小学生城乡居民基本医疗保险满意度指数模型的考评*

王 琪莫显昆，2彭丽爱史静琤△罗明明雷世岳林 茜孙振球郭燕芳

小学生城乡居民基本医疗保险满意度指数模型的考评*

王 琪1莫显昆1，2彭丽爱1史静琤1△罗明明1雷世岳1林 茜1孙振球1郭燕芳3，4

目的考评小学生城乡居民基本医疗保险满意度指数模型的信效度及其模型拟合度。方法从模型的信度、效度、模型的解释能力、模型的预测能力、模型潜变量的因果关系五个方面对模型进行考评。运用SPSS18.0进行模型的信度检验；运用SmartPLS2.0软件获得其路径系数、外部权重及因子载荷，考察各个潜变量以及潜变量与测量变量之间的关系，验证模型的合理性等。结果模型总体的Cronbach′sα信度系数为0.90，分半信度系数为0.85；各潜变量的平均方差提取率均大于0.64，且其平方根值大于潜变量间的相关系数；组合信度系数都均超过0.86；顾客满意度被其他潜变量解释的程度为0.63，且其冗余为0.45；除顾客满意度与顾客抱怨度之间的路径系数为负值外，其余潜变量间的路径系数都为正值；外部权重值均大于0.20，外部因子载荷值均大于0.70，且二者均有统计学意义。结论小学生城乡居民基本医疗保险满意度指数模型具有较好的信度和效度，模型解释能力与预测能力较好，能较全面、准确地反映小学生对于城乡居民基本医疗保险的满意度情况，是一个可靠、有效的满意度测量工具。

城乡居民基本医疗保险 满意度 模型 信度 效度

满意度是一种心理状态，指客户的需求被满足后的愉悦感，是客户对服务或产品的事前期望与实际使用服务或产品后所得到实际感受的一种相对关系。至2010年，我国基本医疗保险参保人数已达126 806万人（次），体现了我国社会医疗保险“低水平，广覆盖”的原则［1］。城乡居民基本医疗保险采取自愿参保的形式，参保人员是其扩展的主要影响因素。从参保者的视角出发，构建适合我国小学生城乡居民基本医疗保险满意度指数模型［2］，不仅能为医疗保险政策及公共服务部门工作的绩效评估提供依据，也可为卫生资源的有效利用提供参考。

目前，我国已开展少数关于医疗保险满意度的研究，但尚未形成一套完整的满意度指标体系，已有研究或是只给出一个总体的满意度水平；或是给出了多个满意度测量的方面，但各研究内容差异较大，可比性差［3-5］。小学生城乡居民基本医疗保险满意度指数模型以美国顾客满意度指数模型（ACSI，American customer satisfaction index）为蓝本，结合我国医保现状对其进行了修订。本文对该模型的信效度进行考评，以验证模型的稳定性与有效性。

对象和方法

1.研究对象

以长沙市6个区中所有已参加城乡居民基本医疗保险的小学生家庭中对小学生医疗保险购买最重要的决策者为调查对象。采取分层整群随机抽样方法随机抽取长沙市的6个区中10所小学，在每所学校中随机抽取2个班级。本次调查共发放问卷559份，删除数据缺失＞20%的问卷，共获得有效问卷507份，有效率为90.70%。将有效问卷随机分为两部分，其中250份问卷已用于模型条目筛选［2］，剩余257份进行小学生城乡居民基本医疗保险满意度模型评估。

2.样本量的估计

参照Westland JC［6］等人关于结构方程模型样本量的研究成果n≥50r2-450r＋1100（r为测量变量与潜变量的比值）算得n＝227，且偏最小二乘软件Smart-PLS所需样本量的要求远低于矩结构分析软件Amos［7］。本文采用257例样本做模型考评符合其要求。

