中國醫患信任量表的跨性別測量等值性

張子睿 呂小康

摘?要?為了進一步驗證中國醫患信任量表的因子結構，并檢驗量表在不同性別的醫方/患方之間的測量等值性，分別在醫方和患方群體中選取3787和4502名被試，對其中的有效數據進行單組驗證性因素分析和性別測量等值性檢驗。結果表明，中國醫患信任量表（醫方信任量表）的雙因子結構模型和中國醫患信任量表（患方現實性信任分量表、患方預設性信任分量表）的單因子結構模型均擬合良好，同時跨性別的形態等值、弱等值、強等值、嚴格等值模型均可接受。因此，中國醫患信任量表的醫方量表和患方量表均在不同性別組間具有測量等值性。

關鍵詞?醫患信任; 醫患關系; 信任量表; 測量等值

分類號?B841.2

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2020.07.002

1?引言

醫患沖突問題已引起社會廣泛關注，醫鬧、傷醫甚至殺醫事件的報道使醫患關系進一步惡化。醫患信任作為醫患關系的核心特征之一，得到學界普遍關注。醫患信任產生于社會互動過程，必然是雙向的（汪新建，2017），既包括患方對醫方的信任，也包括醫方對患方的信任。因此，有關醫患信任的研究通常基于醫方和患方兩個視角展開。

關于醫患信任測量的研究，目前已取得較多成果。在患方對醫方的信任測量研究中，主要包括醫師信任量表（TPS）（Anderson & Dedrick， 1990）、 患者信任問卷（PTS）（Kao， Green， Zaslavsky， Koplan， & Cleary， 1998）、患者對醫師的信任量表（PTTPS）（Leisen & Hyman， 2001）、 TMP（Hall， Camacho， Dugan， & Balkrishnan， 2002）、維克森林醫師信任量表（WFPTS）（Hall et al.， 2002）及其中文修訂版（董恩宏，鮑勇，2012）。而關于醫方對患方的信任量表則比較少，主要是醫師信任患方量表（PTPS）（Thom et al.， 2011）及其中文修訂版（董照倫， 陳長香， 2016）。 呂小康等人（2019）基于醫患信任特征、兼顧量表應用的針對性與普遍性、分別以醫患雙方為不同測量對象開發了中國醫患信任量表，包括醫方版和患方版的2個版本，共3個量表。

醫患信任受到多方面因素的影響，包括人際層面、群際層面和文化層面（呂小康，朱振達，2016），尤其是在人際和群際層面中醫患雙方互動而形成的刻板印象、消極情緒、認同偏差等。就患方視角而言，汪新建和劉穎（2019）對醫患信任的影響因素的研究結果表明，患方的性別、年齡、戶口、婚姻狀況等人口學變量以及互聯網使用行為顯著影響其對醫方的信任水平; 潘靜儀、趙靜波和侯艷飛（2017）采用維克森林醫師信任量表研究患者對醫師的信任現況及影響因素，發現患者患病時間、對醫患關系及狀態的認知以及對醫生服務滿意度是醫患信任的重要影響變量，但性別、年齡以及學歷的影響并未達到顯著性水平; 類似地，陳美林、汪文新、江舜杰和趙宇（2019）采用一般人際信任量表對患者家屬的醫患信任的調查結果表明，家屬年齡、生活滿意度以及月收入水平對醫患信任具有顯著影響，但性別的作用并不顯著。就醫方視角而言，患方對醫生的信任水平受到醫生的技術、溝通能力、服務態度等因素的影響（高楚蒙等，2016）。但目前關于醫方對患方信任的研究甚少。

