家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)動力量表漢化及信效度檢驗(yàn)

潘莎莎，馬程乘，崔璐，李嬋姣，倪紫菱*

家庭醫(yī)生是社區(qū)居民健康的“守門人”［1］，主要為居民提供基本醫(yī)療、公共衛(wèi)生、健康管理服務(wù)，在社區(qū)居民的健康維護(hù)與促進(jìn)中發(fā)揮著舉足輕重的作用［2］。家庭醫(yī)生通常以團(tuán)隊(duì)的形式開展工作［3］。家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)作為為居民提供“全方位、全生命周期健康服務(wù)”的主體［4］，其組建與運(yùn)行不僅有助于發(fā)揮協(xié)作優(yōu)勢，滿足居民日益復(fù)雜的醫(yī)療服務(wù)需求，還能提高資源利用效率和效益，對于提高社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)質(zhì)量具有重要作用［5］。然而相關(guān)研究表明，當(dāng)前家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)存在的服務(wù)供給能力較弱［6］、團(tuán)隊(duì)建設(shè)有待優(yōu)化［7］等問題，嚴(yán)重阻礙了家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)為居民提供連續(xù)性、綜合性和個性化的醫(yī)療保健服務(wù)，以及團(tuán)隊(duì)效能的有效發(fā)揮。家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)成員互動狀態(tài)是家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)效能的影響因素之 一［8］，而家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)動力水平被認(rèn)為是家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)成員在提供服務(wù)過程中互動狀態(tài)的映射［9］。TUAN等［10］認(rèn)為，家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)動力是伴隨著家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)的組建和運(yùn)作而產(chǎn)生的，是能夠提高團(tuán)隊(duì)績效、成員滿意度，并使團(tuán)隊(duì)成員能夠更加適應(yīng)未來的學(xué)習(xí)和工作的無意識的心理力量，是團(tuán)隊(duì)得以運(yùn)行的條件。家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)動力的提升有助于推動家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)工作的有效開展。目前，國內(nèi)學(xué)界少有學(xué)者對家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)動力進(jìn)行研究，尚無用于全面評估家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)動力與效能的 工具。

美國哈佛大學(xué)SINGER 所帶領(lǐng)的研究團(tuán)隊(duì)開發(fā)了初級衛(wèi)生保健團(tuán)隊(duì)動力模型，并研制了家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)動力量表（Primary Care Team Dynamics Scale，PCTDS）［9］。PCTDS 從團(tuán)隊(duì)有效性的條件、團(tuán)隊(duì)共識、問責(zé)制、溝通和信息交流的過程、解決沖突的過程、在行動上和感覺像一個團(tuán)隊(duì)、感受到團(tuán)隊(duì)的有效性7 個維度出發(fā)，對家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)動力展開全方位評估，共有29 個條目。PCTDS 具有較強(qiáng)的創(chuàng)新性，且已被證明具有良好的信度與效度，可用于全面評估成員流動性較大的家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)的動力狀態(tài)和水平、了解不同團(tuán)隊(duì)成員對家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)動力的認(rèn)知差異，以及衡量旨在改善家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)動力的干預(yù)措施的實(shí)施效果。截至目前，該量表尚未被翻譯和修訂成任何外文版本。本課題組在獲得美國哈佛大學(xué)SINGER 所帶領(lǐng)的研究團(tuán)隊(duì)的授權(quán)后，按照標(biāo)準(zhǔn)化的漢化程序?qū)CTDS 進(jìn)行翻譯與修訂，并對中文版PCTDS 進(jìn)行信效度檢驗(yàn)，以期為準(zhǔn)確評估我國家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)動力提供科學(xué)、可靠的工具。

