我國社區居家養老醫療服務滿意度量表的構建及信效度研究

劉璟瑩，楊繼鵬，劉彥慧

社區居家養老醫療服務是指為老年人提供醫療服務工作的社會化服務，服務對象為社區中居住在家的老年人［1］。第六次全國人口普查結果顯示，我國的60歲及以上老年人口數已達到1.76億，占總人口數的13.26%［2］。老齡化進程與家庭小型化、空巢化相伴隨，社會養老保障和養老服務的需求將急劇增加［3-4］。伴隨著我國人口老齡化進程的加劇和家庭養老功能的弱化，社區居家養老已經成為符合我國老年人特點與需求的新型養老模式［5-6］，其在很大程度上解決了家庭養老服務非專業化的困擾，也避免了機構養老中親情淡薄、老年人對生活環境不熟悉及生活成本高等問題［7-8］。雖然社區居家養老醫療服務具有方便、經濟、快捷等優點，但目前存在的社區醫務人員配置不足、診療水平有待提高、服務環境有待改善等問題［9-10］，仍使老年人及其家屬存在擔憂［11］。因此，如何準確、有效地評估我國社區居家養老醫療服務水平十分重要。但目前國內外尚缺乏統一的社區居家養老醫療服務評估工具，理論模型也多種多樣，多數學者采用自編評估工具進行研究，可能會因為量表內外效度、適用人群、研究側重點、文化差異等原因影響評估結果。因此，設計出專門適用于測量我國社區居家養老醫療服務水平的工具十分必要。本研究以SERVQUAL結合顧客體驗理論制定理論框架，構建了社區居家養老醫療服務滿意度量表，并對其信效度進行檢驗，以為了解我國社區居家養老醫療服務狀況、制定更為有效的措施提高社區居家養老醫療服務水平、改善老年人生活質量提供依據，也為我國后續社區居家養老醫療服務的相關研究提供評估工具。

1 對象與方法

1.1 量表的構建

1.1.1 量表內容 將SERVQUAL評價方法與顧客體驗理論結合，構建我國社區居家養老醫療服務滿意度量表的理論框架；通過文獻研究，歸納整理我國社區居家養老醫療服務滿意度的影響因素；參考國際上公認滿意度量表［12-14］，從中抽取與本研究相關的條目；設計開放式提問對醫學專家和老年人進行調研。

具體為：（1）按照編制量表的程序，以SERVQUAL和顧客體驗理論結合的理論框架為基礎，形成量表的一級概念框架，即可靠性、響應性、保證性、移情性、有形性；然后根據上述途徑，對其進行進一步細化分解，形成二級概念框架。確定由12個維度76個條目構成所要編制的社區居家養老醫療服務滿意度量表的基本內容。（2）基于條目的普遍性、代表性方面考慮，對收集的條目進行刪減，并對相關度高的條目進行合并。再經12位醫學專家和1位心理學教授對條目進行2輪篩選與評定，修改表達模糊的條目，合并有重復性的條目，建立量表的構成維度，即預防保健、診療能力、延續護理、醫患信任、專業技能、服務態度、診療流程、關愛和尊重、有效溝通、診療設備、就診環境、工作著裝，將條目從最初的76個減至70個。（3）在天津市某社區選取40例老年人進行量表草本的預調查。結合預調查結果，課題組再次進行小組討論，對條目的語言表達、編排順序等進行調整，合并有重復性的條目，修改表達模糊的條目。如“社區醫療機構能為您解答保健品問題”改為“社區醫療機構能為您解答保健用品（如輔助用具）使用方面的問題”；“社區醫療機構有時會組織義診（如老年常見病、季節流行病健康知識指導）”改為“社區醫療機構有時會組織義診，進行健康知識宣傳（如老年常見病、季節流行病健康知識指導）”。最后建立了包含12個維度66個條目的預試量表。

1.1.2 量表計分 目前社會、心理學研究所涉及的問卷評分較多采用李克特式量表（Likert-type Scale），而其中又以4～6點計分法居多。郭慶科等［15］認為，5級評分模型的測量精度較高，若條件具備，建議設置為1～5級評分。因此，本研究采用Likert 5級評分法，各條目按照“非常不同意”“不同意”“一般”“同意”“非常同意”分別計為1～5分。量表總分為各條目得分之和，得分越高表示對社區居家養老醫療服務的滿意度越高。

1.2 量表條目篩選及信效度檢驗

1.2.1 問卷調查 根據樣本粗略估計方法，取量表條目的10倍為最小樣本量（n=660）。于2016年3—9月，采用方便抽樣法在天津市6個社區及前往3家社區衛生服務機構就診的老年人中抽取研究對象。由經過統一培訓的調查員發放問卷，老年人在社區管理人員的組織下填寫問卷，填寫過程中調查員采用統一指導語指導老年人填寫問卷，填寫完成后統一收回。剔除內容雷同和空白的無效問卷，最終納入老年人738例。其中，男375例、女363例，年齡60～74歲，平均年齡（67.6±4.8）歲。2周后，隨機抽取其中的30例進行重測。

