蘭州大學公共衛(wèi)生學院(730000)

吳化宇 丁 婕 雒朝君 王志靈 戚若雯 丁國武

甘肅省作為全國中醫(yī)藥大省,結(jié)合其地廣人稀、經(jīng)濟水平欠發(fā)達的基本省情,使得中醫(yī)藥在甘肅的發(fā)展具有得天獨厚的優(yōu)勢。而中醫(yī)藥人力資源,恰恰是打破甘肅省中醫(yī)藥事業(yè)發(fā)展瓶頸的關鍵所在。針對醫(yī)務人員工作滿意度的研究很多[1-4],國內(nèi)醫(yī)務人員工作滿意度量表設計也較為成熟。而針對中醫(yī)臨床醫(yī)生工作滿意度的量表設計非常有限。本文主要運用探索性因子分析與驗證性因子分析評價甘肅省市縣級中醫(yī)院中醫(yī)醫(yī)生工作滿意度量表的信度和效度。

資料來源與方法

1.資料來源

本研究針對甘肅省市縣級中醫(yī)院的中醫(yī)醫(yī)生的工作滿意度,采取分層抽樣的方法,按東、中、西的地理位置選取天水、蘭州、武威三個地區(qū)的中醫(yī)院。2017年10月～11月，本研究共發(fā)放調(diào)查問卷438 份,經(jīng)回收并篩選后,有效問卷411份,問卷有效率93.8%。

2.中醫(yī)醫(yī)生工作滿意度問卷編制

參考明尼蘇達滿意度短式量表(Minnesota satisfaction questionnaire,MSQ)[5],咨詢相關專家與中醫(yī)醫(yī)生,初步確定了調(diào)查問卷初稿。鑒于中醫(yī)醫(yī)生工作量大,精力有限,在保證調(diào)查質(zhì)量的基礎上,問卷設計力求簡潔。采用Likter 5級評分法,即5=非常滿意、4=比較滿意、3=一般、2=不太滿意、1=非常不滿意。每個維度的加權得分越高表示職工的滿意度越高。本研究根據(jù)Gorsuch提出的檢驗標準:①條目與受試者的比例最好為1:5;②受測樣本數(shù)不得少于100人。具體流程見圖1。

結(jié) 果

1.中醫(yī)醫(yī)生工作滿意度問卷預調(diào)查

根據(jù)問卷維度,抽取133名中醫(yī)醫(yī)生進行預調(diào)查,預調(diào)查階段,對問卷進行內(nèi)部信度分析,首先計算反映量表所有條目的α系數(shù),得到整體的Cronbach’s α系數(shù),然后逐一去掉某一條目后再計算α系數(shù),α系數(shù)值因去掉該條目變小時,則保留此條目,如果因去掉該條目變大則剔除此條目。通過專家咨詢，分析問卷的表面效度和內(nèi)容效度。結(jié)構(gòu)效度運用探索性因子分析檢驗,根據(jù)因子載荷矩陣篩選有意義的問卷條目,對于聚合效度或離散效度不高的條目予以修改后,進行正式調(diào)查。共發(fā)放問卷144份,回收144份,問卷回收率為100%,其中有效問卷133份。在預調(diào)查樣本中,男性39人(29.1%);25～34歲年齡段占比最大,為35.8%;已婚者99人(74.3%);擁有本科及以上學歷者77人(57.0%),具有主治醫(yī)師及以上職稱者37人(27.4%),收入在3000元及以下者69人(51.1%)。

圖1 問卷編制流程圖

2.基于探索性因子分析評價問卷的信度與效度

(1)問卷的信度檢驗

信度檢驗即檢驗預調(diào)查結(jié)果的一致性和可靠性。通常認為信度系數(shù)在0.9以上,則該量表信度甚佳;信度系數(shù)在0.8～0.9為較好;0.7～0.8,量表則需進行修訂,但仍不失其價值;0.7以下,就需要重新設計[6]。整體的Cronbach’s α系數(shù)為 0.952,經(jīng)逐步分析無刪除條目,說明問卷滿意度量表內(nèi)部一致性和可靠性較好。

