移動互聯網背景下醫院服務質量測量量表研究

王 冉

(天津大學 管理與經濟學部，天津 300072)

1 相關研究評述

服務質量的測量作為質量管理的重要組成部分，得到了學術界的關注。北歐派的代表人物Gronroos將服務質量分為兩個維度，技術質量和功能質量，前者指服務過程的最終產出，后者指服務的傳遞過程[1]。美國營銷領域的服務質量領頭人Parasuraman等[2]提出了包含有形性、可靠性、響應性、安全性、移情性五個維度的SERVQUAL模型。目前，學術界基于服務質量的測量大多采用SERVQUAL模型，或者在Gronroos二維度模型的基礎上開發新維度。

對于醫院服務質量的測量，一些學者進行了不同國家和地區的研究。比如，Thawesaengskulthai等[3]以醫療旅游為背景，以服務設施、服務人員、服務專業性、服務績效和服務產品為基本服務質量維度，分別針對亞洲、歐洲和澳大利亞患者開發出了不同維度的服務質量測量量表。研究對象涵蓋私立、公立、專科、綜合等不同類型的醫院，以及醫院里的特定部門。例如，Chakravarty[4]對印度醫院門診部的服務質量進行了測量研究。在服務質量感知對象上，研究涉及醫院服務系統內的不同個體，如醫療專家、醫院管理者、醫院員工和患者。經過文獻梳理，發現量表的維度模型主要包括兩類，一類按照SERVQUAL模型進行修改，另一類基于Gronroos二維度模型，涉及的服務范圍擴展至等待時間、安全與隱私、就診流程等方面。

根據Gronroos對服務質量的分類，醫院的服務質量包括醫療技術的結果質量和患者接受服務的過程質量。結果質量指的是醫生的診斷準確性等醫療技術水平，它反映了醫生的醫療知識水平、技能，實驗室檢查人員的檢查、實驗等專業水平。Duhoux等[5]認為，患者不具備醫療方面的相關專業知識，同時醫療結果的評價和接受醫療服務之間可能有較長的時間間隔，這些因素給醫院結果質量測量的可行性和準確性造成了極大的干擾。同時Yesilada等[6]的實證研究表明，病人對于醫院服務質量的感知更多地來自服務傳遞過程，而不是醫療技術質量水平。因此，本文將移動互聯網背景下的醫院服務質量等價為患者接受醫療服務的過程質量，即通過移動醫療APP、線下終端機器等自服務系統進行預約掛號、處方查詢、移動支付等操作，以及接受核心醫療服務的過程中，患者感知到的醫院服務水平。

2 量表的開發與驗證

2.1 量表的維度分析

結合Donabedian提出的“醫療服務三要素”——技術要素、人際關系要素和環境要素[7]，以及Brady等[8]開發出的以交互質量、環境質量、結果質量為基本框架的服務質量量表，醫院服務質量的過程質量可分解為環境質量和交互質量兩部分。移動互聯網在醫院服務管理上的應用，主要體現在一些服務模塊，由人人互動變成了人機互動，自助服務系統在醫院服務過程中發揮了重要作用。例如，患者通過移動設備和互聯網技術，進行醫院科室和醫生排班信息查詢、預約掛號，通過自助檢驗報告打印機進行檢查報告打印。根據Shostack[9-10]提出的服務交互概念，顧客與員工、顧客與設備的交互質量對于顧客總體感知水平均有重要影響。所以，將交互質量繼續分解為人人交互和人機交互。至此，移動互聯網環境下醫院服務質量的測量框架包含環境質量、人人交互質量和人機交互質量三個方面。

2.1.1環境質量

環境質量首先包含了SERVQUAL模型中有形性的概念，在此指設備的先進性、醫護人員的外貌整潔度、實驗室的干凈程度等。此外，布局設計是有形服務場所中影響顧客滿意度的因素之一。Westbrook[11]的研究發現，顧客在零售店里行走的難易程度影響了顧客的服務質量感知。醫院科室的室內設計、規劃布局，比如醫院科室、服務窗口等布局是否方便患者就診、檢查、取藥等，作為醫院環境的組成部分，對患者感知服務質量也有一定影響。綜上所述，環境質量指的是包含有形設施、布局規劃等要素的醫院環境，能夠促進服務傳遞、創造舒適氛圍的程度。環境質量涉及的維度有醫院設施、設計布局。醫院設施涵蓋了醫用設備、人員面貌、醫院宣傳材料等硬性環境，設計布局涵蓋了候診舒適度、指引清晰度等軟性環境。