1.2.2 量表條目篩選 根據量表編制方法學，采用臨界比值法、相關性分析、內部一致性檢驗進行量表條目刪選。（1）臨界比值法：將被測者按總分高低排列，以總分較高的27%為高分組、以總分較低的27%為低分組，采用兩獨立樣本t檢驗求出各條目的臨界比值（t值），比較高分組和低分組在各條目上的差異，以考察條目對不同程度受試者的區分能力。以臨界比值≤3.000為條目刪除標準。（2）相關性分析：采用Pearson相關分析計算各條目得分與總分的相關系數（r），r值越大表示條目與總量表的測量屬性越一致。以r＜0.300或無統計學意義為條目刪除標準。（3）內部一致性檢驗：如刪除某一條目后，總量表Cronbach's α系數有較大提升，則認為該條目所測屬性與其余條目不同，考慮刪除［16］。

1.2.3 量表效度檢驗 本研究對量表進行結構效度檢驗，包括探索性因子分析和驗證性因子分析。（1）探索性因子分析旨在評價量表的建構效度。采用Bartlett's球形檢驗判斷量表是否適合進行探索性因子分析，以KMO＞0.800且P＜0.05為適合。探索性因子分析主要從兩個方面評價量表的結構效度：①公因子應與設計時假設的量表結構一致，且公因子的累計方差貢獻率應＞40.000%；②各條目均應在其中一個公因子上有較高負荷值（＞0.400），而在其他公因子上負荷值較低。同時考慮各公因子至少應包含3個條目。（2）驗證性因子分析旨在檢驗建構效度的適切性和真實性。以χ2/df＜3.000為模型擬合較好；以擬合優度指數（GFI）、調整擬合優度指數（AGFI）、相對擬合指數（CFI）、Tucker-Lewis擬合指數（TLI）、標準化擬合指數（NFI）、增值擬合指數（IFI）均≥0.900為模型路徑圖與實際數據適配；以漸進殘差均方和平方根（RMSEA）＜0.050為模型適配度非常好［16-17］。

1.2.4 量表信度檢驗 （1）Cronbach's α系數：計算各維度和總量表的Cronbach's α系數，以衡量量表的內部一致性程度。如各維度Cronbach's α系數＜0.600或總量表Cronbach's α系數＜0.700，最好重新修改語句或增刪條目。（2）分半信度：計算各條目和總量表的分半信度，以＞0.700為分半信度較好。（3）重測信度：旨在考察量表跨時間的穩定性，計算兩次量表得分的r值，以＞0.700為量表穩定性高［16］。

1.3 統計學方法 采用EpiData 3.1軟件錄入數據，采用SPSS 19.0統計軟件分析數據，以P＜0.05為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 量表條目分析與篩選

2.1.1 臨界比值法 以量表總分＞228分的老年人為高分組（n=200），以總分＜195分的老年人為低分組（n=199）。結果表明，條目17、22、25、42、56、60、63的臨界比值分別為2.988、1.654、0.716、0.788、1.380、2.315、1.907（P＞0.05），故刪除（見表1）。

2.1.2 相關性分析 Pearson相關分析結果顯示，量表各條目得分與總分均呈線性正相關（P＜0.01）。條目19、20、21、22、25、52、60得分與總分的r值分別為0.098、0.096、0.135、0.149、0.267、0.285、0.241，故刪除（見表1）。

2.1.3 內部一致性分析 總量表的Cronbach's α系數為0.936，刪 除條目 17、22、25、42、56、60、63后總量表Cronbach's α系數增大為0.939，故刪除。

2.2 量表結構效度

2.2.1 探索性因子分析 對剩余55個條目進行分析，Bartlett's球形檢驗結果顯示，KMO=0.812，χ2=27 026.068，P＜0.001，適合進行探索性因子分析。一次探索性因子分析中，根據條目同時在2～3個公因子上具有較高負荷、在任何公因子中的負荷均＜0.400，考慮各公因子至少應有3個條目，刪除21個條目。刪除后，Bartlett's球形檢驗結果顯示，KMO=0.848，χ2=13 520.059，P＜0.001，適合進行探索性因子分析。二次探索性因子分析共獲得7個公因子。雖然條目1、3、6、7、8與條目55、59、61、65、66在同一公因子內，但難以讓老年人對其內涵達成共同理解，故根據理論構思和各條目內容，將其拆為2個公因子。因此獲得8個公因子，分別命名為：預防保健（5個條目）、就診環境（5個條目）、診療能力（7個條目）、醫患信任（3個條目）、專業技能（3個條目）、服務態度（4個條目）、診療效率（4個條目）、診療設備（3個條目，見表2）。

