病人權力距離量表的編制與信效度檢驗

王吟雨，俞海萍*，顧艷芬，周珊珊

1.同濟大學附屬東方醫(yī)院，上海 200120；2.同濟大學醫(yī)學院

權力距離是荷蘭心理學家霍夫斯泰德提出的“文化維度”的其中一個維度[1]，并把權力距離定義為一個社會或組織所能承受的權力分配不均的程度，或是一個國家的社會群體(如家庭、學校)或組織機構內低權力成員對權力分配不均的可接受程度和期望[2]。美國學者Inkeles 等研究發(fā)現(xiàn)，與權威的關系是決定社會運轉和社會中個體活動的一個基本因素[3]。醫(yī)患關系中也存在著權力關系，從?？碌奈⒂^權力理論范式[4]分析，醫(yī)療活動中的權力關系主要包括兩方面：掌握專業(yè)醫(yī)學知識而具有的醫(yī)生權威，以及病人所擁有自主認知能力和權力。通常醫(yī)務人員具備該行業(yè)的專業(yè)技術知識，而病人則欠缺這方面的知識，可以說在這種情況下醫(yī)務人員是賦予高權力的；然而，在醫(yī)生權威的另一面，病人也有較大的自主性，他們可以對醫(yī)生制訂的方案進行選擇。醫(yī)患關系依然是當今醫(yī)學社會學的重要議題，良好的醫(yī)患關系是保障病人醫(yī)療安全的基礎。在診療過程中，病人的價值觀念、治療決策的參與和議程設定易被忽略，易導致醫(yī)患矛盾，進而影響病人的醫(yī)療安全[5]。病人在醫(yī)療活動中被視為弱勢群體，他們可能因受傳統(tǒng)文化的影響而在權威面前表達受限，不敢或不愿主動告知病情，被動地參與決策，即使對醫(yī)務人員的行為產(chǎn)生懷疑時也不詢問。這些在醫(yī)患關系和醫(yī)患溝通中常見的情況有可能成為病人安全方面的隱患。因此，評估、測量病人的權力距離是促進醫(yī)患溝通、提高病人參與意愿的關鍵。然而，現(xiàn)有個體權力距離測量工具主要以組織管理為背景，且仍然存在缺陷，如開發(fā)背景單一、維度不全、新研發(fā)的量表內容未有實質性突破、測量方法等存在爭議等[6]。醫(yī)學研究中所需測量的是以醫(yī)療為背景的病人個體權力距離，而病人與醫(yī)務人員之間的醫(yī)患關系并非組織管理學意義上的上下級關系，因此，目前在學術界被廣泛應用的個體權力距離量表并不適用。包艷等[6]建議通過深度訪談等方法，結合我國傳統(tǒng)文化，開發(fā)適合醫(yī)療背景的個體層面權力距離的測量工具，以期豐富個體權力距離的內涵，為臨床醫(yī)護人員評估、測量病人的權力距離提供可靠工具，從而更好地促進醫(yī)患溝通，提高病人參與意愿，維護病人安全。

1 研究方法

1.1 理論基礎 霍夫斯泰德的文化維度理論最早被用于評價各國文化差異的框架體系。文化維度理論分為權力距離、個人主義/集體主義、男性化與女性化、不確定性的規(guī)避、長期取向與短期取向、自身放縱與約束6 個維度?！皺嗔嚯x”是霍夫斯泰德文化維度中一個重要的維度，是反映一個國家內部的機構和組織中的成員期望和接受權力分配不平等這一事實的程度。個體層面的權力距離作為個體的一種價值觀念，是成員對自身在組織中的地位、權威和權力認知的體現(xiàn)，塑造個體的情感、觀念與行為[6]。然而受個體自身因素與外在環(huán)境因素的雙重束縛，即便同一個人在不同的情境因素下也會展現(xiàn)出不同的權力距離導向。依據(jù)福柯的微觀權力理論對醫(yī)療活動的權力關系的闡述，將“病人的權力距離”界定為：病人在受到醫(yī)務人員權威及自主性的影響下，感知與醫(yī)務人員之間權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“權力距離”這一維度為理論基礎，進行量表條目的編制。

