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Cette étude a été menée en stricte conformité avec les principes éthiques énoncés dans la Déclaration d’Helsinki. Le protocole de l’étude a été examiné et officiellement approuvé par le Conseil d’Éthique Institutionnel (IRB) de l’Université médicale de Chongqing (approbation éthique n° : 2026127). Avant l’inscription, tous les participants ont reçu une explication complète des objectifs, procédures et risques potentiels de l’étude, puis un consentement éclairé écrit. Pour préserver la vie privée des patients et garantir la confidentialité des données, toutes les informations collectées étaient entièrement anonymisées et désidentifiées avant d’être consultées pour une analyse statistique. La liste complète des instruments de sondage, des formulaires de consultation d’experts et des logiciels analytiques utilisés dans cette étude est détaillée dans le tableau des matériaux.
Conception de l’étude et recrutement des participants
Une étude méthodologique en plusieurs étapes, comprenant une enquête transversale de référence et des simulations prédictives basées sur des modèles, a été menée dans cinq établissements de soins primaires. Les participants ont été recrutés en utilisant une stratégie d’échantillonnage stratifiée de commodité lors de leurs visites de suivi régulières. Les critères d’éligibilité comprenaient : (1) des adultes âgés de 18 ans ou plus ; (2) diagnostiqué médicalement d’au moins une maladie chronique (par exemple, hypertension, diabète de type 2) prise en charge dans l’établissement participant pendant un minimum de six mois ; et (3) posséder la capacité cognitive de réaliser l’évaluation de manière autonome. Les enquêtes ont été réalisées en face à face par un personnel clinique formé. Pour corriger les données manquantes, le test MCAR de Little a été initialement appliqué. Étant donné que le taux de données manquantes était faible (<5 %) et complètement absent au hasard, des techniques d’imputation multiples ont été employées pour traiter les réponses incomplètes, garantissant l’intégrité de l’ensemble de données. Pour éviter le surajustement et clarifier la base de l’échantillon pour chaque étape analytique, le jeu de données entièrement imputé (N = 433) a été strictement partitionné. Plus précisément, 50 % de l’échantillon (n = 217) a été utilisé pour l’analyse factorielle exploratoire (EFA) afin d’établir la structure factorielle. Les 50 % restants (n = 216) étaient réservés à l’analyse factorielle confirmatoire (CFA), à la modélisation des équations structurelles (MEB) et à l’établissement de la base pour le profilage qualité au niveau de l’institution. Les scénarios comparatif, de validation du modèle et d’optimisation simulée ont ensuite été dérivés strictement de ce second échantillon de résistance (n = 216) afin d’éviter la fuite de données.
Cadre conceptuel et développement d’indicateurs
La construction du système d’indice d’évaluation a commencé par la cartographie des cinq dimensions fondamentales de SERVQUAL — tangibilité, fiabilité, réactivité, assurance et empathie — au flux de travail spécifique de la gestion primaire des maladies chroniques. Ce processus a impliqué l’intégration de points de contact concrets pour le service, tels que la création de dossiers médicaux, la distribution pharmaceutique et les protocoles de suivi longitudinal. Pour garantir sa pertinence pour la cible démographique, le système d’information de soins primaires a été analysé afin d’évaluer son accessibilité pour les patients âgés, suivi d’améliorations itératives des items. Les indicateurs spécifiques de fiabilité se concentraient sur la précision des suivis et l’engagement du personnel, tandis que la réactivité était opérationnelle comme la rapidité des réponses aux demandes des patients (voir Tableau 1 pour les définitions opérationnelles). Le cadre global, y compris les interrelations entre les dimensions, est conceptualisé dans les Figures 1 et 2.
Consultation d’experts Delphi et validité du contenu
Une méthode Delphi à deux tours a été employée pour affiner le pool initial d’items. Les experts ont été recrutés de manière délibérée selon un ensemble multidimensionnel de critères d’éligibilité afin d’assurer l’autorité professionnelle et la rigueur méthodologique. Les candidats étaient invités à rejoindre le jury s’ils remplissaient les conditions suivantes : (1) détenir un titre professionnel senior (par exemple, professeur associé, médecin en chef ou directeur infirmier) ; (2) posséder un minimum de dix ans d’expérience clinique, managériale ou de recherche spécifiquement axée sur les soins primaires ou la gestion des maladies chroniques ; et (3) démontrer un bilan reconnu dans l’évaluation des services de santé ou l’élaboration de politiques de santé publique. Le dernier panel de quinze experts représentait une cohorte interdisciplinaire, comprenant des médecins généralistes (n = 5), des gestionnaires infirmiers (n = 4), des chercheurs en santé publique (n = 4) et des administrateurs de politiques de santé (n = 2). Cette composition diversifiée et les critères de sélection rigoureux ont directement assuré la reproductibilité et la crédibilité des procédures ultérieures de validité du contenu et de pondération AHP. Les experts ont évalué la pertinence et la clarté de chaque élément à l’aide d’une échelle de Likert à 4 points (1 = non pertinent, 4 = très pertinent). Le consensus a été défini a priori comme ≥80 % d’accord parmi les experts notant un item à 3 ou 4. Les items avec un Indice de validité de contenu au niveau des items (I-CVI) ≥ 0,78 ont été conservés (Tableau 2). Les désaccords entre les manches ont été résolus par des retours anonymes itératifs ; Les experts recevaient les scores cumulés du tour précédent et pouvaient ajuster leurs notes. Les items n’ayant pas atteint un consensus après le second tour ont été soit largement révisés sur la base des retours qualitatifs d’experts, soit éliminés, aboutissant à l’indice final de validité de contenu au niveau de l’échelle (S-CVI)12,13.
