институт проблем управления имени В. А. Трапезникова» РАН

М. Д. Васильев

ФГБНУ «Национальный научно-исследовательский институт общественного здоровья имени Н. А. Семашко» Минобрнауки России

Список литературы

Статистика