1 對象與方法

1.1 調(diào)查對象 采用方便抽樣法，于2021 年11 月至2022 年2 月，選取來自廣東省深圳市、湖北省武漢市、浙江省杭州市等17 個城市的家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)成員作為研究對象。納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）以家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)成員的身份提供家庭醫(yī)生服務(wù)的年限≥1 年；（2）對本研究知情，并自愿參與調(diào)查者。排除標(biāo)準(zhǔn)：調(diào)查期間因進(jìn)修、參會、休假等原因未在崗者［11］。根據(jù)量表的條目數(shù)，按照5 ∶1的比例確定樣本量［12］，PCTDS 共有29 個條目，計(jì)算得到n=145。同時，考慮在進(jìn)行因子分析時，總樣本量原則上越大越好。抽樣過程中，在確保樣本量滿足最低標(biāo)準(zhǔn)的基礎(chǔ)上，盡可能多地將家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)成員納入調(diào)查范疇。

1.2 調(diào)查工具

1.2.1 一般情況調(diào)查表 由課題組成員經(jīng)討論后共同設(shè)計(jì)，調(diào)查內(nèi)容包括調(diào)查對象的性別、年齡、工作崗位、工作年限、在本單位的工作年限、以家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)成員身份提供家庭醫(yī)生服務(wù)的年限、技術(shù)職稱。

1.2.2 中文版PCTDS

1.2.2.1 PCTDS 的翻譯 課題組在獲得美國哈佛大學(xué)SINGER 所帶領(lǐng)的研究團(tuán)隊(duì)的授權(quán)后，按照Brislin 翻譯模式對PCTDS 進(jìn)行漢化。（1）翻譯：由2 例通過英語六級的社會醫(yī)學(xué)與衛(wèi)生事業(yè)管理專業(yè)在讀碩士研究生和1 例英語翻譯專業(yè)的在讀碩士研究生獨(dú)立對PCTDS 進(jìn)行翻譯，研究者與譯者對翻譯結(jié)果進(jìn)行討論、比對、整合，形成中文調(diào)和版PCTDS。（2）回譯：由1 例事先未接觸過PCTDS 的社會醫(yī)學(xué)與衛(wèi)生事業(yè)管理專業(yè)教授將中文調(diào)和版PCTDS 回譯成英文版PCTDS。研究者與回譯者共同討論，對英文原版PCTDS 和回譯后的英文版PCTDS 進(jìn)行比對，并結(jié)合中國語境，修正翻譯過程中出現(xiàn)的翻譯偏差，最終形成中文預(yù)試版PCTDS。

1.2.2.2 專家函詢 采用專家咨詢法，邀請13 例專家（6例為全科醫(yī)學(xué)領(lǐng)域?qū)＜摇? 例為社會醫(yī)學(xué)與衛(wèi)生事業(yè)管理領(lǐng)域?qū)＜摇? 例為資深的家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)成員）對中文預(yù)試版PCTDS 的內(nèi)容等價(jià)性、語言表達(dá)是否符合中文的表達(dá)習(xí)慣及量表的內(nèi)容效度進(jìn)行評價(jià)。13 例專家均精通英漢雙語、從業(yè)年限均超過5 年且均具有副高級及以上職稱。在英文原版、中文預(yù)試版PCTDS 中，條目1 為反向表述條目，11 例專家指出問卷?xiàng)l目的編排應(yīng)遵循從簡單到復(fù)雜的原則，該條目為量表中的第1 個條目，采用反向表述的方式不易于被調(diào)查對象理解，同時也不利于統(tǒng)計(jì)分析工作的開展，建議將該條目修改為正向表述條目。經(jīng)課題組討論，決定參考專家的意見，將其改為“我所在的團(tuán)隊(duì)中，團(tuán)隊(duì)成員穩(wěn)定，不會頻繁變動”。英文原版PCTDS 中的“primary care team”在中文預(yù)試版PCTDS 中被譯為“初級衛(wèi)生保健團(tuán)隊(duì)”，考慮到國內(nèi)實(shí)際情況，10 例專家建議將“初級衛(wèi)生保健團(tuán)隊(duì)”修改為“家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)”。經(jīng)課題組討論，決定參考專家的意見。此外，在保持條目語義不變的情況下，根據(jù)專家意見，對部分條目的表述進(jìn)行了略微修改，如將“我們鼓勵患者積極參與有關(guān)他們的醫(yī)療決策”修改為“團(tuán)隊(duì)成員會鼓勵簽約對象積極參與他們自己的診療方案的制定”，將“我們可以幫助患者清楚地了解他們的治療方案”修改為“團(tuán)隊(duì)成員會幫助簽約對象清楚地了解他們自己的診療方案”，將“我們能夠有效共享患者的治療目標(biāo)”修改為“團(tuán)隊(duì)成員會及時共享簽約對象的治療目標(biāo)并達(dá)成一致”。

