王吟雨，俞海萍*，顧艷芬，周珊珊

1.同濟(jì)大學(xué)附屬東方醫(yī)院，上海 200120；2.同濟(jì)大學(xué)醫(yī)學(xué)院

權(quán)力距離是荷蘭心理學(xué)家霍夫斯泰德提出的“文化維度”的其中一個(gè)維度[1]，并把權(quán)力距離定義為一個(gè)社會(huì)或組織所能承受的權(quán)力分配不均的程度，或是一個(gè)國(guó)家的社會(huì)群體(如家庭、學(xué)校)或組織機(jī)構(gòu)內(nèi)低權(quán)力成員對(duì)權(quán)力分配不均的可接受程度和期望[2]。美國(guó)學(xué)者Inkeles 等研究發(fā)現(xiàn)，與權(quán)威的關(guān)系是決定社會(huì)運(yùn)轉(zhuǎn)和社會(huì)中個(gè)體活動(dòng)的一個(gè)基本因素[3]。醫(yī)患關(guān)系中也存在著權(quán)力關(guān)系，從?？碌奈⒂^(guān)權(quán)力理論范式[4]分析，醫(yī)療活動(dòng)中的權(quán)力關(guān)系主要包括兩方面：掌握專(zhuān)業(yè)醫(yī)學(xué)知識(shí)而具有的醫(yī)生權(quán)威，以及病人所擁有自主認(rèn)知能力和權(quán)力。通常醫(yī)務(wù)人員具備該行業(yè)的專(zhuān)業(yè)技術(shù)知識(shí)，而病人則欠缺這方面的知識(shí)，可以說(shuō)在這種情況下醫(yī)務(wù)人員是賦予高權(quán)力的；然而，在醫(yī)生權(quán)威的另一面，病人也有較大的自主性，他們可以對(duì)醫(yī)生制訂的方案進(jìn)行選擇。醫(yī)患關(guān)系依然是當(dāng)今醫(yī)學(xué)社會(huì)學(xué)的重要議題，良好的醫(yī)患關(guān)系是保障病人醫(yī)療安全的基礎(chǔ)。在診療過(guò)程中，病人的價(jià)值觀(guān)念、治療決策的參與和議程設(shè)定易被忽略，易導(dǎo)致醫(yī)患矛盾，進(jìn)而影響病人的醫(yī)療安全[5]。病人在醫(yī)療活動(dòng)中被視為弱勢(shì)群體，他們可能因受傳統(tǒng)文化的影響而在權(quán)威面前表達(dá)受限，不敢或不愿主動(dòng)告知病情，被動(dòng)地參與決策，即使對(duì)醫(yī)務(wù)人員的行為產(chǎn)生懷疑時(shí)也不詢(xún)問(wèn)。這些在醫(yī)患關(guān)系和醫(yī)患溝通中常見(jiàn)的情況有可能成為病人安全方面的隱患。因此，評(píng)估、測(cè)量病人的權(quán)力距離是促進(jìn)醫(yī)患溝通、提高病人參與意愿的關(guān)鍵。然而，現(xiàn)有個(gè)體權(quán)力距離測(cè)量工具主要以組織管理為背景，且仍然存在缺陷，如開(kāi)發(fā)背景單一、維度不全、新研發(fā)的量表內(nèi)容未有實(shí)質(zhì)性突破、測(cè)量方法等存在爭(zhēng)議等[6]。醫(yī)學(xué)研究中所需測(cè)量的是以醫(yī)療為背景的病人個(gè)體權(quán)力距離，而病人與醫(yī)務(wù)人員之間的醫(yī)患關(guān)系并非組織管理學(xué)意義上的上下級(jí)關(guān)系，因此，目前在學(xué)術(shù)界被廣泛應(yīng)用的個(gè)體權(quán)力距離量表并不適用。包艷等[6]建議通過(guò)深度訪(fǎng)談等方法，結(jié)合我國(guó)傳統(tǒng)文化，開(kāi)發(fā)適合醫(yī)療背景的個(gè)體層面權(quán)力距離的測(cè)量工具，以期豐富個(gè)體權(quán)力距離的內(nèi)涵，為臨床醫(yī)護(hù)人員評(píng)估、測(cè)量病人的權(quán)力距離提供可靠工具，從而更好地促進(jìn)醫(yī)患溝通，提高病人參與意愿，維護(hù)病人安全。

