農村患者對鄉村醫生滿意度的影響因素研究
——基于貴州省六盤水市問卷調查的結構方程分析

仇雨臨 張忠朝

中國人民大學勞動人事學院 北京 100872

農村患者對鄉村醫生滿意度的影響因素研究
——基于貴州省六盤水市問卷調查的結構方程分析

仇雨臨*張忠朝

中國人民大學勞動人事學院 北京 100872

目的：研究農村患者對鄉村醫生滿意度的影響因素。方法：基于貴州省六盤水市的實地調查數據，采用結構方程模型，從鄉村醫生的外在形象、服務質量、診療質量和和諧醫患關系四個維度進行研究。結果：研究發現診療質量對農村患者滿意度的直接影響最大，其次為服務質量、外在形象和和諧的醫患關系，農村患者滿意與否對農村患者忠誠度影響比較明顯。結論：農村患者對鄉村醫生的滿意度和忠誠度主要基于親緣和地緣關系，受診療技術、診療環境、診療設備、服務意識等限制，鄉村醫生的“守門人”角色無法體現，基層衛生體系受到嚴重的影響。

鄉村醫生；患者滿意度；服務質量；診療質量；結構方程分析

目前關于醫患關系滿意度的研究主要集中于兩個方面，一是基于患者視角的滿意度研究，主要分析患者對醫生和醫院的滿意度和忠誠度，厘清影響患者滿意度的主要因素。主要包括年齡、性別、收入水平、對健康的期望等與患者自身有關的因素，醫院聲譽、科室設置等與醫院有關的因素，以及醫院的環境、醫療設備、醫療技能、服務態度、診療費用、診療效果等與醫療服務有關的因素。[1-7]二是基于醫生視角的滿意度研究。主要集中于對醫生自身工作環境、收入、地位、壓力等方面的分析。[8-9]有研究發現工作收入和患者對農村醫生工作滿意度有正向影響，并且醫患關系存在較強的內生性。有研究對西部農村地區鄉村醫生滿意度得分進行了計算，平均為3.26分(最高分為5分)，得分最高的是人際關系(3.92分)，得分最低的是報酬與社會承認(2.45分)，因此，提高西部農村地區鄉村醫生的工作滿意度，需要根據各地區實際情況并綜合考慮不同滿意度維度對其產生的影響。[10]有學者對鄉村醫生上門服務的及時性、技術水平、服務態度、對疾病的解釋和相關指導、診療處置、設施與就醫環境、收費等因素進行分析發現，上門服務及時性的評分最高，其次是服務態度，村民對服務設施和就醫環境以及服務收費的滿意度較低。[11]此外，目前的研究采用了多種方法和工具對患者滿意度進行測量。如基于質量屋(HOQ)的滿意度測量[12]、建立門診病人滿意度測評指標體系[13]以及根據國內外顧客滿意度調查方法，結合我國醫院實際情況，設計適合我國醫院的“等級刻度滿意”調查表的方法[14]。也有研究把患者滿意度分成不同的指標體系，從一級指標到四級指標，對研究對象進行測評。[15]

通過上述文獻研究發現，醫患關系滿意度的研究主要從患者和醫生兩個角度，采用了不同的測量維度進行研究，歸納出很多具有實踐意義的結論，對解決醫患關系的矛盾和風險提供了一定依據，但農村患者對鄉村醫生醫療服務滿意度的研究較少。基于已有的研究成果，本研究從鄉村醫生的外在形象、服務質量、診療質量和和諧的醫患關系四個維度分析其是否對農村患者滿意度和農村患者忠誠度有顯著性影響，對主要的影響因素進行模型構建，解釋變量之間直接、間接和總的影響作用，進一步分析產生這些影響的原因。

1 資料與方法

1.1 資料來源

研究數據來源于對貴州省六盤水市4個區縣的問卷調查。研究總體是貴州省六盤水市的農村居民，采取簡單隨機抽樣的方法從每個區縣中選取1個鄉鎮(盤縣新民鎮、水城縣南開鄉、鐘山區月照鄉和六枝特區郎岱鎮)，再從所選取的鄉鎮中隨機選出1個行政村(新民鎮小石橋村、南開鄉雙山村、月照鄉馬壩村和郎岱鎮宗村)對其進行問卷調查。本研究選擇村衛生室為問卷調查的地點，對前來衛生室的人發放問卷，收集數據資料。實際發放問卷400份(每村100份)，收回問卷384份，回收率96%，有效問卷306份，有效率79.7%。

