盧慧敏，楊丹丹，苗春霞，黃琦，高修銀

2016年國務(wù)院醫(yī)改辦、國家衛(wèi)生計(jì)生委、國家發(fā)展改革委等聯(lián)合印發(fā)的《關(guān)于推進(jìn)家庭醫(yī)生簽約服務(wù)的指導(dǎo)意見》（國醫(yī)改辦發(fā)〔2016〕1號）指出：轉(zhuǎn)變基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)模式，實(shí)行家庭醫(yī)生簽約服務(wù)，強(qiáng)化基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)網(wǎng)絡(luò)功能，是深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革的重要任務(wù)，也是新形勢下更好維護(hù)人民群眾健康的重要途徑。家庭醫(yī)生為簽約服務(wù)第一責(zé)任人。若家庭醫(yī)生的身心健康、工作狀態(tài)不佳，或?qū)㈦y以勝任政策推行所賦予的職責(zé)。隱性缺勤是指由于健康或其他方面原因，員工雖然在崗工作，但效率下降導(dǎo)致生產(chǎn)力受損的工作狀態(tài)［1］。醫(yī)務(wù)人員的隱性缺勤狀態(tài)可能會增加醫(yī)療工作失誤次數(shù)，對患者的健康安全造成負(fù)面影響，不利于家庭醫(yī)生服務(wù)的發(fā)展［2］。目前，國內(nèi)學(xué)者較少從服務(wù)提供者角度出發(fā)進(jìn)行家庭醫(yī)生制度方面的研究，即使涉及也僅限于描述性分析，研究變量較為零散，視點(diǎn)較為單一，缺乏因素間的路徑分析與實(shí)證研究。同時(shí)，國內(nèi)關(guān)于隱性缺勤的研究以及工作生活質(zhì)量、職業(yè)認(rèn)同、隱性缺勤三者關(guān)系的相關(guān)報(bào)道也較少。本研究通過對徐州地區(qū)家庭醫(yī)生進(jìn)行問卷調(diào)查，將探索與實(shí)證研究相結(jié)合，構(gòu)建家庭醫(yī)生制度下工作生活質(zhì)量、職業(yè)認(rèn)同、隱性缺勤之間的影響路徑，為今后家庭醫(yī)生的隱性缺勤干預(yù)提供參考。

1 研究假設(shè)

1.1 工作生活質(zhì)量對隱性缺勤的影響 由于醫(yī)護(hù)工作可替代性差、工作要求高、時(shí)間自主性低、壓力大等特殊的工作性質(zhì)，醫(yī)護(hù)行業(yè)中隱性缺勤的發(fā)生率明顯高于其他行業(yè)［2］。已有研究證實(shí)隱性缺勤所導(dǎo)致的生產(chǎn)力降低與組織因素存在相關(guān)關(guān)系，例如工作負(fù)擔(dān)過重、同事人際關(guān)系緊張、工作滿意度較低等［3-5］。工作生活質(zhì)量這一概念的提出就是為了創(chuàng)造人與工作、工作情境的密切配合以提升員工的實(shí)際生產(chǎn)力輸出，促進(jìn)人性化工作設(shè)計(jì)的蓬勃發(fā)展。據(jù)此提出假設(shè)1：家庭醫(yī)生的工作生活質(zhì)量越高，隱性缺勤所致的生產(chǎn)力損失越低。

1.2 職業(yè)認(rèn)同的中介作用 LAZARUS認(rèn)為，人們生活中的其他因素均以其認(rèn)知評價(jià)為轉(zhuǎn)移，通過中介作用產(chǎn)生應(yīng)激反應(yīng)。職業(yè)認(rèn)同是個(gè)體對所從事職業(yè)的目標(biāo)、社會價(jià)值及其他因素的主觀看法，工作生活質(zhì)量作為相對穩(wěn)定的客觀條件，也需要轉(zhuǎn)化為主觀認(rèn)知和態(tài)度才能對工作效率產(chǎn)生一定的影響［6］。據(jù)此提出假設(shè)2：家庭醫(yī)生的工作生活質(zhì)量越高，其職業(yè)認(rèn)同感越強(qiáng)。假設(shè)3：家庭醫(yī)生的職業(yè)認(rèn)同感越強(qiáng)，隱性缺勤所致的生產(chǎn)力損失越低。