由此可見，已有研究大多只關注醫患互動中產生的變量對醫患信任的影響，而忽略醫患雙方本身的屬性或個人特征在互動過程中所起的作用，或者只是將其作為控制變量，并未進行更深入一步的研究。根據進化論模型的觀點，性別對個體的社會角色和社會行為有著重要影響（Eagly & Wood， 1999），Buchan， Croson和Solnick（2008）在一個投資游戲中發現，男性投資者相比于女性投資者而言，投出的金幣更多，這表明男性的人際信任水平顯著高于女性。在風險任務中，不同性別的信任者的信任給予差異顯著（康廷虎，白學軍，2012）。就大學生的人際信任而言，女生相比于男生更傾向于信任他人（陳永，張冉冉，2017）。在醫患信任的研究中，不同性別的患方或醫方的信任水平也可能不同。相對于高社會感知的患者而言，低社會感知的患者對醫信任的影響因素是性別而不是經濟收入（朱艷麗，2018）。男性患者和女性患者對“醫生遵守法則和工作制度”“醫生工作事業心”以及“醫生不歧視患者”的認知存在顯著差異（劉航宇等，2018）。

但正如前述的一些研究表明，性別對醫患信任并不具有顯著影響，結論不一致的原因是多方面的，如概念操作化的差異、研究對象的不同等等，而更為本質的原因，可能在于測量是否等值，即對醫患信任的測量是否保證跨性別測量等值性。測量等值性是指觀測變量和潛變量之間的關系在不同總體或同一總體不同組別間的測量模型等同性（任芬，劉俊良，房玉上，王孟成，2019），若未進行測量工具的測量等值性檢驗，則無法說明組間差異是由測量工具本身不等值造成還是差異確實存在，可以說檢驗測量等值性是組間差異比較的前提條件（魏修建，鄭廣文，2015）。因此，本研究擬檢驗中國醫患信任量表的各個量表在不同性別的醫方/患方中的測量等值性，旨在使醫患信任的性別差異比較研究具有測量學意義。

2?方法

2.1?研究對象

采用方便抽樣法收集問卷，醫方樣本主要來自貴州、上海、山西、天津、浙江、黑龍江6個省級行政單位下屬的各級醫院的醫師，共發放問卷3787份，回收有效數據3191份，問卷回收率為84.26%。其中，醫方男性958人（30.02%），女性2233人（69.98%）; 年齡在23～67歲之間，平均年齡34.97±7.78歲; 所在醫療機構等級為三級醫院的有2489人（78.00%），二級醫院655人（20.53%），一級醫院47人（1.47%）。

患方樣本來自中國大陸所有省、市、自治區，以方便抽樣法共發放問卷4659份，回收有效數據4502份，問卷回收率為96.63%。其中，患方男性2009人（44.62%），女性2493人（55.38%）; 30歲以上的被試占73.43%，平均年齡37.85±10.43歲; 大多數被試受教育程度是高中/中專以上（72.70%）。

2.2?研究工具

本研究采用由呂小康等人（2020）編制的中國醫患信任量表，包括醫方版的1個量表和患方版的2個分量表。

中國醫患信任量表（醫方信任量表）共有8道題目，包括關系感知與防御心態兩個因子，各有4道題目，均采用Likert 5點計分，1表示非常不認同，5表示非常認同，量表得分越高表明醫方對患方信任程度越高。

中國醫患信任量表（患方信任量表）由兩個單維分量表構成。其中，患方現實性信任分量表共有13道題目，用以測量患方對具體醫生的特殊信任水平; 患方預設性信任分量表共有9道題目，用以測量患方對醫生群體的一般信任水平，無需最近有真實就診行為。所有題目均采用Likert 5點計分，1表示非常不認同，5表示非常認同，量表得分越高表明患方對醫方信任程度越高。其中，患方現實性信任分量表中的“醫生”限最近一個月中最后一次就診或陪同就診時的門診大夫或住院主治大夫。

