KMO检验(签约服务情境下全科医生岗位胜任力自评量表的开发与信效度检验)
随着我国分级诊疗制度在近几年的落实发展，基层医疗卫生机构不断建立起以全科医生为核心的服务团队。启动落实全科医生签约服务，引导分级诊疗体系形成常见慢性病基层首诊、急病重症转诊分治、各级医院上下联动的科学分工，逐渐成为我国医疗体系未来的发展方向[1]。尽管现在有很多基层医生在进行全科医生培训，但仍存在人才数量和质量问题，且当下看来，质量问题尤为严重。居民不信任社区卫生服务中心和基层医院、直接前往大型综合医疗机构就医的现状尤为突出。因此全科医生质量，即其岗位胜任力成为落实基层首诊与转诊的瓶颈[2]。为有效推进分级诊疗和满足居民的健康需求，必须对全科医生的岗位胜任力做出测评，从而对全科医生的教育、培养、考核等全流程环节给予更准确的建议。目前在全科医生岗位胜任力测量方面，相对于国外全科医生组织和协会成熟的岗位胜任力测量、评估方法和模型运用情况，我国尚未形成正式且统一的岗位胜任力测量评价体系。基于此，本研究聚焦中国基层医疗卫生机构中为社区居民提供签约服务情境下的全科医生，结合相关研究中以扎根分析结果为基础的全科医生岗位胜任力模型，编制、设计全科医生岗位胜任力量表，以期能够对全科医生工作产生正向激励，促进签约服务不断提质增效，从而增加居民对全科医生的信赖。
1 全科医生与全科医生岗位胜任力界定
全科医生是随着欧美等国家社会老龄化的发展，医疗体系日渐完善而产生临床医生类别，西方国家也将全科医生称为家庭医生，世界家庭医师组织（WONCA）将全科医生定义为负责为任何有需要的人提供综合性医疗保健服务的医生[3]。而我国的全科医生主要包括在各级综合医院、社区卫生服务中心注册的全科医生及具备全科资质的乡村医生等。因此，本文将全科医生定义为基层一线的医疗卫生服务提供者[4]，主要以团队合作的形式承担基层社区常见病、多发病、慢性病的首诊与转诊、预防保健、康复管理等服务工作，并为居民提供以预防为导向、持续、综合的全方位照顾，担任着居民健康的"守门人"角色[5]。
胜任力研究起源于美国，著名心理学家、哈佛大学教授MCCLELLAND[6]1973年在人员选拔程序中界定了胜任力概念，认为其是工作绩效优异者所具备的一些个人特征，具体包括工作中所需的特定知识和技能、适应能力或性格特质等，被统称为个体对于某工作和任务角色的胜任力，这些胜任特征可以突显工作绩优者与表现平庸者的巨大区别。国内学者仲理峰等[7]（2003年）则认为应该将人们履行岗位工作职责时表现出的具体、可观察的行为特征定义为胜任力，认为其应该是人们能够顺利从事工作等外显特征的集中体现，通过辨认持久的潜在胜任特征，才能找出某岗位中的绩优者。具体在医疗服务领域，胜任力的内涵还需考虑与医疗护理工作特征相关的内容。CHERAGHI-SOHI等[8]（2008年）发现全科医生胜任初级卫生保健工作职责过程中，除了应具备临床知识和技术能力外，还应当具备对患者的护理与关怀能力；杜改燕等[9]（2011年）基于培训实践提出了医疗、预防、照顾、康复、学习5项全科医生必须具备的核心能力；苏芳等[10]（2015年）认为，与其他临床医务工作者相比，全科医生独有的胜任力是首诊服务能力和意识、全科医学思维和工作理念的集合；林朝芬[11]（2020年）提出扎实且全面的医学专业知识、高尚的职业人文道德及良好的人际沟通能力等是全科医生需具备的胜任素质。可以看出学者对全科医生岗位胜任力的解释着重强调全科医生的专业知识与技能等外显性胜任力，对全科医生价值观、个人动机与特质等隐性胜任力的关注不足。这不仅与全科医生"健康守门人"的工作职责不相匹配，也忽视了全科医生处于签约服务工作情境下的胜任力要求。
因此，本文基于国内外学者对全科医生岗位胜任力研究不足的现状，在团队运用扎根理论方法探索全科医生岗位胜任力模型研究成果的基础上，从全科服务能力、人文执业能力、团队协作能力和学习发展能力4个维度来衡量全科医生岗位胜任力。其中，全科服务能力和学习发展能力分别是全科医生岗位胜任力的外在表现和外在驱动，属于胜任力的外显层面，决定了全科医生提供签约服务的能力水平；人文执业能力和团队协作能力则是全科医生的内在特质与能力，属于胜任力的内隐层面，决定了全科医生提供签约服务的能力潜质。
2 对象与方法
2.1 量表生成与问卷设计
2.1.1 初始题项拟定
