第頁共頁多程度模型及其對肝癌患者住院費(fèi)用影響因素的分析^p論文多程度模型及其對肝癌患者住院費(fèi)用影響因素的分析^p論文【【【【摘要】：^p】：】：】目的：討論多程度模型及其在肝癌患者住院費(fèi)用影響因素中的應(yīng)用。方法：選取廣州市某三甲醫(yī)院2023～2023年的肝癌住院患者1659例為研究對象，以肝癌患者為第一程度，醫(yī)院科室為第二程度，擬合兩程度模型進(jìn)展住院費(fèi)用的影響因素分析^p。結(jié)果：該數(shù)據(jù)在醫(yī)院科室間存在聚集性，應(yīng)用多程度模型后得到搶救情況、手術(shù)情況、住院天數(shù)為肝癌患者住院費(fèi)用的影響因素。其中手術(shù)情況和住院天數(shù)為隨機(jī)效應(yīng)，其他變量為固定效應(yīng)。討論：多程度模型適用于層次構(gòu)造數(shù)據(jù)，具有眾多優(yōu)點(diǎn)。從醫(yī)院科室角度來控制肝癌患者的住院費(fèi)用更有效。【【【【關(guān)鍵詞】：^p】：】：】多程度模型；肝癌；住院費(fèi)用；影響因素在日常研究中，資料往往呈多程度構(gòu)造，如學(xué)生鑲嵌于班級，班級鑲嵌于學(xué)校，形成了一個多程度的構(gòu)造，學(xué)生為第一程度，班級為第二程度，學(xué)校為第三程度。傳統(tǒng)的回歸分析^p和方差分析^p都是假設(shè)觀察值之間是互相獨(dú)立、方差齊性及正態(tài)分布，而多程度構(gòu)造的資料常存在組內(nèi)相關(guān)的問題，即同一程度的組內(nèi)個體會存在一定的相近或相似的特征，另外由于組單位有不同的背景和環(huán)境，變異性較大，故很難滿足方差齊性的要求，此時用傳統(tǒng)的統(tǒng)計(jì)方法不再適宜，須用多程度模型來分析^p。多程度模型〔multilevelmidel〕又叫分層模型〔hierarchicalmodel〕，允許觀測值間相關(guān)和方差不齊性，可以同時測量個體程度變異和組程度變異，用于具有層次構(gòu)造或嵌套式構(gòu)造的數(shù)據(jù)[1]，此外，對于過度離散的二分類資料、縱向資料、重復(fù)測量資料也可以進(jìn)展分析^p處理[2]。多程度模型在80年代初期提出以來，已經(jīng)引起來廣泛的關(guān)注，如今在教育學(xué)、心理學(xué)、醫(yī)學(xué)、社會學(xué)等領(lǐng)域有了一定的開展和應(yīng)用。肝癌是我國常見的腫瘤，近年來其發(fā)病率呈上升的趨勢。肝癌的惡性程度高，生存期短，5年存活率低，與其他疾病相比，肝癌患者的住院費(fèi)用往往是偏高的。研究肝癌住院費(fèi)用的影響因素，可為控制高昂的住院費(fèi)用提供一定的理論根據(jù)和參考。但是由于醫(yī)院里同一科室的功能〔如ICU收治重病病人〕與設(shè)備〔如醫(yī)生和醫(yī)療器械〕等都是一樣的，肝癌患者的病情、診療、護(hù)理也會存在著相似性，所以其住院費(fèi)用會存在著聚集性。本研究考慮了醫(yī)院同一科室個體間不獨(dú)立的特性，采用多程度模型來分析^p處理數(shù)據(jù)。1方法原理以下以兩程度模型為例。兩程度模型的層次構(gòu)造中第一程度表示個體單位，第二程度表示組單位，見圖1。圖1兩程度模型層次構(gòu)造圖擬合兩程度模型一般分為3個步驟：第1步為擬合空模型，第2步將第二程度的解釋變量納入空模型，第3步將第一程度的解釋變量納入第一程度模型?？漳Ｐ褪莾H包含截距項(xiàng)的模型。運(yùn)行該模型可知道組內(nèi)相關(guān)系數(shù)〔Intra睠lassCorrelationCoefficent，ICC〕，從而知道是否存在組內(nèi)相關(guān)性。其公式為：ICC=σ2μ0σ2μ0+σ2ε其中，σ2μ0為組內(nèi)方差，代表個體間的變異程度，σ2ε為組間方差，代表組間的變異程度。ICC的值在0～1之間，當(dāng)ICC趨于1時，說明組間的變異程度相對于組內(nèi)來說很大，資料的層次構(gòu)造明顯，需要應(yīng)用多程度模型來處理，當(dāng)ICC趨于0時，說明組內(nèi)各個個體趨于互相獨(dú)立，沒有組內(nèi)聚集性，這時多程度模型就可以簡化成一般的回歸模型。