農(nóng)村家庭醫(yī)生簽約服務質(zhì)量評價量表的編制和信效度檢驗

趙盼盼，王屹亭，林振平，何小菁，劉汝剛，錢東福*

在我國，自2009年新一輪醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革以來，家庭醫(yī)生制度備受關注。在國家政策方針的指導下，各地紛紛出臺家庭醫(yī)生簽約服務的具體政策和方法[1]，因地制宜開展探索實踐工作，取得了一定成效[2]。但是，重數(shù)量而輕質(zhì)量、履約服務質(zhì)量低的問題還在一定程度上存在[3-4]，農(nóng)村地區(qū)尤為普遍和突出[5-6]。為進一步深入推進和有效管理家庭醫(yī)生簽約服務工作，須對當前的服務質(zhì)量進行測評。然而，我國家庭醫(yī)生簽約服務質(zhì)量評價呈現(xiàn)區(qū)域碎片化現(xiàn)狀，尚缺乏權威、可靠、具有指導性的評價工具[7]。基于此，本研究擬結合我國家庭醫(yī)生簽約服務的內(nèi)涵與內(nèi)容，編制具有良好信、效度的農(nóng)村家庭醫(yī)生簽約服務質(zhì)量評價量表。

1 家庭醫(yī)生簽約服務質(zhì)量內(nèi)涵及評價思路

家庭醫(yī)生概念起源于英國，在國外，其工作內(nèi)容與工作性質(zhì)等同于全科醫(yī)生或初級衛(wèi)生保健醫(yī)生，是基層衛(wèi)生服務體系的重要組成部分[8]。國內(nèi)外不同學者或機構對家庭醫(yī)生定義的表述不同，但其內(nèi)涵一致，都突出家庭醫(yī)生具有一定全科醫(yī)學知識，在基層或社區(qū)衛(wèi)生服務系統(tǒng)工作，提供連續(xù)和綜合性的醫(yī)療、保健及預防服務等?！蛾P于推進家庭醫(yī)生簽約服務的指導意見》（國醫(yī)改辦發(fā)〔2016〕1號）中規(guī)定，現(xiàn)階段家庭醫(yī)生主要包括基層醫(yī)療衛(wèi)生機構注冊全科醫(yī)生（含助理醫(yī)生和中醫(yī)類別全科醫(yī)生），以及具備能力的鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院醫(yī)師和鄉(xiāng)村醫(yī)生等；積極引導符合條件的公立醫(yī)院醫(yī)生和中級以上職稱的退休臨床醫(yī)生作為家庭醫(yī)生在基層提供簽約服務；鼓勵符合條件的非政府辦醫(yī)療衛(wèi)生機構提供簽約服務。我國家庭醫(yī)生主要以團隊形式向居民提供基本醫(yī)療、公共衛(wèi)生和約定的健康管理服務。在我國，全科醫(yī)生是社區(qū)衛(wèi)生服務的骨干，因而，家庭醫(yī)生服務應當與社區(qū)衛(wèi)生服務內(nèi)涵高度一致，是有效、經(jīng)濟、方便、綜合、連續(xù)的基層衛(wèi)生服務。

關于醫(yī)療服務質(zhì)量，國內(nèi)外不同學者存在多樣性的解釋，且至今未統(tǒng)一，但大都是基于服務質(zhì)量的概念提出的[9]。如AVODIS[10]提出醫(yī)療服務質(zhì)量是指采取合理的方法來實現(xiàn)預期目標的能力，主要包括幫助患者恢復身心健康和令患者感到滿意。我國學者陳新權[11]認為醫(yī)療服務質(zhì)量以診療技術為核心，包括醫(yī)療設施、診療環(huán)境、醫(yī)療服務態(tài)度、醫(yī)德醫(yī)風、醫(yī)療費用等多方面的內(nèi)容，是技術服務和人文服務的綜合。王健[12]認為醫(yī)療服務質(zhì)量有狹義和廣義之分，狹義的醫(yī)療服務質(zhì)量是指醫(yī)療服務的有效性、及時性和安全性；廣義的醫(yī)療服務質(zhì)量不僅涵蓋醫(yī)療服務的內(nèi)容，還應涵蓋患者或其家屬的感受、醫(yī)療服務的連續(xù)性和整體性等。