本文要點(diǎn)：

隱性缺勤是指由于健康或其他方面原因，員工雖然在崗工作，但效率下降導(dǎo)致生產(chǎn)力受損的工作狀態(tài)。全科醫(yī)生的隱性缺勤狀態(tài)可能會增加醫(yī)療工作失誤次數(shù)，對患者的健康安全造成負(fù)面影響，不利于家庭醫(yī)生服務(wù)的開展。本文探討了工作生活質(zhì)量、職業(yè)認(rèn)同、隱性缺勤三者之間的關(guān)系，結(jié)果顯示：工作生活質(zhì)量既可以直接作用于隱性缺勤，也可以通過職業(yè)認(rèn)同這一中介變量間接影響隱性缺勤；全科醫(yī)生的工作生活質(zhì)量越高，職業(yè)認(rèn)同水平越高，隱性缺勤所致生產(chǎn)力損失水平越低。建議從提高全科醫(yī)生工作滿意度、降低工作壓力、增強(qiáng)職業(yè)認(rèn)同感等方面制定措施，對全科醫(yī)生的隱性缺勤進(jìn)行干預(yù)。

2 對象與方法

2.1 調(diào)查對象 首先，采用典型抽樣法，于徐州市云龍區(qū)、泉山區(qū)、鼓樓區(qū)、銅山區(qū)、邳州、沛縣、豐縣各選取4～6個(gè)已開展家庭醫(yī)生服務(wù)的社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心，共33家；然后整群納入各社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心的全部家庭醫(yī)生，共400例。排除家庭醫(yī)生團(tuán)隊(duì)中其他非家庭醫(yī)生身份的工作人員，如社區(qū)護(hù)士、公共衛(wèi)生醫(yī)生等。

2.2 調(diào)查方法 調(diào)查于2017年11月—2018年3月進(jìn)行，由經(jīng)過本研究內(nèi)容相關(guān)培訓(xùn)的調(diào)查員擔(dān)任現(xiàn)場調(diào)查工作。結(jié)合本研究目的，由本研究課題組成員自行設(shè)計(jì)調(diào)查問卷。問卷的主要內(nèi)容包括家庭醫(yī)生一般情況調(diào)查表以及相關(guān)工具量表，包括工作生活質(zhì)量量表、職業(yè)認(rèn)同問卷、斯坦福隱性缺勤問卷（SPS-6）中文版。本調(diào)查為現(xiàn)場面對面調(diào)查，由調(diào)查員向調(diào)查對象解釋本次調(diào)查的目的和方法，并解釋填寫方法和注意事項(xiàng)，獲取調(diào)查對象的知情同意后，由調(diào)查對象自行填寫問卷，最后由調(diào)查員進(jìn)行核對檢查，以確保問卷的質(zhì)量。共發(fā)放問卷400份，回收有效問卷324份，問卷的有效回收率為81.0%。

2.3 調(diào)查工具

2.3.1 一般情況調(diào)查表 包括家庭醫(yī)生的性別、年齡、學(xué)歷、工作年限、婚姻狀況、職稱、月收入、有無編制。

2.3.2 工作生活質(zhì)量量表 該量表用來評估醫(yī)務(wù)人員的工作生活質(zhì)量。內(nèi)容包括工作滿意度、工作環(huán)境、總體幸福感、家庭工作關(guān)系、工作壓力、工作控制6大維度，共計(jì)23個(gè)條目［7］。結(jié)合本研究目的和實(shí)際情況，本研究僅使用其中5個(gè)維度作為觀察指標(biāo)，包括工作滿意度、工作環(huán)境、家庭工作關(guān)系、工作壓力、工作控制。采用Likert 5級評分法，選項(xiàng)為非常不同意、不同意、不確定、同意、非常同意，分別對應(yīng)1、2、3、4、5分，其中工作壓力維度反向計(jì)分，5個(gè)維度得分分別為5～25、5～25、3～15、2～10、2～10 分，總分 17～85 分。分?jǐn)?shù)越高代表工作生活質(zhì)量水平越高。該量表Cronbach's α系數(shù)為0.730。

