患方角色視域的醫(yī)療糾紛形成研究
——患者感知維度、患者偏差維度與公立醫(yī)院醫(yī)療糾紛形成

徐偉 丁云龍

（哈爾濱工業(yè)大學(xué)，黑龍江哈爾濱 150001）

患方角色視域的醫(yī)療糾紛形成研究
——患者感知維度、患者偏差維度與公立醫(yī)院醫(yī)療糾紛形成

徐偉 丁云龍

（哈爾濱工業(yè)大學(xué)，黑龍江哈爾濱 150001）

文章在文獻(xiàn)回顧基礎(chǔ)上，明確患者角色轉(zhuǎn)變的影響因素，建立公立醫(yī)院服務(wù)失當(dāng)?shù)幕颊吒兄S度、患者偏差維度和公立醫(yī)院醫(yī)療糾紛形成之間關(guān)系的概念模型，并對黑龍江省內(nèi)具有代表性的12所公立醫(yī)院實證分析。研究結(jié)果表明:患者感知維度公立醫(yī)院服務(wù)失當(dāng)?shù)母饕?，通過患者偏差維度的中介傳遞促使公立醫(yī)院醫(yī)療糾紛的形成?；颊吒兄S度的資源配置失衡對低服務(wù)滿意度、醫(yī)療服務(wù)非標(biāo)化對患者認(rèn)知偏差和就醫(yī)行為偏差、產(chǎn)品分類模糊對就醫(yī)行為無顯著影響。

公立醫(yī)院；醫(yī)療糾紛；患者維度

一、患方角色轉(zhuǎn)換與醫(yī)療糾紛

（一）患者角色轉(zhuǎn)換

根據(jù)社會角色理論及患者角色特點，本文研究的患者角色轉(zhuǎn)換分為身體生理層面患者、社會心理層面患者和行政法律層面患者。身體生理層面患者主要是指患者個體表現(xiàn)為單純的生物學(xué)屬性，或者社會心理學(xué)屬性無表現(xiàn)。社會心理層面患者主要是指患者個體表現(xiàn)為明顯的社會心理學(xué)屬性。行政法律層面患者主要是指由于醫(yī)療服務(wù)失當(dāng)或者醫(yī)院沒有采取科學(xué)的糾紛防范和治理措施，致使醫(yī)患之間形成明顯沖突，并以行動訴諸行政和法律解決。

（二）患方角色轉(zhuǎn)換與醫(yī)療糾紛的關(guān)系

新型醫(yī)學(xué)模式出現(xiàn)及患者需求多樣化，使患者角色發(fā)生重大轉(zhuǎn)換，即從身體生理層面向社會心理層面及行政法律層面轉(zhuǎn)換。據(jù)中華醫(yī)院管理學(xué)會統(tǒng)計，相關(guān)行政法律部門處理的醫(yī)療糾紛案件中，有84%的成因歸于社會心理等非生理層面因素。為有效解決患者社會心理需求，臺灣長庚醫(yī)院設(shè)立社會部，從其成立十周年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)看，醫(yī)療糾紛較社會部成立初期減少了38%。邱少娟等人指出，由于醫(yī)院沒有根據(jù)患者角色特點采取針對性診療服務(wù)措施，致使患者角色向行政法律層面轉(zhuǎn)變，這是醫(yī)療糾紛形成的主要過程[1]。Flint等指出醫(yī)護(hù)人員特別是護(hù)士要強化患者社會心理層面服務(wù)，防止非技術(shù)和疾病方面投訴[2]。綜上所述，患者角色在不同情境下轉(zhuǎn)變的過程，即由身體生理層面患者轉(zhuǎn)換成社會心理層面再轉(zhuǎn)換成行政法律層面的過程，其實就是醫(yī)療糾紛的生成過程。

