馬志強，張寶麗，郭樂

隨著我國分級診療制度在近幾年的落實發(fā)展，基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)不斷建立起以全科醫(yī)生為核心的服務(wù)團隊。啟動落實全科醫(yī)生簽約服務(wù)，引導分級診療體系形成常見慢性病基層首診、急病重癥轉(zhuǎn)診分治、各級醫(yī)院上下聯(lián)動的科學分工，逐漸成為我國醫(yī)療體系未來的發(fā)展方向［1］。盡管現(xiàn)在有很多基層醫(yī)生在進行全科醫(yī)生培訓，但仍存在人才數(shù)量和質(zhì)量問題，且當下看來，質(zhì)量問題尤為嚴重。居民不信任社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心和基層醫(yī)院、直接前往大型綜合醫(yī)療機構(gòu)就醫(yī)的現(xiàn)狀尤為突出。因此全科醫(yī)生質(zhì)量，即其崗位勝任力成為落實基層首診與轉(zhuǎn)診的瓶頸［2］。為有效推進分級診療和滿足居民的健康需求，必須對全科醫(yī)生的崗位勝任力做出測評，從而對全科醫(yī)生的教育、培養(yǎng)、考核等全流程環(huán)節(jié)給予更準確的建議。目前在全科醫(yī)生崗位勝任力測量方面，相對于國外全科醫(yī)生組織和協(xié)會成熟的崗位勝任力測量、評估方法和模型運用情況，我國尚未形成正式且統(tǒng)一的崗位勝任力測量評價體系。基于此，本研究聚焦中國基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)中為社區(qū)居民提供簽約服務(wù)情境下的全科醫(yī)生，結(jié)合相關(guān)研究中以扎根分析結(jié)果為基礎(chǔ)的全科醫(yī)生崗位勝任力模型，編制、設(shè)計全科醫(yī)生崗位勝任力量表，以期能夠?qū)θ漆t(yī)生工作產(chǎn)生正向激勵，促進簽約服務(wù)不斷提質(zhì)增效，從而增加居民對全科醫(yī)生的信賴。

1 全科醫(yī)生與全科醫(yī)生崗位勝任力界定

全科醫(yī)生是隨著歐美等國家社會老齡化的發(fā)展，醫(yī)療體系日漸完善而產(chǎn)生臨床醫(yī)生類別，西方國家也將全科醫(yī)生稱為家庭醫(yī)生，世界家庭醫(yī)師組織（WONCA）將全科醫(yī)生定義為負責為任何有需要的人提供綜合性醫(yī)療保健服務(wù)的醫(yī)生［3］。而我國的全科醫(yī)生主要包括在各級綜合醫(yī)院、社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心注冊的全科醫(yī)生及具備全科資質(zhì)的鄉(xiāng)村醫(yī)生等。因此，本文將全科醫(yī)生定義為基層一線的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)提供者［4］，主要以團隊合作的形式承擔基層社區(qū)常見病、多發(fā)病、慢性病的首診與轉(zhuǎn)診、預防保健、康復管理等服務(wù)工作，并為居民提供以預防為導向、持續(xù)、綜合的全方位照顧，擔任著居民健康的“守門人”角色［5］。

勝任力研究起源于美國，著名心理學家、哈佛大學教授MCCLELLAND［6］1973年在人員選拔程序中界定了勝任力概念，認為其是工作績效優(yōu)異者所具備的一些個人特征，具體包括工作中所需的特定知識和技能、適應(yīng)能力或性格特質(zhì)等，被統(tǒng)稱為個體對于某工作和任務(wù)角色的勝任力，這些勝任特征可以突顯工作績優(yōu)者與表現(xiàn)平庸者的巨大區(qū)別。國內(nèi)學者仲理峰等［7］（2003年）則認為應(yīng)該將人們履行崗位工作職責時表現(xiàn)出的具體、可觀察的行為特征定義為勝任力，認為其應(yīng)該是人們能夠順利從事工作等外顯特征的集中體現(xiàn)，通過辨認持久的潛在勝任特征，才能找出某崗位中的績優(yōu)者。具體在醫(yī)療服務(wù)領(lǐng)域，勝任力的內(nèi)涵還需考慮與醫(yī)療護理工作特征相關(guān)的內(nèi)容。CHERAGHI-SOHI等［8］（2008年）發(fā)現(xiàn)全科醫(yī)生勝任初級衛(wèi)生保健工作職責過程中，除了應(yīng)具備臨床知識和技術(shù)能力外，還應(yīng)當具備對患者的護理與關(guān)懷能力；杜改燕等［9］（2011年）基于培訓實踐提出了醫(yī)療、預防、照顧、康復、學習5項全科醫(yī)生必須具備的核心能力；蘇芳等［10］（2015年）認為，與其他臨床醫(yī)務(wù)工作者相比，全科醫(yī)生獨有的勝任力是首診服務(wù)能力和意識、全科醫(yī)學思維和工作理念的集合；林朝芬［11］（2020年）提出扎實且全面的醫(yī)學專業(yè)知識、高尚的職業(yè)人文道德及良好的人際溝通能力等是全科醫(yī)生需具備的勝任素質(zhì)?？梢钥闯鰧W者對全科醫(yī)生崗位勝任力的解釋著重強調(diào)全科醫(yī)生的專業(yè)知識與技能等外顯性勝任力，對全科醫(yī)生價值觀、個人動機與特質(zhì)等隱性勝任力的關(guān)注不足。這不僅與全科醫(yī)生“健康守門人”的工作職責不相匹配，也忽視了全科醫(yī)生處于簽約服務(wù)工作情境下的勝任力要求。