(2)問卷的效度分析

結(jié)果與實際情況的接近程度通常稱為效度。效度分析主要包括內(nèi)容效度和結(jié)構(gòu)效度。本問卷在設計前后咨詢相關領域的工作人員和專家,進行5輪修改,具有良好的內(nèi)容效度。采用探索性因子分析觀察各條目能否很好地反應潛變量,達到篩選指標的目的。首先判斷資料是否滿足因子分析的條件。本文運用KMO適應性檢驗和Bartlett′s球形檢驗。KMO檢驗用于考察變量間的偏相關性,取值介于0～1之間,值愈大則愈適合因子分析。一般認為KMO在0.7以上時,因子分析效果較好。Barteltt′s球形檢驗則是判斷相關矩陣是否為單位陣。拒絕H0時,表示各條目間的相關系數(shù)矩陣不是單位陣,適宜進行因子分析。由Barteltt檢驗可以看出,變量間具有較強的相關性;KMO統(tǒng)計量為0.913,說明各變量間信息重疊程度較高,適合做因子分析。擬按以下標準抽取因素和刪除題目:①抽取特征值大于1的因素;②將在兩個因素以上負荷均較高且近似的條目刪除。根據(jù)以上原則,采用主成分法(principal components)提取因子,并經(jīng)最大方差的正交轉(zhuǎn)軸旋轉(zhuǎn)[6],使每個觀測值在少數(shù)因子上有較大負荷。

中醫(yī)醫(yī)生工作滿意度共25項度量指標,從中提取了5個主成分,由于主成分6的特征值為0.995,且方差貢獻率與主成分5僅差1.962%,故納入分析[7]。成分1在培訓和職業(yè)發(fā)展等因素上有較高的負荷,故命名為自我實現(xiàn);成分2在管理制度、工作量和績效管理等有關醫(yī)院制度上有較高的負荷,故命名為醫(yī)院制度;成分3在培訓情況和分配制度上有較高的負荷,故命名為培訓與分配;成分4的科研機會與設備配備等因素與職業(yè)環(huán)境有關且有較高的負荷,故命名為職業(yè)環(huán)境;成分5的高負荷主要體現(xiàn)在同事間的關系、與領導的關系維度上,故命名為人際關系;成分6在工作條件和生活環(huán)境上有較高的負荷,故命名為辦公環(huán)境,共同解釋總變異的貢獻率72.463%,特征值、旋轉(zhuǎn)后的因子負荷矩陣及方差貢獻率見表1。

表1 旋轉(zhuǎn)后因子載荷矩陣

3.正式調(diào)查

在三個樣本地市共回收有效問卷411份,其中市級中醫(yī)醫(yī)院162人,縣級中醫(yī)醫(yī)院249人。正式調(diào)查樣本的人口社會學特征為:男性占多數(shù)(51.6%);45歲及以下占74.7%;婚姻狀況以已婚為主(82.5%);醫(yī)生月收入在3000～5000元最多(55.5%),其次為3000元以下(25.5%);文化程度以本科最多(62.0%),碩士及以上占10.2%;中醫(yī)內(nèi)科醫(yī)生人數(shù)最多,為118人,占總?cè)藬?shù)的28.7%;85.4%的醫(yī)生職稱為副主任醫(yī)師及以下,其中實習醫(yī)生占11.7%;在其現(xiàn)在單位工作時間以10年以下居多,占53.3%,30年以上僅占3.4%。

(1)基于驗證性因子分析評價問卷效度

參照預調(diào)查數(shù)據(jù)建立的探索性因子分析模型,運用正式調(diào)查數(shù)據(jù)對《甘肅省中醫(yī)醫(yī)生工作滿意度問卷》的因子結(jié)構(gòu)進行驗證性因子分析(confirmative factor analysis,CFA),通過檢驗和擬合模型,評價測量工具的結(jié)構(gòu)效度。通過 AMOS24.0 軟件分別對問卷進行驗證性因子分析,如果因子分析的結(jié)果與理論上對變量結(jié)構(gòu)的分析相接近,那么可以認為該測量工具具有較好的結(jié)構(gòu)效度[8]。

根據(jù)已有理論及預調(diào)查CFA結(jié)果,提出了六因素測量模型,擬合情況如表2所示?？梢?模型與實際數(shù)據(jù)擬合狀態(tài)基本可接受,但是仍需對模型進行修正。

