張子睿 呂小康

摘?要?為了進一步驗證中國醫(yī)患信任量表的因子結(jié)構，并檢驗量表在不同性別的醫(yī)方/患方之間的測量等值性，分別在醫(yī)方和患方群體中選取3787和4502名被試，對其中的有效數(shù)據(jù)進行單組驗證性因素分析和性別測量等值性檢驗。結(jié)果表明，中國醫(yī)患信任量表（醫(yī)方信任量表）的雙因子結(jié)構模型和中國醫(yī)患信任量表（患方現(xiàn)實性信任分量表、患方預設性信任分量表）的單因子結(jié)構模型均擬合良好，同時跨性別的形態(tài)等值、弱等值、強等值、嚴格等值模型均可接受。因此，中國醫(yī)患信任量表的醫(yī)方量表和患方量表均在不同性別組間具有測量等值性。

關鍵詞?醫(yī)患信任; 醫(yī)患關系; 信任量表; 測量等值

分類號?B841.2

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2020.07.002

1?引言

醫(yī)患沖突問題已引起社會廣泛關注，醫(yī)鬧、傷醫(yī)甚至殺醫(yī)事件的報道使醫(yī)患關系進一步惡化。醫(yī)患信任作為醫(yī)患關系的核心特征之一，得到學界普遍關注。醫(yī)患信任產(chǎn)生于社會互動過程，必然是雙向的（汪新建，2017），既包括患方對醫(yī)方的信任，也包括醫(yī)方對患方的信任。因此，有關醫(yī)患信任的研究通常基于醫(yī)方和患方兩個視角展開。

關于醫(yī)患信任測量的研究，目前已取得較多成果。在患方對醫(yī)方的信任測量研究中，主要包括醫(yī)師信任量表（TPS）（Anderson & Dedrick， 1990）、 患者信任問卷（PTS）（Kao， Green， Zaslavsky， Koplan， & Cleary， 1998）、患者對醫(yī)師的信任量表（PTTPS）（Leisen & Hyman， 2001）、 TMP（Hall， Camacho， Dugan， & Balkrishnan， 2002）、維克森林醫(yī)師信任量表（WFPTS）（Hall et al.， 2002）及其中文修訂版（董恩宏，鮑勇，2012）。而關于醫(yī)方對患方的信任量表則比較少，主要是醫(yī)師信任患方量表（PTPS）（Thom et al.， 2011）及其中文修訂版（董照倫， 陳長香， 2016）。 呂小康等人（2019）基于醫(yī)患信任特征、兼顧量表應用的針對性與普遍性、分別以醫(yī)患雙方為不同測量對象開發(fā)了中國醫(yī)患信任量表，包括醫(yī)方版和患方版的2個版本，共3個量表。

醫(yī)患信任受到多方面因素的影響，包括人際層面、群際層面和文化層面（呂小康，朱振達，2016），尤其是在人際和群際層面中醫(yī)患雙方互動而形成的刻板印象、消極情緒、認同偏差等。就患方視角而言，汪新建和劉穎（2019）對醫(yī)患信任的影響因素的研究結(jié)果表明，患方的性別、年齡、戶口、婚姻狀況等人口學變量以及互聯(lián)網(wǎng)使用行為顯著影響其對醫(yī)方的信任水平; 潘靜儀、趙靜波和侯艷飛（2017）采用維克森林醫(yī)師信任量表研究患者對醫(yī)師的信任現(xiàn)況及影響因素，發(fā)現(xiàn)患者患病時間、對醫(yī)患關系及狀態(tài)的認知以及對醫(yī)生服務滿意度是醫(yī)患信任的重要影響變量，但性別、年齡以及學歷的影響并未達到顯著性水平; 類似地，陳美林、汪文新、江舜杰和趙宇（2019）采用一般人際信任量表對患者家屬的醫(yī)患信任的調(diào)查結(jié)果表明，家屬年齡、生活滿意度以及月收入水平對醫(yī)患信任具有顯著影響，但性別的作用并不顯著。就醫(yī)方視角而言，患方對醫(yī)生的信任水平受到醫(yī)生的技術、溝通能力、服務態(tài)度等因素的影響（高楚蒙等，2016）。但目前關于醫(yī)方對患方信任的研究甚少。