兩程度模型其第一程度的模型形式為：Yij=αj+βjxij+εij〔1〕εij～N〔0，σ2ij〕j為組單位數(shù)，j=1，2，3，…k；i為個體單位數(shù)，i=1，2，3，…，n；yij為第j組的第i個個體的結(jié)局變量；αj為截矩項(xiàng)，表示第j組結(jié)局變量的總平均程度；xij為第二程度的解釋變量；βj表示xij的偏回歸系數(shù)；εij為總殘差項(xiàng)，表示第一程度組內(nèi)的變異。第二程度模型是將〔1〕式的.偏回歸系數(shù)〔αj、βj〕定義為wj的線性函數(shù)：αj=γ00+γ01wj+μ0j〔2〕βj=γ10+γ11wj+μ1j〔3〕μ0j～N〔0，σ20j〕μ1j～N〔0，σ21j〕γ00表示為第j組第二程度的平均程度，γ10表示βj的平均值程度，γ01、γ11分別為wj的偏回歸系數(shù)，wj為第二程度的解釋變量。第二程度模型可有多個解釋變量，各個第二程度模型的解釋變量可以不同，μ0j、μ1j分別為第二程度模型〔2〕〔3〕的殘差項(xiàng)，表示第二程度組間的變異。其中COV〔εij，μ0j〕=0，COV〔εij，μ1j〕=0，COV〔μ0j，μ1j〕=σ2μ01，表示觀測值在組間是互相獨(dú)立的，但是在個體間可能存在相關(guān)。將〔2〕、〔3〕式帶入〔1〕式，得到：yij=γ00+γ01wj+γ10xij+γ11wjxij+μ0j+μ1jxij+εij〔4〕其中γ00+γ01wj+γ10xij+γ11wjxij為固定效應(yīng)，μ0j+μ1jxij+εij為隨機(jī)效應(yīng)。假設(shè)只有截距項(xiàng)有隨機(jī)效應(yīng)而所有解釋變量都為固定效應(yīng)，那么稱為方差成分模型。以上為根本的兩程度模型形式，該模型也可以將解釋變量表示為隨機(jī)效應(yīng)局部和固定效應(yīng)局部，第一程度模型為：yij=αj+xij+βjzij+εij〔5〕為第一程度的固定斜率，即解釋變量xij對結(jié)局變量yij的影響是不隨著第二程度的變化而變化的。βj為第一程度的隨機(jī)斜率，表示解釋變量zij對結(jié)局變量yij的影響是隨著第二程度的變化而變化的。這里第二程度模型與〔2〕、〔3〕式一樣。將〔2〕、〔3〕代入〔5〕式，得到：yij=γ00+γ01wj+xij+γ10zij+γ11wjzij+μ0j+μ1jzij+εij〔6〕分步驟建立多程度模型有助于我們理解多程度模型，但是在實(shí)際及軟件應(yīng)用中一般是同時進(jìn)展多程度模型的個體程度和組程度的參數(shù)估計(jì)過程。本研究使用EXCEL2023整理數(shù)據(jù)，SAS9。1。3進(jìn)展數(shù)據(jù)處理。兩程度模型使用SAS的MIXED過程進(jìn)展擬合。多程度模型的參數(shù)估計(jì)方法有很多，較常用的有最大似然估計(jì)法〔maxi____umlikelihood，ML〕和限制最大似然估計(jì)法〔restrictedmaximumlikelihood，REML〕，兩者不同之處為以不同的殘差項(xiàng)為根底，ML以殘差項(xiàng)為根底，而REML以為根底[3]。本研究采用REML方法來估計(jì)參數(shù)。2資料來資料來于廣州市某三甲醫(yī)院信息系統(tǒng)〔“廣東省統(tǒng)計(jì)病案管理系統(tǒng)”〕的病歷資料，本研究采用ICD10編碼，選取編碼為C22。001〔原發(fā)性肝癌〕的病例，搜集該醫(yī)院2023～2023年的住院患者共1659例〔男1440例，女219例〕。主要摘錄患者的一般情況〔病案號，性別，年齡，婚姻狀況〕，入院情況，療效，付款方式，搶救情況，手術(shù)情況，住院天數(shù)，住院費(fèi)用〔總費(fèi)用〕等。本研究根據(jù)醫(yī)院科室功能和患者例數(shù)情況，歸納為21個科室。住院費(fèi)用、住院天數(shù)都是非正態(tài)分布的資料，經(jīng)對數(shù)變換后進(jìn)展分析^p。肝癌患者的平均年齡為52歲，為了使模型截距有意義，對年齡進(jìn)展總體均數(shù)中心化，即將年齡減去總體均數(shù)。X表示第一程度解釋變量，W表示第二程度解釋變量。本研究中用到的變量定義及賦值情況見表1。表1變量定義及賦值情況注：*手術(shù)科室和搶救科室包括外科和重癥監(jiān)護(hù)科等科室，非手術(shù)非搶救科室包括內(nèi)科、中醫(yī)科等科室。