1.2 研究方法

本文采用結構方程模型對農村患者對鄉村醫生滿意度影響因素進行分析。結構方程主要包括兩部分：結構模型和測量模型。結構模型用來表示潛變量之間的因果關系，測量模型用來表示可觀測變量與潛變量之間的關系。可用如下方程表示：

測量模型方程：y=Λyη+ε；x=Λx+δ；

結構模型方程：η=Γξ+Bη+ζ

其中，x為外生觀測變量，y為內生觀測變量，Λy為外生觀測變量在外生變量上的載荷，η為潛在因變量或外生變量，ε為內生觀測變量的誤差，Λx為內生觀測變量在內生變量上的載荷，δ為外生觀測變量的誤差，Γ為內生變量對外生變量的影響，ξ為潛在自變量或內生變量，B為外生變量之間的影響，ζ為結構方程模型的殘差。

為了考察理論結構模型對數據擬合的程度，本研究選擇模型擬合指數，如果模型擬合不好，需要對模型進行修正。NFI、NNFI、CFI、RFI、IFI相對擬合指數，要求大于0.9，越接近1越好，本文NFI、NNFI、CFI、RFI、IFI分別為0.93、 0.95、 0.96、 0.91、0.92，都接近于1，相對擬合度較好；GFI、RMSEA為絕對擬合指數，其中GFI大于0.9，越接近1越好，RMSEA低于0.1表示好的擬合、低于0.05表示非常好的擬合、低于0.01表示非常出色的擬合，本文中GFI為0.92，接近于1，RMSEA為0.063，說明絕對擬合度較好。從上述解釋可以看出，本文的模型符合檢驗，是一個擬合非常好的模型。對于標準化路徑系數而言，其絕對值大于0.5以上算是大效果、0.3左右為中效果、小于0.1為小效果。

1.3 變量定義

本研究所涉及的變量較多，通過Spearman相關系數分析，篩選出與患者滿意度相關的研究變量共16個(表1)，采用Likert五級量表對其進行定義，即1代表完全不同意，2代表不同意，3代表中立，4代表同意，5代表非常同意。在問卷調查時，設計要求是：X1(醫生外貌)=我很滿意鄉村醫生的外貌、X2(醫生學歷)=我很滿意鄉村醫生的學歷、X3(醫生著裝)=我很滿意鄉村醫生的著裝；X4(醫生服務方式)=我很滿意鄉村醫生的服務方式、X5(醫生服務態度)=我很滿意鄉村醫生的服務態度；X6(醫生以患者為本)=我很滿意鄉村醫生時刻以患者為本且為患者著想、X7(醫生患者似親人)=我很滿意鄉村醫生把患者看成是自己的親人；X8(醫生診療技術)=我很滿意鄉村醫生的診療技術、X9(醫生診療環境)=我很滿意村衛生室的診療環境、X10(醫生診療設備)=我很滿意村衛生室的診療設備、X11(醫生診療價格)=我很滿意鄉村醫生的診療價格；X12(醫生此次診療)=我很滿意鄉村醫生的此次診療、X13(醫生以前診療)=我很滿意鄉村醫生以前的診療、X14(醫生上門診療)=我很滿意鄉村醫生的上門診療服務；X15(選擇該醫生)=我很滿意選擇該鄉村醫生、X16(依賴該醫生)=我很滿意很依賴該鄉村醫生。

為了考察這些變量之間是否具有較高的一致性，本研究選擇克朗巴赫α系數對其進行信度分析。初步測量得到α值為0.796，說明內在信度是可以接受的。對所獲取的數據進行KMO檢驗和Bartlett球度檢驗，KMO值為0.818(>0.8)，Bartlett檢驗統計量的觀測值為1 599.141，P值為0.000 1(<0.01)，說明相關系數矩陣與單位矩陣有顯著差異。因此，原有變量適合做因子分析。

