研究變項之迴歸分析

本研究架構中，自變項為「服務品質」包含「人員品質」、「環境品質」與「醫 療品質」三構面與「醫病關係」，依變項為「病患滿意度」包含「診療滿意」、「診 療抱怨」與「對醫療人員不滿意」三構面，並以「信任」為調節變項。

此節將以層級迴歸分析服務品質及醫病關係與信任對於病患滿意度的預測 力。研究中第一層將納入控制變項性別、年齡、婚姻狀況，第二層置入服務品質 的「人員品質」、「環境品質」與「醫療品質」以及「醫病關係」，第三層再置入「信 任」，以驗證信任對於服務品質和醫病關係對病患滿意度的影響。

一、服務品質對病患滿意度之診療滿意迴歸分析

採用層級迴歸分析以檢測「服務品質」對「診療滿意」的效果，步驟一先放 入控制變數性別、年齡、及婚姻狀況，步驟二則檢驗「服務品質」對「診療滿意」

的影響，整體模型的表現為有效模型(F=60.506，p＜.001，R²=.535，AdjR²=.527，

∆R²=.508)，「人員品質」及「醫療品質」對「診療滿意」為顯著正向的影響，表示 醫院的「人員品質」及「醫療品質」愈高，其「診療滿意」愈高(如表 4-10)。假設 1-1，假設 1-3 得到支持，假設 1-2 不成立。

表4-10 服務品質對病患滿意度之診療滿意迴歸分析

依變數 模式1 模式2

自變數 B SE B SE B SE B SE 常數 3.608^*** .152 - 23.749 .546^* .226 - 2.414 控制變項 性別 -.154 .086 -.099 -1.784 -.037 .061 -.024 -.606

年齡 -.006 .005 -.088 -1.274 .002 .003 .026 .544 婚姻狀況 -.085 .107 -.054 -.791 -.036 .075 -.023 -.483 自變項 人員品質 .257^*** .058 .240 4.460

環境品質 -.005 .060 -.004 -.085 醫療品質 .568^*** .060 .547 9.398

F 2.960^* 60.506^***

F change - 114.871^***

R² 0.27 .535

Adjustend R² 0.18 .527

△R² - .508

註：性別為虛擬變項，男=1，女=0；婚姻狀況虛擬變項，已婚=1，單身=0。年齡為連續 變項。^***p < .001，^** p<.01，^*p < .05

二、服務品質對病患滿意度之診療抱怨迴歸分析

採用層級迴歸分析以檢測「服務品質」對「診療抱怨」的效果，步驟一先放 入控制變數性別、年齡、及婚姻狀況，步驟二則檢驗「服務品質」對「診療抱怨」

的影響，整體模型的表現為有效模型(F=1.723，p＜.05，R²=.032，AdjR²=.013，

∆R²=.008)，「人員品質」、「環境品質」與「醫療品質」皆未達顯著性，(如表 4-11) ， 醫療人員不滿意」的影響，整體模型的表現為有效模型(F=2.231，p＜.05，R²=.041，

AdjR²=.023，∆R²=.033)，「人員品質」為負向影響，「人員品質」愈低病人「對醫 療人員不滿意」愈增強，（如表4-12）假設 1-7，假設 1-8，假設 1-9 不成立。

四、醫病關係與病患滿意度之診療滿意迴歸分析

採用層級迴歸分析以檢測「醫病關係」對「診療滿意」的效果，步驟一先放 入控制變數性別、年齡、及婚姻狀況，步驟二則檢驗「醫病關係」對「診療滿意」

的影響，整體模型的表現為有效模型(F=53.491，p＜.001，R²=.398，AdjR²=.390，

∆R²=.369)，「醫病關係」對「診療滿意」為顯著正向的影響，表示醫院的「醫病關

入控制變數性別、年齡、及婚姻狀況，步驟二則檢驗「醫病關係」對「診療抱怨」

的影響，整體模型的表現為有效模型(F=1.725，p＜.05， R²=.021，AdjR²=.009，

∆R²=.000)，「醫病關係」對「診療抱怨」，未達顯著性(如表 4-14)。假設 2-2 不成立。 醫療人員不滿意」的影響，整體模型的表現為有效模型(F=5.807，p＜.001，R²=.067，

AdjR²=.056，∆R²=.058)，「醫病關係」對「對醫療人員不滿意」為顯著負向的影響， 滿意度」之三構面所產生的增量效果(cumulative effects)。

表4-15 醫病關係與病患滿意度之對醫療人員不滿意迴歸分析 因素(Variance Inflation Factor, VIF)進行檢驗，結果發現其各自變數之 VIF 值無 共線性的問題存在。

