張霄艷 陳 欣 李文敏

湖北大學(xué)公共管理學(xué)院 湖北武漢 430062

基層醫(yī)務(wù)人員承擔(dān)著居民健康“守門人”的角色，而基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)的服務(wù)能力關(guān)系到我國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體系的運(yùn)行。研究表明，初級衛(wèi)生保健與較低的死亡率和較高的早期癌癥檢出率密切相關(guān)。[1-2]基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)一直面臨著全科醫(yī)生短缺的問題[3]，根據(jù)發(fā)達(dá)國家的經(jīng)驗，平均每2 000名居民配備一名全科醫(yī)生才能滿足人們對初級衛(wèi)生保健的需求[4]。《“健康中國2030”規(guī)劃綱要》提出，到2030年要實現(xiàn)每萬人口配備5名全科醫(yī)生的目標(biāo)，而2019年我國全科醫(yī)生人數(shù)僅35萬，還存在巨大缺口。人員短缺使基層醫(yī)務(wù)人員超負(fù)荷工作，工作壓力增加，導(dǎo)致出現(xiàn)缺勤或離職等一系列問題。

離職意向作為預(yù)測實際離職行為的最佳指標(biāo)，指具有離開當(dāng)前工作崗位與尋求其他工作機(jī)會的傾向。[5]一項縱向研究表明，有著強(qiáng)烈離職意向的醫(yī)務(wù)人員在5年后的實際離職率是無離職意向醫(yī)務(wù)人員的4.48倍[6]，離職意向和實際離職行為之間存在較大的相關(guān)性。因此，相較于解決離職行為本身，將研究重點放在影響離職意向的因素上更有意義。以往關(guān)于基層醫(yī)務(wù)人員離職意向影響因素的研究多關(guān)注單個因素與離職意向的關(guān)系，如個體特征(性別、年齡等)[7]、組織因素(如組織支持、領(lǐng)導(dǎo)關(guān)系)[8]、工作相關(guān)因素(如工作壓力、工作滿意度)[9-10]等,對影響因素之間的交互作用探討較少。因此，本文將工作滿意度和組織支持感納入工作壓力對基層醫(yī)務(wù)人員離職意向的條件過程分析，以期更清晰地闡述工作壓力對離職的作用機(jī)制，為減少我國基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)人才流失提供實證依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 研究假設(shè)

當(dāng)工作場所的需求與員工的應(yīng)對能力之間存在不平衡時，工作壓力就會出現(xiàn)。[10]美國心理協(xié)會的一項研究發(fā)現(xiàn)，在離職或?qū)ふ倚鹿ぷ鞯臉颖局校?2%的人因感受到工作場所壓力大而離職。[11]基層醫(yī)務(wù)人員工作時間長，負(fù)擔(dān)重，過多的工作量導(dǎo)致基層醫(yī)務(wù)人員對工作不滿，增加離職的可能性。[12]此外，個體在感受到壓力后，工作滿意度是直接的心理反應(yīng)，工作壓力的增加會導(dǎo)致滿意度的降低，二者呈負(fù)相關(guān)。[13]同時，工作滿意度對工作壓力的負(fù)面影響具有保護(hù)作用，盡管工作壓力相對較大，但是對自己的工作非常滿意，平均職業(yè)倦怠得分也較低[14]，但如果對工作不滿則會影響員工的心理健康，增加其工作壓力和焦慮感，最終影響到工作效率及其跳槽率等[15]。

組織支持感是指個體主觀上認(rèn)為組織重視其貢獻(xiàn)和利益的整體感知。[16]組織支持不僅包括福利支持和尊重支持，還包括執(zhí)行工作所必需的工具性支持，比如培訓(xùn)、資源等。組織支持能夠緩沖工作壓力對工作滿意度的預(yù)測作用，良好的組織支持感可通過促進(jìn)積極情緒和行為的產(chǎn)生，減輕職業(yè)倦怠，改善對工作的負(fù)性認(rèn)知和評價，提升工作滿意度。[17-18]Eisenberger、Valentinea等均在研究中指出，組織支持感對離職意向具有顯著負(fù)向影響。[19-20]良好的組織支持感使醫(yī)務(wù)人員感受到組織對自己的關(guān)心和尊重，從而得到情感上的滿足，緩解了工作壓力，產(chǎn)生了對組織強(qiáng)烈的歸屬感，從而增強(qiáng)留職意向。[21]

