目的改进综合医院门诊病人及住院病人满意度量表，并对改进后的量表进行评价。为衡量医院的医疗服务质量，提供客观的测评工具，满足医院“以患者为中心”的现代化管理模式的需求。对象门诊病人满意度以石家庄市和平医院97名，广州市南方医院465名，中山医科大学四所附属医院1199名，北京军区总医院50名，解放军251医院48名，252医院100名，253医院47名，254医院43名，255医院48名，261医院37名，263医院50名，264医院39名，266医院43名，272医院50名，291医院46名，共计2362名门诊病人为调查对象。住院病人满意度以石家庄市和平医院100名，广州市南方医院250名，中山医科大学四所附属医院939名，北京军区总医院50名，解放军251医院50名，252医院100名，253医院50名，254医院100名，255医院50名，261医院100名，263医院50名，264医院50名，266医院50名，272医院50名，291医院50名，共计2039名住院病人为调查对象。方法采用自填式问卷方式进行现场调查，无任何诸如年龄及病种的限制。对量表进行信度和效度的分析评价。Cronbachα系数用于评价内部一致性信度；根据条目‘总体满意度’与量表总得分之间的相关性，进一步验证量表的信度。用因子分析评价结构效度，评价指标包括方差累积贡献率和因子负荷矩阵。因子模型适用性经KMO法检验，采用主成分法，最大似然估计法及广义最小二乘和斜交旋转方法，特征值大于或等于1的因子选入模型，方差累积贡献率用于评价因子贡献，项目在因子上的负荷大于或等于0.3入选因子矩阵。用组内相关性评价聚集效度和区分效度，即依据各条目与其所属因素的相关性是否大于它与其它因素的相关性判断聚集和区分程度。传统的组内相关性评价方法在计算条目所属因素得分的时候包括了条目本身的分值，在因素所含条目数不多的情形下，这种评价由于存在较明显的共线性而使得组内相关性偏高，对于评价聚集和区分效度灵敏度欠佳。鉴于此，本研究在计算条目所属因素得分的时候剔除了条目本身的分值，使其能更为客观地反映出聚集和区分效度。人口社会学因素，如年龄、性别、身份、住院次数及费用等，用于效度的进一步评价。医院之间满意度评分的比较用于对量表应用的辅助评价。数据录入采用Epidata3.0数据库。数据分析采用SPSS13.0软件。结果门诊病人满意度量表：改进后的门诊病人满意度量表由医疗花费、医护服务、等待时间、检查与辅助科室服务、治疗结果、医疗环境与设施、知情选择共7个因素，25个条目构成。原量表的7个因素未变，但‘治疗结果’因素下2个条目增加为3个，‘检查与辅助科室服务’因素下4个条目减少为3个。被调整的条目是B11，原为(您对放射科医务人员的服务)属于‘检查与辅助科室服务’因素，现调整为(经过本次治疗后，对您的症状缓解)属于‘治疗结果’因素。问卷回收率100％，回收问卷的有效率为97.75％(有效问卷2309份)，条目总应答率是98.83％，单个条目应答率低于98％的有B6(您认为大型检查如CT、核磁共振等的费用)和B21(您做检查如抽血、拍片、B超、核磁共振等待的时间)，分别为97.29％和97.50％。量表总的Cronbachα系数为0.872，除因素‘知情选择’Cronbachα系数为0.452，较低以外，其他因素的均大于0.6，在0.607-0.689之间，分别是：医疗花费(0.689)，医护服务(0.661)，等待时间(0.629)，检查与辅助科室服务(0.622)，治疗结果(0.607)，医疗环境与设施(0.633)，较满意。条目‘总体满意度’得分与量表总分之间显著正相关(Spearman相关系数为0.620，P＜0.0001)。KMO统计量为0.892，适合因子分析，采用主成分法及最大斜交旋转方法提取因子，前7个因子的累积方差贡献率57.25％，因子负荷和结构，除7个条目(B10、B12、B13、B14、B21、B23、B24)以外，其余的条目与量表的设置完全吻合。因素与其它因素间的Spearman相关系数均小于该因素的Cronbachα系数；各因素得分与总得分间的Spearman相关系数均小于总的Cronbachα系数；各因素得分与总得分间的Spearman相关系数均大于各因素得分的相关系数，因素内相关性强于因素间相关性。传统的相关方法分析，条目与所属因素的相关性均大于与其他因素的相关性；去本条目的相关方法分析，有8个条目(B1、B9、B10、B13、B15、B18、B21、B24)与所属因素的相关性略小于与其他因素的相关性。病人满意度在不同的医院之间存在显著性差异(F=9.736，P=0.000)；在医疗服务满意度评价结果中，病人最不满意的因素是‘医疗花费’，其次为‘等待时间’；而对于‘医护服务’及‘医疗环境与设施’较为满意。