黄洁铭 刘步平 邝洁宜 朱 睿 陈韵冰 欧舒尹

广州中医药大学公共卫生与管理学院 广东广州 510006

构建新型医患关系是推进健康中国建设的重要路径[1]，而医患信任影响医患关系、诊疗绩效和临床疗效[2-4]，日益成为全球关注的重大社会命题，逐渐形成编制量表进行量化研究等热点领域[5-6]。维克森林医师信任量表(wake forest hysician trust scale，WFPTS)作为全球使用最为广泛的测量工具[7-13]，修订成中文版后迅速被国内学者用于相关研究并予经典测量理论(classical test theory, CTT)检验具有良好的信效度[14]。然而，CTT受被试群体影响且不能反映条目难度等关键信息[15]，难以全面评价量表优劣、揭示应用注意，容易导致量表误用误读。项目功能差异(differential item functioning，DIF)分析[16]通过评估不同群体运用同一条目测到不同潜在特质的程度，能控制CTT被试群体与条目内容相互依赖造成的误差，被全球奉为量表科学评价和条目筛选的标准程序。因此，我们运用DIF评估WFPTS中文版在性别、教育之间有差异的条目，为完善WFPTS中文版提供依据。

1 对象与方法

1.1 研究对象

经医院伦理委员会批准，于2020年5月—2021年5月便利抽取广州市某三甲医院门诊患者397例。纳入标准：①年龄≥18周岁；②过去1年在该医疗机构就诊≥1次；③认知和读写能力正常；④愿意接受调查并签署知情同意书。排除标准：①年龄<18周岁；②过去1年未在该医疗机构就诊；③认知障碍或读写障碍；④不愿接受调查或不愿签署知情同意书。共发问卷397份，回收问卷387份且全部有效，有效回收率97.48%。其中，男189例(占48.84%)，18～59岁者305例(占78.81%)，大学以上(含大学)学历者243例(占62.79%)，月收入<5 000元者229例(占59.17%)，有医保者328例(84.76%)。

1.2 研究工具

包括两部分：①一般情况，包括性别、年龄、受教育程度、月收入、是否购买医保等；②WFPTS中文版[14]，共10个条目，条目1、2、4、6、8属于“仁爱”维度，条目3、5、7、9、10属于“技术能力”维度，每个条目用1(非常不认同)～5(非常认同)5点评分，条目2、3、7反向计分，得分越高说明研究对象对医生信任度越高，信效度均佳。

1.3 质量控制

均由利益无关者实施，统一培训，规范用语，独立调查；数据输入交叉校对，与数据分析、结果解释分别由不同人员执行；问卷规律作答或漏答超过5%者，由3名人员无记名投票决定是否剔除。

1.4 统计分析

数据输入SPSS 20.0软件，进行主成分分析，计算残差相关系数、特征根值、方差解释率、Cronbach’s α系数、分离指数(person separation index，PSI)；运用RUMM 2030的双参数Logistic等级回归计算各个条目不同性别、教育程度的DIF，P<0.01有统计学意义。

2 结果

2.1 单维性检验

10个条目间的残差相关系数均<0.2，仁爱、技术能力的特征根值依次为14.781、5.832，方差解释率依次为37.53%、17.06%，Cronbach’s α依次为0.82、0.86，PSI依次0.65、0.66，总方差解释率53.59%、总Cronbach’s α为0.87，总PSI为0.80。

2.2 DIF结果

2.2.1 年龄DIF 年龄在条目2、条目4、条目9出现了一致性DIF，条目3出现了不一致性DIF，见表1。

表1 年龄在总量表的DIF

2.2.2 受教育程度DIF 教育程度在条目2、条目3、条目5、条目9出现了一致性DIF，条目3出现了不一致性DIF，如表2。

表2 受教育程度在总量表的DIF

2.3 项目特征曲线

2.3.1 年龄项目特征曲线 构建单因子Logistic模型，纵轴为预测得分，横轴为潜在特质，红色≥60岁，因条目2、3反向积分，故潜质水平>0大时，图1、图2、图4均示年龄60岁以上者高于60岁以下者，图3示年龄60岁以上者基本高于60岁以下者，即均存在DIF。

图1 条目2年龄项目特征曲线

图2 条目3年龄项目特征曲线

图3 条目4年龄项目特征曲线

图4 条目9年龄项目特征曲线

2.3.2 受教育程度项目特征曲线 如前，红色为大学以下者，因条目2、3反向积分，故潜质水平>0大时，图5～图8均示受教育程度大学以上(含大学)者的得分高于大学以下者，都存在DIF。

图5 条目2教育程度项目特征曲线

图6 条目3教育程度项目特征曲线

图7 条目5教育程度项目特征曲线

图8 条目9教育程度项目特征曲线

3 讨论

量表的单维性和内在独立性是开展GIF分析的前提，通常需要满足以下条件之一：①总方差解释率>50%；②条目PSI>0.9；③条目残差相关系数均<0.2。本研究的结果，虽然满足上述条件①和③，说明条目的内部一致性信度良好；但是仁爱和技术能力2个维度的PSI均少于0.7，拟合效果总PSI为0.80，说明各维度存在影响内部一致性的条目。

本研究显示条目2、3、9在年龄和受教育程度上均存在DIF并达到了显著水平，说明这3个条目的内容或反映的潜在特质对不同年龄或受教育程度的人群具有偏向性，不能满足各类群体医生信任测量的需要，必须修改完善。尝试逐个删除这3个条目，重新进行探索性因素分析，结果累计方差贡献率、KMO、Cronbach’s α均无明显改善甚至还有减少。这提示条目2、3、9不宜删除，应调整表述。

虽然目前受教育程度对医生信任的影响罕见报道，但Dougherty等[17]发现年龄影响患者对医生的信任。本研究显示，在条目2、3、9的Logistic模型得分，受教育程度高者显著高于受教育程度低者，年龄60岁以上者也基本上显著高于60岁以下者，一方面“可以毫不犹豫地将我的生命安全交给我的医生”(条目9)，另一方面认为“医生的水平没有达到我认为医生应该达到的程度”(条目3)、“我的医生总是以他自己是否方便作为选择治疗手段的依据，而不是这些治疗是否合适”(条目2)，受教育程度高者比受教育程度低者更倾向“觉得医生选择的治疗方案对我而言是最合适的”(条目5)，说明年长者和高智者的医生信任程度偏低，对医德医术持怀疑态度，思想行为上可能对医疗服务更加挑剔，同时更愿配合医生诊治，更加重视自己健康，可能更加担心疾病负担等，进而对医生信任持有矛盾心理和过高期望。此外，本研究还显示，年龄60岁以上者比60岁以下者更倾向“我的医生很细致、很体贴”(条目4)，提示年长者更希望受到医生的关爱、照顾和尊重，在情感上对医生更为依赖，也需求更多。

总之，本研究运用WFPTS中文版方便抽取某院门诊患者进行DIF分析，证实该量表内部一致性信度较好，需优化条目2、3、9的表述，如能引入认知诊断理论，开展多中心、大样研究，将为医生信任乃至心理测量研究做出更大更好贡献。