葉斯陽,張 茜,盧澤鋒,劉 甜,謝 帆,高傲寒(廣東醫科大學1.公共衛生學院;2.健康促進與醫學傳播學研究所,廣東湛江 524023)
醫學科普是指以科普的形式把醫學與健康的知識、理念、方法技術傳播給公眾,從而提升公眾健康素養,幫助其實現自我管理健康的一項長期性活動[1]。普及醫學知識、提高居民健康素養水平,是提升全民健康水平最根本、最經濟和最有效的措施之一[2]。醫學科普作為科普事業中與居民生命健康聯系極為密切的一項,對于引導居民樹立健康理念、養成健康行為具有重要意義[3]。醫學科普事業的發展離不開醫學科普人才的培養,醫學生作為未來臨床醫務工作的儲備軍,不僅是治病救人,開展科普工作也同樣重要。但傳統的醫學教育,并不重視醫學科普的訓練,醫學生開展科普工作所必需的意識和技能均有待提高[4]。近年來,我國已有醫學院校開設醫學傳播學課程[5-6],但尚未形成系統的教學體系與科普能力評價標準[7]。評價對于醫學生科普能力的提升至關重要,通過評價找出醫學生科普能力的短板,進而采取更有效的提升手段。目前國內尚無針對醫學生醫學科普能力的評價工具。鑒于此,本課題組嘗試構建醫學生科普能力評價指標及開發相應的評價量表。本研究前期通過文獻探討、專家訪談法、Delphi專家咨詢法初步確立醫學生科普能力評價框架,初步編制量表,后對廣東某醫科大學的在校醫學生開展預調查以評估該量表的信度和效度,以期制訂出一套科學有效的醫學科普能力評價工具。
采用方便抽樣,選取2023 年2 月廣東省某醫科大學在校醫學生為調查對象。納入標準:(1)醫學類相關專業的全日制本科及研究生;(2)目前在校正常就讀(包含實習);(3)自愿參與本調查。本量表共計43 個條目,樣本量取條目數5~10 倍[8],考慮10%的無應答率,即237~473 人。本研究最終納入320 人。
課題組在檢索“醫學科普、科普能力、科普能力評價”相關文獻的基礎上,查閱國家衛生健康委員會、中國科協等官方網站,全面了解醫學科普及科普規范相關的政策、方針。結合拉斯韋爾傳播模式[9],擬定科普能力評價包含科普認知、科普意愿、科普創作能力、科普傳播能力、溝通與表達能力、受眾需求的把握與理解、職業價值觀與人格特征、科普作品質量與數量、效果評價與反饋9 個維度。通過小組討論,以及對專家和醫學生的訪談,初步確立了包含53 項評價指標的條目池;后邀請20 位專家先后開展2 輪Delphi 專家咨詢,函詢專家來自全國范圍內不同層次的醫院及醫學院校,涵蓋臨床醫學、護理學、口腔醫學、預防醫學、健康教育學、健康管理、衛生事業管理等專業領域,其中有7 位專家為國家級或省級科普專家庫成員,具備代表性。綜合專家意見,作出以下修改:(1)把條目池中的“科普意愿、受眾的需求與把握”維度整合至其他維度;(2)增加個人人格魅力及心理素質等方面的內容;(3)增加傳播技巧(語言、文字感染力、表現力);(4)對“效果評價與反饋”維度下的指標進行更加具體的描述。最終形成 7 個維度,43 個條目。量表設計采用Likert 5 分制計分,選項設置為非常同意、同意、一般、不同意、非常不同意,分別記為 5、4、3、2、1。得分越高,表明其醫學科普能力越強。
量表通過“問卷星”平臺進行發放、回收。平臺確保同一IP地址僅作答1 次、提交時可查看以及信息缺失不予提交,保證量表回收的質量和有效率。量表回收后,剔除作答時間過長或過短、存在明顯規律性作答及邏輯有誤的答卷,確保量表質量以及數據的有效性。
累計派出量表443 份,收回有效量表320 份,有效率為72.2%。其中,男生124 人(38.8%),女生196人(61.2%),受訪對象主要為二年級(75.6%)和臨床醫學專業(62.8%)的學生;有醫學科普經歷的在校醫學生164 人(51.2%),有醫學科普專業課程學習經歷的學生197 人(61.6%)。見表1。