1 研究方法

1.1 理論基礎(chǔ) 霍夫斯泰德的文化維度理論最早被用于評(píng)價(jià)各國(guó)文化差異的框架體系。文化維度理論分為權(quán)力距離、個(gè)人主義/集體主義、男性化與女性化、不確定性的規(guī)避、長(zhǎng)期取向與短期取向、自身放縱與約束6 個(gè)維度?！皺?quán)力距離”是霍夫斯泰德文化維度中一個(gè)重要的維度，是反映一個(gè)國(guó)家內(nèi)部的機(jī)構(gòu)和組織中的成員期望和接受權(quán)力分配不平等這一事實(shí)的程度。個(gè)體層面的權(quán)力距離作為個(gè)體的一種價(jià)值觀(guān)念，是成員對(duì)自身在組織中的地位、權(quán)威和權(quán)力認(rèn)知的體現(xiàn)，塑造個(gè)體的情感、觀(guān)念與行為[6]。然而受個(gè)體自身因素與外在環(huán)境因素的雙重束縛，即便同一個(gè)人在不同的情境因素下也會(huì)展現(xiàn)出不同的權(quán)力距離導(dǎo)向。依據(jù)?？碌奈⒂^(guān)權(quán)力理論對(duì)醫(yī)療活動(dòng)的權(quán)力關(guān)系的闡述，將“病人的權(quán)力距離”界定為：病人在受到醫(yī)務(wù)人員權(quán)威及自主性的影響下，感知與醫(yī)務(wù)人員之間權(quán)力分配不平等的程度差異。本研究根據(jù)霍夫斯泰德文化維度理論中“權(quán)力距離”這一維度為理論基礎(chǔ)，進(jìn)行量表?xiàng)l目的編制。

