姜鶴 趙禮

摘?要?為進(jìn)一步驗(yàn)證中國醫(yī)患社會(huì)心態(tài)分問卷的因子結(jié)構(gòu)，并檢驗(yàn)其在不同性別的醫(yī)患方之間的測量等值性，以1658名醫(yī)方被試和2720名患方被試為樣本，對(duì)其進(jìn)行單組驗(yàn)證性因素分析和性別測量等值性檢驗(yàn)。結(jié)果表明，醫(yī)患滿意度1問卷的三因子結(jié)構(gòu)、患方醫(yī)患滿意度2問卷和健康觀問卷以及醫(yī)方疾病觀問卷的二因子結(jié)構(gòu)在總樣本、男性樣本與女性樣本中均擬合均達(dá)到可接受的標(biāo)準(zhǔn)。其中患方滿意度1和2問卷以及患方健康觀問卷跨性別的形態(tài)等值、弱等值、強(qiáng)等值、誤差方差等值模型均可被接受。因此，三個(gè)問卷均在不同性別組間具有測量等值性。

關(guān)鍵詞?醫(yī)患關(guān)系; 醫(yī)患信任; 醫(yī)患社會(huì)心態(tài); 測量等值

分類號(hào)?B841.2

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2020.07.003

1?引言

醫(yī)患社會(huì)心態(tài)是一定時(shí)期內(nèi)的社會(huì)中多數(shù)成員或者占比較大的社會(huì)成員所共享的關(guān)于醫(yī)患關(guān)系的基本認(rèn)知、情緒情感、態(tài)度立場和價(jià)值觀念（呂小康，朱振達(dá)，2016）。長期以來，醫(yī)患關(guān)系緊張成為社會(huì)各界關(guān)注的重點(diǎn)，醫(yī)患沖突的不斷升級(jí)更是為社會(huì)帶來了巨大的負(fù)面影響和損失，醫(yī)患之間的不良情緒體驗(yàn)往往是發(fā)動(dòng)沖突行為的重要?jiǎng)右?，因而?duì)其背后的醫(yī)患社會(huì)心態(tài)研究成為整個(gè)醫(yī)患關(guān)系研究中的重要內(nèi)容。

目前，學(xué)界對(duì)醫(yī)患心態(tài)的具體內(nèi)容也展開了廣泛的研究，但是其測量工具卻十分稀缺，現(xiàn)有的測量工具通常是針對(duì)醫(yī)患心態(tài)中的某個(gè)方面開發(fā)的，例如針對(duì)醫(yī)患關(guān)系認(rèn)知中的醫(yī)患信任開發(fā)的維克森林醫(yī)師信任量表（WFPTS）（Hall et al.， 2002）、醫(yī)師信任患方量表（PTPS）（Thom et al.， 2002）以及醫(yī)患溝通信心量表（PCCS）（Tran， Haidet， Street， O'Malley， & Ashton， 2004）等，但是單獨(dú)針對(duì)醫(yī)患心態(tài)這個(gè)宏觀概念的測量工具則幾乎沒有。

因此，呂小康等（2019）根據(jù)醫(yī)患社會(huì)心態(tài)的內(nèi)容劃分了醫(yī)患社會(huì)認(rèn)知、醫(yī)患社會(huì)價(jià)值觀、醫(yī)患社會(huì)情緒和醫(yī)患社會(huì)行為傾向四個(gè)維度，并基于此編制了中國醫(yī)患社會(huì)心態(tài)問卷，本問卷也是目前醫(yī)患社會(huì)心態(tài)測量領(lǐng)域中為數(shù)不多的較為規(guī)范的測量工具。該問卷分為醫(yī)方版本和患方版本，兩個(gè)版本結(jié)構(gòu)一致，根據(jù)針對(duì)的不同群體，其細(xì)節(jié)上會(huì)有所差異，但是結(jié)構(gòu)上都是下設(shè)四個(gè)分問卷，四個(gè)分問卷中包含著數(shù)個(gè)二級(jí)指標(biāo)，其中醫(yī)患社會(huì)認(rèn)知分問卷中包括醫(yī)患安全感、信任感、公正感、滿意度、寬容度、歸因風(fēng)格共計(jì)六個(gè)二級(jí)測量指標(biāo); 醫(yī)患社會(huì)價(jià)值觀同樣包括健康觀、疾病觀、醫(yī)學(xué)觀和公正觀4個(gè)二級(jí)測量指標(biāo); 醫(yī)患社會(huì)情緒分問卷主要通過14個(gè)情緒詞的選擇和程度判定來表現(xiàn)被試的醫(yī)患社會(huì)心態(tài)的第一感受; 醫(yī)患行為傾向分問卷包括擇醫(yī)偏好、從業(yè)傾向、社會(huì)排斥、參與行為和沖突應(yīng)付這5個(gè)二級(jí)測量指標(biāo)。