3.模型简介

小学生城乡居民基本医疗保险满意度指数模型由感知质量（5条目，A1～A5）、顾客期望（3条目，B1～B3）、感知价值（2条目，C1～C2）、顾客满意度（3条目，D1～D3）、顾客抱怨度（2条目，E1～E2）和顾客忠诚度（2条目，F1～F2）共6个维度17个条目组成，见图1。前期研究已证实模型条目有良好的敏感性、内部一致性、独立性和代表性［2］。除顾客抱怨维度的回答选项采用二分制（0，1），其他条目回答选项均采用Likert10级量度，其中B3的刻度为0至100。数据录入时将条目B3十分制，问卷中缺失数据以该条目的均数估计。

图1小学生城乡居民基本医疗保险顾客满意度指数模型

4.统计方法

从模型的信度、效度、模型的解释能力、模型的预测能力、模型潜变量的因果关系五个方面对模型进行考评。运用SPSS18.0进行一般资料的描述性分析和满意度指数模型的信度检验；运用德国汉堡大学Ringle等开发的SmartPLS2.0软件处理原始数据，获得其路径系数，考察各潜变量以及潜变量与其测量变量之间的关系，验证模型的合理性［8-9］等。模型评价的内容及评价指标见表1。

a：测量工具的信度系数。组合信度系数高表示各潜变量对应测量值一致性程度高，系数大于或等于0.70表明使用的测量工具可靠。

b：外部模型评价参照的指标，用于检测因测量误差造成的潜变量从其观察的测量变量处所获得解释时的方差总量。可用来评价模型的优劣，即潜变量的可靠性；也可用来评价构成概念判别式的有效性，还可作为评价区分度的工具。

c：平均解释方差，表示相应的解释潜变量对其潜变量的解释程度。用来评价结构模型的预测能力，若所有潜变量的R2值大于0，表示模型可接受。

d：衡量外部关系中潜变量对其测量变量预测能力的大小。一般要求至少大于0.50，表明潜变量解释的方差大于测量误差引起的方差，共同因子越大，表明效果越好。

e：反应内外部关系的联合预测能力。冗余越大，表明模型拟合程度越好。

表1 模型评价的内容及评价指标

结 果

1.调查对象的基本情况

本次调查对象中男性96人（37.35%），女性161人（62.65%）；文化程度以高中／中专及以上为主，占94.05%；家庭人均月收入主要在1000～4999元，占65.75%。抽样的小学生中，男性137人（53.31%），女性120人（46.69%），其平均年龄（9.41±1.71）岁。

2.模型的信度

小学生城乡居民基本医疗保险满意度指数模型的Cronbach′sα系数为0.90，分半信度系数为0.85，各潜变量的组合信度系数在0.86～0.90之间。

3.基于偏最小二乘法（partial least square，PLS）的满意度指数模型的测评结果

PLS算法相对于其他方法而言具有收敛速度较快的特点，模型在经过3次迭代后各项系数趋于稳定，说明收敛性较好。潜变量的各项拟合指标和相关系数见表2和表3。

4.Bootstrapping显著性检验

基于偏最小二乘法建立的模型中存在比较复杂的非线性或线性关系，因此单用计算结果或者推导得到的判断精准性不够，须对其加以检验。采用Smart-PLS2.0中的Bootstrapping方法对该模型的外部权重、外部因子载荷和路径系数进行检验，得到结果见表4和表5。由于在α＝0.05的双侧检验水准下，t≈1.96，因此当t≥1.96时认为统计量的差异有统计学意义。

表2 潜变量各项拟合指标值

表3 AVE平方根及潜变量间的相关系数

表4 外部模型权重与因子载荷系数及其Bootstrapping检验结果

表5 潜变量路径系数及其Bootstrapping检验结果

由表4可知，所有的外部权重都大于0.20，外部因子载荷值均大于0.70，且均有统计学意义。表5可见除顾客抱怨度到顾客忠诚度，顾客期望到感知价值，顾客期望到顾客满意度之间的路径系数没有统计学意义外，其余路径系数都有统计学意义。