因此，本文基于國內(nèi)外學者對全科醫(yī)生崗位勝任力研究不足的現(xiàn)狀，在團隊運用扎根理論方法探索全科醫(yī)生崗位勝任力模型研究成果的基礎(chǔ)上，從全科服務(wù)能力、人文執(zhí)業(yè)能力、團隊協(xié)作能力和學習發(fā)展能力4個維度來衡量全科醫(yī)生崗位勝任力。其中，全科服務(wù)能力和學習發(fā)展能力分別是全科醫(yī)生崗位勝任力的外在表現(xiàn)和外在驅(qū)動，屬于勝任力的外顯層面，決定了全科醫(yī)生提供簽約服務(wù)的能力水平；人文執(zhí)業(yè)能力和團隊協(xié)作能力則是全科醫(yī)生的內(nèi)在特質(zhì)與能力，屬于勝任力的內(nèi)隱層面，決定了全科醫(yī)生提供簽約服務(wù)的能力潛質(zhì)。

2 對象與方法

2.1 量表生成與問卷設(shè)計

2.1.1 初始題項擬定 （1）確定初始題項池：基于勝任力模型構(gòu)建過程中的范疇提煉，結(jié)合文獻回顧并參考相關(guān)勝任力量表［11-14］，本研究初步擬定了涵蓋4個維度的20個測量題項作為初始題項池。（2）初次校正量表：由3名具有量表開發(fā)經(jīng)驗的博士研究生通讀評判題項，消除題項中的語病與歧義，并從67個全科醫(yī)生勝任初始概念中尋找可以補充相關(guān)維度的測量題項，補充相關(guān)測量題項至24個。（3）二次校正量表：邀請2名本專業(yè)的教授及3名本地社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心的全科醫(yī)生，以小組討論的形式閱讀已擬定的24個題項，從相關(guān)術(shù)語的易讀性和語言表達的準確性方面對題項進行修改和合并，最終得到全科醫(yī)生崗位勝任力測量題項21個（表1）。全科醫(yī)生崗位勝任力初始量表每個維度有≥4個測量題項，這符合管理學相關(guān)研究建議（量表中不同維度應(yīng)至少有3個題項），可以初步保證量表的內(nèi)容效度良好。

表1 全科醫(yī)生崗位勝任力初始量表Table 1 The draft of the General Practitioner Competency Rating Scale