結合家庭醫(yī)生和醫(yī)療服務質(zhì)量的內(nèi)涵，本研究認為家庭醫(yī)生簽約服務質(zhì)量是指符合資質(zhì)的家庭醫(yī)生為自愿簽約的居民提供方便、連續(xù)、綜合、有效、經(jīng)濟的醫(yī)療衛(wèi)生服務和健康管理服務的能力，這種能力包括技術質(zhì)量和服務質(zhì)量兩個方面，且由增加簽約居民的期望內(nèi)容、減少簽約居民的非期望內(nèi)容的程度來衡量。由此，筆者認為對于家庭醫(yī)生簽約服務質(zhì)量，一方面，應從方便可及性、連續(xù)性、綜合全面性、技術有效性、經(jīng)濟性等維度建立指標體系；另一方面，應強調(diào)通過調(diào)查需方，即簽約居民對服務的實際感知與其期望之間的差距，基于實證研究做出評價。

2 對象與方法

2.1 初始量表的編制

2.1.1 條目池的形成 通過回顧國內(nèi)外家庭醫(yī)生簽約服務質(zhì)量評價的理論和實證研究，整理和參考已有量表[13-16]，在充分結合我國家庭醫(yī)生簽約服務的內(nèi)涵與內(nèi)容的基礎上擬定初始版條目池，共37個條目。

2.1.2 初始量表的形成 現(xiàn)場訪談某社區(qū)衛(wèi)生服務中心的管理者、醫(yī)務人員及就診居民，以修訂初始版條目池。一方面，進一步收集家庭醫(yī)生簽約服務質(zhì)量影響因素，根據(jù)歸納整理的結果對條目池進行補充。另一方面，檢驗題項的可讀性，收集醫(yī)院管理者和普通居民對題項表述的意見和建議，并對相關條目進行修改，如調(diào)整難理解或過于專業(yè)化的術語、刪除有歧義的用語等。召開專家評議會，以進一步評估和修訂量表的結構和內(nèi)容。采用目的抽樣法選取了12名衛(wèi)生健康局相關管理人員和高校衛(wèi)生事業(yè)管理專業(yè)的研究人員組成量表條目評議小組。納入標準：（1）具有充分的基層衛(wèi)生服務學術研究經(jīng)驗；（2）本科及以上學歷；（3）熟悉量表編制流程和方法；（4）具有嚴謹?shù)目茖W態(tài)度。入選專家年齡31～46歲，平均（40.9±5.4）歲；博士7名，碩士3名，本科2名。具體評議內(nèi)容包括：（1）量表維度的合理性和完整性；（2）條目的重要性和適切性；（3）遣詞用字的準確性和通俗性。量表采用Likert 5級計分法，“非常好”“比較好”“一般”“比較差”“非常差”分別計為5、4、3、2、1分。此外，考慮居民對某項服務（如縱向轉診服務）未經(jīng)歷或不清楚的情況，設置評分9為“不清楚（或未經(jīng)歷）”，數(shù)據(jù)處理和統(tǒng)計分析時，“不清楚（或未經(jīng)歷）”作為中立選項賦值為3分。

2.2 預測試 于2019年6月，隨機抽取南京市江寧區(qū)某社區(qū)衛(wèi)生服務中心下的3個社區(qū)衛(wèi)生服務站，采用整群抽樣方式，對3個樣本社區(qū)衛(wèi)生服務站服務轄區(qū)內(nèi)符合納入標準的全部居民進行調(diào)查。調(diào)查對象納入標準：（1）年齡在60周歲以上；（2）在過去一自然年內(nèi)享有家庭醫(yī)生簽約服務；（3）患有糖尿病或高血壓；（4）愿意參與問卷調(diào)查；（5）認知功能良好，能夠配合完成調(diào)查。排除標準：（1）患有癌癥、艾滋病等嚴重疾病；（2）其他不適宜參與追蹤調(diào)查的居民。共計發(fā)放問卷358份，收回問卷358份，對問卷進行邏輯核查，將缺失項超過2項、選項趨于統(tǒng)一答案的問卷視為無效問卷，進行刪除，最終保留有效問卷308份，有效回收率為86.03%。對預測試數(shù)據(jù)進行條目分析和信效度檢驗，根據(jù)統(tǒng)計分析的結果修訂初始量表，形成正式量表。