性別角色對(duì)個(gè)體的認(rèn)知和行為的影響也得到了廣泛的討論（Herlitz & Johanna， 2009），在以往的針對(duì)醫(yī)患社會(huì)心態(tài)各個(gè)方面的研究中發(fā)現(xiàn)性別通常是一個(gè)重要的影響變量。例如，有學(xué)者研究媒介的使用對(duì)醫(yī)患信任的影響時(shí)發(fā)現(xiàn)性別會(huì)顯著地影響媒體使用頻度，進(jìn)而使得居民在醫(yī)患信任和社會(huì)信任方面都有不同的表現(xiàn)（張澤洪，熊晶晶，吳素雄，2017）; 有的研究則發(fā)現(xiàn)性別對(duì)醫(yī)務(wù)人員感知醫(yī)患關(guān)系中差異顯著（莫秀婷， 徐凌忠， 羅惠文， 蓋若琰， 2015）; 還有的研究發(fā)現(xiàn)性別對(duì)腫瘤患者醫(yī)患溝通滿意度有顯著的影響， 男性患者的滿意度顯著高于女性 （梁穎瑩， 袁響林， 2017）; 在醫(yī)患沖突的研究中也證實(shí)了男性和女性的責(zé)任歸因存在區(qū)別（趙卓嘉，徐明臻，2018）; 針對(duì)醫(yī)務(wù)人員寬恕心理的研究發(fā)現(xiàn)女性的寬恕態(tài)度顯著高于男性（朱婷婷，鄭愛明，2016）?？梢钥吹皆卺t(yī)患心態(tài)的各涵攝內(nèi)容中，性別是重要的影響因素。但是以往的研究中雖然探討了性別的影響差異，卻往往更關(guān)注醫(yī)患互動(dòng)中的其他社會(huì)因素或者心理因素，而將性別這一個(gè)體特征僅作為控制變量進(jìn)行考察，并未著重的對(duì)性別帶來的差異進(jìn)行具體和深入的分析。而性別角色對(duì)個(gè)體的認(rèn)知能力、情緒感知、價(jià)值觀念和行為傾向都是存在重要的影響的，因此在醫(yī)患心態(tài)的研究中探討性別差異具有重要意義，根據(jù)性別差異的結(jié)果來有針對(duì)性地疏解醫(yī)患負(fù)面心態(tài)也是未來緩和醫(yī)患緊張關(guān)系的重要手段。但是，為了探究醫(yī)患社會(huì)心態(tài)中性別差異是否真實(shí)存在，必須首先檢驗(yàn)測量工具的性別等值性，甄別造成性別差異結(jié)果是真實(shí)的差異還是測量工具造成的虛假差異。測量不變性指的是在給定潛變量的情況下，觀測分?jǐn)?shù)的條件分布的跨組的不變性，指測驗(yàn)在不同的情況下應(yīng)用時(shí)不存在與特定組相關(guān)的測量偏差（蔡華儉， 林永佳， 伍秋萍， 嚴(yán)樂， 黃玄鳳， 2008; Lubke， Dolan， Kelderman， & Mellenbergh， 2003; Mellenbergh & Gideon， 1989; ?Meredith， 1993），若想要探究性別差異結(jié)果是否是由工具差異造成則需要對(duì)測量工具進(jìn)行跨性別測量等值性檢驗(yàn)。

目前，中國醫(yī)患社會(huì)心態(tài)問卷內(nèi)容結(jié)構(gòu)的四個(gè)維度及其二級(jí)指標(biāo)已進(jìn)行初步的信效度檢驗(yàn)，結(jié)果顯示醫(yī)方卷和患方卷都具有良好的信效度，各分問卷的因子結(jié)構(gòu)也進(jìn)行了初步的信效度檢驗(yàn)（汪新建，劉穎，張子睿，張慧娟，張曜，2019）。因此，本研究將進(jìn)一步驗(yàn)證各分問卷的因子結(jié)構(gòu)，并考察中國醫(yī)患社會(huì)心態(tài)問卷中的各分問卷在性別間是否具有跨群組的一致性，即進(jìn)行測量等值性檢驗(yàn)。

