門診中藥房藥學(xué)服務(wù)滿意度量表的驗證性因素分析

吳舜芳 朱敏燕 林俊杰 嚴彩英

隨著醫(yī)院藥學(xué)工作模式轉(zhuǎn)變，門診藥房的工作重心已由以藥物為中心逐步轉(zhuǎn)向以患者為中心的藥學(xué)服務(wù)模式。藥學(xué)服務(wù)滿意度關(guān)系到患者能否放心、安全、有效地用藥，可通過患者的主觀感受，借助調(diào)查表（量表）進行測量[1]。然而，目前國內(nèi)外藥學(xué)服務(wù)滿意度測評沒有規(guī)范統(tǒng)一的測評量表[2]，作為量表應(yīng)具有良好的信度和效度，才能確保調(diào)查結(jié)果準確、可靠和有效。研究者多先用探索性因素分析（exploratory factor analysis, EFA）探索量表的內(nèi)部結(jié)構(gòu)后再用驗證性因素分析（confirmatory factor analysis, CFA）檢驗量表的效度[3-5]。從原理上看，EFA 和CFA 只有結(jié)合運用，才能相得益彰，使研究更有深度，結(jié)果更具說服力。因此，本研究基于嚴彩英等[6]初步編制的門診中藥房藥學(xué)服務(wù)滿意度量表的EFA 結(jié)果，構(gòu)建CFA 模型，檢驗其構(gòu)念效度，為評價門診中藥房藥學(xué)服務(wù)滿意度提供科學(xué)測量工具。

1 資料與方法

1.1 一般資料

2019年3—6月，采用整群抽樣方法，選取佛山市某三級甲等中醫(yī)醫(yī)院門診患者560 例進行問卷調(diào) 查。入選對象均為已取中藥、年齡≥18 歲、意識清楚、愿意接受調(diào)查的門診患者或家屬。共發(fā)放問卷560 份，回收有效問卷531 份，有效回收率為94.8%。

1.2 調(diào)查工具

根據(jù)嚴彩英等[6]初步編制的門診中藥房藥學(xué)服務(wù)滿意度量表，包括5 個維度20 個條目，分別為流程與環(huán)境（5 個條目）、服務(wù)態(tài)度與個人特質(zhì)（5 個條目）、服務(wù)質(zhì)量（4 個條目）、用藥指導(dǎo)與咨詢（4 個條目）、服務(wù)效率（2 個條目）。條目應(yīng)答選項采用李克特（Likert-Scale）5 級評分法，從非常不滿意到非常滿意，依次賦值1～5 分，量表總分為20～100 分，得分越高，門診中藥房藥學(xué)服務(wù)質(zhì)量越好。經(jīng)過檢驗量表具有良好的信度（Guttman Split-Half 系數(shù)為0.819、Cronbach's α 系數(shù)為0.961）。

1.3 調(diào)查方法

模擬第三方滿意度調(diào)查，由調(diào)查者采用統(tǒng)一指導(dǎo)語，向患者說明調(diào)查的目的和意義，患者理解并同意后發(fā)放問卷，采用無記名方式填寫，當場收回后及時對問卷進行編號。

1.4 統(tǒng)計學(xué)分析

調(diào)查所得的資料用Microsoft Excel 2007 建立數(shù)據(jù)庫，應(yīng)用Amos 21.0 軟件構(gòu)建CFA 模型，進行適配度和構(gòu)念效度（聚斂效度、區(qū)別效度）檢驗。

2 結(jié)果

2.1 假設(shè)模型

嚴彩英等[6]通過EFA 提取的5 個公因子（維度）累積方差貢獻率為94.729%，故設(shè)定5 個維度為潛在變量（因素構(gòu)念），各維度相對應(yīng)的條目為指標變量，故設(shè)為觀察變量?？紤]到5 個潛在變量間有共變關(guān)系且可能有某種程度相關(guān)，因此用雙箭頭符號連結(jié)，協(xié)方差沒有限定為0，繪制一階五因素斜交模型圖。

2.2 模型估計

模型中待估計的自由參數(shù)有50 個，一般認為樣本大小至少應(yīng)為待估計自由參數(shù)的10 倍以上，因此，驗證該模型需要樣本量500 位以上，本研究納入的 樣本量為531 位，符合要求。模型中20 個觀察變量的偏態(tài)系數(shù)為－0.251～0.290，其絕對值小于3；峰度系數(shù)為－0.977～－0.244，其絕對值小于7，表明樣本數(shù)據(jù)符合正態(tài)分布的假定，因此采用最大似然法（maximum likelihood）進行模型參數(shù)估計。數(shù)據(jù)導(dǎo)入后，模型可以順利辨識收斂，一階五因素斜交模型標準化路徑系數(shù)，見圖1。模型適配度指標擬合結(jié)果，見表1，其中χ2=398.087（P＜0.001），RMSEA值90%置信區(qū)間為0.046～0.060，PCLOSE=0.219。

圖1 一階五因素斜交模型標準化路徑系數(shù)圖

2.3 聚斂效度

為確定因素構(gòu)念的測量指標變量是否可以有效反映其相對應(yīng)的潛在特質(zhì)和判別模型的內(nèi)在質(zhì)量，因此從因素負荷量（標準化路徑系數(shù)）、平均方差抽取量（average variance extracted，AVE）和組合信度3 個方面檢驗?zāi)Ｐ偷木蹟啃Ф?，結(jié)果見表2。