1.2 量表的基本結構與內容 通過查閱文獻，結合半結構化訪談，編制病人權力距離量表。①文獻研究法：查閱醫(yī)患關系、權力理論、權力距離、病人權利、醫(yī)務人員權力等相關文獻，根據(jù)權力的本質與權力距離的定義，結合醫(yī)患權力關系、醫(yī)生權力、病人權利相關的文獻，分別制定醫(yī)務人員及病人的訪談提綱。②理論分析法：根據(jù)文化維度理論中的權力距離維度對病人權力距離的內涵進行系統(tǒng)、全面分析，為建立評估量表的條目池提供素材和依據(jù)。③訪談法：通過文獻調研，制定訪談提綱，按照訪談提綱對上海市某醫(yī)院住院部15名醫(yī)護人員和15 例病人進行半結構化訪談，獲取有關信息和資料，以期對病人的權力距離表現(xiàn)有更加深入的認識和了解。通過以上3種方法，并參考相關文獻[7-10]，形成的量表包含權威感知、情感交流、決策參與3 個維度，共24 個條目。采用Likert 5 級評分法，完全不同意計5 分，不同意計4 分，不確定計3 分，同意計2 分，完全同意計1 分，得分越高表示病人的權力距離越高，以條目均分作為對病人權力距離的最終評價?！皺嗤兄本S度根據(jù)霍夫斯泰德文化維度理論的權力距離維度所設立，基于個體權力距離的定義“個體在權力、地位間的差異導致的一方可能更多地依賴另一方的程度”，更多地體現(xiàn)了在醫(yī)療活動中，病人感知到醫(yī)患間在權力和地位間的差異程度以及接受程度?！扒楦薪涣鳌本S度亦是基于權力距離的定義中提及的弱勢方對強勢方的依賴程度，反映病人對醫(yī)護人員在情感方面的依賴程度。在醫(yī)療活動中，病人對醫(yī)護人員的依賴除了在知識技術方面還體現(xiàn)在情感方面?！皼Q策參與”維度是基于個體權力距離的定義，體現(xiàn)病人對醫(yī)護人員專業(yè)知識技術方面的依賴。根據(jù)福柯的微觀權力理論，醫(yī)務人員擁有豐富的醫(yī)療知識與精湛的專業(yè)技術，病人對醫(yī)務人員知識技術的依賴主要體現(xiàn)在決策方面。病人權力距離量表初步條目池見表1。

表1 病人權力距離量表初步條目池

1.3 專家函詢 德爾菲法專家數(shù)量一般以15～50 人為宜[11]。本研究邀請20 名專家對量表條目的重要性進行評價，其中醫(yī)療管理專家8 人，護理管理專家8 人，臨床心理學專家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15 人，副高級5 人。通過郵件或當面發(fā)放問卷的形式，請專家對每個條目的重要程度進行評分。按照Likert 5 級評分法，不重要、不太重要、一般重要、重要、很重要分別計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)法排序為標準進行條目篩選。專家咨詢的可靠性通過專家的積極系數(shù)、權威系數(shù)和一致性程度進行分析。

1.4 信效度檢驗

1.4.1 研究對象 采用便利抽樣法，選取2020 年11月1 日—2021 年2 月28 日上海市某三級甲等綜合醫(yī)院內科、外科、婦產(chǎn)科住院病人230 例進行條目篩選和信效度檢驗，研究對象均知情同意。納入標準：住院時間＞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。排除標準：①意識不清、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樣本量應為量表條目的5～10 倍[12]，量表初稿有22 個條目，故樣本量應為110～220 例。