（三）患方角色轉(zhuǎn)換的影響因素

路瑾指出影響患者角色轉(zhuǎn)變的外部因素主要是醫(yī)學(xué)模式，而患者內(nèi)部因素是患者對醫(yī)療服務(wù)的感知、患者認(rèn)知和就醫(yī)行為[3]。劉虎子指出，如果患者感知醫(yī)療服務(wù)存在問題，會導(dǎo)致患者認(rèn)知、就醫(yī)行為的偏差，進(jìn)而出現(xiàn)低滿意度的評價，促使患者向行政法律層面轉(zhuǎn)變[4]。鄧紅艷等人指出，醫(yī)患角色差異影響患者滿意度，同時患者滿意度也決定患者角色轉(zhuǎn)變[5]。綜上所述，患者角色轉(zhuǎn)變的內(nèi)部影響因素主要是患者感知維度和患者偏差維度（患者認(rèn)知、就醫(yī)行為和低服務(wù)滿意度）。

（四）概念模型構(gòu)建

哈爾濱醫(yī)科大學(xué)附屬第四醫(yī)院是患者比較集中，并具有一定代表性的三級甲等公立醫(yī)院。本文以患者感知維度和患者偏差維度，對其2005—2015年間發(fā)生的465起典型醫(yī)療糾紛案例通過患者訪談及相關(guān)專家與管理者的深入分析，統(tǒng)計分類情況見表1。

表1 患者感知和偏差維度醫(yī)療糾紛成因指標(biāo)統(tǒng)計

由表1可知，患者感知維度和患者偏差維度相關(guān)指標(biāo)是醫(yī)療糾紛的主要影響因素，分別占79.1%和80%，而資源配置失衡、核心能力同質(zhì)化、診療服務(wù)非標(biāo)化和產(chǎn)品分類模糊是患者感知維度的主要指標(biāo)，患者認(rèn)知偏差、就醫(yī)行為偏差和低服務(wù)滿意度是患者偏差維度的主要測量指標(biāo)。

Truter Ilse等指出，在患者感知層面醫(yī)院服務(wù)質(zhì)量不佳的主要表現(xiàn)：第一是醫(yī)院在診療設(shè)備、服務(wù)對象和醫(yī)療人才上存在同質(zhì)化，即核心能力同質(zhì)化；第二是診療流程、技術(shù)規(guī)范和關(guān)鍵節(jié)點上的非標(biāo)化，即醫(yī)療服務(wù)非標(biāo)化[6-7]。吳亞薇指出患者體驗三級甲等公立醫(yī)院服務(wù)質(zhì)量不佳的關(guān)鍵指標(biāo)主要是醫(yī)療資源配置的均衡性，以及醫(yī)院在公共和私有醫(yī)療產(chǎn)品與相關(guān)病種等醫(yī)療產(chǎn)品分類上是否清晰[8]。楊征男等指出，患者認(rèn)知、就醫(yī)行為和滿意度等心理和行為偏差是導(dǎo)致醫(yī)療糾紛的主要成因之一[9]。綜合以上分析，可以假設(shè)患者感知維度公立醫(yī)院服務(wù)失衡的主要指標(biāo)是資源配置失衡、核心能力同質(zhì)化、診療服務(wù)非標(biāo)化和產(chǎn)品分類模糊，患者認(rèn)知偏差、就醫(yī)行為偏差和低服務(wù)滿意度是患者偏差維度的主要測量指標(biāo)。Martin O’Neill等指出患者感知醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量影響患者認(rèn)知、就醫(yī)行為和滿意度，張躍銘指出患者認(rèn)知、就醫(yī)行為和滿意度是形成醫(yī)療糾紛的原因之一[10-12]。

在理論和文獻(xiàn)分析的基礎(chǔ)上，本文認(rèn)為患者感知維度影響患者偏差維度繼而導(dǎo)致醫(yī)療糾紛生成。首先構(gòu)建概念模型（見圖1）并提出研究假設(shè)，通過公立醫(yī)院醫(yī)療糾紛成因案例分析、實地調(diào)查和專家訪談，在此基礎(chǔ)上展開問卷調(diào)查和數(shù)據(jù)分析，應(yīng)用結(jié)構(gòu)方程模型方法論證公立醫(yī)院醫(yī)療糾紛生成影響因素的作用和影響方式，并據(jù)此驗證模型和假設(shè)。