3結(jié)果與分析^p本研究將以醫(yī)院科室為第二程度，肝癌患者個體為第一程度，擬合住院費(fèi)用影響因素的兩程度模型。3.1擬合空模型從表2可知截距項(xiàng)的方差〔σ2μ0=0。0504〕和殘差的方差〔σ2=0。1962〕，P值皆小于0。05，有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。得到組內(nèi)相關(guān)系數(shù)ICC=0。05595/〔0。05595+0。1937〕=0。22411，說明在結(jié)局變量中約有22。41%的變異是由醫(yī)院科室的不同而起的。這說明該醫(yī)院各個科室間的肝癌住院費(fèi)用確實(shí)存在著差異，同一科室的肝癌患者住院費(fèi)用有相似性。因此，該數(shù)據(jù)須用多程度模型。表2肝癌患者住院費(fèi)用空模型參數(shù)方差估計(jì)結(jié)果3.2空模型納入第二程度解釋變量空模型中引入科室分區(qū)變量。結(jié)果顯示截距項(xiàng)、科室分區(qū)和總殘差方差均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義〔P<0。05〕，說明科室功能的不同會在一定程度上造成醫(yī)院科室間住院費(fèi)用的差異，見表3。表3肝癌患者住院費(fèi)用第二程度模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果注：*固定效應(yīng)局部的統(tǒng)計(jì)量值為t值，隨機(jī)效應(yīng)局部為z值。以下一樣。3.3第一程度模型納入第一程度解釋變量第一程度模型引入性別、年齡、婚姻狀況、入院情況等變量。結(jié)果顯示搶救情況、手術(shù)情況、住院天數(shù)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義〔P<0。05〕，而性別、年齡、婚姻狀況、入院情況、療效、付款方式等皆無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，說明在同一科室的肝癌患者的住院費(fèi)用主要受搶救情況、手術(shù)情況、住院天數(shù)的影響。LR檢驗(yàn)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義〔2=2036—249=1778，v=13—3=10，P<0。001〕，說明模型擬合良好，見表4。表4肝癌患者住院費(fèi)用固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)參數(shù)估計(jì)結(jié)果3.4考慮隨機(jī)效應(yīng)解釋變量的多程度模型以上是把第一程度的解釋變量全部假設(shè)為固定效應(yīng)變量，即認(rèn)為解釋變量對結(jié)局變量的效應(yīng)在組間是無差異的，但是在實(shí)際中有些解釋變量對結(jié)局變量的影響是會隨著組單位的不同而變化的，即還需要確定第一程度解釋變量是否有隨機(jī)效應(yīng)。結(jié)果顯示手術(shù)情況〔X8〕、住院天數(shù)〔X9〕為隨機(jī)效應(yīng)，并且各隨機(jī)效應(yīng)之間無相關(guān)關(guān)系，見表5?？蓪⑹中g(shù)情況與住院天數(shù)納入第二程度模型，多程度模型的隨機(jī)效應(yīng)局部變?yōu)椤拨?j+μ8jX8ij+μ9jX9ij+εij〕。表5肝癌患者住院費(fèi)用隨機(jī)效應(yīng)的方差/協(xié)方差4討論本研究結(jié)果顯示肝癌患者的住院費(fèi)用在該醫(yī)院科室間確實(shí)存在聚集性，即同一科室的住院費(fèi)用較相近，不同科室間的住院費(fèi)用差異較大。重癥監(jiān)護(hù)科和外科科室人均住院費(fèi)用較高〔分別為65458元、34839元〕，內(nèi)科科室較低〔15537元〕。這說明具有手術(shù)、搶救、特護(hù)功能的醫(yī)院科室，由于其所購置的醫(yī)療設(shè)備較完善先進(jìn)，醫(yī)護(hù)人員的程度相對較高，患者也有較多的治療和檢查的工程，故住院費(fèi)用會相對增高。換言之，隨著醫(yī)院科室功能、醫(yī)療設(shè)備、醫(yī)護(hù)人員和床位的不同，各個科室間肝癌患者的住院費(fèi)用是有所不同的。