肺癌是我国发病率、死亡率最高的恶性肿瘤[1]，2024年国家癌症中心数据显示，我国肺癌年新发病例约106万，死亡病例约73万，占全部恶性肿瘤死亡的28.49%[2]。研究证实，肺癌多学科诊疗（MDT）模式可有效提高患者临床获益，优化医疗资源使用，制约不合理的个人诊疗决策[3]。

Porter等[4-5]提出，肿瘤领域MDT模式可通过多学科协同优化诊疗路径。然而，现有研究仍存在明显不足：一方面，基于中国医疗体系的大样本经济性评价证据尚不充分，当前我国肺癌MDT开展存在区域不均衡问题，地市级肿瘤专科医院MDT开展率不足13%[6];另一方面，多数研究未结合病例组合调整指标［如疾病诊断相关分组（DRG）/相对权重（RW）风险分层］进行精细化分析，导致MDT在不同风险人群中的价值效应不明确，尤其缺乏在晚期及高风险肺癌患者中成本节约效应的量化证据。

本研究基于真实世界数据，首次将肿瘤分期与RW风险分层相结合，从医疗质量、效率、成本三个维度系统评估MDT模式的价值表现，旨在揭示MDT在住院次数控制方面的显著优势，并探讨其在单次住院费用控制中的实际效果，以期为肺癌诊疗高质量发展与医保支付方式改革提供精准循证依据。

1 资料与方法

1.1数据来源

回顾性纳入2025年3—12月上海市胸科医院肺癌患者电子病历数据，包含年龄、性别、肿瘤分期、单次住院诊疗费用、单次住院天数、主要诊断出院情况等字段。数据收集符合《住院病案首页数据填写质量规范（暂行）》[7]要求。本研究以患者的首次肺癌相关住院为入组起点，但由于回顾性设计的限制，未能设定统一的随访周期。因此，住院次数为观察期内（从首次入院至研究截止或最后一次住院）的累计值，而费用指标基于单次住院记录分析。

本研究已通过上海市胸科医院伦理委员会审批（审批号：IS26019）。

1.2纳入与排除标准

纳入标准：（1）病理确诊为原发性肺癌（ICD-10编码：C34.0-C34.9）；（2）在研究期间于上海市胸科医院接受主要疗程治疗。排除标准：（1）住院病历关键信息（如是否参与整合诊疗、主要费用数据）严重缺失者；（2）住院目的并非以肺癌治疗为主，例如仅行姑息性支持治疗或并发症处理。

1.3分组标准

（肿瘤整合病房）：样本医院为上海市胸科医院，该院于2025年3月正式成立并实体运行肿瘤整合病房，设置床位24张，该病房由来自胸外科、肿瘤科、呼吸科、放疗科、影像科、病理科主治医师及以上职称人员组成专业团队，致力于为患者制定个体化诊疗方案，并对疗效进行全程跟踪。由于床位有限，患者是否进入MDT病房由MDT团队综合评估决定，存在选择偏倚。

常规诊疗组（非整合病房）：患者由单一科室（如胸外科或肿瘤科）接诊，诊疗方案由科室医师独立制订，跨科室协作需通过常规会诊申请（无固定MDT流程）。MDT绩效评价指标定义详见表1。

表1 MDT绩效评价指标定义

1.5统计学处理

R软件（v4.5.2）进行统计分析。不符合正态分布的连续变量以中位数（四分位数）表示，组间比较采用Mann-Whitney U 检验。分类变量以频数（百分数）表示，无序分类变量组间比较采用卡方检验，有序分类变量（如肿瘤分期）组间比较采用趋势卡方检验。

为控制混杂因素、评估MDT的独立效应，分别构建住院费用模型和住院次数模型：

1由于医疗费用呈右偏态分布且为正值，住院费用模型采用Gamma回归（因变量为单次住院总费用），并通过对数链接函数处理费用的异方差性。为校正同一患者多次住院带来的组内相关性，使用以患者ID为聚类变量的稳健标准误；

2采用负二项回归（因变量为观察期内住院次数）构建住院次数模型。由于该变量方差明显大于均值（存在过度离散），采用负二项回归（引入离散参数α）。由于本研究未设定统一随访周期，不同患者观察时间长短不一，在负二项回归中以观察天数的对数作为偏移量（offset）以校正观察时间差异。

为增强因果推断的稳健性，本研究进行以下两项敏感性分析：倾向性评分匹配（PSM）和逆概率处理加权（IPTW），并计算发生率比（IRR）。PSM采用1:1最近邻匹配，卡钳值设定为0.2倍倾向性评分标准差，匹配变量与主回归模型一致。IPTW采用稳定权重，加权后的回归模型仍控制相同协变量，并采用聚类稳健标准误。 所有假设检验均为双侧检验，以P＜0.05为差异具有统计学意义。

