姜鶴 趙禮

摘?要?為進一步驗證中國醫(yī)患社會心態(tài)分問卷的因子結構，并檢驗其在不同性別的醫(yī)患方之間的測量等值性，以1658名醫(yī)方被試和2720名患方被試為樣本，對其進行單組驗證性因素分析和性別測量等值性檢驗。結果表明，醫(yī)患滿意度1問卷的三因子結構、患方醫(yī)患滿意度2問卷和健康觀問卷以及醫(yī)方疾病觀問卷的二因子結構在總樣本、男性樣本與女性樣本中均擬合均達到可接受的標準。其中患方滿意度1和2問卷以及患方健康觀問卷跨性別的形態(tài)等值、弱等值、強等值、誤差方差等值模型均可被接受。因此，三個問卷均在不同性別組間具有測量等值性。

關鍵詞?醫(yī)患關系; 醫(yī)患信任; 醫(yī)患社會心態(tài); 測量等值

分類號?B841.2

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2020.07.003

1?引言

醫(yī)患社會心態(tài)是一定時期內的社會中多數成員或者占比較大的社會成員所共享的關于醫(yī)患關系的基本認知、情緒情感、態(tài)度立場和價值觀念（呂小康，朱振達，2016）。長期以來，醫(yī)患關系緊張成為社會各界關注的重點，醫(yī)患沖突的不斷升級更是為社會帶來了巨大的負面影響和損失，醫(yī)患之間的不良情緒體驗往往是發(fā)動沖突行為的重要動因，因而對其背后的醫(yī)患社會心態(tài)研究成為整個醫(yī)患關系研究中的重要內容。

目前，學界對醫(yī)患心態(tài)的具體內容也展開了廣泛的研究，但是其測量工具卻十分稀缺，現(xiàn)有的測量工具通常是針對醫(yī)患心態(tài)中的某個方面開發(fā)的，例如針對醫(yī)患關系認知中的醫(yī)患信任開發(fā)的維克森林醫(yī)師信任量表（WFPTS）（Hall et al.， 2002）、醫(yī)師信任患方量表（PTPS）（Thom et al.， 2002）以及醫(yī)患溝通信心量表（PCCS）（Tran， Haidet， Street， O'Malley， & Ashton， 2004）等，但是單獨針對醫(yī)患心態(tài)這個宏觀概念的測量工具則幾乎沒有。

因此，呂小康等（2019）根據醫(yī)患社會心態(tài)的內容劃分了醫(yī)患社會認知、醫(yī)患社會價值觀、醫(yī)患社會情緒和醫(yī)患社會行為傾向四個維度，并基于此編制了中國醫(yī)患社會心態(tài)問卷，本問卷也是目前醫(yī)患社會心態(tài)測量領域中為數不多的較為規(guī)范的測量工具。該問卷分為醫(yī)方版本和患方版本，兩個版本結構一致，根據針對的不同群體，其細節(jié)上會有所差異，但是結構上都是下設四個分問卷，四個分問卷中包含著數個二級指標，其中醫(yī)患社會認知分問卷中包括醫(yī)患安全感、信任感、公正感、滿意度、寬容度、歸因風格共計六個二級測量指標; 醫(yī)患社會價值觀同樣包括健康觀、疾病觀、醫(yī)學觀和公正觀4個二級測量指標; 醫(yī)患社會情緒分問卷主要通過14個情緒詞的選擇和程度判定來表現(xiàn)被試的醫(yī)患社會心態(tài)的第一感受; 醫(yī)患行為傾向分問卷包括擇醫(yī)偏好、從業(yè)傾向、社會排斥、參與行為和沖突應付這5個二級測量指標。

