簽約服務(wù)情境下全科醫(yī)生崗位勝任力自評量表的開發(fā)與信效度檢驗

馬志強(qiáng)，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(jī)構(gòu)不斷建立起以全科醫(yī)生為核心的服務(wù)團(tuán)隊。啟動落實全科醫(yī)生簽約服務(wù)，引導(dǎo)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(xué)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(jìn)行全科醫(yī)生培訓(xùn)，但仍存在人才數(shù)量和質(zhì)量問題，且當(dāng)下看來，質(zhì)量問題尤為嚴(yán)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(jī)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(jìn)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(zhǔn)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?；诖?，本研究聚焦中國基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)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(jìn)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(fù)責(zé)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(tuán)隊合作的形式承擔(dān)基層社區(qū)常見病、多發(fā)病、慢性病的首診與轉(zhuǎn)診、預(yù)防保健、康復(fù)管理等服務(wù)工作，并為居民提供以預(yù)防為導(dǎo)向、持續(xù)、綜合的全方位照顧，擔(dān)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(xué)家、哈佛大學(xué)教授MCCLELLAND［6］1973年在人員選拔程序中界定了勝任力概念，認(rèn)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(xué)者仲理峰等［7］（2003年）則認(rèn)為應(yīng)該將人們履行崗位工作職責(zé)時表現(xiàn)出的具體、可觀察的行為特征定義為勝任力，認(rèn)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(rèn)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(hù)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(zé)過程中，除了應(yīng)具備臨床知識和技術(shù)能力外，還應(yīng)當(dāng)具備對患者的護(hù)理與關(guān)懷能力；杜改燕等［9］（2011年）基于培訓(xùn)實踐提出了醫(yī)療、預(yù)防、照顧、康復(fù)、學(xué)習(xí)5項全科醫(yī)生必須具備的核心能力；蘇芳等［10］（2015年）認(rèn)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(xué)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(xué)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)。可以看出學(xué)者對全科醫(yī)生崗位勝任力的解釋著重強(qiáng)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(jī)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(zé)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(xué)者對全科醫(yī)生崗位勝任力研究不足的現(xiàn)狀，在團(tuán)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(tuán)隊協(xié)作能力和學(xué)習(xí)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(xué)習(xí)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(tuán)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(xiàn)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(bǔ)充相關(guān)維度的測量題項，補(bǔ)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(dá)的準(zhǔn)確性方面對題項進(jìn)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(xué)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(jìn)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(dá)，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(qiáng)調(diào)數(shù)據(jù)僅用作學(xué)術(shù)研究并嚴(yán)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(jìn)度，強(qiáng)化其繼續(xù)答卷的信心；結(jié)尾提示部分主要表達(dá)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(xùn)、單位規(guī)模、職稱信息進(jìn)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)?，量表中?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(tuán)隊對各級公立綜合醫(yī)院中的全科醫(yī)學(xué)科及社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心的全科醫(yī)生進(jìn)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(jī)構(gòu)相關(guān)科室的同意下，直接進(jìn)入醫(yī)院全科醫(yī)學(xué)科和社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心對全科醫(yī)生進(jìn)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(tuán)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(jìn)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(jìn)度無法達(dá)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(jìn)行問卷發(fā)放的方式擴(kuò)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(biāo)準(zhǔn)：（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(fù)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(rèn)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(dá)到1∶10的比例，符合進(jìn)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(jìn)行預(yù)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(jìn)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(jìn)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(jī)抽取201份問卷，標(biāo)記為數(shù)據(jù)A并用于探索性因子分析。在進(jìn)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(jìn)行KMO檢驗和Bartlett's球形檢驗，根據(jù)經(jīng)驗標(biāo)準(zhǔn)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(biāo)記為數(shù)據(jù)B，運用AMOS 21.0軟件進(jìn)行一階驗證性因子分析，進(jìn)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(jìn)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(jìn)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(biāo)準(zhǔn)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(dá)到的目標(biāo)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(xì)分后綜合體現(xiàn)。

2.3 統(tǒng)計學(xué)方法 采用SPSS 25.0、AMOS 17.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計分析，計數(shù)資料以相對數(shù)表示，檢驗水準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)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(jìn)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(jìn)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(xiàn)率為67.680%（表4），符合＞50%的經(jīng)驗標(biāo)準(zhǔn)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(jìn)行擬合，部分競爭模型示意見圖2～5，并通過相關(guān)指標(biāo)系數(shù)值與經(jīng)驗標(biāo)準(zhǔn)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(biāo)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(biāo)準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)值0.05；擬合優(yōu)度指數(shù)（GFI）為0.913，達(dá)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(biāo)準(zhǔn)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(biāo)均達(dá)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(biāo)準(zhǔn)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(tuán)隊協(xié)作和學(xué)習(xí)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(jìn)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(rèn)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(tuán)隊協(xié)作能力維度的路徑系數(shù)為0.83、學(xué)習(xí)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(rèn)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(tuán)隊協(xié)作能力、學(xué)習(xí)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(dá)到0.929，由此可以認(rèn)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(biāo)準(zhǔn)化荷載系數(shù)均＞0.5，并達(dá)到顯著水平，全科服務(wù)能力、人文執(zhí)業(yè)能力、團(tuán)隊協(xié)作能力和學(xué)習(xí)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(yuǎn)小于經(jīng)驗標(biāo)準(zhǔn)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(dǎo)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(tuán)隊協(xié)作能力、學(xué)習(xí)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(biāo)。本研究是在參考相關(guān)量表構(gòu)建文獻(xiàn)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(jìn)行了兩輪修改完善，最終形成初始問卷；分別對初始量表進(jìn)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(jìn)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(biāo)都達(dá)到了經(jīng)驗標(biāo)準(zhǔn)閾值，可以認(rèn)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(rèn)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(rèn)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(jī)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(qiáng)化區(qū)域抽樣的科學(xué)性和增加樣本數(shù)量來進(jìn)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(xiàn)：馬志強(qiáng)負(fù)責(zé)總體研究目標(biāo)的制定，文章的構(gòu)思、設(shè)計與指導(dǎo)，為研究課題提供資金支持并進(jìn)行質(zhì)量控制、審校與監(jiān)督管理；張寶麗進(jìn)行論文撰寫與修訂，對文章整體負(fù)責(zé)；郭樂進(jìn)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。