2 结果

2.1两组患者基线资料比较

经数据清洗（剔除关键变量缺失者）后，最终纳入4758例患者（12 006条数据）进行分析。其中MDT组365例，常规诊疗组4393例。两组在年龄（P=0.003）、患者来源（P＜0.001）、肿瘤分期（P＜0.001）及RW风险分组（P＜0.001）方面比较差异均具有统计学意义。MDT组患者年龄更小，外地患者及Ⅲ期患者占比较高（表2）。

表2 两组患者基线特征比较

2.2两组患者核心绩效指标整体比较

在未调整混杂因素的情况下，MDT组的中位住院次数显著低于常规诊疗组（2.0比6.0，P＜0.001）。在单次住院医疗费用方面，MDT组的单次住院总费用、自付金额更低，但自费金额更高（P＜0.001）。在医疗质量与安全方面，MDT组出院好转率及出院后31 d内再住院计划占比均高于常规诊疗组（P＜0.001）（表3）。

表3 两组患者核心绩效指标比较

2.3整合模式对总费用及住院次数的独立影响

Gamma回归分析显示，在校正年龄、RW风险分组、肿瘤分期等因素后，整合模式与单次住院总费用降低不存在显著相关性(IRR=0.942，95% CI：0.865~1.027，P=0.178)（表4）。

表4 单次住院总费用影响因素的Gamma回归分析

负二项回归分析显示，整合模式与住院次数显著降低存在显著相关性，是降低住院次数的独立保护因素（IRR=0.512，95% CI：0.463~0.567，P＜0.001）（表5）。

表5 住院次数影响因素的负二项回归分析

校正观察天数后，整合模式仍显著降低住院次数（IRR=0.834，95% CI：0.698~0.997，P=0.046），效应方向与主分析一致。

2.4整合模式与肿瘤分期、RW风险分组的交互作用分析

为检验整合模式的效果是否在不同患者亚组中保持一致，本研究在回归模型中分别引入“整合状态×肿瘤分期”及“整合状态×RW风险分组”交互项，异质性分析结果显示，整合模式对医疗总费用的影响存在显著肿瘤分期异质性（P均＜0.001）。

具体而言，Ⅰ期患者接受整合模式后总费用显著增加100%（IRR=2.002，95% CI：1.490~2.690）；Ⅱ期和Ⅳ期患者费用分别降低29.5%（IRR=0.705，95% CI：0.601~0.826）和25.7%（IRR=0.743，95% CI：0.648~0.853）；Ⅲ期患者费用基本持平（IRR=1.094，95% CI：0.970~1.234）。

按RW风险分层分析，各交互项均不显著（P均＞0.05），提示MDT的费用效应在RW亚组间无显著差异。整合模式对住院次数的减少效应在各肿瘤分期亚组及RW亚组中均显著（IRR范围：0.450~0.680），且交互作用均不显著（P均＞0.05），提示住院次数的减少是MDT带来的普适性效应，不受肿瘤分期及RW风险分组的影响（表6）

表6 整合模式与肿瘤分期、RW风险分组的交互作用分析

为评估联合亚组（Ⅰ期+低风险、Ⅱ期+低风险、Ⅳ期+高风险）中整合模式的效应，基于主效应模型进行了分层分析。结果显示，各联合亚组中总费用和住院次数的变化与主效应模型分层结果一致。鉴于RW分组交互项不显著，联合亚组效应均基于主效应模型计算，未引入额外交互项（表6）。

2.5 PSM与IPTW分析

为验证主分析结果的稳健性，进行PSM和IPTW分析。采用1:1最近邻匹配，卡钳值设为0.2倍倾向性评分标准差，成功匹配365对患者（MDT组365例，常规诊疗组365例）。匹配后所有协变量均衡性良好（标准化均差＜0.1）。IPTW采用稳定权重，权重分布合理（范围：0.2~5.8），未发现极端值，故未进行截尾处理。

PSM分析（IRR=0.581，95% CI：0.513~0.658，P＜0.001）和IPTW分析（IRR=0.520，95% CI：0.472~0.573，P＜0.001）均证实MDT显著减少住院次数，效应量与主分析高度一致，表明住院次数减少是MDT模式的稳健效应（表7）。

表7 整合模式价值的敏感性分析

PSM分析显示MDT组单次住院总费用显著降低（IRR=0.878，95% CI：0.778~0.992，P=0.036），而IPTW分析结果与主分析一致，不具有显著统计学意义（IRR=0.943，95% CI：0.862~1.032，P=0.218）。敏感性分析提示费用效应可能受分析方法影响，但整体趋势仍以无显著差异为主。