圖1 公立醫(yī)院醫(yī)療糾紛生成影響因素實證分析概念模型

二、研究假設(shè)的提出

（一）資源配置失衡與患者偏差

資源配置失衡主要是指公立醫(yī)院對其擁有和可利用的醫(yī)療資源配置過程中，沒有達(dá)到客觀需求的均衡狀態(tài)。從患者感知維度資源配置失衡主要是指診療科室的齊全性、診療設(shè)備的齊全性和科室發(fā)展的均衡性。研究表明醫(yī)院診療科室設(shè)置齊全與否，不但影響患者的認(rèn)知，還影響患者的就醫(yī)行為和滿意度[13-15]。診療設(shè)置設(shè)備的齊全性直接影響患者對診療效果的認(rèn)知和滿意度，同時越來越多患者選擇擁有診療設(shè)備齊全和先進(jìn)的醫(yī)院就診[16-18]。疾病診療通常并不是由一個科室單獨完成，而是由一個或多個科室協(xié)作完成。因此，醫(yī)院科室發(fā)展均衡與否會直接影響患者的認(rèn)知、選擇醫(yī)院和滿意度[19-21]。

基于上述分析，提出如下研究假設(shè)：

H1a：資源配置失衡越嚴(yán)重，越容易導(dǎo)致患者認(rèn)知偏差；H1b：資源配置失衡越嚴(yán)重，越容易導(dǎo)致患者就醫(yī)行為偏差；H1c：資源配置失衡越嚴(yán)重，越容易導(dǎo)致患者的低服務(wù)滿意度。

（二）醫(yī)療服務(wù)非標(biāo)化與患者偏差

醫(yī)療服務(wù)非標(biāo)化主要指公立醫(yī)院在診療流程、技術(shù)規(guī)范和關(guān)鍵節(jié)點等環(huán)節(jié)標(biāo)準(zhǔn)化程度執(zhí)行不到位，以患者感知維度醫(yī)療服務(wù)非標(biāo)化的表征是診療流程的合理性、技術(shù)規(guī)范的執(zhí)行性、診療方案的科學(xué)性。診療流程越合理，患者對診療的認(rèn)知就會越充分，從而提高就醫(yī)行為的準(zhǔn)確性，并改善醫(yī)患關(guān)系[22-23]。如果每位醫(yī)務(wù)人員都能認(rèn)真執(zhí)行技術(shù)規(guī)范，可以強化患者的正面認(rèn)知、提高患者滿意度，進(jìn)而減少醫(yī)療糾紛發(fā)生[24]。據(jù)北京衛(wèi)計委統(tǒng)計，20%的醫(yī)療糾紛由于溝通不到位或是知情同意權(quán)被剝奪而產(chǎn)生，因此知情告知等關(guān)鍵節(jié)點處理不好直接影響患者認(rèn)知和滿意度[25-26]。

基于上述分析，本文提出如下研究假設(shè)：

H2a：醫(yī)療服務(wù)非標(biāo)化越嚴(yán)重，越容易導(dǎo)致患者認(rèn)知偏差；H2b：醫(yī)療服務(wù)非標(biāo)化越嚴(yán)重，越容易導(dǎo)致患者就醫(yī)行為偏差；H2c：醫(yī)療服務(wù)非標(biāo)化越嚴(yán)重，越容易導(dǎo)致患者低服務(wù)滿意度。

（三）核心能力同質(zhì)化與患者偏差

核心能力同質(zhì)化是指公立醫(yī)院在設(shè)備購置、服務(wù)對象和人才引進(jìn)等方面采取無差異化管理措施，基于患者感知維度其主要特征是高精尖診療設(shè)備不足、?？铺厣粡?、高素質(zhì)人員缺失。我國醫(yī)療資源主要集中在區(qū)域內(nèi)大型公立醫(yī)院，由于在?？圃O(shè)置、設(shè)備引進(jìn)和人才擁有上未形成差異，影響患者認(rèn)知，形成集中大醫(yī)院就醫(yī)的行為，同時也影響醫(yī)院的服務(wù)質(zhì)量[27]?；颊叱霈F(xiàn)認(rèn)知不足、就醫(yī)行為偏差和滿意度不高，其主要原因是市場化改革不到位，公立醫(yī)院之間沒有形成差異化的競爭格局[28]。