1.2.2.3 預(yù)調(diào)查 采用隨機(jī)抽樣法，選取浙江省杭州市上城區(qū)凱旋街道社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心的27 例家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)成員（納入與排除標(biāo)準(zhǔn)同1.1）為調(diào)查對象，邀請其對中文預(yù)試版PCTDS 內(nèi)容的清晰度、可讀性和可理解性進(jìn)行評價(jià)。預(yù)調(diào)查結(jié)果顯示，調(diào)查對象均能輕松理解各條目的含義，并未針對量表內(nèi)容提出修改意見。

參照專家意見并結(jié)合預(yù)調(diào)查結(jié)果對中文預(yù)試版PCTDS 加以修訂，最終形成中文版PCTDS。中文版PCTDS 共有29 個條目，各條目采用Likert 5 級評分法，“非常同意”“同意”“一般”“不同意”“非常不同意”分別賦予5、4、3、2、1 分，將各條目得分相加即得總分，總分越高表示家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)動力越強(qiáng)。

1.3 調(diào)查實(shí)施 采用線上調(diào)查和線下調(diào)查相結(jié)合的方式。（1）線下調(diào)查：為減少調(diào)查誤差及數(shù)據(jù)偏倚，對調(diào)查員進(jìn)行書面培訓(xùn)，培訓(xùn)內(nèi)容包括調(diào)查的意義、溝 通/解釋用語、調(diào)查及問卷填寫注意事項(xiàng)等。在匿名調(diào)查開始前，調(diào)查員向調(diào)查對象詳細(xì)介紹本研究的目的、保密措施和問卷的填寫要求等內(nèi)容。問卷由調(diào)查對象自行填寫。問卷填寫完畢后，當(dāng)場回收問卷并對其進(jìn)行仔細(xì)核查，如有疑問當(dāng)場詢問核實(shí)，如有漏項(xiàng)及時補(bǔ)填。（2）線上調(diào)查：研究者利用微信平臺向調(diào)查對象發(fā)放問卷鏈接。在電子問卷首頁呈現(xiàn)知情同意書，調(diào)查對象選擇“同意參與調(diào)查”后，方可開始作答。問卷由調(diào)查對象自行填寫。為了保證問卷的填答質(zhì)量，設(shè)置所有條目填寫完成后，方能提交問卷。以作答時間＜100 s 或＞10 min、所有條目答案為“非常不同意”為無效問卷判斷標(biāo)準(zhǔn)。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS 20.0、AMOS 25.0 軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。正態(tài)分布的計(jì)量資料以（±s）表示，計(jì)數(shù)資料以相對數(shù)表示。采用決斷值（CR 值）法和條目總分相關(guān)法進(jìn)行項(xiàng)目分析。（1）CR 值法：將調(diào)查對象中文版PCTDS 總分從高到低排序，取得分居于前27%者作為高分組，取得分居于后27%者作為低分組，通過兩獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)得出各條目的CR 值，若|CR 值| ＞3.000，表示條目鑒別度高，應(yīng)予以保留。（2）條目總分相關(guān)法：采用Pearson 相關(guān)計(jì)算中文版PCTDS 各條目得分與總分的相關(guān)系數(shù)（r），r＜0.300 表明條目測定內(nèi)容與量表總體測定內(nèi)容的一致性較弱，應(yīng)將其剔除。使用專家咨詢法對量表的內(nèi)容效度進(jìn)行檢驗(yàn)，專家函詢問卷中各條目采用Likert 5 級評分法，“毫不相關(guān)”～“非常相關(guān)”分別賦1～5 分，計(jì)算條目水平的內(nèi)容效度指數(shù)（I-CVI）與量表水平的內(nèi)容效度指數(shù)（S-CVI）。采用KMO 檢驗(yàn)、Bartlett's 球形檢驗(yàn)、探索性因子分析與驗(yàn)證性因子分析評價(jià)量表的結(jié)構(gòu)效度，使用Cronbach'sα系數(shù)評價(jià)量表的信度，Cronbach'sα系數(shù)＞0.700 可認(rèn)為量表內(nèi)部一致性信度較好。以P＜0.05 為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 調(diào)查對象一般資料 共發(fā)放問卷569 份，回收問卷569 份，問卷回收率為100.0%。共剔除無效問卷260份（100 份作答時間＜100 s，17 份作答時間＞10 min，143 份所有條目答案為“非常不同意”），最終共回收有效問卷309 份，問卷有效回收率為54.3%。309 例調(diào)查對象中，女239 例（77.3%）；年齡為31～40 歲者126 例（40.8%）；109 例（35.3%）工作崗位為護(hù)士；85 例（27.5%）工作年限為11～15 年；在本單位的工作年限為0～5 年者117 例（37.9%）；以家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)成員身份提供家庭醫(yī)生服務(wù)的年限為1～5 年者183 例（59.2%）；133 例（43.0%）技術(shù)職稱為中級，見表1。