1.4.2 條目篩選 根據(jù)項目分析進一步對量表條目進行篩選。①臨界比值法：根據(jù)受試者量表總分進行排序，求出高低分組的臨界點。依照量表得分的排序結果，找出前27%（高分組）的得分及后27%（低分組）的得分。依臨界分數(shù)將量表得分分成兩組，采用t檢驗分析高低組在每個題項的差異[13]。②相關系數(shù)法：刪 除 相 關 系 數(shù)＜0.4 的 條 目[13]。③Cronbach's α 系 數(shù)法：如果某個條目刪除后，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 ①內部一致性：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：把量表分為兩個部分，采用Spearman Brown 公式計算兩部分的相關系數(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在質量的判別準則之一，一般而言，若潛在變量的組合信度系數(shù)值均＞0.60，表示模型內在質量理想。平均方差抽取量可以解釋其指標變異量的比值，其數(shù)值越大，表示測量指標越能有效反映其共同因素構念的潛在特質。一般判別準則為均值方差提取量＞0.50[16]。④重測信度：對同一組被試者先后2 次進行測試，然后計算2 次得分的相關系數(shù)，相關系數(shù)越高，表示前后測量一致性高，穩(wěn)定性好，一般要求重測信度系數(shù)＞0.7[15]。在問卷調查結束后2 周，隨機抽取20 例住院病人，采用問卷星法發(fā)放問卷，進行重復測量。

1.4.4 效度檢驗 ①內容效度：采用專家評價的各條目水平的內容效度指數(shù)（I-CVI）和量表平均內容效度指數(shù)（S-CVI）進行測定。②結構效度：采用探索性因子分析（EFA）建立量表的結構效度，驗證性因子分析(CFA)檢驗此結構效度的適切性與真實性?？ǚ阶杂啥缺龋é?/df）接近2 認為模型的擬合程度良好[16]，擬合優(yōu)度指數(shù)（GFI）、調整的擬合優(yōu)度指數(shù)（AGFI）、標準擬合指數(shù)（NFI）、相對擬合指數(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 結果

2.1 專家咨詢結果 共進行了2 輪專家函詢，第1 輪函詢發(fā)放問卷20 份，回收有效問卷20 份，專家積極系數(shù)為100%，其中7 名專家提出建設性的意見。第2 輪發(fā)放問卷20 份，回收有效問卷20 份，專家積極系數(shù)為100%，其中3 名專家提出建設性意見。2 輪函詢專家權威系數(shù)（Cr）分別為0.817 和0.846。2 輪函詢維度的專家協(xié)調系數(shù)分別為0.251 和0.375；條目的專家協(xié)調系數(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。綜合專家意見，經(jīng)過課題組討論，將條目A1“我認為醫(yī)務人員無須征詢病人意見可以直接做決策”修改為“我認為醫(yī)務人員在了解病人病情后可以直接做決策”；條目“我認為我可以與醫(yī)生共同制定醫(yī)療決策”“我認為我的觀點有助于制訂醫(yī)療決策”與條目C1 語義重疊，刪除條目C6、C8；條目B4“我希望受到平等的對待”、條目B5“我認為醫(yī)務人員應該受到平等的對待”欠具體化，予以修改。最終得到22 個條目的量表。

2.2 條目篩選結果2.2.1 調查對象一般資料 本次調查共發(fā)放問卷230份，回收有效問卷224 份，有效回收率為97.39%。一般資料詳見表2。

表2 調查對象一般資料（n=224）

2.2.2 項目分析結果

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統(tǒng)計學意義(P＞0.05)，在信效度檢驗和專業(yè)背景討論的基礎上，對相應條目進行修改、添加或刪除。

2.2.2.2 相關系數(shù)法 條目14～17 得分與總分相關系數(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)，且修正的項目總相關＜0.400，表示該題項與其余題項的相關為低度關系，同質性不高，考慮刪除。2.2.2.4 因子分析法 應用SPSS 21.0 軟件進行探索性因子分析，KMO 檢驗和Bartlett 球形近似χ2檢驗結果 顯 示，KMO 值 為0.909，Bartlett 球 形 檢 驗 近 似χ2值為2 004.064（P＜0.001），數(shù)據(jù)適合進行因子分析。采用主成分分析法，提取4 個公因子，累計方差貢獻率為68.098%。結果顯示，條目14～17 因子負荷量分別為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。刪除以上題項后進行第2次探索性因子分析，采用主成分分析法，提取3 個公因子，累計方差貢獻率為66.507%，分別為權威感知、情感交流、決策參與，因子分析結果見表3，碎石圖見圖1。

