黃潔銘 劉步平 鄺潔宜 朱 睿 陳韻冰 歐舒尹

廣州中醫(yī)藥大學公共衛(wèi)生與管理學院 廣東廣州 510006

構建新型醫(yī)患關系是推進健康中國建設的重要路徑[1]，而醫(yī)患信任影響醫(yī)患關系、診療績效和臨床療效[2-4]，日益成為全球關注的重大社會命題，逐漸形成編制量表進行量化研究等熱點領域[5-6]。維克森林醫(yī)師信任量表(wake forest hysician trust scale，WFPTS)作為全球使用最為廣泛的測量工具[7-13]，修訂成中文版后迅速被國內學者用于相關研究并予經(jīng)典測量理論(classical test theory, CTT)檢驗具有良好的信效度[14]。然而，CTT受被試群體影響且不能反映條目難度等關鍵信息[15]，難以全面評價量表優(yōu)劣、揭示應用注意，容易導致量表誤用誤讀。項目功能差異(differential item functioning，DIF)分析[16]通過評估不同群體運用同一條目測到不同潛在特質的程度，能控制CTT被試群體與條目內容相互依賴造成的誤差，被全球奉為量表科學評價和條目篩選的標準程序。因此，我們運用DIF評估WFPTS中文版在性別、教育之間有差異的條目，為完善WFPTS中文版提供依據(jù)。

1 對象與方法

1.1 研究對象

經(jīng)醫(yī)院倫理委員會批準，于2020年5月—2021年5月便利抽取廣州市某三甲醫(yī)院門診患者397例。納入標準：①年齡≥18周歲；②過去1年在該醫(yī)療機構就診≥1次；③認知和讀寫能力正常；④愿意接受調查并簽署知情同意書。排除標準：①年齡<18周歲；②過去1年未在該醫(yī)療機構就診；③認知障礙或讀寫障礙；④不愿接受調查或不愿簽署知情同意書。共發(fā)問卷397份，回收問卷387份且全部有效，有效回收率97.48%。其中，男189例(占48.84%)，18～59歲者305例(占78.81%)，大學以上(含大學)學歷者243例(占62.79%)，月收入<5 000元者229例(占59.17%)，有醫(yī)保者328例(84.76%)。

1.2 研究工具

包括兩部分：①一般情況，包括性別、年齡、受教育程度、月收入、是否購買醫(yī)保等；②WFPTS中文版[14]，共10個條目，條目1、2、4、6、8屬于“仁愛”維度，條目3、5、7、9、10屬于“技術能力”維度，每個條目用1(非常不認同)～5(非常認同)5點評分，條目2、3、7反向計分，得分越高說明研究對象對醫(yī)生信任度越高，信效度均佳。

1.3 質量控制

均由利益無關者實施，統(tǒng)一培訓，規(guī)范用語，獨立調查；數(shù)據(jù)輸入交叉校對，與數(shù)據(jù)分析、結果解釋分別由不同人員執(zhí)行；問卷規(guī)律作答或漏答超過5%者，由3名人員無記名投票決定是否剔除。

1.4 統(tǒng)計分析

數(shù)據(jù)輸入SPSS 20.0軟件，進行主成分分析，計算殘差相關系數(shù)、特征根值、方差解釋率、Cronbach’s α系數(shù)、分離指數(shù)(person separation index，PSI)；運用RUMM 2030的雙參數(shù)Logistic等級回歸計算各個條目不同性別、教育程度的DIF，P<0.01有統(tǒng)計學意義。

2 結果

2.1 單維性檢驗

10個條目間的殘差相關系數(shù)均<0.2，仁愛、技術能力的特征根值依次為14.781、5.832，方差解釋率依次為37.53%、17.06%，Cronbach’s α依次為0.82、0.86，PSI依次0.65、0.66，總方差解釋率53.59%、總Cronbach’s α為0.87，總PSI為0.80。