2.3 正式調(diào)查 于2019年7月，采用典型抽樣與分層整群抽樣相結合的方法進行抽樣調(diào)查。（1）縣（區(qū)）的抽樣：采用典型抽樣方法，以簽約服務模式（簽約服務包內(nèi)容、服務費支付方式等）為首要特征，其次考慮社會經(jīng)濟發(fā)展水平、當?shù)氐慕邮芘c合作性，抽取江蘇省蘇南、蘇中、蘇北3個典型縣（區(qū)）；（2）鄉(xiāng)鎮(zhèn)的抽樣：采用分層抽樣方法，將樣本縣（區(qū)）轄區(qū)內(nèi)的全部鄉(xiāng)鎮(zhèn)按照社會經(jīng)濟發(fā)展水平劃分為好、中、差三類〔地方人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）是社會經(jīng)濟水平的主要排序指標〕，從每類隨機抽取1個鄉(xiāng)鎮(zhèn)作為樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)。（3）村的抽樣：方式方法同鄉(xiāng)鎮(zhèn)；（4）居民抽樣：采用整群抽樣方法，對每個村符合條件的全部居民進行調(diào)查。主要通過村醫(yī)聯(lián)系簽約患者在村衛(wèi)生室集中調(diào)查。調(diào)查對象納入與排除標準同2.2。共計發(fā)放問卷1 814份，收回問卷1 814份，按照預測試階段的方法對問卷進行邏輯核查與數(shù)據(jù)清理，最終保留有效問卷1 746份，有效回收率為96.25%。樣本（n=1 746）被隨機分為兩部分，樣本1（n=843）用于項目分析、探索性因子分析和內(nèi)部一致性信度檢驗，樣本2（n=903）用于維度相關分析和驗證性因子分析。

2.4 統(tǒng)計學方法 利用EpiData 3.2建立數(shù)據(jù)庫，對數(shù)據(jù)錄入人員進行培訓，采取雙機錄入，保證數(shù)據(jù)錄入的質(zhì)量。采用SPSS 21.0和AMOS 22.0進行數(shù)據(jù)的統(tǒng)計學分析。通過項目分析檢驗題項的適切或可靠程度：（1）采用遺漏值的數(shù)量評估法，檢驗被調(diào)查對象是否抗拒或難以回答某一題項，有過多遺漏的題目應當予以刪除或修改；（2）采用Pearson相關分析研究題項與相應總分的相關性，判斷題項的好壞。r≥0.3且P＜0.05，表明題項與總量表的同質(zhì)性較高，否則考慮刪除；（3）采用極端組檢驗法，將全體樣本根據(jù)某一總分的前后27%極端區(qū)分為高、低兩組，比較該兩組在各題平均數(shù)上的差異；（4）采用內(nèi)部一致性檢驗法，以刪除某條目后的Cronbach'sα值來判斷該條目優(yōu)劣，若Cronbach'sα系數(shù)上升，則考慮刪除此條目；（5）采用因子分析法，以因子負荷量來判斷題項與因子的關系，因子負荷量過小的題項可考慮刪除[17-18]。量表的信度通過內(nèi)部一致性來評價，采用Cronbach'sα分析方法來表示總量表及各維度的信度。量表的效度分析主要通過維度間相關分析和驗證性因子分析結果來評價。

3 結果

3.1 專家評議結果 根據(jù)專家評議、討論后形成的意見和建議，對量表條目進行修改（見表1）：刪除3個條目，合并4個條目，增加1個條目。最終形成了由可及性、橫向連續(xù)性、縱向連續(xù)性、綜合性服務、技術性、經(jīng)濟性6個維度25個條目的家庭醫(yī)生簽約服務質(zhì)量評價量表（初始版）。

