叶斯阳,张 茜,卢泽锋,刘 甜,谢 帆,高傲寒(广东医科大学1.公共卫生学院;2.健康促进与医学传播学研究所,广东湛江 524023)
医学科普是指以科普的形式把医学与健康的知识、理念、方法技术传播给公众,从而提升公众健康素养,帮助其实现自我管理健康的一项长期性活动[1]。普及医学知识、提高居民健康素养水平,是提升全民健康水平最根本、最经济和最有效的措施之一[2]。医学科普作为科普事业中与居民生命健康联系极为密切的一项,对于引导居民树立健康理念、养成健康行为具有重要意义[3]。医学科普事业的发展离不开医学科普人才的培养,医学生作为未来临床医务工作的储备军,不仅是治病救人,开展科普工作也同样重要。但传统的医学教育,并不重视医学科普的训练,医学生开展科普工作所必需的意识和技能均有待提高[4]。近年来,我国已有医学院校开设医学传播学课程[5-6],但尚未形成系统的教学体系与科普能力评价标准[7]。评价对于医学生科普能力的提升至关重要,通过评价找出医学生科普能力的短板,进而采取更有效的提升手段。目前国内尚无针对医学生医学科普能力的评价工具。鉴于此,本课题组尝试构建医学生科普能力评价指标及开发相应的评价量表。本研究前期通过文献探讨、专家访谈法、Delphi专家咨询法初步确立医学生科普能力评价框架,初步编制量表,后对广东某医科大学的在校医学生开展预调查以评估该量表的信度和效度,以期制订出一套科学有效的医学科普能力评价工具。
采用方便抽样,选取2023 年2 月广东省某医科大学在校医学生为调查对象。纳入标准:(1)医学类相关专业的全日制本科及研究生;(2)目前在校正常就读(包含实习);(3)自愿参与本调查。本量表共计43 个条目,样本量取条目数5~10 倍[8],考虑10%的无应答率,即237~473 人。本研究最终纳入320 人。
课题组在检索“医学科普、科普能力、科普能力评价”相关文献的基础上,查阅国家卫生健康委员会、中国科协等官方网站,全面了解医学科普及科普规范相关的政策、方针。结合拉斯韦尔传播模式[9],拟定科普能力评价包含科普认知、科普意愿、科普创作能力、科普传播能力、沟通与表达能力、受众需求的把握与理解、职业价值观与人格特征、科普作品质量与数量、效果评价与反馈9 个维度。通过小组讨论,以及对专家和医学生的访谈,初步确立了包含53 项评价指标的条目池;后邀请20 位专家先后开展2 轮Delphi 专家咨询,函询专家来自全国范围内不同层次的医院及医学院校,涵盖临床医学、护理学、口腔医学、预防医学、健康教育学、健康管理、卫生事业管理等专业领域,其中有7 位专家为国家级或省级科普专家库成员,具备代表性。综合专家意见,作出以下修改:(1)把条目池中的“科普意愿、受众的需求与把握”维度整合至其他维度;(2)增加个人人格魅力及心理素质等方面的内容;(3)增加传播技巧(语言、文字感染力、表现力);(4)对“效果评价与反馈”维度下的指标进行更加具体的描述。最终形成 7 个维度,43 个条目。量表设计采用Likert 5 分制计分,选项设置为非常同意、同意、一般、不同意、非常不同意,分别记为 5、4、3、2、1。得分越高,表明其医学科普能力越强。
量表通过“问卷星”平台进行发放、回收。平台确保同一IP地址仅作答1 次、提交时可查看以及信息缺失不予提交,保证量表回收的质量和有效率。量表回收后,剔除作答时间过长或过短、存在明显规律性作答及逻辑有误的答卷,确保量表质量以及数据的有效性。
累计派出量表443 份,收回有效量表320 份,有效率为72.2%。其中,男生124 人(38.8%),女生196人(61.2%),受访对象主要为二年级(75.6%)和临床医学专业(62.8%)的学生;有医学科普经历的在校医学生164 人(51.2%),有医学科普专业课程学习经历的学生197 人(61.6%)。见表1。
表1 研究对象的人口学特征 (n=320)
2.2.1 临界比值法 把总分按低到高排列,得分排前27%的成员划定为高分组,后27%的划定为低分组,对两组某条目的得分作t检验,若CR 值(t值)>3 或P<0.05,即表示该条目具有区分度[10]。反之,区分度较差的条目应当删除。量表所有条目的CR 值均>3,差异均有统计学意义(P<0.05),具有较好的鉴别度。
2.2.2 离散趋势法 以标准差衡量条目的离散程度,若标准差>1.30 则考虑删除[11]。各条目的标准差为0.64~1.01,均<1.3,表示所有条目均具有代表性。
2.2.3 相关系数法 计算各条目得分与总得分的相关系数,由于条目为等级变量,宜作Spearman相关分析[12]。若rs<0.4,即考虑删除条目[13]。各条目的rs为0.407~0.783(P<0.01),均>0.4。