表1 調(diào)查對象一般資料（n=309）Table 1 General information for the respondents

2.2 項(xiàng)目分析 中文版PCTDS 所有條目的|CR 值| ＞3.000（P＜0.001），說明條目鑒別度高、具有良好的區(qū)分性。309 例調(diào)查對象中文版PCTDS 平均總得分為（51.98±22.10）分，各條目得分與量表總分的r 值均＞0.300（P＜0.001），各條目得分與量表總分呈正相關(guān)，見表2。

表2 中文版PCTDS 項(xiàng)目分析結(jié)果Table 2 Item analysis of the Chinese version of PCTDS

2.3 效度分析

2.3.1 內(nèi)容效度 中文版PCTDS 的I-CVI為0.692～1.000，S-CVI 為0.896。

2.3.2 結(jié)構(gòu)效度

2.3.2.1 探索性因子分析 將樣本總體隨機(jī)分為樣本集1 和樣本集2，采用樣本集1（n=149）進(jìn)行探索性因子分析。結(jié)果顯示：KMO 值為0.946，Bartlett's 球形檢驗(yàn)結(jié)果顯示，χ2=4 488.198（df=406）、P＜0.001，提示數(shù)據(jù)適合用于因子分析。經(jīng)主成分分析，按照特征根＞1.000 的標(biāo)準(zhǔn)可提取4 個公因子，4 個公因子的特征值分別為16.933、2.036、1.555、1.002，方差貢獻(xiàn)率分別為23.6%、21.1%、17.4%、12.1%，累積方差貢獻(xiàn)率為74.2%。采用最大方差旋轉(zhuǎn)法得到各條目的因子載荷值。條目11 在各公因子上的載荷值＜0.500，故剔除該條目。條目4、19、21 存在“雙載荷”現(xiàn)象。為了最大限度地保留量表的“原貌”，未將條目4、19、21 剔除，通過比較其在兩個不同公因子上的載荷值大小，確定其歸屬。最終，確定條目4 歸屬于公因子1（在公因子1 上的載荷值＞在公因子2 上的載荷值）、條目19 歸屬于公因子4（在公因子4 上的載荷值＞在公因子3 上的載荷值），條目21 歸屬于公因子3（在公因子3 上的載荷值＞在公因子4 上的載荷值）。各條目在所屬公因子上的載荷值為0.561～0.802，見表3。根據(jù)各公因子所包含的條目的內(nèi)容及含義，將公因子1 命名為“團(tuán)隊(duì)有效性的條件”（條目1～4），將公因子2 命名為“團(tuán)隊(duì)共識”（條目5～10），將公因子3 命名為“團(tuán)隊(duì)協(xié)作”（條目12～18、20～21），將公因子4 命名為“團(tuán)隊(duì)有效性”（條目19、22～29）。提取的公因子數(shù)量及條目（除條目1～10）歸屬情況與PCTDS 開發(fā)研究的結(jié)果不一致。