基于上述分析，提出如下研究假設(shè)：

H3a：核心能力同質(zhì)化越嚴(yán)重，越容易導(dǎo)致患者認(rèn)知偏差；H3b：核心能力同質(zhì)化越嚴(yán)重，越容易導(dǎo)致患者就醫(yī)行為偏差；H3c：核心能力同質(zhì)化越嚴(yán)重，越容易導(dǎo)致患者低服務(wù)滿意度。

（四）產(chǎn)品分類模糊與患者偏差

產(chǎn)品分類模糊是指公立醫(yī)院對所提供的醫(yī)療服務(wù)產(chǎn)品沒有科學(xué)分類，基于患者感知維度其主要特征是高低端醫(yī)療服務(wù)設(shè)置不足、急病慢病服務(wù)趨同、小病大病服務(wù)差異化不明顯。研究表明“大病”和“急病”病種產(chǎn)生醫(yī)療糾紛的原因主要是醫(yī)院沒有采取有別于“小病”和“慢病”的差異化診療措施，患者認(rèn)為醫(yī)院沒有盡責(zé)，不滿意其服務(wù)[29-30]。據(jù)北京衛(wèi)計委和上海衛(wèi)計委的調(diào)查統(tǒng)計，兩市高端醫(yī)療和特色醫(yī)療主要接診外省患者。

基于上述分析，提出如下研究假設(shè)：

H4a：產(chǎn)品分類模糊性越嚴(yán)重，越容易導(dǎo)致患者認(rèn)知偏差；H4b：產(chǎn)品分類模糊性越嚴(yán)重，越容易導(dǎo)致患者就醫(yī)行為偏差；H4c：產(chǎn)品分類模糊性越嚴(yán)重，越容易導(dǎo)致患者低服務(wù)滿意度。

（五）患者偏差與醫(yī)療糾紛生成

1.患者認(rèn)知偏差?；颊哒J(rèn)知偏差指患者對自身疾病情況、醫(yī)院情況和醫(yī)院治療相關(guān)疾病的效果等的認(rèn)識和了解存在一定偏差。醫(yī)療糾紛成因復(fù)雜，就患者層面由于個體差異、專業(yè)特點及疾病的復(fù)雜性和特殊性，患者和醫(yī)生對醫(yī)療服務(wù)的認(rèn)知會存在很大差異，這種認(rèn)知偏差是產(chǎn)生醫(yī)療糾紛的原因之一[31-32]?；颊叩木歪t(yī)行為在患者認(rèn)知的前提下進(jìn)行，患者根據(jù)自身掌握的知識和經(jīng)驗，選擇醫(yī)院、醫(yī)生和診療方案[33-34]?；颊叩恼J(rèn)知水平直接影響患者滿意度，由于患者認(rèn)知存在差異，可能導(dǎo)致患者對診療服務(wù)期望過高，或是對診療服務(wù)感知質(zhì)量過低，進(jìn)而影響患者的滿意度[35-36]。

基于上述分析，提出如下研究假設(shè)：

H5：患者認(rèn)知偏差與醫(yī)療糾紛正相關(guān)；H6：患者認(rèn)知偏差與就醫(yī)行為偏差正相關(guān)；H7：患者認(rèn)知偏差與低服務(wù)滿意度正相關(guān)。

2.就醫(yī)行為偏差。就醫(yī)行為偏差即患者在選擇醫(yī)院、醫(yī)生、診療儀器和診療方案時存在的偏差。不管大病和小病均選擇大醫(yī)院就醫(yī)的結(jié)果使醫(yī)院工作量超負(fù)荷，致使醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量下降、患者滿意度降低，是誘發(fā)醫(yī)患沖突的成因之一[37-38]?；颊叩木歪t(yī)行為是公立醫(yī)院、社區(qū)醫(yī)院和私立醫(yī)院服務(wù)質(zhì)量和滿意度存在差異的主要原因[39]。