表1 應修改二級指標項Table 1 Secondary items that should be modified

3.2 預測試項目分析和篩選 采用題目極端組檢驗、題目總分相關分析、內(nèi)部一致性檢驗、探索性因子分析對數(shù)據(jù)進行條目篩選。其中，依據(jù)極端組檢驗，各條目的結果均顯著，據(jù)此應不做刪除；依據(jù)題目與總分的相關分析，條目1和2的r＜0.3，據(jù)此應刪除；依據(jù)內(nèi)部一致性檢驗，結果顯示刪除條目2后總量表的Cronbach'sα上升，據(jù)此應刪除該項；依據(jù)探索性因子分析，應刪除共同度＜0.5的條目2和5、因子載荷值＜0.4的條目2、同時在2及以上個因子上載荷＞0.4的條目9、單個共因子內(nèi)條目數(shù)量＜3個的條目1及條目3和4。綜上，共計刪除6個條目，篩選結果見表2。在項目篩選后的19個條目的基礎上，重新編制可及性維度（對應預測試量表中的條目1～4），新增該維度的4個條目，新增橫向連續(xù)性維度1個條目，形成6個維度24個條目的正式量表（見表3）。

3.3 正式調(diào)查 正式量表是在預測試項目篩選后新增了5個條目的基礎上形成的，為更好地探究修訂后量表的科學性，對正式調(diào)查的樣本1（n=843）數(shù)據(jù)進行項目分析、探索性因子分析和內(nèi)部一致性信度檢驗，對正式調(diào)查的樣本2（n=903）數(shù)據(jù)進行維度相關分析和驗證性因子分析。

3.3.1 項目分析 首先，進行極端組檢驗，按照量表總分排序在前27%、后27%將被調(diào)查者分為高、低兩組，對此兩組做獨立樣本t檢驗，結果顯示，高、低兩組各條目得分比較，差異有統(tǒng)計學意義（P＜0.05），表明問卷區(qū)分度較好。其次，分析各條目與總分的相關性，結果顯示，24個條目與量表總分的r值為0.477～0.708，表明相關程度均較高。然后，進行內(nèi)部一致性分析，結果顯示，刪掉任何一個條目，總量表的Cronbach's α系數(shù)均下降，表明內(nèi)部一致性較好。

3.3.2 探索性因子分析 首先通過KMO（Kaiser-Meyer-Olkin）檢驗和Bartlett's球形檢驗判斷原有變量的相關性，以判斷數(shù)據(jù)是否適合做探索性因子分析。結果顯示，量表的KMO檢驗值為0.880，Bartlett's球形檢驗值顯著（近似χ2=12 492.540，P＜0.05），表明樣本1數(shù)據(jù)適合做探索性因子分析。采用主成分法提取公因子，以最大方差法進行因子旋轉，探索性因子分析結果見表4。保留了特征值大于1的6個公因子，適應原量表維度構想。各條目共同度為0.468～0.870，因子載荷均大于0.4。因子分析的累積方差貢獻率為70.347%。

3.3.3 內(nèi)部一致性信度檢驗 對量表進行Cronbach'sα系數(shù)內(nèi)部一致性檢驗，結果顯示，總量表的Cronbach'sα系數(shù)為0.910，6個公因子（維度）的Cronbach's α系數(shù)為0.755～0.912，表明量表內(nèi)部一致性信度較好。

3.3.4 結構效度

表2 預測試項目分析與篩選Table 2 Item analysis and screening in pre-test

表3 初始版量表條目Table 3 Entries of the initial scale

表4 樣本1探索性因子分析Table 4 Exploratory factor analysis of sample 1

3.3.4.1 維度相關分析 6個維度均與總分高度相關（r=0.625～0.783，P＜0.05）；進一步分析各維度間的相關性，結果發(fā)現(xiàn)兩維度間的相關程度（r=0.221～0.602，P＜0.05）均低于各維度與總分的相關程度，表明量表各維度相對獨立。