基于上述討論，本文提出如下研究假設(shè)：(1)基層醫(yī)務(wù)人員工作壓力與離職意向正相關(guān)；(2)工作滿意度在基層醫(yī)務(wù)人員工作壓力對離職意向的關(guān)系間起中介作用；(3)組織支持感在基層醫(yī)務(wù)人員工作壓力與工作滿意度之間起調(diào)節(jié)作用；(4)組織支持感在基層醫(yī)務(wù)人員工作壓力與離職意向關(guān)系間起調(diào)節(jié)作用，研究模型如圖1所示。

圖1 工作壓力對離職意向的作用模型

1.2 研究對象

本研究依托中國慢病協(xié)同體，通過方便抽樣對其成員單位進(jìn)行問卷調(diào)查。調(diào)查包括廣東、福建等東部5省(覆蓋8個城市)、安徽、湖南、河南等中部6省(覆蓋14個城市)，貴州、云南西部2省(覆蓋3個城市 )。調(diào)查對象為基層醫(yī)務(wù)人員，包括在鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院、村衛(wèi)生室和社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心(站)等基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)工作的在崗醫(yī)務(wù)人員，共計2 358名知情同意并愿意參加調(diào)查。

1.3 問卷設(shè)計

本研究主要變量的測量均來自于國內(nèi)外研究中普遍使用的成熟量表，并且嚴(yán)格按照翻譯—回譯程序?qū)饬勘磉M(jìn)行處理。量表均采用Liker’s 5點法進(jìn)行測量。

工作壓力的測量采用Vagg和Spielberger開發(fā)的工作壓力量表(Job Stress Survey，JSS)，共4個題項，如“工作團(tuán)隊內(nèi)的人際關(guān)系狀況很好”“工作中沒有感到自己的角色不清、任務(wù)不明”等。本研究中，該量表的Cronbach’s α值為0.804。得分越高，表明工作壓力越大。

工作滿意度的測量采用明尼蘇達(dá)量表(Minnesota Satisfaction Questionnaire，MSQ)，共4個題項，如“您對您的工作環(huán)境感到滿意”“您對您在本單位的職業(yè)發(fā)展?fàn)顩r感到滿意”等。本研究中，該量表的Cronbach’s α值為0.825。得分越高，表明工作越滿意。

組織支持感的測量采用Eisenberger開發(fā)的量表，共4個題項，如“領(lǐng)導(dǎo)會顧及我的利益”“領(lǐng)導(dǎo)會尊重我的價值觀和目標(biāo)”等。本研究中，該量表的Cronbach’s α值為0.843。得分越高，表明組織支持水平越高。

離職意向的測量采用Mobely[22]開發(fā)的員工退縮模型的離職意愿量表，共 2個題項，如“您從未考慮過離開當(dāng)前工作單位”“您從未考慮尋找一份新工作”。本研究中，該量表的Cronbach’s α值為0.859。得分越高，表明離職意向越強(qiáng)烈。

1.4 統(tǒng)計分析

運(yùn)用Amos17.0和SPSS21.0軟件分析和處理數(shù)據(jù)。首先，采用驗證性因子分析進(jìn)行區(qū)別效度檢驗；其次，采用描述性統(tǒng)計方法計算工作壓力、工作滿意度、組織支持感和離職意向，用均值±標(biāo)準(zhǔn)差表示，對工作壓力、工作滿意度、組織支持感和離職意向之間的關(guān)系進(jìn)行Pearson相關(guān)分析，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行層級回歸分析變量之間的線性關(guān)系；最后運(yùn)用SPSS中的PROCESS插件進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗。

2 研究結(jié)果

2.1 調(diào)查對象人口學(xué)特征

2 358名基層醫(yī)務(wù)人員中，東部地區(qū)占51.6%，中西部地區(qū)分別占30.7%和17.7%；女性占56.8%，男性占43.2%；31～40歲、41～50歲年齡段人數(shù)最多，分別為30.9%、32.5%；本科學(xué)歷居多，占36.3%；在編占61.1%，非在編占38.9%。

2.2 驗證性因子分析

本研究采用驗證性因子分析進(jìn)行區(qū)別效度檢驗。由表1可知，四因子模型的擬合情況最好(X2=383.564，df=71、GFI=0.974、AGFI=0.962、TLI=0.976、RSMEA=0.046)，這表明各量表具有較好的區(qū)別效度。