表1 影響因素和測量指標

1.4 研究假設

本研究在文獻回顧基礎上提出以下假設：

假設1：鄉村醫生外在形象對農村患者滿意度有顯著影響；

假設2：鄉村醫生服務質量對農村患者滿意度有顯著影響；

假設3：鄉村醫生診療質量對農村患者滿意度有顯著影響；

假設4：和諧的醫患關系對農村患者滿意度有顯著影響；

假設5：農村患者滿意度對農村患者忠誠度有顯著影響。

2 結果

2.1 樣本基本情況

所調查地區男性居民占47.7%，女性居民占52.3%；年齡結構主要集中于21～60歲(69.3%)，婚姻狀況主要以已婚為主(57.5%)；學歷主要集中于初中以下(69%)，大專及以上的學歷占15.6%；職業主要為農民(52.9%)；月收入水平集中于3 000元以下(89.5%)；參加新農合的比例為85.6%，未參加者主要是公務員、知識分子或學生等群體，該群體參加了其他醫療保險；來衛生室看病的比例為88.2%，說明村衛生室還發揮了其它的一些功能；月均醫療費用主要在60元以下(68.3%)，除了大病患者外，其他農村居民的醫療費用較低。

2.2 農村患者對鄉村醫生的滿意度分析

2.2.1 患者滿意度因子分析

從變量的共同度來看，所選取的變量除X8(醫生診療技術)、X9(醫生診療環境)外，其他變量共同度都大于0.5，說明能有效的解釋各個變量。提取的6個因子的累計方差貢獻率為69.463%(取特征值大于0.8的因子)(表2)。

從因子載荷矩陣可以得出因子分析模型：

X13(醫生以前診療)=0.715f1+0.093f2-0.361f3-0.047f4-3.82f5-0.30f6

X14(醫生上門診療)=0.694f1+0.024f2-0.321f3+0.075f4-3.68f5-0.31f6

X5(醫生服務態度)=0.692f1-0.173f2+0.039f3-0.265f4+0.106f5+0.427f6

X11(醫生診療價格)=0.635f1-0.346f2-0.049f3+0.196f4+0.065f5+0.036f6

表2 主因子提取

X4(醫生服務方式)=0.627f1-0.137f2+0.220f3-0.238f4+0.079f5+0.562f6

X12(醫生此次診療)=0.613f1+0.145f2-0.343f3-0.263f4-0.282f5-0.036f6

X6(醫生以患者為本)=0.605f1+0.142f2-0.274f3+0.003f4+0.535f5-0.142f6

X15(選擇該醫生)=0.595f1-0.277f2+0.427f3-0.332f4-0.042f5-0.259f6

X16(依賴該醫生)=0.583f1-0.184f2+0.458f3-0.207f4+0.053f5-0.442f6

X1(醫生外貌)=0.578f1+0.374f2+0.179f3+0.001f4-0.120f5-0.167f6

X10(醫生診療設備)=0.531f1-0.321f2+0.056f3+0.454f4+0.006f5-0.103f6

X2(醫生學歷)=0.299f1+0.784f2+0.198f3+0.221f4-0.072f5-0.036f6

X3(醫生著裝)=0.323f1+0.616f2+0.422f3+0.225f4+0.004f5+0.247f6

X9(醫生診療環境)=0.265f1-0.300f2+0.096f3+0.488f4-0.143f5+0.003f6

X8(醫生診療技術)=0.264f1-0.273f2+0.068f3+0.482f4+0.029f5+0.118f6

X7(醫生患者似親人)=0.544f1+0.209f2-0.312f3+0.055f4+0.596f5-0.106f6

為了使因子具有命名解釋性，本研究采用方差最大法對因子載荷矩陣實行正交旋轉，旋轉后的因子載荷矩陣見表3。

表3 旋轉后的因子載荷矩陣

采用回歸法估計因子得分系數，可建立因子得分模型。根據矩陣，可得出6個因子的因子得分模型(表4)：

表4 因子得分系數矩陣

F1=0.095X1+ 0.015X2-0.163X3-0.106X4-0.019X5-0.080X6-0.110X7-0.109X8-0.017X9-0.037X10+ 0.006X11+ 0.422X12+ 0.464X13+0.417X14-0.047X15-0.104X16