3.3.4.2 驗證性因子分析 采用AMOS 22.0軟件對數(shù)據(jù)進行驗證性因子分析，結果顯示：χ2/df=7.877，殘差均方根（RMR）=0.041，近似誤差均方根（RMSEA）=0.087，比較擬合指數(shù)（CFI）=0.870，擬合優(yōu)度指數(shù)（GFI）=0.840，規(guī)范擬合指數(shù)（NFI）=0.854。χ2/df受樣本量影響較大[19]，本研究中，除χ2/df稍大外，其余各主要擬合指數(shù)均基本達到了擬合范圍，因此，判定模型擬合優(yōu)度尚可接受。模型中各因子載荷為0.50～0.93，其標準化路徑見圖1。

4 討論

圖1 家庭醫(yī)生簽約服務質(zhì)量評價量表的標準化路徑Figure 1 Standardized path map of family doctor service quality evaluation scale

我國家庭醫(yī)生簽約服務質(zhì)量問題日益得到關注，而科學地評價當前的服務質(zhì)量是進一步提升服務質(zhì)量的前提。然而，國內(nèi)對于家庭醫(yī)生簽約服務質(zhì)量的評價研究尚不夠深入，不同學者或相關組織機構的家庭醫(yī)生簽約服務質(zhì)量評價的指標體系存在較大差異，國內(nèi)家庭醫(yī)生簽約服務質(zhì)量評價的區(qū)域碎片化問題突出[3]。且由于我國現(xiàn)階段的家庭醫(yī)生簽約服務內(nèi)涵與內(nèi)容尚與國外存在差異，不可直接將國外相關量表用作我國家庭醫(yī)生簽約服務質(zhì)量的評估工具?；谝陨蠁栴}，本研究在參考國外評價理論與工具的基礎上，切實結合我國家庭醫(yī)生簽約服務內(nèi)容與內(nèi)涵，研究編制適合我國本土情況的農(nóng)村家庭醫(yī)生簽約服務質(zhì)量評價量表，具有一定的創(chuàng)新性。

本研究注重質(zhì)量控制。在測量工具的編制和調(diào)查方案的設計階段，多次邀請該研究主題相關領域的專家討論，并決定通過預測試與正式調(diào)查兩輪調(diào)查以保證工具編制程序的科學性。在現(xiàn)場調(diào)查階段，課題組對調(diào)查員進行調(diào)研培訓，并建立嚴格的分組分工負責制度和資料質(zhì)量核查制度，衛(wèi)生管理專業(yè)教師和研究生深入調(diào)查現(xiàn)場，控制資料收集、整理過程中可能出現(xiàn)的各類偏倚，如數(shù)據(jù)邏輯性檢查、完整性檢查等。在數(shù)據(jù)整理和統(tǒng)計分析階段，采用雙軌錄入數(shù)據(jù)，核查并剔除無效問卷，對數(shù)據(jù)進行從項目分析到驗證性因子分析的一系列統(tǒng)計分析，系統(tǒng)性地檢驗量表科學性。

通過量表施測和統(tǒng)計分析，最終形成了包含可及性、橫向連續(xù)性、縱向連續(xù)性、綜合性服務、技術性和經(jīng)濟性6個維度24個條目的正式量表。正式量表的信、效度檢驗結果較為理想，可作為我國農(nóng)村家庭醫(yī)生簽約服務質(zhì)量評價工具。值得注意的是，研究對象均為農(nóng)村患糖尿病或高血壓的老年患者，其對家庭醫(yī)生簽約服務質(zhì)量的感知具有特殊性，因此量表在城市地區(qū)及其他人群中的適用性有待進一步驗證。另一方面，因國內(nèi)缺乏既有的權威可靠的家庭醫(yī)生簽約服務質(zhì)量評價工具，本研究未設置校標效度檢驗，希望后續(xù)研究可補足這一缺憾。

作者貢獻:趙盼盼、錢東福進行文章的構思與設計，研究的實施與可行性分析；趙盼盼、王屹亭、林振平、何小菁、劉汝剛負責數(shù)據(jù)收集；趙盼盼負責數(shù)據(jù)整理、統(tǒng)計學處理、結果的分析與解釋、論文撰寫；趙盼盼、王屹亭、林振平、何小菁、劉汝剛、錢東福負責論文的修訂；錢東福負責文章的質(zhì)量控制及審校，并對文章整體負責，監(jiān)督管理。

本文無利益沖突。