2.3.3 職業(yè)認(rèn)同問卷 采用文獻(xiàn)回顧的方法，并結(jié)合本研究目的，對郝玉芬［8］、魏淑華［9］提及的職業(yè)認(rèn)同評估內(nèi)容進(jìn)行梳理，形成4個(gè)維度：職業(yè)自我認(rèn)知、職業(yè)行為傾向、職業(yè)價(jià)值觀、職業(yè)歸屬感，將其作為觀測變量反映職業(yè)認(rèn)同。本研究中，該問卷共17個(gè)條目，采用Likert 5級評分法，選項(xiàng)為非常不符合、比較不符合、不確定、比較符合、非常符合，分別對應(yīng)1、2、3、4、5分。4個(gè)維度得分分別為6～30、5～25、3～15、3～15分，總分17～85分。分?jǐn)?shù)越高代表職業(yè)認(rèn)同水平越高。本研究中，Cronbach's α系數(shù)為0.680。

2.3.4 斯坦福隱性缺勤問卷（中文版） 該問卷主要用于評估由隱性缺勤所致的生產(chǎn)力損失，在中國職業(yè)人群中具有良好的信度和效度。問卷共6個(gè)條目，采用Likert 5級評分法，選項(xiàng)為一點(diǎn)也不符合、較少符合、有些符合、非常符合、完全符合，分別對應(yīng)1、2、3、4、5分，條目5和6為反向計(jì)分，總分6～30分,分?jǐn)?shù)越高代表隱性缺勤所致生產(chǎn)力損失越大［10］。本研究中，Cronbach's α系數(shù)為0.731。

2.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS 22.0統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。符合正態(tài)分布的計(jì)量資料以（x ±s）表示，計(jì)數(shù)資料以相對數(shù)表示。相關(guān)性分析采用Pearson相關(guān)性分析；影響因素分析采用多元線性回歸分析。以P＜0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義?？紤]到傳統(tǒng)分析方法只能研究測量變量，不能同時(shí)進(jìn)行多個(gè)潛變量之間關(guān)系的探討，遂本文應(yīng)用結(jié)構(gòu)方程模型探討自變量、因變量以及中介變量之間的路徑關(guān)系并對模型進(jìn)行驗(yàn)證。偏最小二乘法（partial least squares，PLS）是構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型的方法之一，其設(shè)計(jì)在于解釋變異（檢測因果關(guān)系是否具有明顯的關(guān)系），兼具模型探索及驗(yàn)證兩項(xiàng)功能。因目前有關(guān)工作生活質(zhì)量、職業(yè)認(rèn)同、隱性缺勤三者關(guān)系的理論研究尚不充分，遂采用Smart PLS 2.0構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型。

3 結(jié)果

3.1 家庭醫(yī)生的基本情況 324例家庭醫(yī)生中，女占57.1%；年齡41～50歲者占37.0%；學(xué)歷為本科者占63.6%；工作年限為21～30歲者占29.6%；已婚者占87.4%；中級職稱者占35.2%；月收入2 001～4 000、4 001～6 000元者分別占38.0%；有編制者占54.9%（見表1）。

3.2 家庭醫(yī)生各量表得分

3.2.1 家庭醫(yī)生工作生活質(zhì)量量表得分 324例家庭醫(yī)生工作滿意度、工作環(huán)境、家庭工作關(guān)系、工作壓力、工作控制5個(gè)維度的得分分別為（18.82±3.11）、（18.88±3.20）、（10.97±2.39）、（3.15±1.71）、（7.11±1.37）分，工作生活質(zhì)量量表總得分為（58.93±8.51）分。