（1）确定初始题项池：基于胜任力模型构建过程中的范畴提炼，结合文献回顾并参考相关胜任力量表[11,12,13,14]，本研究初步拟定了涵盖4个维度的20个测量题项作为初始题项池。
（2）初次校正量表：由3名具有量表开发经验的博士研究生通读评判题项，消除题项中的语病与歧义，并从67个全科医生胜任初始概念中寻找可以补充相关维度的测量题项，补充相关测量题项至24个。
（3）二次校正量表：邀请2名本专业的教授及3名本地社区卫生服务中心的全科医生，以小组讨论的形式阅读已拟定的24个题项，从相关术语的易读性和语言表达的准确性方面对题项进行修改和合并，最终得到全科医生岗位胜任力测量题项21个（表1）。全科医生岗位胜任力初始量表每个维度有≥4个测量题项，这符合管理学相关研究建议（量表中不同维度应至少有3个题项），可以初步保证量表的内容效度良好。
2.1.2 问卷设计
考虑全科医生岗位胜任力的外部评价涉及主体较多、误差较大，因此本研究基于全科医生自我评价角度进行调查问卷设计，问卷内容包括问卷填写提示和问卷主体两部分。（1）问卷填写提示设计。问卷填写提示需要通过简洁、明确、无疏漏的表达，给予答卷者有关问卷的重要提醒信息。开头提示部分主要阐述本次问卷调查的目的，对调研对象郑重承诺（强调数据仅用作学术研究并严格保密等），明确提出需要完整填答问卷中每一题等基本要求，以及表示对调研对象的感谢等；问卷中间部分需要告知答卷者具体操作和目前的答卷进度，强化其继续答卷的信心；结尾提示部分主要表达对答卷者的感谢与祝福。（2）问卷主体结构设计。问卷主体内容包括调研医生的基本信息与全科医生岗位胜任力量表两部分。第一部分对答卷全科医生的性别、年龄、工作年限、从业资格培训、单位规模、职称信息进行调查，通过基础信息体现出的调研医生背景，在一定程度上可以作为问卷真实性的保证和后期清洗的依据。第二部分为全科医生自评岗位胜任力水平，共有21个题项，涵盖全科医生岗位胜任力的4个维度。问卷采用Likert 5点计分方式，由调研的全科医生根据自身感受的实际情况与题项语句描述的符合程度在对应区域打对勾，量表中"1分"表示与题项表述非常不符合，"5分"表示与题项表述非常符合。
2.2 调研开展
2.2.1 调研对象选取
2021年4—8月，课题组调研团队对各级公立综合医院中的全科医学科及社区卫生服务中心的全科医生进行调研。研究所用数据主要通过以下两种渠道获得：一是在获得地区卫生健康委员会或基层医疗卫生机构相关科室的同意下，直接进入医院全科医学科和社区卫生服务中心对全科医生进行现场调研。这种数据收集渠道的优势在于，在问卷填写过程中可以与医生沟通交流，了解其日常工作信息和签约服务现状，由调研团队现场分发、答疑解惑、回收能够较好地保证数据的真实性。二是借助"问卷星"平台，以发放电子问卷的方式进行调查。由于调研后期不同地区新型冠状病毒感染疫情的防控措施限制，数据收集进度无法达成原定计划，因此只能通过部分全科医生在其工作群和朋友圈进行问卷发放的方式扩大调研样本的分布范围，保证数据在全国主要省级行政区域的基本覆盖，对提高研究结果普适性具有一定帮助。调研对象排除标准：（1）未完整作答问卷者，即存在题项漏答，尤其是问卷第6题（所在省份地区）未填写者；（2）重复作答问卷只保留一份（主要指同一IP地址多次填写者）；（3）明显不认真填写问卷者，例如累计作答时间<2 min者等；（4）问卷作答存在明显逻辑错误者，包括IP地址与工作单位不在相同省份者，年龄、工作年限与职称等级三者明显不匹配者。共回收调查问卷450份，其中有效问卷402份，问卷有效回收率为89.3%。有效问卷数量测量题项数与有效问卷数量达到1∶10的比例，符合进行实证分析的基本要求。
2.2.2 初始量表的题项净化
由于本次问卷调查未进行预调研，为探究量表题目是否符合问卷内涵，本研究参照齐丽云等[13]（2017年）的做法在对数据因子分析前对量表题项进行了净化。运用SPSS 26.0软件计算出各题项的Cronbach's α系数和项目-总体相关系数（CITC）来判断量表的内部一致性和项目总分相关性，若项目Cronbach's α系数>0.6且CITC值≥0.5，则予以保留，否则进行删减。
2.2.3 探索性因子分析
（1）本研究从样本数据中随机抽取201份问卷，标记为数据A并用于探索性因子分析。在进行探索性因子分析前，需要确定量表中涵盖的各维度变量间是否具有相关性，因此首先通过SPSS 26.0软件进行KMO检验和Bartlett's球形检验，根据经验标准值判断数据A是否适用于开展探索性因子分析。（2）运用主成分分析法抽取特征值>1的因子，并结合碎石图提取量表维度。（3）为了获取具有较高理论意义和价值的因子结构，本研究采取最大方差法旋转展开分析，通过对比探索性因子分析结果和模型构建的相关结论，初步验证量表合理性。