3 讨论

3.1 MDT模式的核心价值：提升效率

本研究发现，在控制肿瘤分期、RW风险分组等因素后，MDT模式使住院次数平均减少约48.8%。这一效应在PSM和IPTW敏感性分析中均得到证实，以观察天数校正偏移量后效应仍显著但幅度减小，表明住院次数的减少是MDT模式的稳健效应。通过MDT团队在治疗初期制定全局性、前瞻性的诊疗方案，有效避免了传统分科模式下因治疗环节割裂、转诊不畅导致的重复住院[9]，实现了从“以疾病为中心”向“以患者全程管理为中心”的转变。

然而，MDT对单次住院费用的整体影响无显著统计学意义。PSM虽显示费用降低，但样本量由4758例减至730例，统计效力下降，且IPTW与主分析结果一致，MDT对单次费用的控制效果尚不明确。可能原因包括：（1）MDT协作可能增加管理和会诊成本；（2）MDT更倾向使用新型、昂贵的治疗手段（靶向、免疫等），体现为自费金额增加；（3）单次费用可能无法完全反映总病程费用，后者更多体现为住院次数的减少；（4）费用数据变异性大，影响估计精度。

费用效应的肿瘤分期异质性明显：在Ⅱ、Ⅳ期患者中MDT降低费用，而在Ⅰ期患者中反而增加。这一结果与既往研究结果一致[10]，提示MDT的价值效应在不同人群中有显著差异。可能机制包括：（1）晚期患者治疗复杂，MDT有助于整合手段、减少无效重复，从而优化资源；（2）早期患者路径相对明确，MDT可能带来过度诊疗（如不必要的会诊、检查），且纳入整合病房的Ⅰ期患者可能存在选择偏倚（合并症多、病情特殊），导致基线费用较高。这一发现提示MDT资源配置应靶向中晚期患者。RW亚组费用效应均不显著，可能与RW风险分组本身已反映资源消耗，MDT的额外影响被削弱有关。

3.3对医保支付方式改革的建议

鉴于MDT在住院次数控制上的明显优势，笔者提出如下建议：

1设计精准激励指标，在DRG支付基础上，对经规范MDT路径管理且实现“再住院率降低”的病例，给予额外绩效点数激励；

2开展按价值付费试点，针对晚期肺癌等MDT优势病种，探索基于捆绑支付（bundled payment）或按疗效付费（pay-for-performance）的创新支付方式；

3建立风险调节机制，在支付标准中纳入RW等风险分层因素，确保收治复杂病例的医疗机构获得合理补偿。

本研究存在一定局限性：（1）单中心回顾性设计可能引入选择偏倚和未测量混杂（如医生偏好、社会经济地位），尽管采用多因素回归、PSM和IPTW控制可观测变量，但仍无法完全消除偏倚，数据清洗剔除部分患者也可能加剧选择偏倚；（2）观察期未统一，早入组患者观察窗口更长，导致住院次数比较存在时间偏倚，虽以观察天数作为偏移量进行了敏感性分析，但仍无法完全排除残余时间偏倚；（3）未控制具体治疗方式（手术、放化疗、靶向治疗等），上述因素对费用和住院次数有重要影响；（4）评价指标限于短期住院数据，缺乏长期生存和患者报告结局。

此外，“出院31 d内再住院计划”为计划性再住院，在肿瘤规范化疗中属于正常治疗路径，其比例降低可能反映MDT优化了治疗流程，但尚不能直接等同于质量改善。未来需开展多中心前瞻性研究，采用固定随访期、收集治疗路径信息，并纳入更全面的结局指标，以进一步验证MDT的长期价值。

3.4肺癌诊疗高质量发展路径建议

基于上述发现，笔者提出以下推进肺癌MDT资源优化的高质量发展路径建议：

1推行精准化MDT准入与推荐机制，优先将Ⅱ期、Ⅳ期患者纳入MDT路径，使有限的多学科资源能够服务于最可能获益的患者群体，实现价值最大化；

2构建并应用多维绩效评价体系，在医院管理和科室考核中，建立涵盖“效率（如住院次数）、质量（如治疗规划符合率、再住院率）、成本（风险调整后费用）及患者结局”的综合性评价框架

3探索基于价值的医保支付协同[11]，建议医保部门探索对经规范MDT路径管理的病例，在DRG支付中予以正向激励，例如基于其降低再住院率、优化总病程费用的效果给予合理补偿，从而引导医疗服务模式向资源节约型医疗转型转型。

综上所述，实体化肿瘤整合模式通过MDT与全程管理，可显著减少住院次数，体现了优化诊疗流程、避免碎片化治疗的核心价值。然而，其对单次住院费用的控制效果具有人群选择性：在Ⅱ期和Ⅳ期患者中显著降低，在Ⅰ期患者中反而增加。敏感性分析证实住院次数减少效应稳健，但费用效应在不同分析方法中略有差异，整体仍倾向于无显著整体费用节约。 未来应推行精准化患者分层管理，优先服务于晚期优势人群，并辅以配套政策支持，以实现医疗服务体系、医务人员和患者的共赢。

（本文编辑：李慧文）