2.2.4 Cronbach’s α系数法 若某个条目被删除后,总量表Cronbach’s α 系数上升,即考虑删除该条目。结果显示,条目1-1、1-2、1-3(均属科普认知维度)删除后,总量表Cronbach’s α系数上升。
2.2.5 综合判断 当项目不满足至少2 种项目分析法的情况下才考虑删除条目。结果只有3 个条目不满足Cronbach’s α系数法。因此所有条目都予以保留。
2.3.1 结构效度 采用探索性因子分析(exploratory factor analysis,EFA)检验。KMO值为0.942,Bartlett球形检验卡方值为15750.956(P<0.01),表明数据适合做EFA。采用主成分分析法,通过最优斜交法旋转公因子,按特征值>1 提取出6 个公因子,累计方差解释率为75.764%,显示量表有良好的结构效度。价值观维度下的条目“具备个人特色、形象外貌、语言表达、表现形式、科普风格等”的因子载荷<0.4,考虑删除。其余因子载荷均>0.45。因此删除该条目后再次进行EFA,此时累计方差解释率为76.233%。对因子重新命名,原科普传播能力、沟通与表达能力合并为科普传播能力,其余因子按原有维度命名。最终确定量表为6维度、42 条目,见表2。
表2 医学生科普能力评价量表因子载荷值
2.3.2 聚合效度与区分效度 结果显示,各维度得分与总得分的相关系数为0.554~0.879(P<0.01)。各条目与所属维度的相关系数为0.645~0.934,均>0.4(P<0.01)。各条目与其他维度的相关系数均小于其与所属维度的相关系数(P<0.05)。聚合效度和区分效度的定标试验成功率均达到100%,表明该量表具有良好的聚合效度和区分效度[14]。见表3。
表3 医学生科普能力评价量表的聚合效度与区分效度
采用Cronbach’s α 系数和折半信度系数检验量表的信度。结果显示,量表总体Cronbach’s α系数为0.967、Spearman-Brown 系数为0.791。各维度信度系数均在0.8 以上,表明量表信度良好,见表4。
表4 量表各维度及总体信度检验结果
有医学科普经历者,其在创作能力、传播能力、价值观、总分显著高于无经历者(P<0.05 或0.01)。学习过医学科普类课程的学生同样在创作能力、传播能力、总分优于无相应经历者(P<0.05 或0.01)。见表5。
表5 医学生的科普能力在科普经历与专业课程影响上的差异分析 ()
表5 医学生的科普能力在科普经历与专业课程影响上的差异分析 ()
aP<0.05,bP<0.01
医学生的科普能力评价其主要目的在于“以评促学”,通过评价明确现阶段医学生科普存在的问题,为培养及提升医学生科普能力提供理论参考。国外已有学者探讨或开发了健康传播能力评估体系或测评工具[15-16]。但这些工具并不完全适用于我国医学生。首先,国外的测评主要应用于医护人员等卫生从业者,职业特征不同;其次,国外评估重点是对受众的健康素养促进能力,除了健康教育外,医患沟通能力或社会动员能力亦非常重要[15],其评估范畴比科普能力更广泛;最后,国外评估工具还要考虑跨文化性。因此,编撰适合国内医学生的科普能力的评估工具是很有必要的。
本量表最终确立为6 个维度和42 条目。“具备个人特色”是唯一被删除的条目。该条目的因子载荷低,表明其与所属维度的联系较弱。且该条目过于笼统,个人特色包含的概念过于广泛,此类问题会使受访者难以作答。
就效度而言,EFA结果显示其累计方差解释率超过70%,表明其解释能力强,结构效度良好。聚合效度和区分效度的定标试验成功次数成功率均为100%,表明条目的测量能准确地对应所属维度。考虑到科普经历和科普课程学习可能是科普能力的影响因素,有相应经历者,理应会有更好的科普能力,而t检验的结果支持这一假设。这也显示出本量表具有一定的预测作用。就信度而言,总量表的内部一致性系数>0.9,表明其测量结果的一致性较高。由此可见,本量表的信效度优良。
需要注意的是,本研究存在以下局限性:(1)本次调查有效回收量表320 份,基本满足EFA的样本量要求[17],但量表的维度和条目较多,应增大样本量以获得更稳定的结果;(2)由于无公认的评估工具,本研究没有分析效标关联效度,另外量表为单次测量,没有考虑重测信度;(3)本研究在一所高校内实施,除临床专业外,其余医学专业的受访对象少,人群的代表性可能不足;(4)作为初步探索,本研究暂未涉及指标权重确定、量化打分等工作,因此各指标还需在实践中进一步检验和优化,使其具有更好的可操作性和应用价值。
综上,本研究编制的医学生医学科普能力评价量表具备较高的有效性和可靠性,能有效评价医学生的科普能力。