基于上述分析，提出如下研究假設(shè)：

H8：就醫(yī)行為偏差與醫(yī)療糾紛正相關(guān)；H9：就醫(yī)行為偏差與低服務(wù)滿意度正相關(guān)。

3.低服務(wù)滿意度。低服務(wù)滿意度即患者及其家屬對醫(yī)院提供的醫(yī)療服務(wù)認(rèn)可程度較低。醫(yī)療糾紛是患者對醫(yī)院提供的診療服務(wù)過程和診療結(jié)果不滿意而產(chǎn)生的爭執(zhí)，從定義中可見，醫(yī)療糾紛成立的必要條件是不滿意或是低服務(wù)滿意度，通過提升患者滿意度和感知質(zhì)量可以大大降低醫(yī)療糾紛的發(fā)生率[40-41]。

H10：低服務(wù)滿意度與醫(yī)療糾紛正相關(guān)。

三、研究方法

（一）變量測量與研究設(shè)計

本文中調(diào)查問卷主要選擇已有文獻(xiàn)中使用的題項或被廣泛認(rèn)同的較經(jīng)典題項，設(shè)計的問卷題項通過信度和效度檢驗。因此，本文首先選取哈爾濱醫(yī)大四院、哈爾濱市第一醫(yī)院、哈爾濱紅十字醫(yī)院和賓縣人民醫(yī)院4所醫(yī)院小范圍調(diào)研，并修正初始問卷中存在的概念偏差、語意模糊和內(nèi)容不清的題項。問卷設(shè)計采用封閉式，以客觀選擇題為主，除患者基本資料之外，其余問題均采用Likert五級量表形式對變量進(jìn)行相應(yīng)選擇，選擇范圍從1分（非常不符合）到5分（非常符合）。調(diào)查問卷由背景資料、患者感知服務(wù)失當(dāng)因素的相關(guān)調(diào)查題項、患者偏差因素以及醫(yī)療糾紛生成的相關(guān)調(diào)查題項等共同構(gòu)成。

（二）數(shù)據(jù)收集

本文選取區(qū)域內(nèi)具有代表性的公立醫(yī)院及其住院患者。所選公立醫(yī)院必須具備兩個基本條件：（1）所在區(qū)域內(nèi)患者比較集中的醫(yī)院；（2）通過黑龍江省衛(wèi)生計劃委員會的統(tǒng)計，該公立醫(yī)院醫(yī)療糾紛近三年內(nèi)發(fā)生較多?；颊哌x擇條件：（1）必須有兩次以上住院經(jīng)歷；（2）正在住院或即將出院，醫(yī)鬧患者不在調(diào)查范圍。正式問卷發(fā)放對象為校屬醫(yī)院2所、省屬醫(yī)院1所、市屬醫(yī)院5所、縣屬醫(yī)院3所和企業(yè)醫(yī)院1所共12所公立醫(yī)院，現(xiàn)場發(fā)放問卷。本次調(diào)查共發(fā)出問卷800份，回收634份，整體回收率為79.3%。在回收的634份問卷中，剔除其中漏選、邏輯錯誤或答案雷同的無效問卷19份，得到有效問卷為615份，有效問卷回收率為76.9%，樣本數(shù)量滿足利用結(jié)構(gòu)方程模型分析的要求。

（三）信度與效度分析

將615份問卷數(shù)據(jù)輸入SPSS22.0中，計算得到量表總體的Cronbach’s系數(shù)為0.95>0.7，說明量表總體具有較好信度。各個因子變量的Cronbach’s系數(shù)如表2所示，各因子系數(shù)值均大于0.7，滿足量表信度檢驗的要求。

表2 描述性統(tǒng)計與信度測量

數(shù)據(jù)通過因子分析法檢驗后，KMO的值為0.726（>0.5），樣本數(shù)據(jù)可用于因子分析。Bartlett球形檢驗，卡方值為1 799.468，在P<0.001水平下顯著，可用于因子分析。利用最大方差正交旋轉(zhuǎn)因子分析表明，所有題項的因子載荷值均大于0.64，說明量表具有較好結(jié)構(gòu)效度。