表1 模型適配度的驗證性因子分析結(jié)果

2.3 工作壓力、工作滿意度、組織支持和離職意愿情況

如表2所示，本研究中工作壓力的平均值為3.93±0.678，其中，角色模糊得分最高，為4.03±0.938；人際關(guān)系最低，為3.75±0.888。工作滿意度平均值為2.49±0.769，其中，工作自主得分最高，為2.68±0.995，工作收入得分最低，為2.29±1.018。組織支持感平均得分2.35±0.857，其中，工作支持得分最高，為2.51±0.956，待遇保障得分最低，為2.21±0.863。離職意向平均值為3.95±0.987，其中，離開本單位得分最高，為3.96±1.042，尋找新工作得分最低，為3.94±1.067。

表2 工作壓力、工作滿意度、組織支持感和離職意愿各維度得分情況

2.4 各變量相關(guān)性分析

由表3可以看出，工作壓力與工作滿意度、組織支持感呈負(fù)相關(guān)(r=-0.552,P<0.01；r=-0.627,P<0.01)，與離職意向呈正相關(guān)(r=0.629,P<0.01)；工作滿意度與離職意向呈負(fù)相關(guān)(r=-0.669,P<0.01)；組織支持感與離職意向呈負(fù)相關(guān)(r=-0.875,P<0.01)，這為本研究的假設(shè)檢驗提供了初步支持。

表3 研究變量相關(guān)分析結(jié)果

2.5 中介效應(yīng)分析

本研究以工作壓力為預(yù)測變量，工作滿意度為中介變量，組織支持感為調(diào)節(jié)變量，離職意向為結(jié)果變量。關(guān)于工作滿意度的中介效應(yīng)，根據(jù)Baron 和 Kenny[23]的建議，從表4的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)：工作壓力對離職意向具有顯著正向影響(模型2：β=0.631，P<0.001)；當(dāng)同時加入工作壓力和工作滿意度后，工作壓力對離職意向的影響系數(shù)變小，但仍然顯著(模型3：β=0.375，P<0.001)，所以工作滿意度在工作壓力和離職意向之間起著部分中介作用。

表4 工作滿意度在工作壓力與離職意向間的中介作用

為進(jìn)一步檢驗中介作用，本研究利用Bootstrap進(jìn)行了5 000次重復(fù)抽樣，對工作滿意度的中介作用進(jìn)一步檢驗，結(jié)果如表5所示，間接效應(yīng)的作用路徑在95%的置信區(qū)間內(nèi)不包括0，此結(jié)果進(jìn)一步證明了工作滿意度在工作壓力和離職意向間存在中介作用。

表5 中介效應(yīng)的Bootstrap分析

2.6 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

為了驗證組織支持感在工作壓力和離職意向之間的調(diào)節(jié)作用，分別將工作滿意度、離職意向設(shè)為因變量，依次將工作壓力作為自變量、組織支持感作為調(diào)節(jié)變量引入回歸中，最后加入工作壓力和組織支持感的乘積項進(jìn)行回歸分析。從模型6可以看出，工作壓力和組織支持感的交互項對工作滿意度產(chǎn)生了顯著的正向影響(β=0.124,P<0.05)。因此，組織支持感在工作壓力與工作滿意度之間存在調(diào)節(jié)作用。相較于高組織支持感的基層醫(yī)務(wù)人員，工作壓力對低組織支持感的基層醫(yī)務(wù)人員的離職意向影響更大。從模型9可以看出，工作壓力和組織支持感的交互項對離職意向產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響(β=-0.022,P<0.05)。因此，組織支持感在工作壓力與離職意向之間存在調(diào)節(jié)作用。

表6 組織支持感在工作壓力與離職意向之間的調(diào)節(jié)作用

為更直觀地呈現(xiàn)基層醫(yī)務(wù)人員組織支持感在工作壓力與工作滿意度及離職意向之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，根據(jù)Aiken和West[24]的建議，本研究繪制了調(diào)節(jié)效應(yīng)圖。從圖2和圖3可以看出，當(dāng)基層醫(yī)務(wù)人員組織支持感較高時，會削弱工作壓力對工作滿意度及離職意向的負(fù)面影響；而基層醫(yī)務(wù)人員組織支持感較低時，對于工作壓力與工作滿意度及離職意向之間的關(guān)系作用較弱。