表3 病人權力距離量表因子分析結果

圖1 碎石圖

2.3 量表的信度分析 ①內部一致性：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 個潛變量的均值方差提取值為0.515～0.668，均＞0.50。④重測信度：量表整體重測信度系數(shù)為0.853，各維度的重測信度為0.808，0.861，0.874（P＜0.01）。

2.4 量表的效度分析 ①內容效度：量表的I-CVI 為0.830～1.000，S-CVI 為0.950。②結構效度：χ2/df=1.716，GFI=0.910，NFI=0.916，IFI=0.963，CFI=0.963，相對擬合指數(shù)（RFI）=0.900，Tucker-Lewis 指數(shù)（TLI）=0.956，RMSEA=0.057，擬合指數(shù)均達到標準，提示模型與數(shù)據(jù)擬合程度較好，結果支持權威感 知、情感交流和決策參與3 因子模型。見圖2。

圖2 病人權力距離量表驗證性因子分析模型圖

3 討論

3.1 病人權力距離量表的科學性 本研究進行了量表的內在一致性、折半信度和重測信度分析，結果顯示，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 信 度 系 數(shù) 為0.853，各維度的重測信度均＞0.8；量表的折半信度系數(shù)為0.852～0.933。Fornell 等[18]認為，量表總體與各維度的重測信度均＞0.7，說明該量表具有較好的內部一致性和穩(wěn)定性。本研究邀請的20 名專家在醫(yī)療管理、護理管理、臨床心理方面具有豐富臨床經(jīng)驗，專家可以進行專業(yè)層面的修改，專家學歷、職務、工作年限、職稱等一般資料的分析結果表明，函詢專家具有良好的代表性和可靠性[19]；權威系數(shù)分別為0.817 和0.846，均≥0.7，說明專家權威性較高；2 輪函詢各條目的協(xié)調系數(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，肯德爾系數(shù)逐漸增高，說明專家意見的一致性，更有說服力[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，說明量表具有較好的內容效度[21]；采用探索性因子分析，共提取3個公因子，各條目的因子載荷均＞0.5，無雙載荷現(xiàn)象，累計方差貢獻率為66.507%；采用驗證性因子分析對該量表的因子結構進行驗證，結果顯示，所有擬合指數(shù)均達到標準[22]，該模型擬合較好，說明病人權力距離量表具有較好的結構效度。

3.2 病人權力距離量表的臨床價值 隨著研究的不斷深入，權力距離的內涵也隨之得到擴展與延伸。我國具有獨特而悠久的歷史文化，有著高權力距離的文化背景?；谶@樣的文化背景，在醫(yī)療活動中受自身與情境因素等影響的病人將會表現(xiàn)出不同的權力距離，從而影響著病人決策、安全、知識獲取等意愿與行為，進而影響醫(yī)療質量。然而由于以往關于個體權力距離測量工具的研究脫離權力距離賴以生存的土壤，個體層面的權力距離的內涵和測量存在較大爭議，有學者建議采用深度訪談和扎根分析等方法進行本土研究。因此，本研究利用文獻分析法、訪談法、德爾菲法編制病人權力距離量表，并經(jīng)過信效度檢驗，且各項指標均達到標準。本量表為測量病人個體權力距離提供了有效的測量工具，有助于醫(yī)護人員從心理層面了解病人在醫(yī)療活動中感知到的醫(yī)患距離，有的放矢地制定個性化的診療方案，促進病人參與，增進醫(yī)患關系，保障病人的安全。

4 小結

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