1.2 量表的基本結(jié)構(gòu)與內(nèi)容 通過(guò)查閱文獻(xiàn)，結(jié)合半結(jié)構(gòu)化訪(fǎng)談，編制病人權(quán)力距離量表。①文獻(xiàn)研究法：查閱醫(yī)患關(guān)系、權(quán)力理論、權(quán)力距離、病人權(quán)利、醫(yī)務(wù)人員權(quán)力等相關(guān)文獻(xiàn)，根據(jù)權(quán)力的本質(zhì)與權(quán)力距離的定義，結(jié)合醫(yī)患權(quán)力關(guān)系、醫(yī)生權(quán)力、病人權(quán)利相關(guān)的文獻(xiàn)，分別制定醫(yī)務(wù)人員及病人的訪(fǎng)談提綱。②理論分析法：根據(jù)文化維度理論中的權(quán)力距離維度對(duì)病人權(quán)力距離的內(nèi)涵進(jìn)行系統(tǒng)、全面分析，為建立評(píng)估量表的條目池提供素材和依據(jù)。③訪(fǎng)談法：通過(guò)文獻(xiàn)調(diào)研，制定訪(fǎng)談提綱，按照訪(fǎng)談提綱對(duì)上海市某醫(yī)院住院部15名醫(yī)護(hù)人員和15 例病人進(jìn)行半結(jié)構(gòu)化訪(fǎng)談，獲取有關(guān)信息和資料，以期對(duì)病人的權(quán)力距離表現(xiàn)有更加深入的認(rèn)識(shí)和了解。通過(guò)以上3種方法，并參考相關(guān)文獻(xiàn)[7-10]，形成的量表包含權(quán)威感知、情感交流、決策參與3 個(gè)維度，共24 個(gè)條目。采用Likert 5 級(jí)評(píng)分法，完全不同意計(jì)5 分，不同意計(jì)4 分，不確定計(jì)3 分，同意計(jì)2 分，完全同意計(jì)1 分，得分越高表示病人的權(quán)力距離越高，以條目均分作為對(duì)病人權(quán)力距離的最終評(píng)價(jià)?！皺?quán)威感知”維度根據(jù)霍夫斯泰德文化維度理論的權(quán)力距離維度所設(shè)立，基于個(gè)體權(quán)力距離的定義“個(gè)體在權(quán)力、地位間的差異導(dǎo)致的一方可能更多地依賴(lài)另一方的程度”，更多地體現(xiàn)了在醫(yī)療活動(dòng)中，病人感知到醫(yī)患間在權(quán)力和地位間的差異程度以及接受程度?！扒楦薪涣鳌本S度亦是基于權(quán)力距離的定義中提及的弱勢(shì)方對(duì)強(qiáng)勢(shì)方的依賴(lài)程度，反映病人對(duì)醫(yī)護(hù)人員在情感方面的依賴(lài)程度。在醫(yī)療活動(dòng)中，病人對(duì)醫(yī)護(hù)人員的依賴(lài)除了在知識(shí)技術(shù)方面還體現(xiàn)在情感方面?！皼Q策參與”維度是基于個(gè)體權(quán)力距離的定義，體現(xiàn)病人對(duì)醫(yī)護(hù)人員專(zhuān)業(yè)知識(shí)技術(shù)方面的依賴(lài)。根據(jù)?？碌奈⒂^(guān)權(quán)力理論，醫(yī)務(wù)人員擁有豐富的醫(yī)療知識(shí)與精湛的專(zhuān)業(yè)技術(shù)，病人對(duì)醫(yī)務(wù)人員知識(shí)技術(shù)的依賴(lài)主要體現(xiàn)在決策方面。病人權(quán)力距離量表初步條目池見(jiàn)表1。

表1 病人權(quán)力距離量表初步條目池

1.3 專(zhuān)家函詢(xún) 德?tīng)柗品▽?zhuān)家數(shù)量一般以15～50 人為宜[11]。本研究邀請(qǐng)20 名專(zhuān)家對(duì)量表?xiàng)l目的重要性進(jìn)行評(píng)價(jià)，其中醫(yī)療管理專(zhuān)家8 人，護(hù)理管理專(zhuān)家8 人，臨床心理學(xué)專(zhuān)家4 人；年齡39～58(48.08±7.29)歲；從事臨床工作10～34(22.58±7.72)年，從事管理工作4～25(10.83±6.85)年；正高級(jí)15 人，副高級(jí)5 人。通過(guò)郵件或當(dāng)面發(fā)放問(wèn)卷的形式，請(qǐng)專(zhuān)家對(duì)每個(gè)條目的重要程度進(jìn)行評(píng)分。按照Likert 5 級(jí)評(píng)分法，不重要、不太重要、一般重要、重要、很重要分別計(jì)1 分、2 分、3 分、4分、5 分。經(jīng)課題組討論確定本研究以條目重要性均分＞4 分、綜合指數(shù)法排序?yàn)闃?biāo)準(zhǔn)進(jìn)行條目篩選。專(zhuān)家咨詢(xún)的可靠性通過(guò)專(zhuān)家的積極系數(shù)、權(quán)威系數(shù)和一致性程度進(jìn)行分析。

1.4 信效度檢驗(yàn)