性別角色對個體的認知和行為的影響也得到了廣泛的討論（Herlitz & Johanna， 2009），在以往的針對醫(yī)患社會心態(tài)各個方面的研究中發(fā)現(xiàn)性別通常是一個重要的影響變量。例如，有學者研究媒介的使用對醫(yī)患信任的影響時發(fā)現(xiàn)性別會顯著地影響媒體使用頻度，進而使得居民在醫(yī)患信任和社會信任方面都有不同的表現(xiàn)（張澤洪，熊晶晶，吳素雄，2017）; 有的研究則發(fā)現(xiàn)性別對醫(yī)務人員感知醫(yī)患關系中差異顯著（莫秀婷， 徐凌忠， 羅惠文， 蓋若琰， 2015）; 還有的研究發(fā)現(xiàn)性別對腫瘤患者醫(yī)患溝通滿意度有顯著的影響， 男性患者的滿意度顯著高于女性 （梁穎瑩， 袁響林， 2017）; 在醫(yī)患沖突的研究中也證實了男性和女性的責任歸因存在區(qū)別（趙卓嘉，徐明臻，2018）; 針對醫(yī)務人員寬恕心理的研究發(fā)現(xiàn)女性的寬恕態(tài)度顯著高于男性（朱婷婷，鄭愛明，2016）?？梢钥吹皆卺t(yī)患心態(tài)的各涵攝內容中，性別是重要的影響因素。但是以往的研究中雖然探討了性別的影響差異，卻往往更關注醫(yī)患互動中的其他社會因素或者心理因素，而將性別這一個體特征僅作為控制變量進行考察，并未著重的對性別帶來的差異進行具體和深入的分析。而性別角色對個體的認知能力、情緒感知、價值觀念和行為傾向都是存在重要的影響的，因此在醫(yī)患心態(tài)的研究中探討性別差異具有重要意義，根據性別差異的結果來有針對性地疏解醫(yī)患負面心態(tài)也是未來緩和醫(yī)患緊張關系的重要手段。但是，為了探究醫(yī)患社會心態(tài)中性別差異是否真實存在，必須首先檢驗測量工具的性別等值性，甄別造成性別差異結果是真實的差異還是測量工具造成的虛假差異。測量不變性指的是在給定潛變量的情況下，觀測分數的條件分布的跨組的不變性，指測驗在不同的情況下應用時不存在與特定組相關的測量偏差（蔡華儉， 林永佳， 伍秋萍， 嚴樂， 黃玄鳳， 2008; Lubke， Dolan， Kelderman， & Mellenbergh， 2003; Mellenbergh & Gideon， 1989; ?Meredith， 1993），若想要探究性別差異結果是否是由工具差異造成則需要對測量工具進行跨性別測量等值性檢驗。

目前，中國醫(yī)患社會心態(tài)問卷內容結構的四個維度及其二級指標已進行初步的信效度檢驗，結果顯示醫(yī)方卷和患方卷都具有良好的信效度，各分問卷的因子結構也進行了初步的信效度檢驗（汪新建，劉穎，張子睿，張慧娟，張曜，2019）。因此，本研究將進一步驗證各分問卷的因子結構，并考察中國醫(yī)患社會心態(tài)問卷中的各分問卷在性別間是否具有跨群組的一致性，即進行測量等值性檢驗。

此前的分析發(fā)現(xiàn)，中國醫(yī)患社會心態(tài)問卷中的醫(yī)患社會情緒分問卷、社會行為傾向分問卷并不適合作為量表使用，更適合作為普通問卷使用（呂小康等，2019），并且汪新建等（2019）對中國醫(yī)患社會心態(tài)問卷分問卷的信效度檢驗中發(fā)現(xiàn)，中國醫(yī)患社會心態(tài)問卷“醫(yī)患社會認知”模塊的醫(yī)患安全感（醫(yī)方版/患方版）、醫(yī)患滿意度1（醫(yī)方版/患方版）、醫(yī)患滿意度2（患方版）、醫(yī)患寬容度（醫(yī)方版/患方版）、醫(yī)患歸因風格（醫(yī)方版/患方版）和“醫(yī)患社會價值觀”模塊的健康觀（醫(yī)方版/患方版）和疾病觀（醫(yī)方版）幾個分問卷具有良好的信效度，可作為量表單獨或組合使用。因此，本研究根據以上結果選取上文所述的結構良好的分問卷作為研究對象，對其結構進行驗證，并對性別之間的等值性進行測驗。

2?方法

2.1?研究對象

使用問卷星面向醫(yī)生和患者兩個群體，采用方便抽樣法收集問卷。樣本主要來自天津、貴州、西藏、新疆、云南、浙江等地，共發(fā)放患方問卷4660份，回收有效患方數據2720份（有效率58.37%），平均年齡為35.77±9.35歲，發(fā)放醫(yī)方問卷3443份，回收有效醫(yī)方數據1658份（有效率48.16%），平均年齡為32.88±7.61歲。被試基本情況如表1所示。