2.2.4 验证性因子分析
（1）本研究将样本数据中剩余的201份问卷标记为数据B，运用AMOS 21.0软件进行一阶验证性因子分析，进一步检验全科医生岗位胜任力量表维度设置的合理性，并通过不断地尝试、检验以判断是否还有其他因子结构存在的可能性，引入不同因子结构的一阶竞争模型进行对比。（2）根据以往研究经验，在量表维度的一阶验证过程中若一阶因子之间存在较高的相关性，说明可能存在多重共线性的问题或者具有更高层次的因子结构[13]。因此本研究还对量表进行了二阶验证性因子分析，以期能较好地反映更高一层的潜在因素，其收敛效度可以通过一、二阶因子链接中形成的标准化路径指数来检验并判断[14]。
2.2.5 最终量表的信效度检验
（1）信度检验结果反映数据的稳定性，即验证全科医生岗位胜任力量表的可靠性，一般根据Cronbach's α系数判定。（2）效度检验是指测量结果与试图达到的目标之间的接近程度，包括内容效度和结构效度，反映的是最终全科医生岗位胜任力量表的有效程度，其中结构效度可经收敛效度和区分效度细分后综合体现。
2.3 统计学方法
采用SPSS 25.0、AMOS 17.0软件进行统计分析，计数资料以相对数表示，检验水准α=0.05。
3 结果
3.1 参与调研全科医生基本情况
402例参与调研全科医生中，男231例（57.5%），女171例（42.5%）；年龄31~35岁179例（44.5%）；工作年限11~15年182例（45.3%）；其他基本情况见表2。
3.2 题项净化结果
鉴于量表中题项QK6和RW6的CITC值低于经验标准值0.5，将其删除后量表的Cronbach's α系数有明显改善，且大于所在维度的Cronbach's α系数，因此删除这两个题项（表3）。
3.3 探索性因子分析结果
3.3.1 KMO和Bartlett's球形检验结果
基于数据A的计算结果显示，KMO值为0.923，高于经验标准值0.7，说明存在着较多的共同因子。Bartlett's球形检验中χ2值为2 319.759，自由度为171，P<0.001，表明数据相关矩阵间有共同因素存在，提示数据A适合进行因子分析。
3.3.2 主成分提取与旋转成分矩阵
（1）基于数据A进行主成分提取，软件分析报告结果显示初始特征值>1.000的因子有4个，其中因子1的特征值为9.105，解释方差百分比为47.922%，因子2的特征值为1.515，解释方差百分比为7.976%，因子3的特征值为1.224，解释方差百分比为6.444%，因子4的特征值为1.014，解释方差百分比为5.338%，主要因子总方差累计贡献率为67.680%（表4），符合>50%的经验标准值，说明4个因子结构对于原始数据的解释度较为理想。碎石图结果显示，折线在成分5之前急剧下降，并在之后基本趋向平缓（图1），说明净化后的19个题项提取4个公因子较为合适，基本保留了模型中的4个维度。（2）旋转成分矩阵结果显示，由于每个条目在对应维度上的因子载荷均>0.50，在其他维度上的交叉载荷均较小，因此全科医生岗位胜任力量表剩余19个题项得以保留（表5）。
3.4 验证性因子分析结果
3.4.1 一阶验证性因子分析
基于数据B，运用最大似然法分别对量表所有题项的一阶单因子、二因子、三因子和四因子模型进行拟合，部分竞争模型示意见图2，图3，图4，图5，并通过相关指标系数值与经验标准值的差异评判一阶竞争模型的优劣。
量表题项的不同一阶竞争模型拟合指标系数见表6，可以看出量表的四因子模型拟合程度最好。具体而言，绝对拟合指数χ2/df为1.327，小于经验标准值3，说明拟合良好；近似误差均方根（RMSEA）为0.040，小于经验标准值0.05；拟合优度指数（GFI）为0.913，达到0.9以上的理想水平，表明模型可以接受；简约拟合优度指数（PGFI）为0.702，大于经验标准值0.5，表明模型较为简约。因此，全科医生岗位胜任力量表的一阶四因子竞争模型拟合指标均达到较为理想的水平，说明量表具有较好的区分效度。同时量表各维度因子载荷见图5，所有题项在对应维度上的标准化载荷系数均高于0.5，且均在P<0.001的水平上显著，通过了t检验，说明量表具有较好的聚合效度。