分析和讨论

1.PLS方法与结构方程模型（SEM）方法的比较

SEM是目前较为常用的模型结构验证的方法，其模型的估计需要满足一系列假定条件，如数据的多元正态性，分析所需的最小样本量等。当以上条件不满足时，运用PLS的方法能获得更加稳健的估计。PLS结合了主成分分析和多元回归分析的功能，除了具有与传统建模技术相似的模型评价功能外，其对数据分布没有要求，所需样本量较SEM少，与SEM相比能处理更复杂的结构模型［10］。应用PLS能最大限度地解释模型结构中的方差。和Wold等学者［11］认为，SEM与PLS两种方法是互补的。因果建模情况下，事先理论性强且研究目的是对理论进行验证，较适宜的方法是SEM，而当模型测量或估计时数据不满足使用SEM假定条件，或研究重点在于探索而非验证时，PLS比SEM应用更为合适。

本研究旨在探索满意度及其相关因素之间的关系，对模型进行信效度考评，实测满意度数据为偏态分布，故本文采用基于PLS方法的SmartPLS2.0软件对模型进行评价。

2.小学生城乡居民基本医疗保险满意度模型的考评

小学生城乡居民基本医疗保险满意度指数模型的Cronbachsα系数为0.90，分半信度系数为0.85，表明模型具有较好的内部一致性［12-13］。各潜变量的组合信度系数在0.86～0.90之间，均大于0.70，并且各潜变量的Cronbach′sα系数都大于0.70，均提示模型具有良好的信度。

模型各潜变量的AVE值在0.64～0.82之间，均大于0.50，因子载荷在0.70～0.95之间，均大于0.70，说明模型的聚合效度好。各潜变量AVE的平方根值远大于与其他潜变量的相关系数，表明该测量模型有良好的区分效度。除顾客期望外，模型中其余五个潜变量被其模型中其他的潜变量解释程度的R2值分别为0.29、0.25、0.27、0.12和0.63，表示模型具有一定的解释能力，可接受。顾客满意度被其他潜变量解释的程度为0.63，这与欧洲顾客满意测评模型中满意度对R2的要求（0.65）非常接近，并且本模型基于已广泛运用于医疗保险满意度研究的ACSI模型［14］，这些说明该模型是合理的、科学的。

模型中大部分潜变量对显变量具有较好的解释能力。首先从共同因子来看，6个潜变量的共同因子都大于0.64，平均达到0.73；从因子载荷来看，外部因子载荷值均大于0.70；并且，外部权重和因子载荷在α＝0.05的检验水准下均具有统计学意义。这些都表明潜变量对其显变量有较好的解释能力。

一般冗余度最低标准为0.325，其值越大说明模型预测能力越好。模型中顾客满意度的冗余度为0.452，说明模型中顾客满意度拟合效果较好，用此模型进行顾客满意度的估计是可行的。

路径系数是反映各个潜变量之间因果关系强度大小的指标，其值越高，说明该潜变量对于箭头指向的潜变量的直接影响越大。从路径系数检验结果来看，顾客抱怨度与顾客忠诚度的路径系数为0.02，且没有统计学意义，这可能由于城乡居民基本医疗保险是我国一种基本医疗保险，具有普惠性和国家推广，所以顾客抱怨度对顾客忠诚度的直接影响较小，且即使抱怨存在，人们依然会选择购买该医疗保险。顾客期望与顾客满意度之间的路径系数为0.04，且没有统计学意义，提示前者对后者直接影响不大，这与已有研究结果相似，美国顾客满意度测评模型的实际测评结果也得到顾客期望对顾客满意度的影响很小的结论［15］。

结 语

小学生城乡居民基本医疗保险满意度指数模型具有较好的信度和效度，模型解释能力与预测能力较好，能较全面、准确地反映小学生对于城乡居民基本医疗保险的满意度情况，是一个可靠、有效的满意度测量工具。

1.杨晨，张力文，张向阳.完善我国医疗保险制度的探讨.中外医疗，2012，31（10）：2-4.

2.彭丽爱，莫显昆，史静琤，等.小学生城乡居民基本医疗保险满意度量表（I）—量表的编制及条目筛选方法.中国卫生统计，2013，30（4）：532-535.