因此，在醫(yī)院科室的層次構(gòu)造上來分析^p肝癌患者住院費(fèi)用的影響因素，更準(zhǔn)確，更有現(xiàn)實(shí)意義。通過多程度模型分析^p得到肝癌患者住院費(fèi)用的影響因素有搶救情況、手術(shù)情況、住院天數(shù)，這與其他研究的結(jié)果[4～6]略有不同。其中住院費(fèi)用常見的影響因素付款方式在本研究影作用不明顯，原因可能為該醫(yī)院患者的付費(fèi)方式中為其它項(xiàng)的占52%，這表示患者的付費(fèi)方式并非為單一的，多數(shù)為幾種付費(fèi)方式混合，故在本研究中未顯出有意義的結(jié)果。住院天數(shù)越長，藥費(fèi)、床位費(fèi)和護(hù)理費(fèi)等也會相對的增加，總的住院費(fèi)用自然會越高。有搶救和手術(shù)情況時，由于醫(yī)療耗材較多，且會伴隨著輸血、輸氧和心電監(jiān)護(hù)等較昂貴的治療和護(hù)理方法，故住院費(fèi)用自然也會增高。因此，在保持肝癌患者的治療質(zhì)量的前提下，縮短其住院時間、減少搶救和手術(shù)的醫(yī)療耗材和非必要的特殊治療和護(hù)理，是降低肝癌患者住院費(fèi)用的重要措施。當(dāng)然，住院費(fèi)用還受醫(yī)療效勞機(jī)構(gòu)的級別、診療技術(shù)、設(shè)備和當(dāng)?shù)蒯t(yī)療保險(xiǎn)政策等因素的影響，肝癌患者腫瘤的大小、病情輕重、轉(zhuǎn)移程度等不同也會造成住院費(fèi)用的不同。這些本研究都沒有討論，今后還需要進(jìn)一步分析^p研究。多程度模型是在固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型等方差成分分析^p上開展起來的[7]，同時還充分考慮了層次構(gòu)造數(shù)據(jù)的信息，具有很多的優(yōu)點(diǎn)。第一，允許觀察單位之間不獨(dú)立和方差不齊，從而可以修正一般回歸分析^p引起的參數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤估計(jì)偏倚的問題。第二，可將解釋變量和隨機(jī)誤差分解到個體程度和組程度上，從而可以研究結(jié)局變量在組內(nèi)和組間的變異情況。第三，可同時考慮隨機(jī)效應(yīng)和固定效應(yīng)。第四，可分析^p稀少數(shù)據(jù)和缺失數(shù)據(jù)。對于稀少數(shù)據(jù)，可利用收縮估計(jì)〔shrinkageestimation〕方法或bootstrap多層模型來分析^p處理，此外，多程度模型的參數(shù)估計(jì)方法〔如ML法〕也可以處理隨機(jī)缺失數(shù)據(jù)。第五，可應(yīng)用于縱向數(shù)據(jù)、重復(fù)測量數(shù)據(jù)和文獻(xiàn)綜述?？v向數(shù)據(jù)和重復(fù)測量數(shù)據(jù)可以測量結(jié)局變量隨時間開展而產(chǎn)生的個體間和個體內(nèi)的變異；文獻(xiàn)綜述是將各個文獻(xiàn)作為組單位來研究，從而可以討論造成各個研究結(jié)果異同的影響因素。當(dāng)然，多程度模型由于模型較復(fù)雜，模型參數(shù)多，不夠簡約等，故也有一定的局限性?，F(xiàn)今的多程度模型不單止在理論上有所開展，其軟件應(yīng)用也日漸多元化。如今的多程度模型軟件有專用軟件MLWIN、HLM、VARCL等，非專業(yè)軟件SAS、SPSS等。SAS軟件有靈敏和功能相對完善的應(yīng)用模塊，對于連續(xù)和離散型結(jié)局變量模型、縱向模型和特殊的數(shù)據(jù)比方有大量零值的數(shù)據(jù)都可以處理，所以是分析^p處理多程度模型的有力工具。多程度模型是20世紀(jì)統(tǒng)計(jì)分析^p方法的一大飛躍性開展，其理論和系統(tǒng)日漸成熟，今后必將推動多元統(tǒng)計(jì)方法的快速開展?！尽尽尽緟⒖嘉墨I(xiàn)】：^p】：】：】1吳曉云，曾慶，周燕榮。多程度模型的最新進(jìn)展。數(shù)理醫(yī)藥學(xué)雜志，2023，16〔2〕：152～154。2王艷梅，王潔貞，丁守鑾等。多程度模型在縱向研究資料中的應(yīng)用。山東大學(xué)學(xué)報(bào)〔醫(yī)學(xué)版〕，2023，