2.1.2 問卷設(shè)計 考慮全科醫(yī)生崗位勝任力的外部評價涉及主體較多、誤差較大，因此本研究基于全科醫(yī)生自我評價角度進行調(diào)查問卷設(shè)計，問卷內(nèi)容包括問卷填寫提示和問卷主體兩部分。（1）問卷填寫提示設(shè)計。問卷填寫提示需要通過簡潔、明確、無疏漏的表達，給予答卷者有關(guān)問卷的重要提醒信息。開頭提示部分主要闡述本次問卷調(diào)查的目的，對調(diào)研對象鄭重承諾（強調(diào)數(shù)據(jù)僅用作學術(shù)研究并嚴格保密等），明確提出需要完整填答問卷中每一題等基本要求，以及表示對調(diào)研對象的感謝等；問卷中間部分需要告知答卷者具體操作和目前的答卷進度，強化其繼續(xù)答卷的信心；結(jié)尾提示部分主要表達對答卷者的感謝與祝福。（2）問卷主體結(jié)構(gòu)設(shè)計。問卷主體內(nèi)容包括調(diào)研醫(yī)生的基本信息與全科醫(yī)生崗位勝任力量表兩部分。第一部分對答卷全科醫(yī)生的性別、年齡、工作年限、從業(yè)資格培訓、單位規(guī)模、職稱信息進行調(diào)查，通過基礎(chǔ)信息體現(xiàn)出的調(diào)研醫(yī)生背景，在一定程度上可以作為問卷真實性的保證和后期清洗的依據(jù)。第二部分為全科醫(yī)生自評崗位勝任力水平，共有21個題項，涵蓋全科醫(yī)生崗位勝任力的4個維度。問卷采用Likert 5點計分方式，由調(diào)研的全科醫(yī)生根據(jù)自身感受的實際情況與題項語句描述的符合程度在對應(yīng)區(qū)域打?qū)矗勘碇小?分”表示與題項表述非常不符合，“5分”表示與題項表述非常符合。

2.2 調(diào)研開展

2.2.1 調(diào)研對象選取 2021年4—8月，課題組調(diào)研團隊對各級公立綜合醫(yī)院中的全科醫(yī)學科及社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心的全科醫(yī)生進行調(diào)研。研究所用數(shù)據(jù)主要通過以下兩種渠道獲得：一是在獲得地區(qū)衛(wèi)生健康委員會或基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)相關(guān)科室的同意下，直接進入醫(yī)院全科醫(yī)學科和社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心對全科醫(yī)生進行現(xiàn)場調(diào)研。這種數(shù)據(jù)收集渠道的優(yōu)勢在于，在問卷填寫過程中可以與醫(yī)生溝通交流，了解其日常工作信息和簽約服務(wù)現(xiàn)狀，由調(diào)研團隊現(xiàn)場分發(fā)、答疑解惑、回收能夠較好地保證數(shù)據(jù)的真實性。二是借助“問卷星”平臺，以發(fā)放電子問卷的方式進行調(diào)查。由于調(diào)研后期不同地區(qū)新型冠狀病毒感染疫情的防控措施限制，數(shù)據(jù)收集進度無法達成原定計劃，因此只能通過部分全科醫(yī)生在其工作群和朋友圈進行問卷發(fā)放的方式擴大調(diào)研樣本的分布范圍，保證數(shù)據(jù)在全國主要省級行政區(qū)域的基本覆蓋，對提高研究結(jié)果普適性具有一定幫助。調(diào)研對象排除標準：（1）未完整作答問卷者，即存在題項漏答，尤其是問卷第6題（所在省份地區(qū)）未填寫者；（2）重復作答問卷只保留一份（主要指同一IP地址多次填寫者）；（3）明顯不認真填寫問卷者，例如累計作答時間＜2 min者等；（4）問卷作答存在明顯邏輯錯誤者，包括IP地址與工作單位不在相同省份者，年齡、工作年限與職稱等級三者明顯不匹配者。共回收調(diào)查問卷450份，其中有效問卷402份，問卷有效回收率為89.3%。有效問卷數(shù)量測量題項數(shù)與有效問卷數(shù)量達到1∶10的比例，符合進行實證分析的基本要求。

2.2.2 初始量表的題項凈化 由于本次問卷調(diào)查未進行預調(diào)研，為探究量表題目是否符合問卷內(nèi)涵，本研究參照齊麗云等［13］（2017年）的做法在對數(shù)據(jù)因子分析前對量表題項進行了凈化。運用SPSS 26.0軟件計算出各題項的Cronbach's α系數(shù)和項目-總體相關(guān)系數(shù)（CITC）來判斷量表的內(nèi)部一致性和項目總分相關(guān)性，若項目Cronbach's α系數(shù)＞0.6且CITC值≥0.5，則予以保留，否則進行刪減。

2.2.3 探索性因子分析 （1）本研究從樣本數(shù)據(jù)中隨機抽取201份問卷，標記為數(shù)據(jù)A并用于探索性因子分析。在進行探索性因子分析前，需要確定量表中涵蓋的各維度變量間是否具有相關(guān)性，因此首先通過SPSS 26.0軟件進行KMO檢驗和Bartlett's球形檢驗，根據(jù)經(jīng)驗標準值判斷數(shù)據(jù)A是否適用于開展探索性因子分析。（2）運用主成分分析法抽取特征值＞1的因子，并結(jié)合碎石圖提取量表維度。（3）為了獲取具有較高理論意義和價值的因子結(jié)構(gòu)，本研究采取最大方差法旋轉(zhuǎn)展開分析，通過對比探索性因子分析結(jié)果和模型構(gòu)建的相關(guān)結(jié)論，初步驗證量表合理性。