此前的分析發(fā)現(xiàn)，中國醫(yī)患社會(huì)心態(tài)問卷中的醫(yī)患社會(huì)情緒分問卷、社會(huì)行為傾向分問卷并不適合作為量表使用，更適合作為普通問卷使用（呂小康等，2019），并且汪新建等（2019）對(duì)中國醫(yī)患社會(huì)心態(tài)問卷分問卷的信效度檢驗(yàn)中發(fā)現(xiàn)，中國醫(yī)患社會(huì)心態(tài)問卷“醫(yī)患社會(huì)認(rèn)知”模塊的醫(yī)患安全感（醫(yī)方版/患方版）、醫(yī)患滿意度1（醫(yī)方版/患方版）、醫(yī)患滿意度2（患方版）、醫(yī)患寬容度（醫(yī)方版/患方版）、醫(yī)患?xì)w因風(fēng)格（醫(yī)方版/患方版）和“醫(yī)患社會(huì)價(jià)值觀”模塊的健康觀（醫(yī)方版/患方版）和疾病觀（醫(yī)方版）幾個(gè)分問卷具有良好的信效度，可作為量表單獨(dú)或組合使用。因此，本研究根據(jù)以上結(jié)果選取上文所述的結(jié)構(gòu)良好的分問卷作為研究對(duì)象，對(duì)其結(jié)構(gòu)進(jìn)行驗(yàn)證，并對(duì)性別之間的等值性進(jìn)行測驗(yàn)。

2?方法

2.1?研究對(duì)象

使用問卷星面向醫(yī)生和患者兩個(gè)群體，采用方便抽樣法收集問卷。樣本主要來自天津、貴州、西藏、新疆、云南、浙江等地，共發(fā)放患方問卷4660份，回收有效患方數(shù)據(jù)2720份（有效率58.37%），平均年齡為35.77±9.35歲，發(fā)放醫(yī)方問卷3443份，回收有效醫(yī)方數(shù)據(jù)1658份（有效率48.16%），平均年齡為32.88±7.61歲。被試基本情況如表1所示。

2.2?研究工具

本研究采用由呂小康等人（2019）編制的中國醫(yī)患社會(huì)心態(tài)問卷，包括醫(yī)患安全感（醫(yī)方版/患方版）、醫(yī)患滿意度1（醫(yī)方版/患方版）、醫(yī)患滿意度2（患方版）、醫(yī)患寬容度（醫(yī)方版/患方版）、醫(yī)患?xì)w因風(fēng)格（醫(yī)方版/患方版）和健康觀（醫(yī)方版/患方版）和疾病觀（醫(yī)方版）。

2.3?數(shù)據(jù)分析

數(shù)據(jù)采用SPSS 25.0和Mplus 7.4進(jìn)行分析。首先對(duì)量表的各項(xiàng)目得分進(jìn)行Kolmogorov-Smirnov正態(tài)性檢驗(yàn)以判斷數(shù)據(jù)分布形態(tài)，進(jìn)而選擇模型估計(jì)方法。其次，分別進(jìn)行總樣本、男性樣本與女性樣本的單組驗(yàn)證性因素分析以檢驗(yàn)量表因子結(jié)構(gòu)在不同樣本下的模型擬合程度，進(jìn)而建立良好的單組基線模型。最后，采用多組驗(yàn)證性因素分析檢驗(yàn)各量表在不同性別之間的測量等值性。

3?結(jié)果

3.1?描述性統(tǒng)計(jì)

對(duì)上述分問卷各項(xiàng)目進(jìn)行Kolmogorov-Smirnov正態(tài)性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示中國醫(yī)患社會(huì)心態(tài)分問卷中的各個(gè)項(xiàng)目均存在顯著的偏度與峰度（p<0.001），表明以下分問卷各項(xiàng)目得分均為非正態(tài)分布數(shù)據(jù)，描述統(tǒng)計(jì)表因篇幅限制不予贅述。偏態(tài)產(chǎn)生的原因可能為本研究采用方便抽樣的方法獲取樣本，造成樣本間非獨(dú)立。但是項(xiàng)目得分方差較小，且在Mplus 7.4中選擇使用穩(wěn)健極大似然估計(jì)法（MLM），獲得校正后的S-Bχ2統(tǒng)計(jì)量以得到更精確的擬合指數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)誤（王孟成，2014; Satorra & Bentler， 2001），所得分析結(jié)果可靠。