表3 中文版PCTDS 各條目的因子載荷值Table 3 The factor loading values for every item in the Chinese version of PCTDS

2.3.2.2 驗(yàn)證性因子分析 采用樣本集2（n=160）進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。建立初始模型（M1），采用極大似然法對數(shù)據(jù)進(jìn)行擬合，結(jié)果顯示，除χ2/df 外，其余適配度指標(biāo)表現(xiàn)不佳。根據(jù)修正指數(shù)（MI）對M1進(jìn)行7 次修正，增加誤差變量e20 和e31、e6 和e7、e19 和e31、e24 和e25、e18 和e23、e4 和e10、e3 和e9 間的相關(guān)關(guān)系，建立修正后的結(jié)構(gòu)方程模型（M2）。在M2中，僅 χ2/df、增值擬合指數(shù)（IFI）、比較擬合指數(shù)（CFI）處于參考范圍內(nèi)，規(guī)范擬合指數(shù)（NFI）達(dá)到可接受水平，其余適配度指標(biāo)表現(xiàn)仍不佳（表4）。修正后模型參數(shù)估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)化解和路徑見圖1。

圖1 中文版PCTDS 修正后驗(yàn)證性因子分析模型參數(shù)估計(jì)Figure 1 Estimated parameters of the model of confirmatory factor analysis of Chinese version of PCTDS

表4 中文版PCTDS 驗(yàn)證性因子分析模型修正前后各適配度指標(biāo)及其推薦值Table 4 The fit indices and recommended values of modified Chinese version of PCTDS

2.4 信度分析 中文版PCTDS 的Cronbach'sα系數(shù)為0.978，團(tuán)隊(duì)有效性的條件、團(tuán)隊(duì)共識、團(tuán)隊(duì)協(xié)作過程、團(tuán)隊(duì)有效性維度的Cronbach'sα系數(shù)分別為0.826、0.945、0.957、0.956，提示總量表和各維度都具有較好的內(nèi)部一致性。

3 討論

現(xiàn)有研究表明，我國家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)存在著人才隊(duì)伍建設(shè)力度不夠［13］、團(tuán)隊(duì)成員的角色分工有待明確［14］、團(tuán)隊(duì)成員間溝通協(xié)作不暢［15］等問題，家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)建設(shè)水平有待提升。目前，領(lǐng)域研究者在對家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)建設(shè)情況進(jìn)行分析時，多從團(tuán)隊(duì)數(shù)量、團(tuán)隊(duì)構(gòu)成等角度出發(fā)，對團(tuán)隊(duì)成員目標(biāo)的一致程度、團(tuán)隊(duì)成員間的協(xié)作情況關(guān)注不足，而團(tuán)隊(duì)成員目標(biāo)的一致程度、團(tuán)隊(duì)成員間的協(xié)作情況可在團(tuán)隊(duì)成員互動的過程中得到充分體現(xiàn)。截至目前，我國尚無可用于評估家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)成員互動狀態(tài)的工具?？紤]到家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)動力水平是家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)成員在提供服務(wù)過程中互動狀態(tài)的映射，且SINGER 所帶領(lǐng)的研究團(tuán)隊(duì)開發(fā)的PCTDS 適用于家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)動力的評估，本研究在引進(jìn)PCTDS 的基礎(chǔ)上，對其進(jìn)行了翻譯、回譯和跨文化調(diào)適，最終形成了中文版PCTDS。