2.2.4 驗證性因子分析 （1）本研究將樣本數(shù)據(jù)中剩余的201份問卷標記為數(shù)據(jù)B，運用AMOS 21.0軟件進行一階驗證性因子分析，進一步檢驗全科醫(yī)生崗位勝任力量表維度設(shè)置的合理性，并通過不斷地嘗試、檢驗以判斷是否還有其他因子結(jié)構(gòu)存在的可能性，引入不同因子結(jié)構(gòu)的一階競爭模型進行對比。（2）根據(jù)以往研究經(jīng)驗，在量表維度的一階驗證過程中若一階因子之間存在較高的相關(guān)性，說明可能存在多重共線性的問題或者具有更高層次的因子結(jié)構(gòu)［13］。因此本研究還對量表進行了二階驗證性因子分析，以期能較好地反映更高一層的潛在因素，其收斂效度可以通過一、二階因子鏈接中形成的標準化路徑指數(shù)來檢驗并判斷［14］。

2.2.5 最終量表的信效度檢驗 （1）信度檢驗結(jié)果反映數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性，即驗證全科醫(yī)生崗位勝任力量表的可靠性，一般根據(jù)Cronbach's α系數(shù)判定。（2）效度檢驗是指測量結(jié)果與試圖達到的目標之間的接近程度，包括內(nèi)容效度和結(jié)構(gòu)效度，反映的是最終全科醫(yī)生崗位勝任力量表的有效程度，其中結(jié)構(gòu)效度可經(jīng)收斂效度和區(qū)分效度細分后綜合體現(xiàn)。

2.3 統(tǒng)計學方法 采用SPSS 25.0、AMOS 17.0軟件進行統(tǒng)計分析，計數(shù)資料以相對數(shù)表示，檢驗水準α=0.05。

3 結(jié)果

3.1 參與調(diào)研全科醫(yī)生基本情況 402例參與調(diào)研全科醫(yī)生中，男231例（57.5%），女171例（42.5%）；年齡31～35歲179例（44.5%）；工作年限11～15年182例（45.3%）；其他基本情況見表2。

表2 參與調(diào)研全科醫(yī)生基本情況（n=402）Table 2 Basic information of the survey sample

3.2 題項凈化結(jié)果 鑒于量表中題項QK6和RW6的CITC值低于經(jīng)驗標準值0.5，將其刪除后量表的Cronbach's α系數(shù)有明顯改善，且大于所在維度的Cronbach's α系數(shù)，因此刪除這兩個題項（表3）。

表3 初始量表的內(nèi)部一致性檢驗Table 3 Internal consistency test of the draft of the scale

3.3 探索性因子分析結(jié)果

3.3.1 KMO和Bartlett's球形檢驗結(jié)果 基于數(shù)據(jù)A的計算結(jié)果顯示，KMO值為0.923，高于經(jīng)驗標準值0.7，說明存在著較多的共同因子。Bartlett's球形檢驗中χ2值為2 319.759，自由度為171，P＜0.001，表明數(shù)據(jù)相關(guān)矩陣間有共同因素存在，提示數(shù)據(jù)A適合進行因子分析。

3.3.2 主成分提取與旋轉(zhuǎn)成分矩陣 （1）基于數(shù)據(jù)A進行主成分提取，軟件分析報告結(jié)果顯示初始特征值＞1.000的因子有4個，其中因子1的特征值為9.105，解釋方差百分比為47.922%，因子2的特征值為1.515，解釋方差百分比為7.976%，因子3的特征值為1.224，解釋方差百分比為6.444%，因子4的特征值為1.014，解釋方差百分比為5.338%，主要因子總方差累計貢獻率為67.680%（表4），符合＞50%的經(jīng)驗標準值，說明4個因子結(jié)構(gòu)對于原始數(shù)據(jù)的解釋度較為理想。碎石圖結(jié)果顯示，折線在成分5之前急劇下降，并在之后基本趨向平緩（圖1），說明凈化后的19個題項提取4個公因子較為合適，基本保留了模型中的4個維度。（2）旋轉(zhuǎn)成分矩陣結(jié)果顯示，由于每個條目在對應(yīng)維度上的因子載荷均＞0.50，在其他維度上的交叉載荷均較小，因此全科醫(yī)生崗位勝任力量表剩余19個題項得以保留（表5）。

