門診藥學服務滿意度因子分析

張亞軍，孫玉鳳，朱夢潔，徐 寧，嚴 翻，楊旭東，王 瑤，王 銀，李林貴

(寧夏醫科大學，寧夏 銀川 750004)

門診藥房是醫院服務流程的重要窗口之一，通常是患者就醫過程的最后環節，門診藥學服務滿意度評價不僅是考察門診藥學人員服務的質量及患者對醫療服務機構忠誠度的常用工具，也是評價醫院門診藥學人員的服務質量和效果的重要的、具有反饋性意義的指標[1]。本研究通過對門診藥學服務滿意度的調查，為醫院管理制度制定提供相應的基礎數據和參考建議。

1 對象與方法

1.1 研究對象

在陜西省某醫院利用簡單隨機抽樣方法選取600名接受過門診藥學服務的患者，對其進行問卷調查。發放問卷600份，回收問卷600份，有效問卷576份。

1.2 問卷設計

在查閱相關文獻的基礎上自行設計門診藥學服務滿意度調查問卷，問卷由基本人口學特征和門診藥學滿意度兩部分構成，包括性別、年齡、民族、文化程度和門診藥學滿意度量表。量表采用Likert量表5級記分法，依次為非常滿意、比較滿意、一般、不太滿意、很不滿意，按題目含義由正向到負向對應分值5～1分[2]。

1.3 統計學分析

采用SPSS 19.0統計軟件進行統計學分析。統計學方法包括描述性統計分析、因子分析。

2 結果

2.1 調查對象一般情況

576名調查對象，男性273例(47.40%)，女性303例(52.60%)；年齡在21～35歲201人(34.90%)，在51歲及以上144人(25.00%)，36～50歲120人(20.83%)，20歲及以下111人(19.27%)；漢族558人(96.88%)；本科學歷174人(30.21%)，小學及以下99人(17.19%)，大專學歷86人(14.93%)，初中和碩士及以上學歷各有66人(占比均為11.46%)，高中54人(9.38%)，中專/中技31人(5.38%)；參加醫療保險的有528人，占比為91.67%。

2.2 滿意度因子分析

2.2.1 問卷信度及適用性檢驗

利用Cronbach’sα系數來反映調查問卷的內部一致性，對調查問卷整體進行了可靠性分析，得出α值為0.930，說明本調查問卷的內部一致性很好。在進行因子分析之前，采用KMO檢驗和Bartlett球形檢驗進行因子分析的適用性檢驗。KMO統計量為0.911，大于0.9。Bartlett球型檢驗的統計量χ2=8841.488，P<0.001，兩項檢驗的結果表明，原始變量間具有較強相關性，資料適合做因子分析。

2.2.2 提取公因子

因子提取的方法采用主成分分析法，旋轉方法采用方差最大正交旋轉，提取的標準為特征值大于1。在因子分析過程中，剔除條目共同度小于0.5的條目(條目1、19、20)，剔除因子載荷小于0.6或在不同因子上有相近負荷的項目(條目9、1、10、5、15、12、26、19、20)，刪除這9個條目后再次進行因子分析。分析結果的累計貢獻率由60.89%上升到69.13%(詳見表1)，表明量表的各條目可以解釋更多變量的信息。

表1 因子分析總方差變異解釋

2.2.3 因子的命名及解釋

各測量條目的共同度均大于0.5，提示這些條目的大部分方差均可用公因子解釋。本研究對公因子進行方差最大正交旋轉，根據旋轉后的因子載荷矩陣結果，對各因子進行命名歸類。因子1在X3、X6、X7、X4、X2、X8這6個項目載荷較大，該因子命名為服務能力；因子2在X13、X14、X16、X21這4個項目載荷較大，該因子命名為工作積極主動性；因子3在X24、X23、X22、X25這4個項目載荷較大，該因子命名為藥房環境及藥學設施；因子4在X18、X17、X11這3個項目載荷較大，該因子命名為人性化服務，詳見表2。

表2 門診患者滿意度旋轉因子載荷矩陣

2.2.4 患者滿意度評價

在因子分析過程中，通過回歸法測算出因子得分系數矩陣，可建立相應的因子得分模型。

F1=0.270X2+0.295X3+0.203X4+0.221X6+0.231X7+0.185X8-0.003X11-0.067X13+……-0.081X25

F2=-0.268X2-0.218X3-0.033X4+0.043X6+0.050X7+0.087X8-0.054X11+0.364X13+……+0.085X25

F3=0.108X2+0.041X3-0.010X4-0.108X6-0.164X7-0.134X8-0.002X11-0.067X13+……+0.243X25

F4=0.064X2+0.037X3-0.014X4-0.043X6-0.016X7-0.015X8+0.360X11-0.055X13+……-0.012X25

由因子得分的表達式可計算出各因子得分，見表3。

表3 各因子綜合得分及排名

以各因子的貢獻率為權重得到綜合得分的表達式：

F=(23.298%F1+16.835%F2+15.269%F3+13.732%F4)/69.123%=0.062X2+0.063X3+0.055X4+0.053X6+0.051X7+0.051X8+0.057X11+0.040X13+0.037X14+0.043X16+0.054X17+0.061X18+0.037X21+0.031X22+0.042X23+0.048X24+0.045X25