1.4.1 研究對(duì)象 采用便利抽樣法，選取2020 年11月1 日—2021 年2 月28 日上海市某三級(jí)甲等綜合醫(yī)院內(nèi)科、外科、婦產(chǎn)科住院病人230 例進(jìn)行條目篩選和信效度檢驗(yàn)，研究對(duì)象均知情同意。納入標(biāo)準(zhǔn)：住院時(shí)間＞3 d；年齡≥18 歲；病情穩(wěn)定、精神狀態(tài)良好；有行為能力且同意參加本研究。排除標(biāo)準(zhǔn)：①意識(shí)不清、交談困難者；②精神狀態(tài)較差；③有精神疾??；④產(chǎn)科病人；⑤目前有尚未解決糾紛者。由于量表因子分析時(shí)樣本量應(yīng)為量表?xiàng)l目的5～10 倍[12]，量表初稿有22 個(gè)條目，故樣本量應(yīng)為110～220 例。

1.4.2 條目篩選 根據(jù)項(xiàng)目分析進(jìn)一步對(duì)量表?xiàng)l目進(jìn)行篩選。①臨界比值法：根據(jù)受試者量表總分進(jìn)行排序，求出高低分組的臨界點(diǎn)。依照量表得分的排序結(jié)果，找出前27%（高分組）的得分及后27%（低分組）的得分。依臨界分?jǐn)?shù)將量表得分分成兩組，采用t檢驗(yàn)分析高低組在每個(gè)題項(xiàng)的差異[13]。②相關(guān)系數(shù)法：刪 除 相 關(guān) 系 數(shù)＜0.4 的 條 目[13]。③Cronbach's α 系 數(shù)法：如果某個(gè)條目刪除后，量表Cronbach's α 系數(shù)提高，代表此條目與其他條目的同質(zhì)性不高，考慮刪除該條目[13]。④因子分析法：刪除因子載荷＜0.4 的條目[13]。1.4.3 信度檢驗(yàn) ①內(nèi)部一致性：采用量表及各因子Cronbach's α 系數(shù)判斷，系數(shù)越高表示量表的信度越高。一般Cronbach's α 系數(shù)＞0.7 表示量表的信度較好[14]。②分半信度：把量表分為兩個(gè)部分，采用Spearman Brown 公式計(jì)算兩部分的相關(guān)系數(shù)，一般要求分半信度系數(shù)＞0.7[15]。③組合信度與平均方差抽取量：潛變量的組合信度為模型內(nèi)在質(zhì)量的判別準(zhǔn)則之一，一般而言，若潛在變量的組合信度系數(shù)值均＞0.60，表示模型內(nèi)在質(zhì)量理想。平均方差抽取量可以解釋其指標(biāo)變異量的比值，其數(shù)值越大，表示測(cè)量指標(biāo)越能有效反映其共同因素構(gòu)念的潛在特質(zhì)。一般判別準(zhǔn)則為均值方差提取量＞0.50[16]。④重測(cè)信度：對(duì)同一組被試者先后2 次進(jìn)行測(cè)試，然后計(jì)算2 次得分的相關(guān)系數(shù)，相關(guān)系數(shù)越高，表示前后測(cè)量一致性高，穩(wěn)定性好，一般要求重測(cè)信度系數(shù)＞0.7[15]。在問(wèn)卷調(diào)查結(jié)束后2 周，隨機(jī)抽取20 例住院病人，采用問(wèn)卷星法發(fā)放問(wèn)卷，進(jìn)行重復(fù)測(cè)量。

1.4.4 效度檢驗(yàn) ①內(nèi)容效度：采用專(zhuān)家評(píng)價(jià)的各條目水平的內(nèi)容效度指數(shù)（I-CVI）和量表平均內(nèi)容效度指數(shù)（S-CVI）進(jìn)行測(cè)定。②結(jié)構(gòu)效度：采用探索性因子分析（EFA）建立量表的結(jié)構(gòu)效度，驗(yàn)證性因子分析(CFA)檢驗(yàn)此結(jié)構(gòu)效度的適切性與真實(shí)性?？ǚ阶杂啥缺龋é?/df）接近2 認(rèn)為模型的擬合程度良好[16]，擬合優(yōu)度指數(shù)（GFI）、調(diào)整的擬合優(yōu)度指數(shù)（AGFI）、標(biāo)準(zhǔn)擬合指數(shù)（NFI）、相對(duì)擬合指數(shù)（CFI）、遞增擬合指數(shù)（IFI）等數(shù)值越接近l，擬合度越好[17]。近似誤差均方根（RMSEA）≤0.05 表示數(shù)據(jù)與模型擬合好，＜0.1 也可以接受[16]。