由此可見，已有研究大多只關注醫(yī)患互動中產(chǎn)生的變量對醫(yī)患信任的影響，而忽略醫(yī)患雙方本身的屬性或個人特征在互動過程中所起的作用，或者只是將其作為控制變量，并未進行更深入一步的研究。根據(jù)進化論模型的觀點，性別對個體的社會角色和社會行為有著重要影響（Eagly & Wood， 1999），Buchan， Croson和Solnick（2008）在一個投資游戲中發(fā)現(xiàn)，男性投資者相比于女性投資者而言，投出的金幣更多，這表明男性的人際信任水平顯著高于女性。在風險任務中，不同性別的信任者的信任給予差異顯著（康廷虎，白學軍，2012）。就大學生的人際信任而言，女生相比于男生更傾向于信任他人（陳永，張冉冉，2017）。在醫(yī)患信任的研究中，不同性別的患方或醫(yī)方的信任水平也可能不同。相對于高社會感知的患者而言，低社會感知的患者對醫(yī)信任的影響因素是性別而不是經(jīng)濟收入（朱艷麗，2018）。男性患者和女性患者對“醫(yī)生遵守法則和工作制度”“醫(yī)生工作事業(yè)心”以及“醫(yī)生不歧視患者”的認知存在顯著差異（劉航宇等，2018）。

但正如前述的一些研究表明，性別對醫(yī)患信任并不具有顯著影響，結(jié)論不一致的原因是多方面的，如概念操作化的差異、研究對象的不同等等，而更為本質(zhì)的原因，可能在于測量是否等值，即對醫(yī)患信任的測量是否保證跨性別測量等值性。測量等值性是指觀測變量和潛變量之間的關系在不同總體或同一總體不同組別間的測量模型等同性（任芬，劉俊良，房玉上，王孟成，2019），若未進行測量工具的測量等值性檢驗，則無法說明組間差異是由測量工具本身不等值造成還是差異確實存在，可以說檢驗測量等值性是組間差異比較的前提條件（魏修建，鄭廣文，2015）。因此，本研究擬檢驗中國醫(yī)患信任量表的各個量表在不同性別的醫(yī)方/患方中的測量等值性，旨在使醫(yī)患信任的性別差異比較研究具有測量學意義。

2?方法

2.1?研究對象

采用方便抽樣法收集問卷，醫(yī)方樣本主要來自貴州、上海、山西、天津、浙江、黑龍江6個省級行政單位下屬的各級醫(yī)院的醫(yī)師，共發(fā)放問卷3787份，回收有效數(shù)據(jù)3191份，問卷回收率為84.26%。其中，醫(yī)方男性958人（30.02%），女性2233人（69.98%）; 年齡在23～67歲之間，平均年齡34.97±7.78歲; 所在醫(yī)療機構等級為三級醫(yī)院的有2489人（78.00%），二級醫(yī)院655人（20.53%），一級醫(yī)院47人（1.47%）。

患方樣本來自中國大陸所有省、市、自治區(qū)，以方便抽樣法共發(fā)放問卷4659份，回收有效數(shù)據(jù)4502份，問卷回收率為96.63%。其中，患方男性2009人（44.62%），女性2493人（55.38%）; 30歲以上的被試占73.43%，平均年齡37.85±10.43歲; 大多數(shù)被試受教育程度是高中/中專以上（72.70%）。

2.2?研究工具

本研究采用由呂小康等人（2020）編制的中國醫(yī)患信任量表，包括醫(yī)方版的1個量表和患方版的2個分量表。

中國醫(yī)患信任量表（醫(yī)方信任量表）共有8道題目，包括關系感知與防御心態(tài)兩個因子，各有4道題目，均采用Likert 5點計分，1表示非常不認同，5表示非常認同，量表得分越高表明醫(yī)方對患方信任程度越高。

中國醫(yī)患信任量表（患方信任量表）由兩個單維分量表構成。其中，患方現(xiàn)實性信任分量表共有13道題目，用以測量患方對具體醫(yī)生的特殊信任水平; 患方預設性信任分量表共有9道題目，用以測量患方對醫(yī)生群體的一般信任水平，無需最近有真實就診行為。所有題目均采用Likert 5點計分，1表示非常不認同，5表示非常認同，量表得分越高表明患方對醫(yī)方信任程度越高。其中，患方現(xiàn)實性信任分量表中的“醫(yī)生”限最近一個月中最后一次就診或陪同就診時的門診大夫或住院主治大夫。