3.2.2 職業(yè)認(rèn)同問卷得分 324例家庭醫(yī)生職業(yè)自我認(rèn)知、職業(yè)行為傾向、職業(yè)價(jià)值觀、職業(yè)歸屬感4個(gè)維度的得分分別為（23.03±4.90）、（21.19±3.60）、（12.68±2.26）、（12.11±2.09）分；職業(yè)認(rèn)同問卷總得分為（68.99±9.38）分。

3.2.3 斯坦福隱性缺勤問卷（中文版）得分 324例家庭醫(yī)生斯坦福隱性缺勤問卷（中文版）平均得分為（12.67±4.18）分。

3.3 工作生活質(zhì)量量表得分、職業(yè)認(rèn)同問卷得分、斯坦福隱性缺勤問卷（中文版）得分的相關(guān)性 工作生活質(zhì)量量表各維度得分、職業(yè)認(rèn)同問卷各維度得分與斯坦福隱性缺勤問卷（中文版）得分呈直線負(fù)相關(guān)（P＜0.01）。除工作壓力維度得分外，工作生活質(zhì)量量表各維度得分與職業(yè)認(rèn)同問卷得分呈直線正相關(guān)（P＜0.01，見表2）。

3.4 家庭工作生活質(zhì)量、職業(yè)認(rèn)同、隱性缺勤之間的多重線性回歸分析 模型1：以工作生活質(zhì)量量表各維度得分和家庭醫(yī)生基本情況為自變量，職業(yè)認(rèn)同問卷得分作為因變量，構(gòu)建回歸模型（矯正后R2=0.315，變量賦值表見表3）。結(jié)果顯示，工作滿意度得分、工作環(huán)境得分家庭工作關(guān)系得分、工作控制得分是職業(yè)認(rèn)同問卷得分的影響因素（見表4）。模型2：以工作生活質(zhì)量量表各維度得分和家庭醫(yī)生基本情況為自變量，斯坦福隱性缺勤問卷（中文版）得分為因變量，構(gòu)建回歸模型（矯正后R2=0.400）。結(jié)果顯示，工作滿意度得分、家庭工作關(guān)系得分、工作壓力得分、工作控制得分是斯坦福隱性缺勤問卷（中文版）得分的影響因素（見表5）。模型3：以職業(yè)認(rèn)同問卷各維度得分和家庭醫(yī)生基本情況為自變量，斯坦福隱性缺勤問卷（中文版）得分為因變量，構(gòu)建回歸模型（矯正后R2=0.421）。結(jié)果顯示，職業(yè)認(rèn)我認(rèn)知得分、職業(yè)行為傾向得分、職業(yè)價(jià)值觀得分、職業(yè)歸屬感得分是斯坦福隱性缺勤問卷（中文版）得分的影響因素（見表6）。模型4：在模型3的基礎(chǔ)上，將工作生活質(zhì)量量表各維度得分作為自變量加入模型（矯正后R2=0.514）。結(jié)果顯示，工作滿意度得分、家庭工作關(guān)系得分、工作壓力得分、工作控制得分、職業(yè)行為傾向得分、職業(yè)價(jià)值觀得分、職業(yè)歸屬感得分是斯坦福隱性缺勤問卷（中文版）得分的影響因素（見表7）。

表2 工作生活質(zhì)量量表得分、職業(yè)認(rèn)同問卷得分、斯坦福隱性缺勤問卷（中文版）得分的相關(guān)性（r值）Table 2 Correlations between scores of the Chinese version of Workrelated Quality of Life Scale，Professional Identity Scale，and Chinese version of Stanford Presenteeism Scale

表3 變量賦值情況Table 3 Coding scheme for variables

表4 工作生活質(zhì)量量表各維度得分、家庭醫(yī)生基本情況與職業(yè)認(rèn)同問卷得分的多元線性回歸分析Table 4 Multiple linear regression analysis of the correlations of the subscale scores of the Chinese version of Work-related Quality of Life Scale with the total score of Professional Identity Scale by demographic factors