表4 基于數(shù)據(jù)A的總方差解釋和主成分提取結(jié)果（n=201）Table 4 Factors extracted from principal component analysis with percent of total variance explained based on self-rated competencies of sample A

圖1 因子分析碎石圖Figure 1 Scree plot of factor analysis

3.4 驗證性因子分析結(jié)果

3.4.1 一階驗證性因子分析 基于數(shù)據(jù)B，運用最大似然法分別對量表所有題項的一階單因子、二因子、三因子和四因子模型進行擬合，部分競爭模型示意見圖2～5，并通過相關(guān)指標系數(shù)值與經(jīng)驗標準值的差異評判一階競爭模型的優(yōu)劣。

圖2 單因子模型Figure 2 Single-factor model

圖3 二因子模型Figure 3 Two-factor model

圖4 三因子模型Figure 4 Three-factor model

圖5 全科醫(yī)生勝任力量表一階因子結(jié)構(gòu)模型Figure 5 The first-order confirmatory factor analysis of the General Practitioner Competency Rating Scale

量表題項的不同一階競爭模型擬合指標系數(shù)見表6，可以看出量表的四因子模型擬合程度最好。具體而言，絕對擬合指數(shù)χ2/df為1.327，小于經(jīng)驗標準值3，說明擬合良好；近似誤差均方根（RMSEA）為0.040，小于經(jīng)驗標準值0.05；擬合優(yōu)度指數(shù)（GFI）為0.913，達到0.9以上的理想水平，表明模型可以接受；簡約擬合優(yōu)度指數(shù)（PGFI）為0.702，大于經(jīng)驗標準值0.5，表明模型較為簡約。因此，全科醫(yī)生崗位勝任力量表的一階四因子競爭模型擬合指標均達到較為理想的水平，說明量表具有較好的區(qū)分效度。同時量表各維度因子載荷見圖5，所有題項在對應(yīng)維度上的標準化載荷系數(shù)均高于0.5，且均在P＜0.001的水平上顯著，通過了t檢驗，說明量表具有較好的聚合效度。

表6 各競爭模型驗證性因子分析整體擬合系數(shù)Table 6 Results of validation factor analysis for each competitive model

3.4.2 二階驗證性因子分析 全科服務(wù)、人文執(zhí)業(yè)、團隊協(xié)作和學習發(fā)展這4個維度之間的相關(guān)系數(shù)為0.68～0.72，說明該結(jié)構(gòu)模型的一階因子間可能存在多重共線性的問題，也可能具有更高層次的因子結(jié)構(gòu)。因此本研究對量表進行了二階驗證性因子分析，二階驗證性因子分析結(jié)果為：χ2/df為1.312，RMSEA為0.039，GFI為0.913，PGFI為0.711，規(guī)范擬合指數(shù)（NFI）為0.907，Tucker-Lewis指數(shù)（TLI）為0.972，比較擬合指數(shù)（CFI）為0.976。擬合程度略微優(yōu)于四因子結(jié)構(gòu)模型，因此認為全科醫(yī)生崗位勝任力量表的二階結(jié)構(gòu)方程模型的擬合度可以接受。

二階路徑檢驗結(jié)果見圖6，全科服務(wù)能力維度的路徑系數(shù)為0.83、人文執(zhí)業(yè)能力維度的路徑系數(shù)為0.86、團隊協(xié)作能力維度的路徑系數(shù)為0.83、學習發(fā)展能力維度的路徑系數(shù)為0.82，均高于臨界值0.7。綜上可以認為，量表的4個維度可以較好地收斂于全科醫(yī)生崗位勝任力這一更高層面的概念，能較好地體現(xiàn)其崗位勝任力水平。

圖6 全科醫(yī)生勝任力二階因子模型Figure 6 The second-order confirmatory factor analysis of the General Practitioner Competency Rating Scale

3.5 最終量表的信效度檢驗結(jié)果

3.5.1 信度檢驗結(jié)果 通過信度檢驗，全科醫(yī)生崗位勝任力量表全科服務(wù)能力、人文執(zhí)業(yè)能力、團隊協(xié)作能力、學習發(fā)展能力4個維度的Cronbach's α系數(shù)分別為0.877、0.850、0.810、0.811，總Cronbach's α系數(shù)達到0.929，由此可以認為量表具有良好的信度。