2.3?數(shù)據(jù)分析

數(shù)據(jù)采用SPSS 25.0和Mplus 7.4進行分析。首先對量表的各項目得分進行Kolmogorov-Smirnov正態(tài)性檢驗以判斷數(shù)據(jù)分布形態(tài)，進而選擇模型估計方法。其次，分別進行總樣本、男性樣本與女性樣本的單組驗證性因素分析以檢驗量表因子結(jié)構在不同樣本下的模型擬合程度，進而建立良好的單組基線模型，一般認為，模型擬合可接受的標準為RMSEA≤0.08，SRMR≤0.08，TLI≥0.90以及CFI≥0.90（Hu & Bentler， 1999）。最后，采用多組驗證性因素分析檢驗各量表在不同性別之間的測量等值性。測量等值性包括四個方面的等值，分別為：形態(tài)等值，即檢驗潛變量的構成形態(tài)或模式在各組之間是否相同; 弱等值（單位等值），檢驗測量指標與因子之間的關系即因子負荷在各組之間是否等值; 強等值（尺度等值），即檢驗觀測變量的截距在各組之間是否相等; 嚴格等值（誤差方差等值），即檢驗誤差方差在各組之間是否相等。因為卡方檢驗容易受到樣本量的影響，所以通常采用模型擬合指數(shù)CFI、TLI的差異，即ΔCFI、 ΔTLI以及貝葉斯信息準則（BIC）來衡量測量等值性，當模型擬合指數(shù)差異小于或等于0.01以及貝葉斯信息準則數(shù)值減小時， 則認為等值模型可以接受（Cheung & Rensvold， 2002）。

3?結(jié)果

3.1?描述性統(tǒng)計

各量表所有項目的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果見表1、表2、表3。Kolmogorov-Smirnov正態(tài)性檢驗結(jié)果顯示，中國醫(yī)患信任的三個量表中各個項目均存在顯著的偏度與峰度，表明三個量表的各項目得分均為非正態(tài)分布數(shù)據(jù)，所以在Mplus中選擇穩(wěn)健極大似然估計法（MLM），可獲得校正后的S-Bχ2統(tǒng)計量，以得到更精確的擬合指數(shù)和標準誤（王孟成，2014）。

此外，本研究中的中國醫(yī)患信任量表（醫(yī)方信任量表）、中國醫(yī)患信任量表（患方現(xiàn)實性信任分量表）以及中國醫(yī)患信任量表（患方預設性信任分量表）的Cronbachs α分別為0.73、0.89以及0.75，可見各量表的內(nèi)部一致性均表現(xiàn)良好。

3.2?單組驗證性因素分析

各量表的單組驗證性因素分析結(jié)果見表4。結(jié)果顯示，中國醫(yī)患信任量表（醫(yī)方信任量表）的雙因子結(jié)構與中國醫(yī)患信任量表（患方現(xiàn)實性信任分量表）的單因子結(jié)構在總樣本、男性樣本與女性樣本中均擬合良好。但中國醫(yī)患信任量表（患方預設性信任分量表）的單因子結(jié)構在三組樣本中擬合指數(shù)均欠佳。為此，根據(jù)修正指數(shù)對模型進行修正，經(jīng)二次修正后的模型檢驗擬合指數(shù)均達到可接受的標準。因此，可對三個量表進行下一步的性別測量等值性檢驗。

3.3?測量等值性檢驗

3.3.1?中國醫(yī)患信任量表（醫(yī)方信任量表）

采用多組驗證性因素分析對中國醫(yī)患信任量表（醫(yī)方信任量表）的性別等值性進行檢驗，結(jié)果見表5。首先，形態(tài)等值檢驗結(jié)果顯示模型的各個擬合指數(shù)均符合標準，表明形態(tài)等值模型擬合良好，可進行下一步的分析。其次，弱等值檢驗結(jié)果顯示，模型擬合指數(shù)差異ΔCFI<0.01，ΔTLI<0.02，存在中等差異，但并未表明存在確定的差異，無法拒絕等值性成立（任芬，劉俊良，房玉上，王孟成，2019）。同時貝葉斯信息準則數(shù)值減少，因此弱等值模型成立。第三，強等值檢驗結(jié)果顯示，兩個模型擬合指數(shù)差異均小于0.01，并且貝葉斯信息準則數(shù)值減少，因此強等值模型成立。最后，嚴格等值檢驗結(jié)果顯示，ΔCFI<0.01，ΔTLI<0.02，存在中等差異，并未表明存在確定的差異，無法拒絕等值性成立，同時貝葉斯信息準則數(shù)值減少，因此嚴格等值模型成立。