四、結(jié)構(gòu)方程模型分析

根據(jù)以上假設(shè)和信度、效度分析，結(jié)構(gòu)方程整合模型見圖2。

（一）模型擬合與修正

本研究使用SPSS22.0和AMOS17.0等統(tǒng)計軟件，首先在AMOS17.0界面下建立結(jié)構(gòu)方程理論模型，利用數(shù)據(jù)對模型擬合，輸出結(jié)果的相關(guān)指標(biāo)見表3。在表3中，x2/df為1.74，滿足要求小于3.0的要求；RMR值為0.076，相對較小，說明該模型比較理想；同時，GFI、AGFI、NFI、NNFI及RFI均大于0.9，符合判別標(biāo)準(zhǔn)；其中，CFI值為0.872，基本符合判別標(biāo)準(zhǔn)；RMSEA=0.076，符合擬合標(biāo)準(zhǔn)[42]。綜上擬合指數(shù)表明，該模型具有較好擬合程度。

圖2 整合模型

表3 整體模型擬合檢驗

模型修正是對理論模型的重新界定。從具體參數(shù)上看，本研究設(shè)計的理論模型中各項擬合指數(shù)基本滿足判別標(biāo)準(zhǔn)。同時，核心能力同質(zhì)化與低服務(wù)滿意度路徑、患者認(rèn)知偏差對醫(yī)療糾紛及低服務(wù)滿意度對醫(yī)療糾紛的系數(shù)沒有顯著差異，說明其未通過檢驗，因此需要修正。

根據(jù)理論分析，核心能力同質(zhì)化是當(dāng)前醫(yī)院發(fā)展的趨勢，也就是說，越是級別較高的醫(yī)院，其核心能力越是向規(guī)范化、統(tǒng)一化發(fā)展。因此，核心能力同質(zhì)化對低服務(wù)滿意度影響較弱，不能產(chǎn)生直接影響，醫(yī)院向大而全的方向發(fā)展還是特色發(fā)展，不是影響患者就醫(yī)滿意度的主要因素。因此，在理論模型中去除這條路徑從而得到修正模型，進(jìn)而得出修改模型后的擬合檢驗指標(biāo)，見表4。

（二）假設(shè)檢驗

修正模型輸出的路徑估計系數(shù)與參數(shù)顯著性檢驗詳見表5。其中，H1c、H2a、H2b和H4b等4個假設(shè)沒有通過顯著性檢驗（P<0.05），其余13個基本假設(shè)均通過顯著性檢驗。根據(jù)表5路徑系數(shù)，對患者認(rèn)知偏差（CP）影響最大的是產(chǎn)品分類模糊（PC），路徑系數(shù)為0.530；對就醫(yī)行為偏差（MB）影響最大的是核心能力同質(zhì)化（CC），路徑系數(shù)為0.201；對低服務(wù)滿意度（LS）影響最大的是核心能力同質(zhì)化（CC），路徑系數(shù)為0.602；對醫(yī)療糾紛（MT）影響最大的是患者認(rèn)知（CP），路徑系數(shù)為1.032。同時，就醫(yī)行為（MB）偏差對低服務(wù)滿意度（LS）有較大影響，路徑系數(shù)為0.112；患者認(rèn)知偏差（CP）對就醫(yī)行為偏差（MB）也有一定影響，路徑系數(shù)為0.083。

表4 修正模型擬合檢驗

表5 修正后的路徑統(tǒng)計

五、結(jié)論

自變量到中介變量關(guān)系參數(shù)均不為零，則中介作用顯著成立。研究結(jié)果表明：患者感知維度對產(chǎn)生醫(yī)療糾紛的影響正相關(guān)；患者偏差維度對調(diào)節(jié)患者感知維度對產(chǎn)生醫(yī)療糾紛的影響中介作用明顯。

（1）資源配置失衡對患者認(rèn)知偏差和就醫(yī)行為偏差產(chǎn)生正向影響，即假設(shè)H1a和H1b通過驗證，但資源配置失衡對低服務(wù)滿意度的正向影響作用不顯著，即假設(shè)H1c沒有通過驗證。說明公立醫(yī)院資源配置失衡會直接誤導(dǎo)患者的正確認(rèn)知，形成患者對所患疾病、診療方案、診療效果、診療費用、醫(yī)院及醫(yī)生等認(rèn)知的偏差。同時由于公立醫(yī)院醫(yī)療資源配置失衡，導(dǎo)致大病小病患者均選擇到大醫(yī)院、掛專家號和使用高端設(shè)備診療等不科學(xué)的就醫(yī)行為。資源配置失衡對低服務(wù)滿意度的正向影響作用不顯著，可能是患者更不滿意于醫(yī)院在核心能力同質(zhì)化的診療服務(wù)上。