F2=0.253X1+0.496X2+0.526X3+0.044X4-0.055X5-0.053X6-0.026X7+0.041X8+0.040X9+0.000X10-0.094X11-0.070X12-0.035X13-0.024X14-0.052X15+0.004X16

F3=-0.041X1-0.013X2+0.061X3-0.043X4-0.069X5-0.048X6-0.039X7+0.428X8+0.446X9+0.432X10+0.264X11-0.187X12-0.015X13+0.087X14-0.086X15-0.037X16

F4=0.184X1-0.034X2-0.084X3-0.106X4-0.087X5-0.006X6-0.076X7-0.133X8-0.047X9+0.037X10-0.007X11-0.024X12-0.087X13-0.098X14+0.546X15+0.623X16

F5=-0.027X1-0.002X2-0.092X3-0.104X4+0.003X5+0.575X6+0.627X7-0.015X8-0.129X9+0.035X10+0.079X11-0.040X12-0.099X13-0.106X14-0.100X15+0.013X16

F6=-0.125X1-0.135X2+0.172X3+0.666X4+0.543X5-0.058X6-0.052X7+0.025X8-0.091X9-0.134X10+0.064X11-0.008X12-0.069X13-0.092X14+0.014X15+0.174X16

綜合得分為：

F=14.728F1+11.375F2+11.168F3+11.099F4+10.621F5+10.471F6

為了得出患者滿意度的實際情況，需要通過因子分析模型中各變量系數來確定原模型中變量的實際權重。變量的實際權重等于因子得分模型中變量的系數除以所有變量系數的和。經計算各個指標的實際權重為：X1(0.049)、X2(0.072)、X3(0.070)、X4(0.075)、X5(0.070)、X6(0.069)、X7(0.073)、X8(0.036)、X9(0.039)、X10(0.054)、X11(0.051)、X12(0.060)、X13(0.072)、X14(0.066)、X15(0.071)、X16(0.074)。實際的滿意度為：

F＇=0.049X1+0.072X2+0.070X3+0.075X4+0.070X5+0.069X6+0.073X7+0.036X8+0.039X9+0.054X10+0.051X11+0.060X12+0.072X13+0.066X14+0.071X15+0.074X16

將變量值加權匯總得到患者滿意度的實際均值為3.831，不加權滿意度均值為3.890，兩者相差不大，其中滿意度小于4分的占36.9%，滿意度大于等于4分的占63.1%。說明患者對鄉村醫生基本滿意，處于中等偏上的水平，有超過63.1%的患者對鄉村醫生滿意。

2.2.2 患者滿意度結構方程分析

為了檢驗模型是否需要修正，對其進行T-values檢驗發現T值均大于1.96，說明模型擬合度很好，不需要修正。其路徑分析模型如圖1。

外生變量鄉村醫生的外在形象受醫生的外貌、學歷和著裝三個外生觀測變量影響，對外在形象的路徑影響系數依次為0.53、0.82和0.66，說明三者對鄉村醫生的外在形象影響效果比較明顯，屬大效果范圍；外生變量鄉村醫生的服務質量受醫生的服務方式和服務態度兩個外生觀測變量影響，對服務質量的路徑影響系數依次為0.72和0.88，說明二者對鄉村醫生的服務質量影響效果比較明顯，屬大效果范圍；外生變量和諧的醫患關系受鄉村醫生的以患者為本和患者似親人理念兩個外生觀測變量影響，對和諧醫患關系的路徑影響系數依次為0.81和 0.74，說明二者對和諧醫患關系影響效果比較明顯，屬大效果范圍；外生變量鄉村醫生的診療質量受醫生的診療技術、診療環境、診療設備和診療價格四個外生觀測變量影響，對診療質量的路徑影響系數依次為0.30、0.31、0.65和0.80，診療技術和診療環境對醫生的診療質量影響較小，效果不明顯，診療設備和診療價格對醫生的診療質量影響較大，效果比較明顯，能充分說明農村老百姓對目前就醫狀況的擔憂，對村衛生室的醫療設備和價格比較在意。