3.1 項(xiàng)目分析結(jié)果 所有條目的|CR 值|＞3.000，表明所有條目具有良好的區(qū)分度，中文版PCTDS 具有通過得分高低區(qū)分不同水平家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)動力的能力；條目得分與量表總分的r 值均＞0.300，表明中文版PCTDS各條目測定內(nèi)容與量表總體測定內(nèi)容具有良好的一 致性。

3.2 中文版PCTDS 的信度良好 考慮到家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)動力處于動態(tài)變化的過程中，屬于性質(zhì)不穩(wěn)定的潛變量，不適宜用重測信度系數(shù)來評估量表的穩(wěn)定性，故通過Cronbach'sα系數(shù)評價(jià)量表信度。中文版PCTDS的Cronbach'sα系數(shù)為0.978，團(tuán)隊(duì)有效性的條件、團(tuán)隊(duì)共識、團(tuán)隊(duì)協(xié)作過程、團(tuán)隊(duì)有效性維度的Cronbach'sα系數(shù)分別為0.826、0.945、0.957、0.956，各維度的Cronbach'sα系數(shù)高于原量表各維度的Cronbach'sα系數(shù)（0.71～0.91），表明本量表具有較好的內(nèi)部一致性。但有研究者指出，Cronbach'sα系數(shù)＞0.900 提示量表可能存在條目重復(fù)的問題［16］。本研究中，團(tuán)隊(duì)共識、團(tuán)隊(duì)協(xié)作過程及團(tuán)隊(duì)有效性維度的Cronbach'sα系數(shù)均＞0.900，尚不能排除3 個維度存在條目重復(fù)問題的可能性，但3 個維度的Cronbach'sα系數(shù)較高也可能與各維度下條目數(shù)量較多有關(guān)。