（2）醫(yī)療服務(wù)非標(biāo)化對低服務(wù)滿意度產(chǎn)生正向影響，即假設(shè)H2c通過驗證。但醫(yī)療服務(wù)非標(biāo)化對患者認(rèn)知偏差和就醫(yī)行為偏差的正向影響作用不顯著，即假設(shè)H2a和H2b沒有通過證實。說明在當(dāng)前的醫(yī)患關(guān)系中，患者最不滿意的是公立醫(yī)院在診療流程、技術(shù)規(guī)范和關(guān)鍵節(jié)點上的非標(biāo)準(zhǔn)化醫(yī)療服務(wù)。醫(yī)療服務(wù)非標(biāo)化對患者認(rèn)知偏差和就醫(yī)行為偏差沒有顯著影響，可能是對患者認(rèn)知偏差產(chǎn)生最顯著影響的是產(chǎn)品分類模糊。

（3）核心能力同質(zhì)化對患者認(rèn)知偏差、就醫(yī)行為偏差和低服務(wù)滿意度產(chǎn)生正向影響，即假設(shè)H3a、H3b、H3c通過驗證。說明公立醫(yī)院在人才引進(jìn)、服務(wù)對象和疾病診治上的同質(zhì)化，影響患者對醫(yī)生、醫(yī)院和診療方案的科學(xué)認(rèn)知，把差異化的診療服務(wù)誤認(rèn)為無差異化。由于公立醫(yī)院在技術(shù)、人才和服務(wù)上的差異化不明顯，導(dǎo)致患者會選擇大醫(yī)院和資深醫(yī)生就診，患者表現(xiàn)為過度集中于區(qū)域內(nèi)有限幾家大醫(yī)院就診。由于患者個體和疾病的差異化，需求自然不同，而公立醫(yī)院核心能力同質(zhì)化難以滿足差異化需求，低服務(wù)滿意度由此形成。

（4）產(chǎn)品分類模糊對患者認(rèn)知偏差和低服務(wù)滿意度產(chǎn)生正向影響，即假設(shè)H4a和H4c通過驗證。但產(chǎn)品分類模糊對就醫(yī)行為偏差的正向影響不明顯，假設(shè)H4b沒有通過驗證。說明盡管公立醫(yī)院診療服務(wù)到位，但是由于沒有根據(jù)患者疾病和需求特點采取差異化服務(wù)，導(dǎo)致患者誤認(rèn)為醫(yī)院診療服務(wù)不得當(dāng)，進(jìn)而形成低服務(wù)滿意度評價。由于決定患者就醫(yī)行為的主要因素是公立醫(yī)院間核心競爭能力是否存在差異，因此產(chǎn)品分類模糊對就醫(yī)行為偏差正向影響不顯著。

（5）患者認(rèn)知偏差對就醫(yī)行為偏差產(chǎn)生正向影響，就醫(yī)行為偏差對低服務(wù)滿意度產(chǎn)生正向影響，患者認(rèn)知偏差、就醫(yī)行為偏差、低服務(wù)滿意度對醫(yī)療糾紛產(chǎn)生正向影響，即假設(shè)H5、H6、H7、H8和H9通過驗證。說明患者的三個偏差維度之間相互影響，患者心理認(rèn)知偏差會促使就醫(yī)行為偏差的形成，而患者在就醫(yī)行為上的偏差會導(dǎo)致其不滿意醫(yī)院的服務(wù)?；颊哒J(rèn)知偏差、就醫(yī)行為偏差和低服務(wù)滿意度同時對醫(yī)療糾紛的形成產(chǎn)生正向影響，說明公立醫(yī)院要從患者偏差維度采取對策，即改善患者認(rèn)知偏差，引導(dǎo)患者合理就醫(yī)并提高患者滿意度。

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