3.赵光，林振平，陆向前，等.沭阳县职工基本医疗保险参保人员的满意度调查与分析.南京医科大学学报（社会科学版），2011，11（1）：52-55.

4.斯琴，王春枝.城镇居民医疗服务消费满意度的分析.中国卫生统计，2009，26（6）：640-642.

5.曹乾，张晓，陈华，等.社会医疗保险满意度的因子分析与logistic回归分析.中国卫生统计，2008，25（3）：146-148.

6.Westland JC.Lower bounds on sample size in structural equation modeling.Electronic Commerce Research and Applications，2010，9（6）：476-487.

7.Vincenzo EV.Handbook of Partial Least Square.New York：Springer Berlin Heidelberg，2010.

8.SmartPLS.［2013／7／30］，http：／／www.smartpls.de／.

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10.Hair JF，Ringle CM，Sarstedt M.PLS-SEM：Indeed a silver bullet.The Journal of Marketing Theory and Practice，2011，19（2）：139-152.

11.Jöreskog KG，Wold H.“The ML and PLS Techniques for Modeling with Latent Variables：Historical and Comparative Aspects，”in Systems Under Indirect Observation，Part I，Herman Wold and Karl G.Jöreskog，eds.Amsterdam：North-Holland：263-270.

12.史静琤，孙振球，蔡太生.良性前列腺增生症患者生活质量量表的编制与应用——量表的考评及应用.中国卫生统计，2004，21（2）：93-96.

13.葛缨，赵耀.土家族初中生性知识、性态度问卷的编制及特点研究.中国卫生统计，2012，29（6）：826-829.

14.Lott J.Uninsured Americans vs.Insured Canadians：Who is More Satisfied with Their Health Care？.http：／／ssrn.com／abstract＝1395928 or http：／／dx.doi.org／10.2139／ssrn.1395928，2009-04-27.

15.刘鹏.基于偏最小二乘法的航空公司旅客满意度测评研究.江苏：南京航空航天大学，2011.

（责任编辑：邓 妍）

Evaluation of a Satisfaction Index Model for Pupils with Basic Medical Insurance for Rural and Urban Residents

Wang Qi，Mo Xiankun，Peng Liai，et al.（Department of Epidemiology and Health Statistics，Central South University（410078），Changsha）

ObjectiveTo evaluate the reliability and validity of the satisfaction index model for Chinese pupils with basic medical insurance for rural and urban residents.MethodsEvaluating the model from five aspects of reliability，validity，explanatory power，predictive ability and causal relationship between latent variables.SPSS18.0 were used to conduct model reliability test and SmartPLS2.0 were applied to get its path coefficient，outer weights and factor loadings，to investigate the relationship between each latent variable and measured variables and verify the rationality of the model.ResultsCronbach′s α of the model is 0.90，split-half reliability coefficient is 0.85 and the latent variable AVE values are greater than 0.64，and the square root of the AVE value is greater than the correlation coefficient between the latent variables，the composite reliability coefficient is more than 0.86.The degree of customer satisfaction explained by other latent variables is 0.63 and the redundancy is 0.45. The outer weight values are greater than 0.20 and the factor loading values are greater than 0.70，both are statistically significant.ConclusionThe satisfaction index model for Chinese pupils with basic medical insurance for rural and urban residents has good performance in reliability，validity，explanatory power and predictive ability aspects.It can reflect the satisfaction of pupils′basic medical insurance for urban and rural residents more comprehensive and accurately，which is a credible and effective satisfaction measurement tool.

Basic medical insurance for rural and urban residents；Satisfaction；Model；Reliability；Validity

*：本研究在2011美国中华医学基金会（CMB）种子基金和2012年度中央高校基本科研业务费青年教师助推专项（课题编号：2012QNZT200）的资助下完成

1.中南大学公共卫生学院流行病与卫生统计学系（410078）

2.湖南省医疗工伤生育保险管理服务局（410004）

3.BORN Ontario

4.Ottawa Hospital Research Institute

△通信作者：史静琤，E-mail：jingzhengs＠126.com