3.4.2 二阶验证性因子分析
全科服务、人文执业、团队协作和学习发展这4个维度之间的相关系数为0.68~0.72，说明该结构模型的一阶因子间可能存在多重共线性的问题，也可能具有更高层次的因子结构。因此本研究对量表进行了二阶验证性因子分析，二阶验证性因子分析结果为：χ2/df为1.312，RMSEA为0.039，GFI为0.913，PGFI为0.711，规范拟合指数（NFI）为0.907，Tucker-Lewis指数（TLI）为0.972，比较拟合指数（CFI）为0.976。拟合程度略微优于四因子结构模型，因此认为全科医生岗位胜任力量表的二阶结构方程模型的拟合度可以接受。
二阶路径检验结果见图6，全科服务能力维度的路径系数为0.83、人文执业能力维度的路径系数为0.86、团队协作能力维度的路径系数为0.83、学习发展能力维度的路径系数为0.82，均高于临界值0.7。综上可以认为，量表的4个维度可以较好地收敛于全科医生岗位胜任力这一更高层面的概念，能较好地体现其岗位胜任力水平。
3.5 最终量表的信效度检验结果
3.5.1 信度检验结果
通过信度检验，全科医生岗位胜任力量表全科服务能力、人文执业能力、团队协作能力、学习发展能力4个维度的Cronbach's α系数分别为0.877、0.850、0.810、0.811，总Cronbach's α系数达到0.929，由此可以认为量表具有良好的信度。
3.5.2 效度检验结果
就收敛效度而言，全科医生岗位胜任力量表中4个维度19个题项的标准化荷载系数均>0.5，并达到显著水平，全科服务能力、人文执业能力、团队协作能力和学习发展能力4个因子的平均萃取方差（AVE）均>0.5，依次分别为0.545、0.535、0.523、0.520，组合信度（CR）均>0.7，依次为0.878、0.851、0.814、0.813。
区分效度见表7，本研究中全科医生岗位胜任力量表的4个维度间相关系数最大值为0.689，远小于经验标准阈值0.85，由此可以确定量表的各维度间不存在高相关系数，从而也不会导致量表内部产生多重共线性的问题。同时表格对角线上的各因子AVE算术平方根值均大于表格下半区因子间的相关系数值。
4 讨论
本文基于全科医生岗位胜任力模型从全科服务能力、人文执业能力、团队协作能力、学习发展能力4个维度出发构建全科医生岗位胜任力自评量表，并用定量研究方法实证检验了此量表的信效度。首先是内容效度，内容效度反映的是量表在多大程度上完整反映构念的测量指标。本研究是在参考相关量表构建文献及基于深度访谈的扎根理论分析基础上形成的全科医生岗位胜任力量表题项；为使测量题项具备较好的针对性，在形成问卷前，请相关专家就题项的内涵和表述进行了两轮修改完善，最终形成初始问卷；分别对初始量表进行探索性因子分析、验证性因子分析，且用于分析的样本覆盖了全国主要省级行政区域的全科医生，收集调研数据后又进一步通过定量分析的方法删除了部分不合内涵的题项。综合以上判断，本研究构建的全科医生岗位胜任力量表内容效度是合理的。结构效度方面，根FORNELL等[15]（1981年）的观点，本研究中因子荷载、AVE和CR指标都达到了经验标准阈值，可以认为全科医生岗位胜任力量表具有良好的收敛效度；区分效度方面，各因子的AVE算术平方根值均大于因子间的相关系数，可以认为相应维度间具有较好的区分效度。综合以上分析可以认为，本研究所构建的全科医生岗位胜任力量表具有较好的信度和效度，能够被后续影响因素研究中用于胜任力测量。
本研究仍存在一定的局限性：一方面，本研究开发的全科医生岗位胜任力测量量表采取的是自评形式收集数据，评价较为主观，未来可以考虑通过发放基层医疗卫生机构管理者与全科医生的配对问卷、全科医生与社区居民的配对问卷等形式收集非自评数据，从而提高全科医生岗位胜任力测量的信效度；另一方面，受限于数据可及性，本次全科医生岗位胜任力量表开发回收过程中的调查问卷抽样存在一定偏差，未来可以通过强化区域抽样的科学性和增加样本数量来进一步提升全科医生岗位胜任力量表的可靠性和适用性。
本文无利益冲突。
参考文献略
引用本文: 马志强, 张宝丽, 郭乐. 签约服务情境下全科医生岗位胜任力自评量表的开发与信效度检验 [J] . 中国全科医学, 2023, 26(4) : 477-485. DOI:
10.12114/j.issn.1007-9572.2022.0645.