2.4 區(qū)別效度

為確定因素構(gòu)念的測量指標變量所反映的潛在特質(zhì)間是否有差異，采用AVE 與相關(guān)系數(shù)的平方（R2）比較法、卡方差異法進行區(qū)別效度檢驗。結(jié)果5 個因素構(gòu)念的AVE 值介于0.665～0.847，兩兩因素構(gòu)念間的R2值介于0.013～0.382，其AVE 值均高于R2值。模型中有5 個因素構(gòu)念，因而進行10 組受限模型（因素構(gòu)念間的協(xié)方差限制為1）與未受限模型（因素構(gòu)念間的協(xié)方差為自由估計參數(shù)）的χ2值差異比較，結(jié)果受限模型（B）與未受限模型（A）的χ2值差異量大且均達到顯著水平（△χ2＞χ2（1，0.001）=10.827，P＜0.001），見表3。

表1 一階五因素斜交模型適配度指標擬合結(jié)果

表2 一階五因素斜交模型聚斂效度檢驗結(jié)果

3 討論

3.1 模型評價

本研究以理論文獻和經(jīng)驗法則為導(dǎo)向，構(gòu)建的一階五因素斜交模型能順利辨識收斂，未出現(xiàn)標準化路徑系數(shù)絕對值大于1 的不合理參數(shù)解值，提示沒有違反模型辨認準則。5 個測量模型的標準化路徑系數(shù)均大于0.710，達到適配標準，且路徑系數(shù)正負號符合理論建構(gòu)，表明該假設(shè)模型理論上是個可以接受的CFA 模型。研究者通常選用χ2、χ2/df、GFI、AGFI、CFI、TLI、RMSEA 等指標來考察模型與數(shù)據(jù)的擬合程度[7-8]。Hair 等[9]認為樣本量在250 位以上，且觀察變量有12 個以上時，期望χ2顯著性概率值P顯著和RMSEA 值小于0.07。Schreiber 等[10]建議RMSEA、TLI、CFI3 個指標值一定要呈現(xiàn)，如果RMSEA 值介于90%置信區(qū)間值中間，且達到適配度檢驗（PCLOSE）的顯著性（P＞0.500），表明是一個正確且良好的估計值。本研究結(jié)果顯示，χ2= 398.087（P＜0.001）達到顯著水平；RMSEA 值為0.053，介于90%置信區(qū)間值中間，但未達到PCLOSE的顯著性（P=0.219＜0.500），可能與樣本量較大、被估計的參數(shù)較多、模型較復(fù)雜導(dǎo)致的RMSEA 值置信區(qū)間變窄有關(guān)；其他適配度指標均達到擬合標準[11]，表明假設(shè)的理論模型得到實際觀測數(shù)據(jù)的支持，是一個適配良好的模型。

表3 一階五因素斜交模型區(qū)別效度檢驗結(jié)果

3.2 門診中藥房藥學(xué)服務(wù)滿意度量表聚斂效度的評估

若量表的理論模型與觀測數(shù)據(jù)可以適配，應(yīng)進一步檢驗量表是否具有良好的聚斂效度。信度也是CFA 模型聚斂效度的指標之一，通常采用組合信度判別模型的內(nèi)在質(zhì)量[12]，組合信度值愈大，表示這組測量指標變量間的關(guān)聯(lián)程度愈高，即題項所測得的因素構(gòu)念的一致性愈高。結(jié)果顯示，測量指標變量的因素負荷量均大于0.710，即因素構(gòu)念可以解釋測量指標變量的變異量（信度系數(shù)）均高于50.0%，5 個因素構(gòu)念的AVE 值介于0.665～0.847，即因素構(gòu)念可以解釋測量指標變量的總變異量均高于50.0%，說明各測量指標變量可以有效反映其相對應(yīng)的潛在特質(zhì)；5 個因素構(gòu)念的組合信度指標值均大于0.600，提示模型內(nèi)在質(zhì)量佳。因此，門診中藥房藥學(xué)服務(wù)滿意度量表具有良好的聚斂效度。

3.3 門診中藥房藥學(xué)服務(wù)滿意度量表區(qū)別效度的評估

一個性能好的量表不但要有良好的聚斂效度，還要有良好的區(qū)別效度[13]，若兩個因素構(gòu)念的相關(guān)系數(shù)顯著不等于1，表示兩個因素構(gòu)念間有良好的區(qū)別效度。本研究結(jié)果顯示，5 個因素構(gòu)念的AVE 值均高于R2值，表明各因素構(gòu)念被其指標變量解釋的變異量均高于被其他因素構(gòu)念解釋的變異量；受限模型與未受限模型的△χ2大且均達到顯著水平（P＜0.001），提示有足夠證據(jù)接受對立假設(shè)（H1：ρ≠1），拒絕虛無假設(shè)（H0：ρ=1），表明任何兩個配對因素構(gòu)念間的關(guān)系為完全相關(guān)的假設(shè)均無法成立。因此，門診中藥房藥學(xué)服務(wù)滿意度量表中5 個因素構(gòu)念間所表示的潛在特質(zhì)有顯著區(qū)別，量表有良好的區(qū)別效度。

本研究基于前期EFA 得到門診中藥房藥學(xué)服務(wù)滿意度量表內(nèi)部結(jié)構(gòu)的理論，構(gòu)建的CFA 模型界定無誤，適配度良好，且通過聚斂效度和區(qū)別效度評估，證明該模型具有良好的構(gòu)念效度。因此，嚴彩英等[6]編制的量表針對門診中藥房這一特定部門，從流程與環(huán)境、服務(wù)態(tài)度與個人特質(zhì)、服務(wù)質(zhì)量、用藥指導(dǎo)與咨詢、服務(wù)效率5 個方面評估患者的滿意度，其內(nèi)容涵蓋較全面，理論框架結(jié)構(gòu)合理，且能夠測量出理論構(gòu)念或潛在特質(zhì)的程度，是一個系統(tǒng)的、科學(xué)的評估體系，可作為門診中藥房藥學(xué)服務(wù)滿意度的測評工具。