2.1.2人人交互質量

由于患者在接受醫療服務時，其身體和心理狀態處于相對敏感狀態，此時醫院職工所展現出的態度與行為，會對患者感知的服務質量產生重要影響。Pai等認為，醫院作為高接觸的服務行業，在服務傳遞過程中，員工是影響患者感知服務質量的重要因素。同時，由于醫院知識密集型的服務特點，醫院職工的專業性成為患者評價服務質量的可參考指標之一。Handayani等從醫院管理者、政府、病人等多方面考慮，將專業性視為服務質量測量的一個維度。綜上所述，人人交互質量指的是患者在和醫生、護士等醫院職工相互交往過程中，感知到的服務行為水平的高低。人人交互質量涉及的維度有態度與行為、專業性。態度與行為指的是醫院職工在履行服務承諾的過程中，提供給患者的禮節、意愿和關懷等心理需要；專業性指的是患者所感知的醫院職工的技能水平。

2.1.3人機交互質量

在自服務渠道中，移動設備、互聯網、自助機器等機器向顧客提供了服務界面，顧客與這些機器的交互過程被視為人機交互。在有關自服務技術的研究中，技術便利性是衡量自服務過程中顧客與機器交互質量的維度之一。施國洪等認為，讀者會通過與平臺的互動，判斷在圖書資源的獲取中是否節省了時間和精力，從而對移動圖書館的服務質量進行評價。由于網絡技術通過機器與顧客的互動傳輸和提取了大量信息，技術安全與信息質量成為了顧客對服務質量的感知關鍵。 Ganguli等的研究表明，顧客在評價自助存取款機、電話銀行、網絡銀行等銀行業務服務質量時，會考慮技術安全與信息質量。在醫院服務中，人機交互質量指的是患者在與自助存取款機、自助檢驗報告打印機等線下終端設備、移動端手機APP、線上網站等機器的交互過程中，感知到的自服務技術服務質量的水平。人機交互質量涉及的維度有技術便利性、技術安全與信息質量。其中，技術便利性指的是患者在自服務技術使用過程中，對時間上的節約和空間上自由的感知。技術安全與信息質量指的是患者在使用機器進行操作時，讀取的醫療服務信息與醫院的實際情況相比，是準確、完整、一致的，同時上傳輸入的個人信息安全是受保護的。

2.2 量表初始指標的生成

從醫院服務質量、自服務質量測量等相關文獻中，根據醫院設施、設計布局、態度與行為、專業性、技術便利性和技術安全與信息質量六個維度，匯總出142條測量題項。對具有移動醫療掛號類服務經驗的人群進行定性訪談，讓患者描述自己接受醫院服務的體驗過程，信息收集結束后，對服務相關事件進行整理、分類等內容分析，將出現頻率高的事件歸入已有的服務質量維度或形成新的維度。然后，面向服務質量測量方面的專家學者開展小組訪談。刪除和修改語意不清、復雜和重復的題項，整理出含33條項目的醫院服務質量的測量初始量表。

2.3 預調研與量表純化

在預調研階段，向天津市醫院的就診患者發放紙質版問卷，采用李克特7級量表，讓調研對象對33項醫院服務和3項醫院滿意度進行打分。共發放200份問卷，收回有效問卷157份，問卷回收率為78.50%。

對33個題項的得分進行探索性因子分析。首先進行KMO與Bartlett球檢驗，結果顯示KMO值為0.950，p小于0.001的顯著性水平，適合進行因子分析。采用主成分分析，獲取特征值大于1的因子，同時用最大方差法進行正交旋轉。得到各題項在主因子上的因子得分后，根據Hedhli等提出的數據要求，刪除因子載荷小于0.6和兩個及以上主因子載荷都超過0.4的題項。每刪除一次題項，重復一次探索性因子分析。該過程刪除了17個題項，提煉出3個公因子，解釋了79.426%的方差，其旋轉成分矩陣見表1。

檢查各個主因子所含的測量題項，發現第一個主因子包含醫院環境和布局規劃兩個子維度的題項，根據項目的語義內容，這8個項目不能從屬于一個測量概念。因此，將與布局規劃相關的兩個項目刪除，保留醫院環境的6個項目作為第一個主因子的測量題項。至此，量表包含15個題項，由三個主因子構成，根據所含項目，分別命名為醫院環境、職工態度與行為和自服務便利性。數據顯示，各維度內和整體量表的Cronbach’s α系數依次為0.926、在0.952、0.958和0.949，均大于0.7，內部一致性較好。

為了進一步驗證探索性因子分析中發現的3因子15題項的內部關系，使用結構方程模型分別構造了因子和題項之間的路徑模型，進行修正指標(Modification Index, MI)檢驗，刪除MI值較大的題項，從而得到較為滿意的模型擬合指標。此步驟刪除了H-5、TC-5兩個題項。至此，得到了由13個題項構成的服務質量測量量表。