2.2?研究工具

本研究采用由呂小康等人（2019）編制的中國醫(yī)患社會心態(tài)問卷，包括醫(yī)患安全感（醫(yī)方版/患方版）、醫(yī)患滿意度1（醫(yī)方版/患方版）、醫(yī)患滿意度2（患方版）、醫(yī)患寬容度（醫(yī)方版/患方版）、醫(yī)患歸因風格（醫(yī)方版/患方版）和健康觀（醫(yī)方版/患方版）和疾病觀（醫(yī)方版）。

2.3?數據分析

數據采用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)性檢驗以判斷數據分布形態(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。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。

3?結果

3.1?描述性統(tǒng)計

對上述分問卷各項目進行Kolmogorov-Smirnov正態(tài)性檢驗，結果顯示中國醫(yī)患社會心態(tài)分問卷中的各個項目均存在顯著的偏度與峰度（p<0.001），表明以下分問卷各項目得分均為非正態(tài)分布數據，描述統(tǒng)計表因篇幅限制不予贅述。偏態(tài)產生的原因可能為本研究采用方便抽樣的方法獲取樣本，造成樣本間非獨立。但是項目得分方差較小，且在Mplus 7.4中選擇使用穩(wěn)健極大似然估計法（MLM），獲得校正后的S-Bχ2統(tǒng)計量以得到更精確的擬合指數和標準誤（王孟成，2014; Satorra & Bentler， 2001），所得分析結果可靠。

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果見表2。結果顯示，醫(yī)方和患方醫(yī)患滿意度1的三因子、患方醫(yī)患滿意度2的兩因子結構和醫(yī)方、患方健康觀的二因子結構以及醫(yī)方疾病觀的二因子結構在總樣本、男性樣本與女性樣本中均擬合達到可接受的標準。其余分問卷的因子驗證擬合指標不佳，不進行進一步的等值性檢驗，這部分分問卷可進一步選取更具有代表性的樣本，再次進行因子結構驗證或者重新探索因子結構，若研究者需使用該部分分問卷，則需驗證后再進行使用。

3.3?測量等值性檢驗

3.3.1?醫(yī)方醫(yī)患滿意度1問卷

采用多組驗證性因素分析對醫(yī)方醫(yī)患滿意度1問卷的性別等值性進行檢驗，結果見表3。首先，形態(tài)等值檢驗結果顯示模型的各個擬合指數均符合標準，表明形態(tài)等值模型擬合良好，可進行下一步的分析。其次，檢驗測量指標與因子之間的關系即因子負荷在組間是否等值，結果顯示弱等值模型擬合良好，與形態(tài)等值模型相比模型擬合指數差異ΔCFI<0.01，ΔTLI<0.01，貝葉斯信息準則數值減少，因此弱等值模型成立。第三，檢驗觀測變量的截距在組間是否具有不變性，即表明測量在不同組之間是否具有相同的參照點，結果顯示強等值模型擬合良好，ΔCFI<0.01，ΔTLI<0.01，貝葉斯信息準則數值減少，因此強等值模型成立。最后，檢驗誤差方差是否跨組等值，結果顯示嚴格等值模型擬合良好，ΔCFI<0.01，ΔTLI<0.01，但是貝葉斯信息準則數值增加，因此嚴格等值模型不成立。

3.3.2?醫(yī)方健康觀問卷

采用多組驗證性因素分析對醫(yī)方健康觀問卷的性別等值性進行檢驗，結果見表4。與前文分析過程相同，其形態(tài)等值、弱等值、強等值均成立，嚴格等值模型不成立。

3.3.3?醫(yī)方疾病觀問卷

采用多組驗證性因素分析對醫(yī)方疾病觀問卷的性別等值性進行檢驗，結果見表5。首先，形態(tài)等值檢驗結果顯示模型的各個擬合指數均符合標準，表明形態(tài)等值模型擬合良好，可進行下一步的分析。其次，弱等值檢驗結果顯示，模型擬合指數差異ΔCFI<0.01，ΔTLI>0.02，存在確定的差異，因此，弱等值模型不成立。

3.3.4?患方醫(yī)患滿意度1問卷

采用多組驗證性因素分析對患方醫(yī)患滿意度1問卷的性別等值性進行檢驗，結果見表6。如上文分析過程，結果顯示形態(tài)等值、弱等值、強等值和嚴格等值模型均成立。

3.3.5?患方醫(yī)患滿意度2問卷

采用多組驗證性因素分析對患方醫(yī)患滿意度2問卷的性別等值性進行檢驗，結果見表7。如上文分析過程，結果顯示形態(tài)等值、弱等值、強等值和嚴格等值模型均成立。