2.2 DIF結果

2.2.1 年齡DIF 年齡在條目2、條目4、條目9出現(xiàn)了一致性DIF，條目3出現(xiàn)了不一致性DIF，見表1。

表1 年齡在總量表的DIF

2.2.2 受教育程度DIF 教育程度在條目2、條目3、條目5、條目9出現(xiàn)了一致性DIF，條目3出現(xiàn)了不一致性DIF，如表2。

表2 受教育程度在總量表的DIF

2.3 項目特征曲線

2.3.1 年齡項目特征曲線 構建單因子Logistic模型，縱軸為預測得分，橫軸為潛在特質，紅色≥60歲，因條目2、3反向積分，故潛質水平>0大時，圖1、圖2、圖4均示年齡60歲以上者高于60歲以下者，圖3示年齡60歲以上者基本高于60歲以下者，即均存在DIF。

圖1 條目2年齡項目特征曲線

圖2 條目3年齡項目特征曲線

圖3 條目4年齡項目特征曲線

圖4 條目9年齡項目特征曲線

2.3.2 受教育程度項目特征曲線 如前，紅色為大學以下者，因條目2、3反向積分，故潛質水平>0大時，圖5～圖8均示受教育程度大學以上(含大學)者的得分高于大學以下者，都存在DIF。

圖5 條目2教育程度項目特征曲線

圖6 條目3教育程度項目特征曲線

圖7 條目5教育程度項目特征曲線

圖8 條目9教育程度項目特征曲線

3 討論

量表的單維性和內在獨立性是開展GIF分析的前提，通常需要滿足以下條件之一：①總方差解釋率>50%；②條目PSI>0.9；③條目殘差相關系數(shù)均<0.2。本研究的結果，雖然滿足上述條件①和③，說明條目的內部一致性信度良好；但是仁愛和技術能力2個維度的PSI均少于0.7，擬合效果總PSI為0.80，說明各維度存在影響內部一致性的條目。

本研究顯示條目2、3、9在年齡和受教育程度上均存在DIF并達到了顯著水平，說明這3個條目的內容或反映的潛在特質對不同年齡或受教育程度的人群具有偏向性，不能滿足各類群體醫(yī)生信任測量的需要，必須修改完善。嘗試逐個刪除這3個條目，重新進行探索性因素分析，結果累計方差貢獻率、KMO、Cronbach’s α均無明顯改善甚至還有減少。這提示條目2、3、9不宜刪除，應調整表述。

雖然目前受教育程度對醫(yī)生信任的影響罕見報道，但Dougherty等[17]發(fā)現(xiàn)年齡影響患者對醫(yī)生的信任。本研究顯示，在條目2、3、9的Logistic模型得分，受教育程度高者顯著高于受教育程度低者，年齡60歲以上者也基本上顯著高于60歲以下者，一方面“可以毫不猶豫地將我的生命安全交給我的醫(yī)生”(條目9)，另一方面認為“醫(yī)生的水平?jīng)]有達到我認為醫(yī)生應該達到的程度”(條目3)、“我的醫(yī)生總是以他自己是否方便作為選擇治療手段的依據(jù)，而不是這些治療是否合適”(條目2)，受教育程度高者比受教育程度低者更傾向“覺得醫(yī)生選擇的治療方案對我而言是最合適的”(條目5)，說明年長者和高智者的醫(yī)生信任程度偏低，對醫(yī)德醫(yī)術持懷疑態(tài)度，思想行為上可能對醫(yī)療服務更加挑剔，同時更愿配合醫(yī)生診治，更加重視自己健康，可能更加擔心疾病負擔等，進而對醫(yī)生信任持有矛盾心理和過高期望。此外，本研究還顯示，年齡60歲以上者比60歲以下者更傾向“我的醫(yī)生很細致、很體貼”(條目4)，提示年長者更希望受到醫(yī)生的關愛、照顧和尊重，在情感上對醫(yī)生更為依賴，也需求更多。

總之，本研究運用WFPTS中文版方便抽取某院門診患者進行DIF分析，證實該量表內部一致性信度較好，需優(yōu)化條目2、3、9的表述，如能引入認知診斷理論，開展多中心、大樣研究，將為醫(yī)生信任乃至心理測量研究做出更大更好貢獻。