根據綜合因子得分模型中各指標系數確定原模型中各指標的實際權重，即Xi的實際權重Wi=Ci∑ni=1Ci(Ci為綜合因子得分模型中Xi的系數)[3]。計算得出各條目指標的權重為X2(0.075)、X3(0.076)、X4(0.067)、X6(0.063)、X7(0.061)、X8(0.062)、X11(0.069)、X13(0.049)、X14(0.045)、X16(0.052)、X17(0.065)、X18(0.074)、X21(0.045)、X22(0.037)、X23(0.051)、X24(0.057)、X25(0.054)。加權匯總后，得到的綜合滿意度的平均得分為2.829，轉換為百分率，則本次研究的綜合滿意度為56.58%。

3 討論

患者對門診藥學人員滿意度為56.58%，處于中等水平[3]。在本次調查中，患者對醫院的藥房環境和藥學設施及藥學人員的自身能力素質滿意度相對較高，提示改變這些因素可以提高患者門診藥學人員的滿意度。患者對藥學人員工作的積極主動性及藥學人員提供的人性化服務滿意度較低，提示藥學人員在工作中缺乏熱情，服務意識薄弱，應進一步加以改進和提高。

在4個公因子中，患者對藥房環境及藥學設施(藥房設置的便捷程度、藥房環境衛生、藥房環境舒適度、藥房設施方便度)的滿意度得分最高(3.169分)，轉換為百分率是63.38%，其中與藥房環境舒適度和環境衛生關系較為密切，提示醫院比較注重環境建設，提供先進醫療設備，努力營造舒適的就醫取藥環境。患者對藥學人員的服務能力(提供咨詢服務的詳細程度、針對問題的及時反應能力、針對失誤和差錯的及時反饋能力、藥學人員溝通技能水平、面談技能水平、藥品的用法用量等信息交代)滿意度得分為3.003分，轉換為百分率是60.06%，其中與針對問題的及時響應能力和提供咨詢服務的詳細程度關系較為密切，提示醫院門診藥學服務人員比較重視自身能力的提升，有較高的業務素質能力，遇到問題能及時處理，與患者溝通交流順暢，得到了患者認可。

患者對藥學人員的工作積極主動性(主動給予關心和幫助、藥品供應提示、窗口退藥、及時向臨床醫護反饋有價值用藥信息、是否及時處理患者投訴的問題、藥品分類管理情況)滿意度得分較低(2.564分)，轉換為百分率是51.28%，其中與主動給予患者關心幫助和藥品供應、窗口退藥、及時反饋有價值用藥信息關系較為密切，可能與平時藥學工作人員工作量大，面臨“事多人少”的問題，付出與收入不成正比[3]，缺乏激勵機制有關。患者對門診藥學人員提供的人性化服務(精神麻醉藥品等固定專窗服務、代客煎藥等便民服務、提供藥歷的詳細程度)滿意度得分最低(2.480分)，轉換為百分率是49.60%，其中與便民服務和固定專窗服務關系較為密切，說明門診藥學人員人性化服務意識薄弱，可能與醫院在這方面重視程度不夠有關。

衛生行政管理部門在采取措施時應適當針對上述問題來提高患者對門診藥學人員的總體滿意度。

4 建議

4.1 完善激勵機制，提高藥學服務的積極主動性

本次調查中，患者對門診藥學人員的工作積極主動性滿意度較低，工作積極主動性是患者判斷藥學人員服務態度的一個重要依據，而服務人員態度不佳是很多醫患矛盾的起源[4]。門診藥學人員在為患者提供服務時應改善自身態度[5]，提高責任心，主動為患者提供幫助；及時向臨床醫護反饋有價值用藥信息，及時處理患者投訴的問題，讓患者體會到來自藥學人員的關心和醫院的高質量服務。還應完善激勵機制，提高工作人員的收入、福利，調整職稱晉升條件，從而提高積極主動性。

4.2 提升人性化服務水平，為患者提供優質窗口服務

有研究證實，在門診工作中應用人性化管理，可以促進門診服務水平的提高，形成管理上的良性循環[6]。藥學人員應針對患者的特殊性為其提供相應的滿足要求的醫療服務，醫院在建立以需求為本、人性化的醫療衛生服務體系的過程中，應該將患者的需求放在關注的焦點上，加強便民建設服務，體現“以人為本”的思想[7]和“以患者為中心”的醫療理念。加強窗口藥學人員在崗培訓，深入淺出告訴患者相關信息[8]，讓患者更易接受到信息享受便民服務。醫院還應加強窗口服務建設，規范固定專窗服務，配備專業藥師以便患者進行咨詢，享受到優質窗口服務。