表1 預調研樣本的旋轉成分矩陣

為了保證量表開發的嚴謹性，量表的生成純化和性能檢驗采用兩個獨立的樣本。接下來，進行正式調研來驗證該量表的適用性和廣延性。

2.4 正式調研與信度、效度檢驗

2.4.1調查樣本與數據收集

根據預調研結果對問卷進行修改，并在天津市的醫院進行問卷發放，讓調研對象對13項醫院服務和3項滿意度打分。共發放250份問卷，收回有效問卷206份，問卷回收率為82.40%。單次問卷完成時間約為3～5分鐘。在本次有效調查樣本中，男性為100人，女性為106人。受訪者的年齡結構大多數在20～29，共93人，占總人數的45.15%。受訪者受教育程度中，高中及以下的有26位，專科的有36位，本科的最多，有115位，碩士及以上的有29位。受訪者的職業以企業職工最多，有92位，其余職業的分布較為分散。

2.4.2信度檢驗

對本次收集的數據進行內部一致性檢驗來衡量量表的信度。醫院環境的5個測量題項的Cronbach’s α值為0.936，職工態度與行為維度下的Cronbach’s α值為0.952，自服務便利性的Cronbach′s α值為0.951，總體服務質量的Cronbach’s α值為0.944，無論是單個維度還是量表整理的Cronbach’s α值均大于0.9，說明該量表具有很好的可靠性。

2.4.3效度檢驗

(1)內容效度

在量表開發的測量題項池的構建和篩選階段，查閱并梳理了相關文獻，對移動醫療服務接受患者進行了多次焦點小組訪談，同時邀請服務質量和醫療行業從業人員對量表的組成和措辭反復進行修改，因此，量表的內容效度是有保障的。

(2)收斂效度

采用AMOS軟件進行驗證性因子分析( Confirmatory Factor Analysis, CFA)，一階全相關CFA模型結果顯示，χ2/df<3，RMSEA= 0.079，小于0.08，GFI= 0.905，AGFI=0.861，NFI=0.951，CFI=0.972，RFI=0.938，TLI=0.964，均大于0.8，模型配適度均符合檢驗標準。根據Hair和Fornell等的建議，需要檢驗因素負荷量、組成信度、平均變異數萃取量，以及多元相關系數的平方。結果顯示，構面的因素負荷量為0.774～0.954，大于0.7且顯著；其組成信度(Composite Reliability，CR)為0.936～0.95，大于0.7；平均變異數萃取量(Average Variance Extraction, AVE)為0.747～0.81，大于0.5；多元相關系數的平方(Square multiple correlation, SMC)為0.599～0.91，大于0.5，詳見表2。各項均符合Hair和Fornell等對收斂效度的數據要求，量表具有良好的收斂效度。

(3)區別效度

采用Fornell等提出的平均變異數萃取法檢驗量表的區別效度。如表3所示，對角線值為該構面的AVE值，其他對角線外的下三角為標準化相關系數的平方，如果某兩構面有區別效度，那么該兩構面的標準化相關系數的平方應小于該兩構面的AVE值。數據顯示，量表的區別效度達到較好水平。

(4)律則效度

研究表明，醫院服務質量與患者滿意度之間存在顯著的相關關系。利用AMOS軟件，將醫院服務質量作為自變量，患者滿意度作為因變量，律則效度的檢驗取決于結構方程模型中路徑系數的顯著性。結果顯示，所有的測量和路徑系數均顯著，模型配適度較好(χ2(100)=225.481,p<0.00;RMSEA=0.078，GFI=0.884，AGFI=0.843，NFI=0.942，CFI=0.967，RFI=0.930，TLI=0.960)，二階結構服務質量對患者滿意度的路徑系數為 0.93。因此，量表具有良好的律則效度。

表2 收斂效度分析表

表3 AVE區別效度分析

4 結論

經過界定待測量對象的概念、項目生成、項目修正及初步純化、數據收集、項目純化、探索性因子分析、驗證性因子分析、因子命名、二次數據收集、信度檢驗、效度檢驗等步驟，得到移動互聯網背景下，患者評價醫院服務質量時的三個維度為環境質量、態度與行為和技術便利性。其中，環境質量衡量患者對就醫環境的感知中，醫用設備、人員面貌等有形環境促進服務傳遞、創造舒適氛圍的程度。態度與行為指的是患者在和醫生、護士等醫院職工交流溝通的過程中，感知到的心理關懷和服務承諾的履行水平。技術便利性指的是患者借助自助機器、移動端手機APP、線上網站等機器進行自服務操作中，對時間上的節約、空間上的自由、精力上的節省等便利性的感知。研究結論補充和豐富了醫院服務質量領域的研究，為移動醫療服務的進一步研究提供了基礎。同時，在實踐方面，所得測量量表簡單易行，利于掌握和操作，可供醫院的管理者參考借鑒，幫助醫院在“互聯網+”的時代保持競爭力，達到“以人為本”的服務宗旨，獲取患者滿意。