3.3.2?中國醫(yī)患信任量表（患方信任量表）

采用多組驗證性因素分析對中國醫(yī)患信任量表（患方現(xiàn)實性信任分量表、患方預設性信任分量表）的性別等值性進行檢驗，結(jié)果分別見表6、表7。

對于患方現(xiàn)實性信任分量表，首先，形態(tài)等值檢驗結(jié)果顯示模型的各個擬合指數(shù)均符合標準，表明形態(tài)等值模型擬合良好，可進行下一步的分析。其次，弱等值檢驗結(jié)果顯示，模型擬合指數(shù)差異ΔCFI<0.01，ΔTLI<0.01，并且貝葉斯信息準則數(shù)值減少，因此弱等值模型成立。然后，強等值檢驗結(jié)果顯示，兩個模型擬合指數(shù)差異均小于0.01，并且貝葉斯信息準則數(shù)值減少，因此強等值模型成立。最后，嚴格等值檢驗結(jié)果顯示，兩個模型擬合指數(shù)差異均小于0.01，同時貝葉斯信息準則數(shù)值減少，因此嚴格等值模型成立。

對于患方預設性信任分量表，首先，形態(tài)等值檢驗結(jié)果顯示模型的各個擬合指數(shù)均符合標準，表明形態(tài)等值模型擬合良好，可進行下一步的分析。其次，弱等值檢驗結(jié)果顯示，模型擬合指數(shù)差異ΔCFI<0.01，ΔTLI<0.02，存在中等差異，但并未表明存在確定的差異，無法拒絕等值性成立，且貝葉斯信息準則數(shù)值減少，因此弱等值模型成立。然后，強等值檢驗結(jié)果顯示，兩個模型擬合指數(shù)差異均小于0.01，并且貝葉斯信息準則數(shù)值減少，因此強等值模型成立。最后，嚴格等值檢驗結(jié)果顯示，兩個模型擬合指數(shù)差異均小于0.01，同時貝葉斯信息準則數(shù)值減少，因此嚴格等值模型成立。

4?討論與結(jié)論

目前國內(nèi)基于人際或群際視角對醫(yī)患信任的影響因素的研究中，醫(yī)方或患方本身特征對雙方互動所起的作用未得到充分重視。之前的研究已表明，性別作為重要的個體屬性，對一般人際信任以及醫(yī)患情境下的信任均會產(chǎn)生顯著性影響，但仍存在不一致的結(jié)論。這可能是由測量工具本身測量不等值造成，無法對得到的結(jié)果做出準確的解釋。目前，我國對醫(yī)患信任量表的性別測量等值性研究甚少，因此本研究進一步對中國醫(yī)患信任量表的三個分量表在不同性別樣本中的測量等值性進行了檢驗，可使運用該量表測量醫(yī)患信任間的性別差異的研究結(jié)果解釋變得更合理、更可靠。

單組驗證性因素分析的結(jié)果顯示，中國醫(yī)患信任量表（醫(yī)方信任量表）的雙因子結(jié)構以及中國醫(yī)患信任量表（患方現(xiàn)實性信任分量表、患方預設性信任分量表）的單因子結(jié)構在總樣本、男性樣本以及女性樣本中均擬合良好，可作為進一步研究其性別測量等值性的基線模型。多組驗證性因素分析結(jié)果表明中國醫(yī)患信任量表測量的形態(tài)等值、弱等值、強等值以及嚴格等值模型均成立，即三個量表在不同性別的醫(yī)生/患者中潛變量的構成形態(tài)、各項目的因子負荷、截距以及誤差方差均相等，所以三個量表的跨性別測量等值性完全成立。由此可推斷三個量表在不同性別的醫(yī)生/患者間存在相同的參照點，其測量指標和潛在因子之間的關系在兩組間具有相同的意義，即可對不同性別的醫(yī)生/患者在對應的量表上做出的反應差異做出合理解釋，結(jié)果體現(xiàn)的性別差異是實際存在而非由測量工具造成的，可進行性別組間比較。

本研究只局限于性別維度的測量等值性檢驗，醫(yī)方或患方的其他特征屬性是否對醫(yī)患信任有著重要影響。例如受教育程度更高的患者，或許更能換位思考，理解醫(yī)患雙方的思維差異，及時緩解消極情緒，提高就醫(yī)滿意度，增強對醫(yī)信任; 所在醫(yī)院等級更高的醫(yī)生，在醫(yī)療資源分布失衡的情況下，可能每天面臨更多的患者，更易產(chǎn)生負性情緒，導致較低的對患信任。但無論結(jié)論正確與否，都只有在測量工具等值性成立的前提下，該結(jié)論才是可靠的。因此，未來研究還可以對不同受教育程度的患者、不同醫(yī)院等級的醫(yī)生進行測量等值性檢驗，以進一步確認量表的可靠性。

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