表4-16 信任對服務品質與病患滿意度之診療滿意調節作用迴歸分析 質」對「診療抱怨」的影響，整體模型的表現為有效模型(F=1.723，R²=.032，

Adj R²=.013，∆ R²=.008)，步驟三將「信任」加入迴歸式中，則檢驗「信任」

置 入 信 任 之 調 節 變 項 對 「 診 療 抱怨」 的 影 響 ， 整 體 模 型 的 表 現 為 有 效 模 型 (F=1.569，R²=.034，Adj R²=.012，∆ R²=.002)，結果顯示控制「服務品質」三 構面後，「信任」對「診療抱怨」未有顯著的影響。步驟四將「服務品質」三 構面與「信任」交互項加入迴歸式中，檢驗「信任」對「診療抱怨」的調節效 果，整體模型的表現為有效模型(F=2.650，p＜.01，R²=.072，Adj R²=.045，∆

R²=.038)，其中「信任」與「醫療品質」的交互作用因共線性太高已刪除，而「服 務品質」另二構面的交互作用項達顯著水準，亦即「信任」在「人員品質」及

「 環 境 品 質 」 對 「 病患滿意度之診 療 抱怨」 間 並 扮 著 調 節 效 果 的 角 色(如表 4-17)。假設 3-2 得到支持。

表4-17 信任對服務品質與病患滿意度之診療抱怨調節作用迴歸分析 型(F=4.469，p＜.001，R²=.115，Adj R²=.089，∆ R²=.055)，其中「信任」與「醫 療品質」的交互作用因共線性太高已刪除，而「服務品質」另二構面的交互作用 項皆達顯著水準，亦即「信任」在「人員品質」「環境品質」對「病患滿意度 之對醫療人員不滿意」間扮著調節效果的角色(如表 4-18)。假設 3-3 得到支持。

表4-18 信任對服務品質與病患滿意度之對醫療人員不滿意調節作用迴歸分析

自變數

依變數 模式1﹙β﹚ 模式2﹙β﹚ 模式3﹙β﹚ 模式4﹙β﹚

控制變項 性別 -.026 -.033 -.031 -.048 年齡 -.003 -.040 -.034 -.032 婚姻狀況 -.080 -.078 -.085 -.067

自變項 A 人員品質 -.160^* -.117 -.061

B 環境品質 .099 .110 .050

C 醫療品質 -.078 .012 .044

調節變項 D 信任 -.190^* -.012

交互作用項 AｘＤ .284^**

B x D -.264^***

F .792 2.231^* 2.852^** 4.469^***

F change - 3.651^* 6.347^* 9.582^***

R² .007 .041 .060 .115

Adjusted R² 000 .023 .039 .089

ΔR² - .033 .019 .055

註：性別為虛擬變項，男=1，女=0；婚姻狀況虛擬變項，已婚=1，單身=0。年齡為連續變項。

***p < .001，^** p<.01，^*p < .05

註：信任與醫療品質的交互作用因共線性太高已刪除

十、信任對醫病關係及病患滿意度之診療滿意之間的調節效果

驟一先放入控制變數性別、年齡、及婚姻狀況，步驟二則檢驗「醫病關係」

對「診療滿意」的影響，整體模型的表現為有效模型(F=53.491，p＜.001，

R²=.398，Adj R²=.390，∆ R²=.369)，步驟三將「信任」加入迴歸式中，則檢驗

「信任」置入信任之調節變項對「診療滿意」的影響，整體模型的表現為有效 模型(F=72.245，p＜.001，R²=.528，Adj R²=.521，∆ R²=.130)，結果顯示控制

「醫病關係」自變項後，「信任」對「診療滿意」有顯著的正向影響。步驟四 將「醫病關係」自變項與「信任」交互項加入迴歸式中，檢驗「信任」對「診 療 滿 意 」 的 調 節 效 果 ， 整 體 模 型 的 表 現 為 有 效 模 型(F=61.121， p＜ .001 ， R²=.532，Adj R²=.524，∆ R²=.005)，而「醫病關係」自變項的交互作用項達顯 著負向影響。，亦即「信任」在「醫病關係」對「病患滿意度之診療滿意」間 扮演著調節效果的角色(如表 4-19)。假設 4-1 得到支持。

表4-19 信任對醫病關係與病患滿意度之診療滿意調節作用迴歸分析 型的表現為有效模型(F=4.872，p＜.001，R²=.070，Adj R²=.056，∆ R²=.003)，

結果顯示控制「醫病關係」自變項，「信任」對「對醫療人員不滿意」未有顯 著的影響。步驟四將「醫病關係」自變項與「信任」交互項加入迴歸式中，檢 驗「信任」對「對醫療人員不滿意」的調節效果，整體模型的表現為有效模型 (F=4.489，p＜.001，R²=.077，Adj R²=.060，∆ R²=.007)，而「醫病關係」的交 互作用項皆未達顯著水準，亦即「信任」在「醫病關係」對「病患滿意度之對

第四節 驗證研究假設成立與否