表2 驗證性因子分析模型的擬合優(yōu)度

通過觀察模型的修正指標值發(fā)現(xiàn),(<->指殘差變量間的協(xié)方差修正指數(shù),表示如果在兩個可測變量的殘差變量間增加一條相關路徑至少會減少的模型卡方值)需要對e1<->e2、e1<->e4、e1<->e5、e2<->e3、 e3<->e7、e3<->e8、e4<->e6、e4<->e7、e5<->e8、e6<->e7、e6<->e9、e7<->e8、e10<->e11,e10<->e15、e12<->e13、e12<->e15、e13<->e14、e16<->e17,e17<->e18,e20<->e21進行修正,通過建立殘差值e1<->e2、e1<->e4、e1<->e5、e2<->e3、 e3<->e7、e3<->e8、e4<->e6、e4<->e7、e5<->e8、e6<->e7、e6<->e9、e7<->e8、e10<->e11,e10<->e15、e12<->e13、e12<->e15、e13<->e14、e16<->e17,e17<->e18,e20<->e21的共變關系將變量間的關系釋放,修正后的模型見圖2,修正后的模型標準化估計值如表3所示。此時,模型擬合χ2/df值為 2.122,NFI、 CFI、TLI、GFI、IFI 值分別為 0.906、 0.947、 0.934、0.910、0.948。模型指標均大于0.9,符合標準,模型指標比未修正模型改善不少。RMSEA 值為 0.042,小于 0.05,且在P值小于 0.001 的水平上顯著,比未修正模型的擬合指數(shù)顯著好轉(zhuǎn),說明修正后的整體模型擬合得較好,具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

內(nèi)斂效度能夠測量同一個概念的不同題項相互間的關聯(lián)度,觀察各個因子上的標準化載荷,超過0.5則達到觀測變量和潛變量之間的共同方差比其與誤差方差之間的共同方差需要負荷大的要求,符合內(nèi)斂效度。本研究的各個條目在其公因子下的標準化載荷值均大于0.5(圖2),由此可見,本研究具有良好的內(nèi)斂效度。

圖2 CFA模型(MI)

討 論

在中醫(yī)院中醫(yī)醫(yī)生工作滿意度調(diào)查表研制過程中,調(diào)查表總體信度為0.952,經(jīng)逐步分析無刪除條目,說明問卷滿意度量表內(nèi)部一致性和可靠性程度高。運用主成分分析處理預調(diào)查獲得的數(shù)據(jù), KMO 統(tǒng)計量為0.913,說明各變量間信息重疊程度較高,同時Bartlett 球形檢驗證明變量間具有較強相關性,適合做因子分析,各維度因子載荷均大于0.5,高于標準值0.4。經(jīng)過因子載荷矩陣旋轉(zhuǎn)提取出6個主成分,公因子累計貢獻率為72.463%。

目前,很多研究中問卷的結(jié)構(gòu)效度多用探索性因子分析[9],它是運用統(tǒng)計學方法,僅僅考慮了數(shù)字之間的相關,而忽略了理論前提。探索性因子分析被認為是理論產(chǎn)生的方法而不是檢驗理論的方法。而在量表編制過程中,各維度是研究者事先確定好的,運用探索性因子分析是利用數(shù)字關系將各條目進行歸類。如果提取主成分的維度和研究者事先確定好的維度有出入,那么就產(chǎn)生了方法學上的矛盾。這就導致不同的研究中,提取出的主成分可能不一致。因此,僅僅采用探索性因子分析評價結(jié)構(gòu)效度,有不合理之處。為了解決這類問題,1969 年瑞典統(tǒng)計學家J?reskog 首先系統(tǒng)提出了驗證性因子分析的理論和方法。驗證性因子分析CFA的強項正是在于它能根據(jù)先前的理論和已有的知識,經(jīng)過推論和假設,形成關于一組變量之間關系的模型,并允許研究者明確描述一個理論模型中的細節(jié)。這正好可以彌補探索性因子分析 的不足[10]。

在正式調(diào)查后,運用正式調(diào)查獲得數(shù)據(jù)對探索性因子分析得出的結(jié)論進行驗證,顯示探索性因子分析的結(jié)論基本可以接受,由于抽樣誤差、樣本量不同和不可預知的潛在因素影響,還需對模型進行進一步擬合,運用MI修正后的模型各項指標均達到標準,說明問卷具有良好的結(jié)構(gòu)效度。同時各條目在其公因子的標準化載荷值均大于0.5,說明問卷具有良好的內(nèi)斂效度。

綜上，中醫(yī)院中醫(yī)醫(yī)生工作滿意度調(diào)查表在中醫(yī)醫(yī)生工作滿意度評價中,具有良好的信度和結(jié)構(gòu)效度,可作為中醫(yī)醫(yī)生工作滿意度的測評工具。