3.3.6?患方健康觀問卷

采用多組驗證性因素分析對患方健康觀問卷的性別等值性進行檢驗，結果見表8。如上文分析過程，結果顯示形態(tài)等值、弱等值、強等值和嚴格等值模型均成立。

本研究進一步對中國醫(yī)患社會心態(tài)分問卷在不同性別樣本中的測量等值性進行了檢驗。單組驗證性因素分析的結果顯示，醫(yī)方和患方醫(yī)患滿意度1問卷的三因子、患方醫(yī)患滿意度2問卷的兩因子結構和醫(yī)方、患方健康觀的二因子結構以及醫(yī)方疾病觀的二因子結構在總樣本、男性樣本與女性樣本中均擬合達到可接受的標準，可作為進一步研究其性別測量等值性的基線模型。

4?討論與結論

多組驗證性因素分析結果表明患方醫(yī)患滿意度1問卷、患方醫(yī)患滿意度2問卷和患方健康觀問卷形態(tài)等值、弱等值、強等值以及嚴格等值模型均成立，即三個問卷在不同性別的醫(yī)生和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。各個題項在組建具有相同的單位和參照點，用觀測變量估計的潛變量分數是無偏的，組間比較有測量意義，可以對男女患者在醫(yī)患滿意度和健康觀上存在的真實差異做出合理解釋，這種差異并不是問卷本身測量不等值造成的，可進行性別組間比較。其次，醫(yī)方滿意度1問卷和醫(yī)方健康觀問卷也滿足了形態(tài)等值、弱等值、強等值模型，但是醫(yī)方疾病觀則只滿足形態(tài)等值標準，無法推論其跨性別測量等值性完全成立。

焦衛(wèi)紅、蔣海蘭、于梅、郭麗和陸霞（2010）使用自編問卷對北京市某三級醫(yī)院的患者滿意度進行分析，發(fā)現(xiàn)患者滿意度在性別方面的差異具有統(tǒng)計學意義，其他的研究也有類似的結論（馮運等，2018; 賈婧， 孔凡磊， 閆妮， 任鵬， 李士雪， 2018）。可以看到性別在患者滿意度中的差異普遍存在，因此有必要對其進行深入的探討，而在探討其中的差異是否真實存在前則需要確定患者的醫(yī)患滿意度的工具具有性別等值，因此此次驗證的患者醫(yī)患滿意度工具可以成為一個用于驗證的工具。同樣的，我國居民健康觀素養(yǎng)的研究也發(fā)現(xiàn)男性和女性的健康觀素養(yǎng)水平存在差異（馬震，劉彤，嚴龍鵬，2012; 張剛等，2019），而本文的患者健康觀問卷也可以成為探究健康觀差異中性別差異的工具。

本研究存在一定的不足，首先是本次研究的樣本量達到了大樣本的規(guī)模，但結果顯示各項目得分為非正態(tài)分布。其原因可能為本研究的抽樣方法為方便抽樣法，且各樣本間可能非獨立，因此選取穩(wěn)健極大似然估計法進行矯正，以期獲得具有代表性的結論。

其次部分問卷的高級不變性未得到證實后就終止了不變性的檢驗，實踐中一旦高一級的不變性不成立則有時會進一步尋求不變性未成立的原因，并且進一步探索是否存在部分不變性，以進一步檢驗更高一級的不變性，未來的研究中可以繼續(xù)對其中高一級不變性未證實的問卷進行部分不變性探索，以尋求更準確的結果（Vandenberg & Lance， 2000）。其次，研究由于取樣有限，僅僅在性別上進行了測量的等值性檢驗，而未來可進一步對醫(yī)患兩個版本各分問卷在職業(yè)和其他因素上進行等值性檢驗，以進一步明確其測量學特征。

參考文獻

蔡華儉， 林永佳， 伍秋萍， 嚴樂， 黃玄鳳（2008）. 網絡測驗和紙筆測驗的測量不變性研究——以生活滿意度量表為例. 心理學報， ?40（2）， 228-239.

馮運， 劉琍， 周萍， 徐穎， 金平， 宣玉君， ... 胡楊（2018）. 上海A醫(yī)院門診患者滿意度測評及其影響因素分析.中國醫(yī)院管理， 38（12）， 25-27.