表1 66個條目的臨界比值及與量表總分的相關性分析Table 1 CR value of 66 items and the correlation coefficient of each item with the total score of the initial ESSCHCE

2.2.2 驗證性因子分析 對34個條目進行驗證性因子分析，結果顯示，模型的整體擬合度較好，χ2=639.801，df=432，χ2/df=1.481，GFI=0.894，AGFI=0.854，CFI=0.978，TLI=0.971，NFI=0.905，IFI=0.935，RMSEA=0.040（結構方程模型及標準化路徑系數見本刊官網www.chinagp.net電子期刊相應文章）。

2.3 量表信度 34個條目量表的Cronbach's α系數為0.973，8個維度的Cronbach's α系數分別為0.851、0.785、0.945、

0.709、0.756、0.747、0.712、0.811。總量表的分半信度為0.902，各維度分半信度分別為0.855、0.854、0.907、0.731、0.748、0.732、0.724、0.907。總量表的重測信度為0.899，各維度重測信度分別為0.877、0.847、0.833、0.799、0.822、0.845、0.888、0.869。

表2 社區居家養老醫療服務滿意度量表的探索性因子分析結果Table 2 Results of exploratory factor analysis of the initial ESSCHCE

3 討論

社區居家養老醫療服務滿意度量表包括預防保健（5個條目）、就診環境（5個條目）、診療能力（7個條目）、醫患信任（3個條目）、專業技能（3個條目）、服務態度（4個條目）、診療效率（4個條目）、診療設備（3個條目），共8個維度。研究結果表明，SERVQUAL和顧客體驗理論結合的框架適合作為我國社區居家養老醫療服務滿意度量表的理論模型［12-14］。

探索性因子分析共獲得7個公因子。其中條目1、3、6、7、8與條目55、59、61、65、66均落在同一個公因子內。根據對內容的詳細解讀，結合開發量表維度的初衷，發現該10個條目難以使老年人對其內涵達成共同理解，不能共同反映一個內容，因此將其拆分為兩部分。驗證性因子分析結果表明，8個維度間具有中高度相關，所有適配指標均在可接受范圍內，表明模型的整體擬合度較好。

總量表Cronbach's α系數為0.973，8個維度的Cronbach's α系數為0.709～0.945，表明量表的內部一致性較好。各維度的分半信度為0.724～0.907，總量表分半信度為0.902，量表分半信度較好。總量表的重測信度為0.899，各維度重測信度為0.799～0.888，表明量表測量結果具有較好的穩定性［16］。經信效度檢驗，編制的社區居家養老醫療服務滿意度量表具有較好的信度與效度，可以作為我國社區居家養老醫療服務滿意度測量的試用工具。

由于研究條件和時間等的限制，本研究采用的抽樣方法為方便抽樣法，未能進行系統的隨機抽樣，樣本主要來源于天津市，具有地域局限性。目前國內外學者對社區居家養老醫療服務的評估尚缺乏統一的評價工具，可以參考和借鑒的研究成果不多，與其相似測量內容量表較少，因此未進行效標效度的測量。老年人集中注意力的時間有限，而本研究的問卷內容較多，因此老年人在填寫過程中難免出現精力不能集中現象。本研究的數據收集方法單一，僅有來自老年人對其自身評價的問卷調查，未能使用多角度的方法進行研究，可能導致研究結果不全面。

后期研究可擴大樣本量和取樣范圍：考慮不同地域（如沿海與內地、東中西部、南方與北方、一線城市與二線城市等），采用分層隨機抽樣方法，使樣本盡可能均勻的分布于各地區，建立我國社區居家養老醫療服務滿意度常模，從多角度評價社區居家養老醫療服務滿意度，如從家庭、照顧者、社會等不同角度評價，使研究結果更豐富、全面，力求立體反映我國社區居家養老醫療服務滿意度水平。也可根據我國不同地區的研究結果對調查工具進行修訂，刪去因子載荷量過低的條目，使其更精簡、更適用于老年人；也可增加更符合我國文化、適合我國老年人的條目，并進行反復測評、驗證，最終形成成熟的社區居家養老醫療服務滿意度測評量表。

作者貢獻：劉璟瑩進行文章的構思與設計、結果的分析與解釋、論文的撰寫與修訂，對文章整體負責，監督管理；楊繼鵬進行數據收集、整理及統計學處理；劉彥慧進行研究的實施與可行性分析，負責文章的質量控制及審校。

本文無利益沖突。

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