表5 工作生活質(zhì)量量表各維度得分、家庭醫(yī)生基本情況與斯坦福隱性缺勤問卷（中文版）得分的多元線性回歸分析Table 5 Multiple linear regression analysis of the correlations of the subscale scores of the Chinese version of Work-related Quality of Life Scale with the total score of Chinese version of Stanford Presenteeism Scale by demographic factors

3.5 工作生活質(zhì)量、職業(yè)認(rèn)同、隱性缺勤之間的路徑驗(yàn)證 Smart PLS 2.0以PLS Algorithm分析方法計(jì)算路徑系數(shù)與模型擬合指標(biāo)，以Bootstapping分析方法檢驗(yàn)路徑系數(shù)的顯著性，以t值作為計(jì)算結(jié)果。

工作生活質(zhì)量量表、職業(yè)認(rèn)同問卷得分的Cronbach's α系數(shù)分別為0.69、0.64，均＞0.6，組成信度（CR）值分別為0.81、0.79，均＞0.7，說明工作生活質(zhì)量量表、職業(yè)認(rèn)同問卷的信度良好，具有較高的穩(wěn)定性；平均方差萃?。ˋVE）值為0.58，均＞0.5，表示50%以上觀測變量的方差被說明，結(jié)構(gòu)變量具有很強(qiáng)的效度。職業(yè)認(rèn)同問卷與斯坦福隱性缺勤問卷（中文版）的R2分別為40%、49%，說明整個(gè)模型解釋了職業(yè)認(rèn)同40%的變動(dòng)方差和隱性缺勤49%的變動(dòng)方差，因此模型解釋潛變量程度良好。

表6 職業(yè)認(rèn)同問卷各維度得分、家庭醫(yī)生基本情況與斯坦福隱性缺勤問卷（中文版）得分的多元線性回歸分析Table 6 Multiple linear regression analysis of the correlations of the subscale scores of Professional Identity Scale with the total score of Chinese version of Stanford Presenteeism Scale by demographic factors

表7 工作生活質(zhì)量量表各維度得分、職業(yè)認(rèn)同問卷各維度得分、家庭醫(yī)生基本情況與斯坦福隱性缺勤問卷（中文版）得分的多元線性回歸分析Table 7 Multiple linear regression analysis of the subscale scores of both the Chinese version of Work-related Quality of Life Scale and Professional Identity Scale with the total score of Chinese version of Stanford Presenteeism Scale by demographic factors

模型擬合的路徑系數(shù)與顯著性結(jié)果如圖1所示：經(jīng)檢驗(yàn)所有路徑系數(shù)均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05）。職業(yè)認(rèn)同對隱性缺勤具有負(fù)向作用，直接影響為-0.431；工作生活質(zhì)量對職業(yè)認(rèn)同具有正向作用，直接影響為0.629，對隱性缺勤具有負(fù)向作用，直接影響為-0.343，其通過職業(yè)認(rèn)同的中介作用所產(chǎn)生的間接影響為0.629與-0.431的乘積，故工作生活質(zhì)量對隱性缺勤影響的總效應(yīng)為-0.614。

圖 1 模型擬合的路徑系數(shù)Figure 1 Path coefficients of model fitting

4 討論

本研究通過樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了模型擬合，并得到良好的適配。本研究表明：員工的工作生活質(zhì)量越高，職業(yè)認(rèn)同水平也會越高，隱性缺勤所致生產(chǎn)力損失水平將會越低；工作生活質(zhì)量不僅直接作用于隱性缺勤，還通過職業(yè)認(rèn)同這一中介變量影響隱性缺勤。因此本研究的3個(gè)假設(shè)均得到驗(yàn)證。