3.5.2 效度檢驗結(jié)果 就收斂效度而言，全科醫(yī)生崗位勝任力量表中4個維度19個題項的標準化荷載系數(shù)均＞0.5，并達到顯著水平，全科服務(wù)能力、人文執(zhí)業(yè)能力、團隊協(xié)作能力和學習發(fā)展能力4個因子的平均萃取方差（AVE）均＞0.5，依次分別為0.545、0.535、0.523、0.520，組合信度（CR）均＞0.7，依次為0.878、0.851、0.814、0.813。

區(qū)分效度見表7，本研究中全科醫(yī)生崗位勝任力量表的4個維度間相關(guān)系數(shù)最大值為0.689，遠小于經(jīng)驗標準閾值0.85，由此可以確定量表的各維度間不存在高相關(guān)系數(shù)，從而也不會導致量表內(nèi)部產(chǎn)生多重共線性的問題。同時表格對角線上的各因子AVE算術(shù)平方根值均大于表格下半?yún)^(qū)因子間的相關(guān)系數(shù)值。

表7 全科醫(yī)生勝任力量表的區(qū)分效度分析Table 7 Discriminant validity of the General Practitioner Competency Rating Scale

4 討論

本文基于全科醫(yī)生崗位勝任力模型從全科服務(wù)能力、人文執(zhí)業(yè)能力、團隊協(xié)作能力、學習發(fā)展能力4個維度出發(fā)構(gòu)建全科醫(yī)生崗位勝任力自評量表，并用定量研究方法實證檢驗了此量表的信效度。首先是內(nèi)容效度，內(nèi)容效度反映的是量表在多大程度上完整反映構(gòu)念的測量指標。本研究是在參考相關(guān)量表構(gòu)建文獻及基于深度訪談的扎根理論分析基礎(chǔ)上形成的全科醫(yī)生崗位勝任力量表題項；為使測量題項具備較好的針對性，在形成問卷前，請相關(guān)專家就題項的內(nèi)涵和表述進行了兩輪修改完善，最終形成初始問卷；分別對初始量表進行探索性因子分析、驗證性因子分析，且用于分析的樣本覆蓋了全國主要省級行政區(qū)域的全科醫(yī)生，收集調(diào)研數(shù)據(jù)后又進一步通過定量分析的方法刪除了部分不合內(nèi)涵的題項。綜合以上判斷，本研究構(gòu)建的全科醫(yī)生崗位勝任力量表內(nèi)容效度是合理的。結(jié)構(gòu)效度方面，根FORNELL等［15］（1981年）的觀點，本研究中因子荷載、AVE和CR指標都達到了經(jīng)驗標準閾值，可以認為全科醫(yī)生崗位勝任力量表具有良好的收斂效度；區(qū)分效度方面，各因子的AVE算術(shù)平方根值均大于因子間的相關(guān)系數(shù)，可以認為相應(yīng)維度間具有較好的區(qū)分效度。綜合以上分析可以認為，本研究所構(gòu)建的全科醫(yī)生崗位勝任力量表具有較好的信度和效度，能夠被后續(xù)影響因素研究中用于勝任力測量。

本研究仍存在一定的局限性：一方面，本研究開發(fā)的全科醫(yī)生崗位勝任力測量量表采取的是自評形式收集數(shù)據(jù)，評價較為主觀，未來可以考慮通過發(fā)放基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)管理者與全科醫(yī)生的配對問卷、全科醫(yī)生與社區(qū)居民的配對問卷等形式收集非自評數(shù)據(jù)，從而提高全科醫(yī)生崗位勝任力測量的信效度；另一方面，受限于數(shù)據(jù)可及性，本次全科醫(yī)生崗位勝任力量表開發(fā)回收過程中的調(diào)查問卷抽樣存在一定偏差，未來可以通過強化區(qū)域抽樣的科學性和增加樣本數(shù)量來進一步提升全科醫(yī)生崗位勝任力量表的可靠性和適用性。

作者貢獻：馬志強負責總體研究目標的制定，文章的構(gòu)思、設(shè)計與指導，為研究課題提供資金支持并進行質(zhì)量控制、審校與監(jiān)督管理；張寶麗進行論文撰寫與修訂，對文章整體負責；郭樂進行資料收集整理、數(shù)據(jù)分析與文章修訂。

本文無利益沖突。