3.2?單組驗(yàn)證性因素分析

各量表的單組驗(yàn)證性因素分析結(jié)果見表2。結(jié)果顯示，醫(yī)方和患方醫(yī)患滿意度1的三因子、患方醫(yī)患滿意度2的兩因子結(jié)構(gòu)和醫(yī)方、患方健康觀的二因子結(jié)構(gòu)以及醫(yī)方疾病觀的二因子結(jié)構(gòu)在總樣本、男性樣本與女性樣本中均擬合達(dá)到可接受的標(biāo)準(zhǔn)。其余分問卷的因子驗(yàn)證擬合指標(biāo)不佳，不進(jìn)行進(jìn)一步的等值性檢驗(yàn)，這部分分問卷可進(jìn)一步選取更具有代表性的樣本，再次進(jìn)行因子結(jié)構(gòu)驗(yàn)證或者重新探索因子結(jié)構(gòu)，若研究者需使用該部分分問卷，則需驗(yàn)證后再進(jìn)行使用。

3.3?測量等值性檢驗(yàn)

3.3.1?醫(yī)方醫(yī)患滿意度1問卷

采用多組驗(yàn)證性因素分析對(duì)醫(yī)方醫(yī)患滿意度1問卷的性別等值性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。首先，形態(tài)等值檢驗(yàn)結(jié)果顯示模型的各個(gè)擬合指數(shù)均符合標(biāo)準(zhǔn)，表明形態(tài)等值模型擬合良好，可進(jìn)行下一步的分析。其次，檢驗(yàn)測量指標(biāo)與因子之間的關(guān)系即因子負(fù)荷在組間是否等值，結(jié)果顯示弱等值模型擬合良好，與形態(tài)等值模型相比模型擬合指數(shù)差異ΔCFI<0.01，ΔTLI<0.01，貝葉斯信息準(zhǔn)則數(shù)值減少，因此弱等值模型成立。第三，檢驗(yàn)觀測變量的截距在組間是否具有不變性，即表明測量在不同組之間是否具有相同的參照點(diǎn)，結(jié)果顯示強(qiáng)等值模型擬合良好，ΔCFI<0.01，ΔTLI<0.01，貝葉斯信息準(zhǔn)則數(shù)值減少，因此強(qiáng)等值模型成立。最后，檢驗(yàn)誤差方差是否跨組等值，結(jié)果顯示嚴(yán)格等值模型擬合良好，ΔCFI<0.01，ΔTLI<0.01，但是貝葉斯信息準(zhǔn)則數(shù)值增加，因此嚴(yán)格等值模型不成立。

3.3.2?醫(yī)方健康觀問卷

采用多組驗(yàn)證性因素分析對(duì)醫(yī)方健康觀問卷的性別等值性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表4。與前文分析過程相同，其形態(tài)等值、弱等值、強(qiáng)等值均成立，嚴(yán)格等值模型不成立。

3.3.3?醫(yī)方疾病觀問卷

采用多組驗(yàn)證性因素分析對(duì)醫(yī)方疾病觀問卷的性別等值性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表5。首先，形態(tài)等值檢驗(yàn)結(jié)果顯示模型的各個(gè)擬合指數(shù)均符合標(biāo)準(zhǔn)，表明形態(tài)等值模型擬合良好，可進(jìn)行下一步的分析。其次，弱等值檢驗(yàn)結(jié)果顯示，模型擬合指數(shù)差異ΔCFI<0.01，ΔTLI>0.02，存在確定的差異，因此，弱等值模型不成立。

3.3.4?患方醫(yī)患滿意度1問卷

采用多組驗(yàn)證性因素分析對(duì)患方醫(yī)患滿意度1問卷的性別等值性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表6。如上文分析過程，結(jié)果顯示形態(tài)等值、弱等值、強(qiáng)等值和嚴(yán)格等值模型均成立。

3.3.5?患方醫(yī)患滿意度2問卷

采用多組驗(yàn)證性因素分析對(duì)患方醫(yī)患滿意度2問卷的性別等值性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表7。如上文分析過程，結(jié)果顯示形態(tài)等值、弱等值、強(qiáng)等值和嚴(yán)格等值模型均成立。

3.3.6?患方健康觀問卷

采用多組驗(yàn)證性因素分析對(duì)患方健康觀問卷的性別等值性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表8。如上文分析過程，結(jié)果顯示形態(tài)等值、弱等值、強(qiáng)等值和嚴(yán)格等值模型均成立。