2.3?數據分析

數據采用SPSS 25.0和Mplus 7.4進行分析。首先對量表的各項目得分進行Kolmogorov-Smirnov正態性檢驗以判斷數據分布形態，進而選擇模型估計方法。其次，分別進行總樣本、男性樣本與女性樣本的單組驗證性因素分析以檢驗量表因子結構在不同樣本下的模型擬合程度，進而建立良好的單組基線模型，一般認為，模型擬合可接受的標準為RMSEA≤0.08，SRMR≤0.08，TLI≥0.90以及CFI≥0.90（Hu & Bentler， 1999）。最后，采用多組驗證性因素分析檢驗各量表在不同性別之間的測量等值性。測量等值性包括四個方面的等值，分別為：形態等值，即檢驗潛變量的構成形態或模式在各組之間是否相同; 弱等值（單位等值），檢驗測量指標與因子之間的關系即因子負荷在各組之間是否等值; 強等值（尺度等值），即檢驗觀測變量的截距在各組之間是否相等; 嚴格等值（誤差方差等值），即檢驗誤差方差在各組之間是否相等。因為卡方檢驗容易受到樣本量的影響，所以通常采用模型擬合指數CFI、TLI的差異，即ΔCFI、 ΔTLI以及貝葉斯信息準則（BIC）來衡量測量等值性，當模型擬合指數差異小于或等于0.01以及貝葉斯信息準則數值減小時， 則認為等值模型可以接受（Cheung & Rensvold， 2002）。

3?結果

3.1?描述性統計

各量表所有項目的描述性統計分析結果見表1、表2、表3。Kolmogorov-Smirnov正態性檢驗結果顯示，中國醫患信任的三個量表中各個項目均存在顯著的偏度與峰度，表明三個量表的各項目得分均為非正態分布數據，所以在Mplus中選擇穩健極大似然估計法（MLM），可獲得校正后的S-Bχ2統計量，以得到更精確的擬合指數和標準誤（王孟成，2014）。

此外，本研究中的中國醫患信任量表（醫方信任量表）、中國醫患信任量表（患方現實性信任分量表）以及中國醫患信任量表（患方預設性信任分量表）的Cronbachs α分別為0.73、0.89以及0.75，可見各量表的內部一致性均表現良好。

3.2?單組驗證性因素分析

各量表的單組驗證性因素分析結果見表4。結果顯示，中國醫患信任量表（醫方信任量表）的雙因子結構與中國醫患信任量表（患方現實性信任分量表）的單因子結構在總樣本、男性樣本與女性樣本中均擬合良好。但中國醫患信任量表（患方預設性信任分量表）的單因子結構在三組樣本中擬合指數均欠佳。為此，根據修正指數對模型進行修正，經二次修正后的模型檢驗擬合指數均達到可接受的標準。因此，可對三個量表進行下一步的性別測量等值性檢驗。

3.3?測量等值性檢驗

3.3.1?中國醫患信任量表（醫方信任量表）

采用多組驗證性因素分析對中國醫患信任量表（醫方信任量表）的性別等值性進行檢驗，結果見表5。首先，形態等值檢驗結果顯示模型的各個擬合指數均符合標準，表明形態等值模型擬合良好，可進行下一步的分析。其次，弱等值檢驗結果顯示，模型擬合指數差異ΔCFI<0.01，ΔTLI<0.02，存在中等差異，但并未表明存在確定的差異，無法拒絕等值性成立（任芬，劉俊良，房玉上，王孟成，2019）。同時貝葉斯信息準則數值減少，因此弱等值模型成立。第三，強等值檢驗結果顯示，兩個模型擬合指數差異均小于0.01，并且貝葉斯信息準則數值減少，因此強等值模型成立。最后，嚴格等值檢驗結果顯示，ΔCFI<0.01，ΔTLI<0.02，存在中等差異，并未表明存在確定的差異，無法拒絕等值性成立，同時貝葉斯信息準則數值減少，因此嚴格等值模型成立。