表1 研究對象的人口學特征 (n=320)
2.2.1 臨界比值法 把總分按低到高排列,得分排前27%的成員劃定為高分組,后27%的劃定為低分組,對兩組某條目的得分作t檢驗,若CR 值(t值)>3 或P<0.05,即表示該條目具有區分度[10]。反之,區分度較差的條目應當刪除。量表所有條目的CR 值均>3,差異均有統計學意義(P<0.05),具有較好的鑒別度。
2.2.2 離散趨勢法 以標準差衡量條目的離散程度,若標準差>1.30 則考慮刪除[11]。各條目的標準差為0.64~1.01,均<1.3,表示所有條目均具有代表性。
2.2.3 相關系數法 計算各條目得分與總得分的相關系數,由于條目為等級變量,宜作Spearman相關分析[12]。若rs<0.4,即考慮刪除條目[13]。各條目的rs為0.407~0.783(P<0.01),均>0.4。
2.2.4 Cronbach’s α系數法 若某個條目被刪除后,總量表Cronbach’s α 系數上升,即考慮刪除該條目。結果顯示,條目1-1、1-2、1-3(均屬科普認知維度)刪除后,總量表Cronbach’s α系數上升。
2.2.5 綜合判斷 當項目不滿足至少2 種項目分析法的情況下才考慮刪除條目。結果只有3 個條目不滿足Cronbach’s α系數法。因此所有條目都予以保留。
2.3.1 結構效度 采用探索性因子分析(exploratory factor analysis,EFA)檢驗。KMO值為0.942,Bartlett球形檢驗卡方值為15750.956(P<0.01),表明數據適合做EFA。采用主成分分析法,通過最優斜交法旋轉公因子,按特征值>1 提取出6 個公因子,累計方差解釋率為75.764%,顯示量表有良好的結構效度。價值觀維度下的條目“具備個人特色、形象外貌、語言表達、表現形式、科普風格等”的因子載荷<0.4,考慮刪除。其余因子載荷均>0.45。因此刪除該條目后再次進行EFA,此時累計方差解釋率為76.233%。對因子重新命名,原科普傳播能力、溝通與表達能力合并為科普傳播能力,其余因子按原有維度命名。最終確定量表為6維度、42 條目,見表2。

表2 醫學生科普能力評價量表因子載荷值
2.3.2 聚合效度與區分效度 結果顯示,各維度得分與總得分的相關系數為0.554~0.879(P<0.01)。各條目與所屬維度的相關系數為0.645~0.934,均>0.4(P<0.01)。各條目與其他維度的相關系數均小于其與所屬維度的相關系數(P<0.05)。聚合效度和區分效度的定標試驗成功率均達到100%,表明該量表具有良好的聚合效度和區分效度[14]。見表3。

表3 醫學生科普能力評價量表的聚合效度與區分效度
采用Cronbach’s α 系數和折半信度系數檢驗量表的信度。結果顯示,量表總體Cronbach’s α系數為0.967、Spearman-Brown 系數為0.791。各維度信度系數均在0.8 以上,表明量表信度良好,見表4。

表4 量表各維度及總體信度檢驗結果
有醫學科普經歷者,其在創作能力、傳播能力、價值觀、總分顯著高于無經歷者(P<0.05 或0.01)。學習過醫學科普類課程的學生同樣在創作能力、傳播能力、總分優于無相應經歷者(P<0.05 或0.01)。見表5。
表5 醫學生的科普能力在科普經歷與專業課程影響上的差異分析 ()

表5 醫學生的科普能力在科普經歷與專業課程影響上的差異分析 ()
aP<0.05,bP<0.01
醫學生的科普能力評價其主要目的在于“以評促學”,通過評價明確現階段醫學生科普存在的問題,為培養及提升醫學生科普能力提供理論參考。國外已有學者探討或開發了健康傳播能力評估體系或測評工具[15-16]。但這些工具并不完全適用于我國醫學生。首先,國外的測評主要應用于醫護人員等衛生從業者,職業特征不同;其次,國外評估重點是對受眾的健康素養促進能力,除了健康教育外,醫患溝通能力或社會動員能力亦非常重要[15],其評估范疇比科普能力更廣泛;最后,國外評估工具還要考慮跨文化性。因此,編撰適合國內醫學生的科普能力的評估工具是很有必要的。
本量表最終確立為6 個維度和42 條目。“具備個人特色”是唯一被刪除的條目。該條目的因子載荷低,表明其與所屬維度的聯系較弱。且該條目過于籠統,個人特色包含的概念過于廣泛,此類問題會使受訪者難以作答。
就效度而言,EFA結果顯示其累計方差解釋率超過70%,表明其解釋能力強,結構效度良好。聚合效度和區分效度的定標試驗成功次數成功率均為100%,表明條目的測量能準確地對應所屬維度。考慮到科普經歷和科普課程學習可能是科普能力的影響因素,有相應經歷者,理應會有更好的科普能力,而t檢驗的結果支持這一假設。這也顯示出本量表具有一定的預測作用。就信度而言,總量表的內部一致性系數>0.9,表明其測量結果的一致性較高。由此可見,本量表的信效度優良。
需要注意的是,本研究存在以下局限性:(1)本次調查有效回收量表320 份,基本滿足EFA的樣本量要求[17],但量表的維度和條目較多,應增大樣本量以獲得更穩定的結果;(2)由于無公認的評估工具,本研究沒有分析效標關聯效度,另外量表為單次測量,沒有考慮重測信度;(3)本研究在一所高校內實施,除臨床專業外,其余醫學專業的受訪對象少,人群的代表性可能不足;(4)作為初步探索,本研究暫未涉及指標權重確定、量化打分等工作,因此各指標還需在實踐中進一步檢驗和優化,使其具有更好的可操作性和應用價值。
綜上,本研究編制的醫學生醫學科普能力評價量表具備較高的有效性和可靠性,能有效評價醫學生的科普能力。