本研究進(jìn)一步對(duì)中國醫(yī)患社會(huì)心態(tài)分問卷在不同性別樣本中的測量等值性進(jìn)行了檢驗(yàn)。單組驗(yàn)證性因素分析的結(jié)果顯示，醫(yī)方和患方醫(yī)患滿意度1問卷的三因子、患方醫(yī)患滿意度2問卷的兩因子結(jié)構(gòu)和醫(yī)方、患方健康觀的二因子結(jié)構(gòu)以及醫(yī)方疾病觀的二因子結(jié)構(gòu)在總樣本、男性樣本與女性樣本中均擬合達(dá)到可接受的標(biāo)準(zhǔn)，可作為進(jìn)一步研究其性別測量等值性的基線模型。

4?討論與結(jié)論

多組驗(yàn)證性因素分析結(jié)果表明患方醫(yī)患滿意度1問卷、患方醫(yī)患滿意度2問卷和患方健康觀問卷形態(tài)等值、弱等值、強(qiáng)等值以及嚴(yán)格等值模型均成立，即三個(gè)問卷在不同性別的醫(yī)生和患者中潛變量的構(gòu)成形態(tài)、各項(xiàng)目的因子負(fù)荷、截距以及誤差方差均相等，所以三個(gè)量表的跨性別測量等值性完全成立。各個(gè)題項(xiàng)在組建具有相同的單位和參照點(diǎn)，用觀測變量估計(jì)的潛變量分?jǐn)?shù)是無偏的，組間比較有測量意義，可以對(duì)男女患者在醫(yī)患滿意度和健康觀上存在的真實(shí)差異做出合理解釋，這種差異并不是問卷本身測量不等值造成的，可進(jìn)行性別組間比較。其次，醫(yī)方滿意度1問卷和醫(yī)方健康觀問卷也滿足了形態(tài)等值、弱等值、強(qiáng)等值模型，但是醫(yī)方疾病觀則只滿足形態(tài)等值標(biāo)準(zhǔn)，無法推論其跨性別測量等值性完全成立。

焦衛(wèi)紅、蔣海蘭、于梅、郭麗和陸霞（2010）使用自編問卷對(duì)北京市某三級(jí)醫(yī)院的患者滿意度進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)患者滿意度在性別方面的差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，其他的研究也有類似的結(jié)論（馮運(yùn)等，2018; 賈婧， 孔凡磊， 閆妮， 任鵬， 李士雪， 2018）。可以看到性別在患者滿意度中的差異普遍存在，因此有必要對(duì)其進(jìn)行深入的探討，而在探討其中的差異是否真實(shí)存在前則需要確定患者的醫(yī)患滿意度的工具具有性別等值，因此此次驗(yàn)證的患者醫(yī)患滿意度工具可以成為一個(gè)用于驗(yàn)證的工具。同樣的，我國居民健康觀素養(yǎng)的研究也發(fā)現(xiàn)男性和女性的健康觀素養(yǎng)水平存在差異（馬震，劉彤，嚴(yán)龍鵬，2012; 張剛等，2019），而本文的患者健康觀問卷也可以成為探究健康觀差異中性別差異的工具。

本研究存在一定的不足，首先是本次研究的樣本量達(dá)到了大樣本的規(guī)模，但結(jié)果顯示各項(xiàng)目得分為非正態(tài)分布。其原因可能為本研究的抽樣方法為方便抽樣法，且各樣本間可能非獨(dú)立，因此選取穩(wěn)健極大似然估計(jì)法進(jìn)行矯正，以期獲得具有代表性的結(jié)論。

其次部分問卷的高級(jí)不變性未得到證實(shí)后就終止了不變性的檢驗(yàn)，實(shí)踐中一旦高一級(jí)的不變性不成立則有時(shí)會(huì)進(jìn)一步尋求不變性未成立的原因，并且進(jìn)一步探索是否存在部分不變性，以進(jìn)一步檢驗(yàn)更高一級(jí)的不變性，未來的研究中可以繼續(xù)對(duì)其中高一級(jí)不變性未證實(shí)的問卷進(jìn)行部分不變性探索，以尋求更準(zhǔn)確的結(jié)果（Vandenberg & Lance， 2000）。其次，研究由于取樣有限，僅僅在性別上進(jìn)行了測量的等值性檢驗(yàn)，而未來可進(jìn)一步對(duì)醫(yī)患兩個(gè)版本各分問卷在職業(yè)和其他因素上進(jìn)行等值性檢驗(yàn)，以進(jìn)一步明確其測量學(xué)特征。

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