Processus hiérarchique analytique (AHP) et mécanisme de notation
Pour déterminer les poids relatifs des indicateurs d’évaluation, la méthode AHP a été utilisée. Un sous-échantillon intentionnel de neuf experts seniors du panel Delphi a réalisé une échelle fondamentale à 9 points pour construire des matrices de comparaison par paires pour toutes les dimensions et sous-dimensions. La méthode de la moyenne géométrique a été utilisée pour agréger les jugements des experts. Un ratio de cohérence (CR) était calculé pour chaque matrice ; seules les matrices avec un CR de étaient considérées comme acceptables, assurant la cohérence logique des jugements d’experts. Les poids globaux finaux (Wi) ont été obtenus en multipliant les poids locaux des sous-dimensions par ceux de leurs dimensions parentes. Le score final de qualité du service (SQ) pour chaque patient a été calculé à l’aide de la formule suivante :
SQ = ∑(Wi x Pi) (1)
où Pi représente le score de performance perçu du patient pour l’item i. Notamment, cette étude a adopté une méthode de notation basée uniquement sur la perception (P) — conforme au paradigme SERVPERF — plutôt que l’approche traditionnelle basée sur l’écart (P-E). Ce choix méthodologique, mesuré sur une échelle de Likert à 7 points (allant de 1 = « fortement en désaccord » à 7 = « fortement d’accord »), a été mis en œuvre pour renforcer la validité prédictive du modèle et minimiser l’instabilité de mesure souvent associée à la quantification des attentes des patients dans les contextes de soins chroniques longitudinaux.
Validation psychométrique et modélisation des équations structurelles
Le jeu de données divisé aléatoirement a été soumis à une évaluation psychométrique. Pour la première moitié des données, l’EFA a été réalisée en utilisant la factorisation par axe principal avec la rotation oblique promax, car les dimensions SERVQUAL étaient hypothétisées comme corrélées. Les facteurs ont été conservés en fonction des valeurs propres >1 et de l’inspection visuelle du graphique d’éboulis. Les articles avec des charges factorielles <0,40 ou des charges croisées significatives ont été exclus. La seconde moitié des données a été utilisée pour la CFA afin de confirmer la structure factorielle. L’estimation du maximum de vraisemblance (ML) a été utilisée pour la CFA et les analyses SEM ultérieures. L’ajustement du modèle a été évalué à l’aide de seuils stricts établis dans la littérature psychométrique, qui indiquent un équilibre acceptable entre la parcimonie du modèle et l’ajustement des données : indice d’ajustement comparatif (CFI) > 0,90, indice de Tucker-Lewis (TLI) > 0,90, erreur quadratique moyenne de la racine (RMSEA) < 0,08, et résidu quadratique moyen standard (SRMR) standardisé > 0,08.
Plan de comparaison de modèles prédictifs
Pour évaluer l’efficacité comparative des différents cadres évaluatifs, une analyse de modélisation prédictive a été réalisée. Pour établir la robustesse méthodologique du cadre proposé, le modèle SERVQUAL de base a été comparé à trois approches analytiques distinctes : la méthode AHP-SERVQUAL proposée, le modèle KANO, et la méthode TOPSIS-RSR (Technique for Order Preference by Similarity to Ideal Solution combined with Rank-Sum Ratio). Le modèle KANO a été choisi comme comparateur car il catégorise les attributs de service en moteurs de satisfaction non linéaires (par exemple, besoins de base versus qualités attractives), offrant un contraste théorique avec les hypothèses linéaires de SERVQUAL. Inversement, TOPSIS-RSR est un outil rigoureux de prise de décision multi-critères (MCDM) largement utilisé pour un classement institutionnel complet, servant ainsi de contrôle méthodologique robuste pour notre système de notation basé sur l’AHP. Pour effectuer la comparaison, chacun des quatre modèles a été appliqué indépendamment à l’ensemble de données de validation de la retenue (n = 216), en incorporant des paramètres contextuels identiques (tels que le suivi numérique et le soutien à l’autogestion). Le processus d’évaluation a ensuite comparé la corrélation efficace des indices de qualité générés par chaque modèle avec des indicateurs de performance externes (fréquence des plaintes et taux de résolution des problèmes) et leur pouvoir prédictif (R2) pour l’adhésion des patients. La précision prédictive de chaque modèle a été quantifiée à l’aide de valeurs R2 générées par régression linéaire et SEM. Pour garantir la parcimonie du modèle et éviter le sur-ajustement, des critères d’information, en particulier le critère d’information d’Akaike (AIC) et le critère d’information bayésien (BIC), ont été intégrés au processus de sélection. Enfin, une validation croisée a été réalisée pour évaluer la robustesse des modèles sélectionnés dans les cinq institutions participantes. Les métriques comparatives pour la résolution des problèmes, la fréquence des plaintes et le pouvoir prédictif global (R2) sont présentées dans les Figures 3 et 4.