圖1 農村患者對鄉村醫生滿意度影響結構方程模型路徑系數圖

內生變量農村患者滿意度受此次診療、以前診療和上門診療三個內生觀測變量的影響，對農村患者滿意度的路徑影響系數依次為0.64、0.84和0.78，說明三者對農村患者滿意度影響效果比較明顯，屬大效果范圍；內生變量農村患者忠誠度受選擇該醫生和依賴該醫生兩個內生觀測變量的影響，對患者忠誠度的路徑影響系數依次為0.84和0.76，說明兩者對農村患者滿意度影響效果比較明顯，屬大效果范圍。

路徑系數值在0.17～0.49之間，效果大小為中等偏上(表5)，5個假設全部通過顯著性檢驗。

表5 結構模型計算結果

直接效應是指由原因變量(可以是外生變量或內生變量)到結果變量(內生變量)的直接影響，用原因變量到結果變量的路徑系數來衡量直接效應。假設1中，鄉村醫生的外在形象到農村患者滿意度的標準化路徑系數是0.23，則其直接效應為0.23；假設2中，鄉村醫生的服務質量到農村患者滿意度的標準化路徑系數是0.27，則其直接效應為0.27；假設3中，和諧的醫患關系到患者滿意度的標準化路徑系數是0.17，則其直接效應為0.17；假設4中，鄉村醫生的診療質量到患者滿意度的標準化路徑系數是0.34，則其直接效應為0.34；假設5中，農村患者滿意度到患者忠誠的標準化路徑系數是0.49，則其直接效應為0.49。

間接效應是指原因變量通過影響一個或者多個中介變量，對結果變量的間接影響。鄉村醫生的外在形象到農村患者忠誠間接效應為外在形象到患者滿意度的路徑系數(0.23)×患者滿意度到患者忠誠的路徑系數(0.49)=0.113。依次可算出醫生的服務質量、和諧的醫患關系和醫生的診療質量對患者忠誠的間接效應為0.132、0.083和0.167，說明在其它外在條件不變，外生變量“醫生的服務質量、和諧的醫患關系和醫生的診療質量”每增加一個單位，則內生變量“患者忠誠”將間接增加0.132、0.083和0.167個單位。

總效應是指原因變量到結果變量總的影響，它是直接效應與間接效應之和。鄉村醫生的外在形象到農村患者滿意度的直接效應為0.23，鄉村醫生的外在形象到農村患者忠誠的間接效應為0.113，則鄉村醫生的外在形象到農村患者忠誠的總效應為0.23+0.113=0.343；同理可算出鄉村醫生的服務質量、和諧的醫患關系和鄉村醫生的診療質量對農村患者忠誠的間接效應為0.402、0.253和0.507。

3 討論

3.1 農村患者對鄉村醫生的滿意度基于中等偏上水平，有待進一步提高

農村患者對鄉村醫生提供的診療質量和服務質量無法達到其預期效果時，他們便會感覺到不滿意，進而產生醫患關系矛盾。本研究發現，滿意度大于等于4分的比例占63.1%，鄉村醫生是農村患者的“守門人”，是解決小病在社區、大病在醫院問題的關鍵之一。因此，農村患者對鄉村醫生的總體滿意度亟待改善。

3.2 鄉村醫生的診療質量和服務質量對患者滿意度的影響較大

鄉村醫生的診療質量到患者滿意度的標準化路徑系數是0.34，服務質量到農村患者滿意度的標準化路徑系數是0.27，二者的提高對增強農村患者滿意度的意義重大，需要在診療技術、診療環境、診療設備、診療價格、服務方式和服務態度方面有所改善。村衛生室處于我國三級醫療衛生服務體系的最低層次，扮演著醫療保障安全網的作用，但是醫療技術、設備、環境、藥品、人才等最為缺乏，國家和政府亟待加強。

3.3 農村患者和鄉村醫生的關系主要是基于血緣、親緣和地緣關系

和諧的醫患關系受鄉村醫生的以患者為本和患者似親人理念兩個變量影響，對和諧醫患關系的路徑影響系數依次為0.81和 0.74，充分說明二者對和諧醫患關系影響效果比較明顯。在農村，患者都是醫生的親朋好友，都是同村同鄉，有很強的血緣、親緣和地緣關系，鄉村醫生都會為患者考慮，把他們當成自己的親人，這是形成和諧的醫患關系的重要基礎，大多不同于城市以經濟和人脈所形成的醫患關系。