4.1 工作生活質(zhì)量對隱性缺勤具有負(fù)向影響作用 本研究結(jié)果顯示，工作滿意度是家庭醫(yī)生隱性缺勤的影響因素。RANTANEN等［11］研究說明，良好的工作滿意度不僅可降低隱性缺勤的概率，還可降低缺勤所致的生產(chǎn)力損失。國內(nèi)研究證明，工作滿意度與醫(yī)務(wù)人員的隱性缺勤存在負(fù)相關(guān)［12］，本研究結(jié)果與此一致。圖1結(jié)果顯示，工作滿意度對工作生活質(zhì)量的直接影響高達(dá)0.841。由馬斯洛理論需求理論可知：作為腦力勞動(dòng)者，家庭醫(yī)生的主要需要是追求個(gè)人發(fā)展，工作價(jià)值體現(xiàn)等高層次需求［13］，因此，工作滿意度對其工作生活質(zhì)量具有很大影響。然而和?？漆t(yī)生相比，家庭醫(yī)生培訓(xùn)深造、晉升的機(jī)會相對較少，發(fā)展平臺有限，容易產(chǎn)生被邊緣化的感覺；與其他社區(qū)醫(yī)生相比，家庭醫(yī)生在工作內(nèi)容增多的同時(shí)福利待遇卻沒有明顯提升，本研究中家庭醫(yī)生的工作滿意度也普遍較低。哈佛大學(xué)的一項(xiàng)研究表示，員工的滿意度提高3%，顧客滿意度相應(yīng)提高5%［14］。因此，為減少隱性缺勤，提高服務(wù)質(zhì)量與滿意度，促進(jìn)家庭醫(yī)生服務(wù)的順利開展，社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)機(jī)構(gòu)應(yīng)對此予以重視，并通過加強(qiáng)硬件設(shè)施，完善薪酬獎(jiǎng)勵(lì)制度、提供晉升機(jī)會，定期開展員工滿意度調(diào)查等措施來提高家庭醫(yī)生的工作滿意度。

工作壓力也是隱性缺勤的影響因素［15-16］。本研究模型4結(jié)果顯示，工作壓力的b絕對值高于工作生活質(zhì)量的其他維度，說明工作壓力對隱性缺勤具有較大的影響。同時(shí)，實(shí)證分析中，工作壓力的路徑系數(shù)也高于其他維度，說明工作壓力是工作生活質(zhì)量的重要構(gòu)成因素。家庭醫(yī)生除了正常診療外還需要為居民提供預(yù)防、保健、康復(fù)、健康教育、計(jì)劃生育等服務(wù)，但是有調(diào)查顯示，大部分家庭醫(yī)生對于目前的工作內(nèi)容并不認(rèn)同，認(rèn)為醫(yī)療以外的工作任務(wù)太多，過于繁雜［17］。在本次調(diào)查中也有部分醫(yī)生反映：徐州目前正處于家庭醫(yī)生制度探索階段，在工作中往往會出現(xiàn)服務(wù)職責(zé)界定不清的情況，因而增加的工作內(nèi)容已經(jīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過其所能承受的范圍，給其帶來了很大的壓力。由此可見，工作任務(wù)是家庭醫(yī)生的重要壓力源之一，從而影響到了隱性缺勤。因此在家庭醫(yī)生制度推行的過程中，建議用人單位細(xì)化政策實(shí)施的具體方案，明確分工，減少冗余的指標(biāo)考核，拒絕形式主義，以降低家庭醫(yī)生的工作壓力。

工作控制是業(yè)務(wù)能力的一種體現(xiàn)，反映了員工對工作的掌控度；家庭工作關(guān)系體現(xiàn)了工作時(shí)間、行為等與家庭需求、責(zé)任的契合度［18］。本研究結(jié)果顯示，工作控制、家庭工作關(guān)系對隱性缺勤均產(chǎn)生負(fù)向影響作用。因此，用人單位可以從這兩方面著手，如：通過常規(guī)培訓(xùn)提高家庭醫(yī)生的醫(yī)療服務(wù)技能、醫(yī)患溝通能力、信息化技術(shù)能力等，從而增強(qiáng)醫(yī)生的工作控制能力；通過提供家庭照顧福利、根據(jù)日常工作量實(shí)行靈活的時(shí)間管理方式，平衡醫(yī)生的家庭工作關(guān)系，從而減少隱性缺勤的發(fā)生。