人口社会学因素统计分析结果显示：病人满意度在婚姻状况、家庭收入、以及是否第一次来就医三个方面无显著性差异(P＞0.05)，而在性别(t=-2.985，P=0.003)、年龄(F=2.486，P=0.030)、职业(F=2.544，P=0.009)、文化程度(F=5.464，P=0.000)、住地(t=-2.555，P=0.011)与付费类别(F=6.234，P=0.000)上则存在显著性差异。住院病人满意度量表：改进后的住院病人满意度量表由入院过程、医生服务、辅助科室服务、治疗结果、花费、伙食供应、护理、医疗环境与设施、知情权共9个因素，41个条目构成。相比原量表的8个因素，39个条目做了较大的改动：增加了一个因素‘知情权’，有4个条目；‘医生服务’因素下的条目由7个减少为6个，‘伙食供应’因素下的条目由5个减少为3个，‘辅助科室服务’因素下的条目由6个减少为5个，‘治疗结果’因素下的条目由2个增加到4个。问卷的回收率100％，回收问卷的有效率为97％(有效问卷1978份)，条目总应答率是96.8％，单个条目应答率低的有B12(82.8％)、B17(83％)、B34(82.7％)，全部属于‘伙食供应’因素。量表总的Cronbachα系数为0.912。因素‘花费’和‘入院过程’的Cronbachα系数较低，分别为0.378、0.419。医生服务、辅助科室服务、治疗结果、伙食供应、护理、医疗环境与设施、知情权的Cronbachα系数分别是(0.733)、(0.756)、(0.727)、(0.750)、(0.793)、(0.801)、(0.669)。条目‘总体满意度’得分与量表总得分之间存在着显著的正相关关系(Spearman相关系数0.487，P＜0.0001)。KMO统计量为0.940，适合因子分析，采用最大似然估计法及斜交旋转方法提取因子，前9个因子的累积方差贡献率54.002％，因子负荷和结构，除6个条目(B8、B16、B20、B22、B37、B40)以外，其余的条目与量表的设置吻合。除个别数据之外，因素与其它因素间的Spearman相关系数均小于该因素的Cronbachα系数；各因素得分与总得分间的Spearman相关系数均小于总的Cronbachα系数；各因素得分与总得分间的Spearman相关系数均大于各因素得分间的相关系数，因素内相关性强于因素间相关性。传统的相关方法分析，条目与所属因素的相关性均大于与其他因素的相关性，去本条目的相关方法分析，有9个条目(B3、B4、B8、B16、B20、B22、B37、B38、B40)与所属因素的相关性略小于与其他因素的相关性。不同医院之间，病人满意度得分存在显著性差异(F=11.165，P=0.000)；在医疗服务满意度评价结果中，病人最不满意的因素是‘花费’，而对于‘入院过程“医生服务’及‘护理’最为满意，与门诊病人满意度评价结果相一致。人口社会学因素统计分析结果显示：病人满意度在家庭收入、以及是否第一次来就医两个方面无显著性差异(P＞0.05)，而在性别(t=-3.969，P=0.000)、年龄(F=11.672，P=0.000)、婚姻状况(F=2.686，P=0.045)、职业(F=3.936，P=0.000)、文化程度(F=8.104，P=0.000)、住地(t=-3.230，P=0.001)与付费类别(F=3.327，P=0.003)上则存在显著性差异。讨论门诊病人满意度量表根据去本条目相关方法的评价及因子分析结果，将4个条目(B1，B9，B12，B14)合并为一个因素，再次计算的Cronbachα系数为0.668，条目B24与原‘医护服务’下的条目B3，B25共同调整为一个因素，再次计算的Cronbachα系数为0.593，条目B13调整至‘治疗结果’因素下重新计算的Cronbachα系数为0.686，因素‘医疗花费’去掉该条目后的Cronbachα系数为0.668，新的Cronbachα系数相比原来的都有不同程度的提高，均接近0.7，较为满意。住院病人满意度量表根据去本条目相关方法的评价及因子分析结果，将条目B40由‘医生服务’调整至‘知情权’，‘医生服务’的Cronbachα系数在删除这个条目后，由0.733上升到0.768，‘知情权’的Cronbachα系数由0.669上升到0.698；B20由‘入院过程’调整至‘辅助科室服务’，‘辅助科室服务’的Cronbachα系数是0.759，比以前0.756略有上升；B22由‘入院过程’调整至‘护理’，‘护理’的Cronbachα系数由0.793上升到0.817；B8由‘知情权’调整至‘医生服务’后，因素的Cronbachα系数为0.748。同时，尚需要对因素‘入院过程’作进一步的改进。结论本研究所采用的病人满意度量表经改进后，是可信的、有效的，可用于综合医院病人满意度的评价。