3.3 中文版PCTDS 的效度一般 經(jīng)過13 例專家的評定，中文版PCTDS 的I-CVI 為0.692～1.000，S-CVI 為0.896，提示通過量表測出的內(nèi)容與量表所要測量的內(nèi)容之間吻合度較高，中文版PCTDS 有較好的內(nèi)容效度。通過探索性因子分析，共提取4 個公因子，公因子的累積方差貢獻(xiàn)率為74.2%，符合公因子累積方差貢獻(xiàn)率應(yīng)＞40.0%這一要求，提示量表內(nèi)容能較好地被所提取的公因子所解釋。但與英文原版PCTDS 相比，中文版PCTDS 的維度劃分與條目歸屬情況變化較大。英文原版PCTDS 共有7 個維度（團(tuán)隊(duì)有效性的條件、團(tuán)隊(duì)共識、問責(zé)制、溝通和信息交流的過程、解決沖突的過程、在行動上和感覺像一個團(tuán)隊(duì)、感受到團(tuán)隊(duì)的有效性），而中文版PCTDS 僅有4 個維度（團(tuán)隊(duì)有效性的條件、團(tuán)隊(duì)共識、團(tuán)隊(duì)協(xié)作過程、團(tuán)隊(duì)有效性），其中中文版PCTDS 團(tuán)隊(duì)有效性的條件、團(tuán)隊(duì)共識維度下設(shè)條目與英文原版PCTDS 相應(yīng)維度下設(shè)條目在數(shù)量、內(nèi)容上相一致。英文原版PCTDS 問責(zé)制維度下僅有1 個條目，該條目即中文版PCTDS 中的條目11，由于條目11 在4 個公因子上的載荷值均＜0.500，故將其剔除。原屬于溝通和信息交流的過程維度的條目12～16、原屬于解決沖突的過程維度的條目17～18 及原屬于在行動上和感覺像一個團(tuán)隊(duì)維度的條目20～21 被歸入同一維度——團(tuán)隊(duì)協(xié)作過程；原屬于在行動上和感覺像一個團(tuán)隊(duì)維度的條目19、22～24，以及原屬于感受到團(tuán)隊(duì)的有效性維度的條目25～29 被歸入團(tuán)隊(duì)有效性維度。造成中文版PCTDS 與英文原版PCTDS 在維度劃分與條目歸屬情況上不一致的原因可能包括以下兩點(diǎn)：（1）采用的結(jié)構(gòu)效度分析方法不同。SINGER 所帶領(lǐng)的研究團(tuán)隊(duì)基于系統(tǒng)的文獻(xiàn)回顧與梳理，建立了較為有力的理論模型，再加之各維度的條目均來自成熟的量表，故未對量表進(jìn)行探索性因子分析。而本研究團(tuán)隊(duì)考慮到中外家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)實(shí)際工作環(huán)境不同，以及建立理論模型時所依據(jù)的文獻(xiàn)發(fā)表時間較早，故選擇對中文版PCTDS 進(jìn)行了探索性因子分析。（2）英文原版PCTDS 7 個維度兩兩之間均存在正相關(guān)關(guān)系，不同維度下設(shè)條目及同一維度下設(shè)條目之間在內(nèi)容上相似程度高、關(guān)聯(lián)密切或存在著包含關(guān)系。例如：就團(tuán)隊(duì)成員之間的溝通和信息交流、沖突及其解決過程而言，團(tuán)隊(duì)成員之間的溝通和信息交流是其在協(xié)作過程中必不可少的行 為［17］，團(tuán)隊(duì)成員間的沖突可能是團(tuán)隊(duì)成員間的信息差導(dǎo)致的，故需要通過交流和溝通打破信息差，從而促進(jìn)團(tuán)隊(duì)成員間更好地協(xié)作［18］；除了團(tuán)隊(duì)產(chǎn)出的質(zhì)量和效率外，團(tuán)隊(duì)成員之間的合作興趣亦是團(tuán)隊(duì)有效性評價(jià)的重要內(nèi)容，而團(tuán)隊(duì)協(xié)作過程維度的內(nèi)容亦涉及團(tuán)隊(duì)成員之間的合作興趣。驗(yàn)證性因子分析結(jié)果顯示：除 χ2/df、IFI、CFI 達(dá)到推薦值外，其余適配度指標(biāo)表現(xiàn)不理想，表明模型的擬合程度不佳，這可能與用于驗(yàn)證性因子分析的樣本量較少有關(guān)。

本研究存在局限性：（1）本研究采取方便抽樣的方法，樣本的代表性略顯不足；（2）調(diào)查對象多參與線上調(diào)查，這也使得問卷的填答質(zhì)量難以得到保證，無效問卷率較高；（3）雖然本研究的總樣本量達(dá)到了量表?xiàng)l目數(shù)的5～10 倍這一要求，但用于驗(yàn)證性因子分析的樣本量不足。

本研究團(tuán)隊(duì)引進(jìn)并漢化了PCTDS 并將其應(yīng)用于我國家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)動力的測量。研究發(fā)現(xiàn)，中文版PCTDS具有良好的信度，但其效度一般，可用于評估我國家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)動力。但由于SINGER 所帶領(lǐng)的研究團(tuán)隊(duì)在研制PCTDS 時選取成員流動性較大的家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)成員作為研究對象，且美國家庭醫(yī)生行業(yè)發(fā)展?fàn)顩r與我國存在較大差異，中文版PCTDS 可能不完全適用于我國家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)動力的評估。未來，須對量表維度及條目歸屬進(jìn)行更加深入的探索，增加更符合我國家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)發(fā)展實(shí)際情況的維度，并且擴(kuò)大樣本的量與范圍，從而為我國家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)動力評估提供更加可靠、普適的 工具。

作者貢獻(xiàn)：潘莎莎、崔璐負(fù)責(zé)論文的構(gòu)思、設(shè)計(jì)與撰寫；潘莎莎、馬程乘、崔璐、李嬋姣負(fù)責(zé)資料的收集、整理；潘莎莎負(fù)責(zé)論文的修訂；倪紫菱對文章整體負(fù)責(zé)，監(jiān)督管理。

本文無利益沖突。