4.2 職業(yè)認(rèn)同的中介效應(yīng)明顯 EFRATY等［19］于1990年提出，工作生活質(zhì)量感知的高低直接影響員工對職業(yè)的認(rèn)同。本研究結(jié)果顯示，工作生活質(zhì)量對職業(yè)認(rèn)同具有直接正向影響作用，即工作生活質(zhì)量越高，家庭醫(yī)生的職業(yè)認(rèn)同感越強(qiáng)。

相關(guān)研究表明職業(yè)認(rèn)同對員工的個(gè)人行為具有影響作用［20-21］，可以有效預(yù)測工作績效［22］。隱性缺勤從側(cè)面反映的也是員工在一段時(shí)間內(nèi)實(shí)際有效的工作輸出，與工作績效具有一定的相似之處。本次實(shí)證研究結(jié)果顯示：職業(yè)認(rèn)同對隱性缺勤具有直接負(fù)向影響作用。本研究模型 4結(jié)果顯示，職業(yè)行為傾向、職業(yè)價(jià)值觀與職業(yè)歸屬感對隱性缺勤均具有負(fù)向作用，其中職業(yè)價(jià)值觀對隱性缺勤的影響最大。分析其原因可能是：傳統(tǒng)醫(yī)生的職責(zé)是治病救人，而如今家庭醫(yī)生的工作重點(diǎn)在于將疾病治療與健康維持相融合，為居民提供連續(xù)性、針對性、個(gè)性化的服務(wù)，這與其既往所接受的服務(wù)理念存在差異，因此在家庭醫(yī)生服務(wù)探索階段，用人單位要積極引導(dǎo)家庭醫(yī)生樹立正確的職業(yè)價(jià)值觀，不斷提高家庭醫(yī)生的職業(yè)行為傾向，增強(qiáng)家庭醫(yī)生的職業(yè)歸屬感，從而提高家庭醫(yī)生的職業(yè)認(rèn)同水平，降低在崗不在職所帶來的損失。

綜上所述，提高家庭醫(yī)生的工作生活質(zhì)量與職業(yè)認(rèn)同水平，可降低家庭醫(yī)生因隱性缺勤所造成的生產(chǎn)力受損，從而保證家庭醫(yī)生制度的有效實(shí)施。本研究存在的局限性主要有兩點(diǎn)：第一，研究所采用的量表在此次調(diào)查中的信度僅在0.7左右，這可能與量表人群針對性不強(qiáng)以及調(diào)查人數(shù)較少有關(guān)，同時(shí)，為保證量表結(jié)構(gòu)完整性，作者未對信度較低的條目進(jìn)行刪減，因此有關(guān)醫(yī)務(wù)人員的專業(yè)量表還有待開發(fā)，以彌補(bǔ)廣大學(xué)者研究的不足。第二，本文僅探討了工作生活質(zhì)量、職業(yè)認(rèn)同與隱性缺勤三者之間的關(guān)聯(lián)，其中具體的影響機(jī)制有待系統(tǒng)深入的梳理，理論模型還需補(bǔ)充其他相關(guān)因素使其更為合理，從而得到更加完整的工作生活質(zhì)量影響隱性缺勤路徑圖，為中國式家庭醫(yī)生制度的進(jìn)一步完善、成熟提供建議。

作者貢獻(xiàn)：盧慧敏負(fù)責(zé)試驗(yàn)設(shè)計(jì)與實(shí)施、撰寫論文、成文并對文章負(fù)責(zé)；楊丹丹、黃琦負(fù)責(zé)試驗(yàn)實(shí)施、評估、資料收集；苗春霞、高修銀負(fù)責(zé)質(zhì)量控制與審校。

本文無利益沖突。