2 結(jié)果

2.1 專(zhuān)家咨詢(xún)結(jié)果 共進(jìn)行了2 輪專(zhuān)家函詢(xún)，第1 輪函詢(xún)發(fā)放問(wèn)卷20 份，回收有效問(wèn)卷20 份，專(zhuān)家積極系數(shù)為100%，其中7 名專(zhuān)家提出建設(shè)性的意見(jiàn)。第2 輪發(fā)放問(wèn)卷20 份，回收有效問(wèn)卷20 份，專(zhuān)家積極系數(shù)為100%，其中3 名專(zhuān)家提出建設(shè)性意見(jiàn)。2 輪函詢(xún)專(zhuān)家權(quán)威系數(shù)（Cr）分別為0.817 和0.846。2 輪函詢(xún)維度的專(zhuān)家協(xié)調(diào)系數(shù)分別為0.251 和0.375；條目的專(zhuān)家協(xié)調(diào)系數(shù)分別為0.233 和0.381；各條目的變異系數(shù)為0.089～0.210 和0.046～0.171。綜合專(zhuān)家意見(jiàn)，經(jīng)過(guò)課題組討論，將條目A1“我認(rèn)為醫(yī)務(wù)人員無(wú)須征詢(xún)病人意見(jiàn)可以直接做決策”修改為“我認(rèn)為醫(yī)務(wù)人員在了解病人病情后可以直接做決策”；條目“我認(rèn)為我可以與醫(yī)生共同制定醫(yī)療決策”“我認(rèn)為我的觀(guān)點(diǎn)有助于制訂醫(yī)療決策”與條目C1 語(yǔ)義重疊，刪除條目C6、C8；條目B4“我希望受到平等的對(duì)待”、條目B5“我認(rèn)為醫(yī)務(wù)人員應(yīng)該受到平等的對(duì)待”欠具體化，予以修改。最終得到22 個(gè)條目的量表。

2.2 條目篩選結(jié)果2.2.1 調(diào)查對(duì)象一般資料 本次調(diào)查共發(fā)放問(wèn)卷230份，回收有效問(wèn)卷224 份，有效回收率為97.39%。一般資料詳見(jiàn)表2。

表2 調(diào)查對(duì)象一般資料（n=224）

2.2.2 項(xiàng)目分析結(jié)果

2.2.2.1 臨界比值法 條目14、條目15、條目16 的高低分組得分比較差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P＞0.05)，在信效度檢驗(yàn)和專(zhuān)業(yè)背景討論的基礎(chǔ)上，對(duì)相應(yīng)條目進(jìn)行修改、添加或刪除。

2.2.2.2 相關(guān)系數(shù)法 條目14～17 得分與總分相關(guān)系數(shù)分別為0.347，0.282，0.329，0.335，均低于0.4，考慮刪除。

2.2.2.3 Cronbach's α 系數(shù)法 條目14～17 刪除后的Cronbach's α 系數(shù)0.904，0.905，0.904，0.904 高于原信度系數(shù)，且修正的項(xiàng)目總相關(guān)＜0.400，表示該題項(xiàng)與其余題項(xiàng)的相關(guān)為低度關(guān)系，同質(zhì)性不高，考慮刪除。2.2.2.4 因子分析法 應(yīng)用SPSS 21.0 軟件進(jìn)行探索性因子分析，KMO 檢驗(yàn)和Bartlett 球形近似χ2檢驗(yàn)結(jié)果 顯 示，KMO 值 為0.909，Bartlett 球 形 檢 驗(yàn) 近 似χ2值為2 004.064（P＜0.001），數(shù)據(jù)適合進(jìn)行因子分析。采用主成分分析法，提取4 個(gè)公因子，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為68.098%。結(jié)果顯示，條目14～17 因子負(fù)荷量分別為0.327，0.261，0.307，0.311，均低于0.4；因子4 僅包含2個(gè)條目（條目5、條目8）且難以命名。綜合分析后刪除條目5、條目8、條目14～17。刪除以上題項(xiàng)后進(jìn)行第2次探索性因子分析，采用主成分分析法，提取3 個(gè)公因子，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為66.507%，分別為權(quán)威感知、情感交流、決策參與，因子分析結(jié)果見(jiàn)表3，碎石圖見(jiàn)圖1。