賈婧， 孔凡磊， 閆妮， 任鵬， 李士雪（2018）. 不同類型醫(yī)院門診患者滿意度調查及分析. 中國衛(wèi)生質量管理， 25（5）， 59-63.

焦衛(wèi)紅， 蔣海蘭， 于梅， 郭麗， 陸霞（2010）. 北京市某三級醫(yī)院住院患者滿意度的調查與分析. 護理管理雜志， 10（9）， 630-632.

梁穎瑩， 袁響林（2017）. 腫瘤醫(yī)患溝通信息需求及臨床決策現(xiàn)況調查. 醫(yī)學與哲學（B）， 38（11）， 81-83.

呂小康， 汪新建， 張慧娟， 劉穎， 張曜， 王驥（2019）. 中國醫(yī)患社會心態(tài)問卷的初步編制與信效度檢驗. 心理學探新， 39（1）， 58-64.

呂小康， 朱振達（2016）. 醫(yī)患社會心態(tài)建設的社會心理學視角. 南京師大學報， （2）， 110-116.

馬震， 劉彤， 嚴龍鵬（2012）. 我國居民科學健康觀素養(yǎng)現(xiàn)狀及影響因素分析. 中國健康教育， 28（5）， 386-388.

莫秀婷， 徐凌忠， 羅惠文， 蓋若琰（2015）. 醫(yī)務人員感知醫(yī)患關系、工作滿意度與離職意向的關系研究. 中國臨床心理學雜志， 23（1）， 141-146.

王孟成（2014）. 潛變量建模與Mplus應用. 重慶： 重慶大學出版社.

汪新建， 劉穎， 張子睿， 張慧娟， 張曜（2020）. 中國醫(yī)患社會心態(tài)問卷分問卷的信效度檢驗. 中國社會心理學評論， （1），4-20.

張剛， 李英華， 李莉， 聶雪瓊， 王蘭蘭， 吳敬， ... 李長寧（2019）. 2012-2017年中國居民科學健康觀素養(yǎng)變化趨勢及影響因素研究. 中國健康教育， 35（11）， 973-976.

張澤洪， 熊晶晶， 吳素雄（2017）. 媒介使用對醫(yī)患信任與社會信任的影響比較分析.新聞界， （6）， 68-76.

趙卓嘉， 徐明臻（2018）. 醫(yī)患雙方的沖突感知差異性調查分析. 現(xiàn)代醫(yī)院管理， 16（5）， 39-43.

朱婷婷， 鄭愛明（2016）. 醫(yī)務人員寬恕心理與心理健康關系及相關對策. 中國衛(wèi)生事業(yè)管理， 33（12）， 931-933.

Hall， M. A.， Zheng， B.， Dugan， E.， Camacho， F.， Kidd， K. E.， Mishra， A.， &Balkrishnan， R.（2002）. Measuring patients'?trust in their primary care providers. Medical Care Research and Review， 59（3）， 293-318.

Herlitz， A.， & Johanna， L.（2009）. 認知功能的性別差異. 心理學報， 41（11）， 1081-1090.

Lubke， G. H.， Dolan， C. V.， Kelderman， H.， & Mellenbergh， G. J.（2003）. Weak measurement invariance with respect to unmeasured variables： An implication of strict factorial invariance. British Journal of Mathematical and Statistical Psychology， 56， 231-248.

Meredith， W.（1993）. Measurement invariance， factor analysis and factorial invariance.Psychometrika， 58（4）， 525-543.

Mellenbergh， & Gideon， J.（1989）. Item bias and item response theory.International Journal of Educational Research， 13（2）， 127-143.

Satorra， A， & Bentler， P. M.（2001）. A scaled difference chi-square test statistic for moment structure analysis. Psychometrika， 66（4）， 507-514.

Thom， D. H.， Wong， S. T.， Guzman， D.， Wu， A.， Penko， J.， Miaskowski， C.， & Kushel， M.（2011）. Physician trust in the patient： development and validation of a new measure. The Annals of Family Medicine， 9（2）， 148-154.

Tran， A. N.， Haidet， P.， Street， R. L， O'Malley， K. J.， & Ashton， C. M.（2004）. Empowering communication： A community-based intervention for patients. Patient Education and Counseling， 52（1）， 113-121.

Vandenberg， R. J.， & Lance， C. E.（2000）. A review and synthesis of the measurement invariance literature： Suggestions， practices， and recommendations for organizational research.Organizational Research Methods， 3（1）， 4-70.