3.4 農村患者對鄉村醫生的總體診療比較滿意

農村患者的此次診療、以前的診療和上門診療三個變量對農村患者滿意度的路徑影響系數依次為0.64、0.84和0.78，說明三者對農村患者滿意度的影響效果比較明顯。基于血緣、親緣和地緣關系的鄉村醫患關系對鄉村醫生的要求比較高，無論刮風下雨、白天黑夜，只要病人有需要，他們都會出診和接診，這種 “24小時”在崗的工作形式，使農村患者滿意度比較高。其中上門服務，尤其是對老年、殘疾和重癥患者等人群的服務是他們對鄉村醫生最直接、也是最基本的需求。

3.5 農村患者的忠誠度比較高，對鄉村醫生依賴性強

農村患者選擇該醫生和依賴該醫生兩個變量對患者忠誠的路徑影響系數依次為0.84和0.76，說明兩者對農村患者滿意度的影響效果比較明顯。農村患者對鄉村醫生的忠誠是建立在鄉村醫生自身能力、技術、服務等基礎上的，特別是醫術高明的鄉村醫生，農村患者對其比較認可。雖然鄉村醫生作為農村患者的“家庭醫生”、“全科醫生”、“守門人”，但是沒有相應的制度保障。赤腳醫生、鄉村醫生們正在老去，年輕人卻迫于待遇壓力不愿從事這一職業。農村患者對鄉村醫生的依賴和忠誠，更多的是對老赤腳醫生、老鄉村醫生的依賴和忠誠，如不完善村級醫療衛生體系，后果很難想象，這種暫時的平衡關系將會打破。

4 本研究的局限性

一是變量選擇不夠嚴謹。本研究所選變量具有一定的代表性，但也具有片面性，變量數量少，變量的細化程度不夠，某些變量之間的關聯性和替代性程度略高。二是數據來源面窄，代表性有限。本研究的數據僅來源于貴州省六盤水市的4個區縣，有效樣本306份，樣本量小，代表性差。三是缺少定性分析。本研究主要以問卷調查為主，缺少對定性分析的應用。因此，后續研究應在變量的選擇上更加準確，樣本量的范圍可擴展到省乃至全國；文本分析上需要定量定性相結合，取長補短。

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(編輯 趙曉娟)

Determinantsonpatientsatisfactiontoruraldoctors:StructuralequationanalysisofLiupanshuiCity,GuizhouProvince

QIUYu-lin，ZHANGZhong-chao

SchoolofLaborandHumanResources,RenminUniversityofChina,Beijing100872,China

Objective: To study the determinants that affect patient satisfaction to rural doctors.Methods: Based on survey data of Liupanshui City,Guizhou Province,structural equation modeling analysis was adopted,and the study was mainly from the following four aspects: the image of rural doctors,service quality,quality of diagnosis and treatment,and harmonious doctor-patient relationships.Results: The study found that the quality of diagnosis and treatment had the greatest direct impact on rural patient satisfaction,followed by service quality,the image of rural doctors and harmonious doctor-patient relationships; rural patient satisfaction has a significant impact on rural patient loyalty.Conclusion: Rural patient satisfaction and loyalty to rural doctors is mainly based on kinship and geopolitical relations; given the state of medical technology,the medical environment,medical equipment,service awareness and other restrictions,rural doctors cannot fulfill the “gatekeeper”role,and consequently,the primary healthcare system has been severely affected.

Rural doctors; Patient satisfaction; Service quality; Quality of diagnosis and treatment; Doctor-patient relationship; Structural equation analysis

中國人民大學科學研究基金(中央高校基本科研業務費專項)(14XNH050)

仇雨臨，女(1960年—)，教授，博士生導師，主要研究方向為醫療保障。E-mail：qiuyulin@ruc.edu.cn

R197

A

10.3969/j.issn.1674-2982.2014.09.005

2014-08-19

2014-08-27