表3 病人權(quán)力距離量表因子分析結(jié)果

圖1 碎石圖

2.3 量表的信度分析 ①內(nèi)部一致性：量表總體Cronbach's α 系數(shù)為0.908，各維度的Cronbach's α 系數(shù)為0.851～0.908。②折半信度：量表的折半信度系數(shù)為0.852～0.933。③組合信度與平均方差抽取量：該量表3 個(gè)潛在變量的組合信度為0.881，0.909，0.853，均＞0.60。經(jīng)分析，3 個(gè)潛變量的均值方差提取值為0.515～0.668，均＞0.50。④重測(cè)信度：量表整體重測(cè)信度系數(shù)為0.853，各維度的重測(cè)信度為0.808，0.861，0.874（P＜0.01）。

2.4 量表的效度分析 ①內(nèi)容效度：量表的I-CVI 為0.830～1.000，S-CVI 為0.950。②結(jié)構(gòu)效度：χ2/df=1.716，GFI=0.910，NFI=0.916，IFI=0.963，CFI=0.963，相對(duì)擬合指數(shù)（RFI）=0.900，Tucker-Lewis 指數(shù)（TLI）=0.956，RMSEA=0.057，擬合指數(shù)均達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)，提示模型與數(shù)據(jù)擬合程度較好，結(jié)果支持權(quán)威感 知、情感交流和決策參與3 因子模型。見(jiàn)圖2。

圖2 病人權(quán)力距離量表驗(yàn)證性因子分析模型圖

3 討論

3.1 病人權(quán)力距離量表的科學(xué)性 本研究進(jìn)行了量表的內(nèi)在一致性、折半信度和重測(cè)信度分析，結(jié)果顯示，量表的Cronbach's α 系數(shù)為0.908，各維度的Cronbach's α 系 數(shù) 均＞0.8；量 表 整 體 重 測(cè) 信 度 系 數(shù) 為0.853，各維度的重測(cè)信度均＞0.8；量表的折半信度系數(shù)為0.852～0.933。Fornell 等[18]認(rèn)為，量表總體與各維度的重測(cè)信度均＞0.7，說(shuō)明該量表具有較好的內(nèi)部一致性和穩(wěn)定性。本研究邀請(qǐng)的20 名專(zhuān)家在醫(yī)療管理、護(hù)理管理、臨床心理方面具有豐富臨床經(jīng)驗(yàn)，專(zhuān)家可以進(jìn)行專(zhuān)業(yè)層面的修改，專(zhuān)家學(xué)歷、職務(wù)、工作年限、職稱(chēng)等一般資料的分析結(jié)果表明，函詢(xún)專(zhuān)家具有良好的代表性和可靠性[19]；權(quán)威系數(shù)分別為0.817 和0.846，均≥0.7，說(shuō)明專(zhuān)家權(quán)威性較高；2 輪函詢(xún)各條目的協(xié)調(diào)系數(shù)分別為0.233 和0.381，各條目的變異系數(shù)為0.089～0.210 和0.046～0.171。量表維度及條目的適合度均數(shù)有所提高，變異系數(shù)逐漸縮小，肯德?tīng)栂禂?shù)逐漸增高，說(shuō)明專(zhuān)家意見(jiàn)的一致性，更有說(shuō)服力[20]。量表各條目I-CVI 值為0.830～1.000，全部條目的S-CVI 值為0.950，說(shuō)明量表具有較好的內(nèi)容效度[21]；采用探索性因子分析，共提取3個(gè)公因子，各條目的因子載荷均＞0.5，無(wú)雙載荷現(xiàn)象，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為66.507%；采用驗(yàn)證性因子分析對(duì)該量表的因子結(jié)構(gòu)進(jìn)行驗(yàn)證，結(jié)果顯示，所有擬合指數(shù)均達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)[22]，該模型擬合較好，說(shuō)明病人權(quán)力距離量表具有較好的結(jié)構(gòu)效度。