3.3.2?中國醫患信任量表（患方信任量表）

采用多組驗證性因素分析對中國醫患信任量表（患方現實性信任分量表、患方預設性信任分量表）的性別等值性進行檢驗，結果分別見表6、表7。

對于患方現實性信任分量表，首先，形態等值檢驗結果顯示模型的各個擬合指數均符合標準，表明形態等值模型擬合良好，可進行下一步的分析。其次，弱等值檢驗結果顯示，模型擬合指數差異ΔCFI<0.01，ΔTLI<0.01，并且貝葉斯信息準則數值減少，因此弱等值模型成立。然后，強等值檢驗結果顯示，兩個模型擬合指數差異均小于0.01，并且貝葉斯信息準則數值減少，因此強等值模型成立。最后，嚴格等值檢驗結果顯示，兩個模型擬合指數差異均小于0.01，同時貝葉斯信息準則數值減少，因此嚴格等值模型成立。

對于患方預設性信任分量表，首先，形態等值檢驗結果顯示模型的各個擬合指數均符合標準，表明形態等值模型擬合良好，可進行下一步的分析。其次，弱等值檢驗結果顯示，模型擬合指數差異ΔCFI<0.01，ΔTLI<0.02，存在中等差異，但并未表明存在確定的差異，無法拒絕等值性成立，且貝葉斯信息準則數值減少，因此弱等值模型成立。然后，強等值檢驗結果顯示，兩個模型擬合指數差異均小于0.01，并且貝葉斯信息準則數值減少，因此強等值模型成立。最后，嚴格等值檢驗結果顯示，兩個模型擬合指數差異均小于0.01，同時貝葉斯信息準則數值減少，因此嚴格等值模型成立。

4?討論與結論

目前國內基于人際或群際視角對醫患信任的影響因素的研究中，醫方或患方本身特征對雙方互動所起的作用未得到充分重視。之前的研究已表明，性別作為重要的個體屬性，對一般人際信任以及醫患情境下的信任均會產生顯著性影響，但仍存在不一致的結論。這可能是由測量工具本身測量不等值造成，無法對得到的結果做出準確的解釋。目前，我國對醫患信任量表的性別測量等值性研究甚少，因此本研究進一步對中國醫患信任量表的三個分量表在不同性別樣本中的測量等值性進行了檢驗，可使運用該量表測量醫患信任間的性別差異的研究結果解釋變得更合理、更可靠。

單組驗證性因素分析的結果顯示，中國醫患信任量表（醫方信任量表）的雙因子結構以及中國醫患信任量表（患方現實性信任分量表、患方預設性信任分量表）的單因子結構在總樣本、男性樣本以及女性樣本中均擬合良好，可作為進一步研究其性別測量等值性的基線模型。多組驗證性因素分析結果表明中國醫患信任量表測量的形態等值、弱等值、強等值以及嚴格等值模型均成立，即三個量表在不同性別的醫生/患者中潛變量的構成形態、各項目的因子負荷、截距以及誤差方差均相等，所以三個量表的跨性別測量等值性完全成立。由此可推斷三個量表在不同性別的醫生/患者間存在相同的參照點，其測量指標和潛在因子之間的關系在兩組間具有相同的意義，即可對不同性別的醫生/患者在對應的量表上做出的反應差異做出合理解釋，結果體現的性別差異是實際存在而非由測量工具造成的，可進行性別組間比較。

本研究只局限于性別維度的測量等值性檢驗，醫方或患方的其他特征屬性是否對醫患信任有著重要影響。例如受教育程度更高的患者，或許更能換位思考，理解醫患雙方的思維差異，及時緩解消極情緒，提高就醫滿意度，增強對醫信任; 所在醫院等級更高的醫生，在醫療資源分布失衡的情況下，可能每天面臨更多的患者，更易產生負性情緒，導致較低的對患信任。但無論結論正確與否，都只有在測量工具等值性成立的前提下，該結論才是可靠的。因此，未來研究還可以對不同受教育程度的患者、不同醫院等級的醫生進行測量等值性檢驗，以進一步確認量表的可靠性。

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