3.2 病人權(quán)力距離量表的臨床價(jià)值 隨著研究的不斷深入，權(quán)力距離的內(nèi)涵也隨之得到擴(kuò)展與延伸。我國(guó)具有獨(dú)特而悠久的歷史文化，有著高權(quán)力距離的文化背景?；谶@樣的文化背景，在醫(yī)療活動(dòng)中受自身與情境因素等影響的病人將會(huì)表現(xiàn)出不同的權(quán)力距離，從而影響著病人決策、安全、知識(shí)獲取等意愿與行為，進(jìn)而影響醫(yī)療質(zhì)量。然而由于以往關(guān)于個(gè)體權(quán)力距離測(cè)量工具的研究脫離權(quán)力距離賴(lài)以生存的土壤，個(gè)體層面的權(quán)力距離的內(nèi)涵和測(cè)量存在較大爭(zhēng)議，有學(xué)者建議采用深度訪(fǎng)談和扎根分析等方法進(jìn)行本土研究。因此，本研究利用文獻(xiàn)分析法、訪(fǎng)談法、德?tīng)柗品ň幹撇∪藱?quán)力距離量表，并經(jīng)過(guò)信效度檢驗(yàn)，且各項(xiàng)指標(biāo)均達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)。本量表為測(cè)量病人個(gè)體權(quán)力距離提供了有效的測(cè)量工具，有助于醫(yī)護(hù)人員從心理層面了解病人在醫(yī)療活動(dòng)中感知到的醫(yī)患距離，有的放矢地制定個(gè)性化的診療方案，促進(jìn)病人參與，增進(jìn)醫(yī)患關(guān)系，保障病人的安全。

4 小結(jié)

本研究?jī)H在上海市某三級(jí)醫(yī)院進(jìn)行了現(xiàn)狀調(diào)查，抽樣范圍及樣本的覆蓋面存在一定的局限性。今后需加強(qiáng)抽樣的代表性，調(diào)查分析不同地域、等級(jí)醫(yī)院的病人，以全面、充分地了解不同地域病人的權(quán)力距離現(xiàn)狀，為促進(jìn)醫(yī)患關(guān)系、提高病人滿(mǎn)意度奠定理論基礎(chǔ)。在現(xiàn)實(shí)生活中存在著高權(quán)力距離和低權(quán)力距離，人們對(duì)權(quán)力距離亦有不同的偏好，有人認(rèn)為低權(quán)力距離優(yōu)于高權(quán)力距離，或者持相反觀(guān)點(diǎn)，這種說(shuō)法是不客觀(guān)的。權(quán)力距離的高或低只是反映了人們對(duì)于自己所處的背景下權(quán)力分配不平等的接受程度。人們很難決定高的還是低的權(quán)力距離更好，關(guān)鍵是權(quán)力距離與所處的現(xiàn)實(shí)背景必須相互適應(yīng)；另一方面，社會(huì)是在不斷變化的，人們對(duì)權(quán)力距離大小的認(rèn)可也會(huì)隨之變化[23]。因此，病人權(quán)力距離分值高低的區(qū)分標(biāo)準(zhǔn)尚待定義，以及其賦值區(qū)間有待研究，這將為病人權(quán)力距離研究提供更深層次的實(shí)踐意義。