圖2 工作壓力與組織支持感對工作滿意度的交互關(guān)系

圖3 工作壓力與組織支持感對離職意向的交互關(guān)系

3 討論與建議

3.1 工作壓力與離職意向呈正相關(guān)

研究結(jié)果表明，基層醫(yī)務(wù)人員工作壓力對離職意向具有顯著的正向影響，這與Kachi等人的研究結(jié)果一致。[25]本次調(diào)查發(fā)現(xiàn)，基層醫(yī)務(wù)人員工作壓力、離職意愿較醫(yī)務(wù)人員整體水平更嚴(yán)峻[26-27]，角色模糊、工作強(qiáng)度大、崗位期望過高是基層醫(yī)務(wù)人員的重要壓力來源。隨著健康中國戰(zhàn)略的推進(jìn)，基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)作為我國三級醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)網(wǎng)絡(luò)的基礎(chǔ)被賦予了更多角色，但基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)擁有的資源較二、三級醫(yī)院更少，為完成不斷增加的繁重工作任務(wù)，基層醫(yī)務(wù)人員承擔(dān)著眾多職責(zé)，導(dǎo)致角色模糊和崗位期望過高，增加了其工作壓力。如在加強(qiáng)對特定患者網(wǎng)格化管理中，基層醫(yī)務(wù)人員還需要承擔(dān)艾滋病、精神障礙等患者的隨訪、健康教育、檢測等健康管理工作，但全科醫(yī)生職責(zé)與專科性強(qiáng)的工作要求有較大差距。因此，政府和衛(wèi)生管理者應(yīng)合理制定基層醫(yī)務(wù)人員的崗位職責(zé)，探索基層全科醫(yī)生與上級醫(yī)院專科醫(yī)生建立緊密的協(xié)作機(jī)制，規(guī)范工作流程。同時，改革基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)的人才引進(jìn)和招聘制度，尤其是對于急需引進(jìn)的高層次人才，適當(dāng)降低門檻，暢通人才引進(jìn)的“綠色通道”，有效解決基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)人力資源短缺和超負(fù)荷工作的問題。

3.2 工作滿意度在工作壓力對離職意向的影響中發(fā)揮中介作用

基層醫(yī)務(wù)人員工作滿意度在工作壓力與離職意向的關(guān)系中起中介作用，這與Mohammad等人的研究結(jié)果一致。[5]工作滿意度可以緩解基層醫(yī)務(wù)人員在工作中產(chǎn)生的負(fù)面情緒，滿足其心理和情感上的需求，降低離職意向。本次調(diào)查顯示，收入和職業(yè)發(fā)展是基層醫(yī)務(wù)人員最不滿意的方面。因此，要探索建立符合基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)工作要求的激勵機(jī)制，完善基層醫(yī)務(wù)人員的薪酬分配制度，合理制定績效考核標(biāo)準(zhǔn)，充分體現(xiàn)基層醫(yī)療衛(wèi)生工作的專業(yè)價值；2021年，《關(guān)于深化衛(wèi)生專業(yè)技術(shù)人員職稱制度改革的指導(dǎo)意見》(人社部發(fā)〔2021〕51號)明確要完善基層的評價標(biāo)準(zhǔn)，鼓勵人才向艱苦邊遠(yuǎn)地區(qū)和基層一線流動，對長期扎根基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)的醫(yī)務(wù)人員，在職稱晉升、聘任等方面予以適當(dāng)傾斜。同時借助醫(yī)聯(lián)體模式拓寬基層醫(yī)務(wù)人員的培訓(xùn)渠道，通過建立醫(yī)聯(lián)體內(nèi)的基層醫(yī)務(wù)人員到上級醫(yī)院進(jìn)修培訓(xùn)的常態(tài)化培訓(xùn)機(jī)制，并根據(jù)其工作崗位和工作需求的變化制定動態(tài)、有針對性的培養(yǎng)方案，滿足基層醫(yī)務(wù)人員自身發(fā)展的需求。

3.3 低組織支持感時工作壓力更容易降低基層醫(yī)務(wù)人員的工作滿意度

基層醫(yī)務(wù)人員組織支持感在工作壓力與工作滿意度的關(guān)系間起調(diào)節(jié)作用，即當(dāng)基層醫(yī)務(wù)人員所感知的組織支持水平低時，工作壓力更易導(dǎo)致工作不滿意，這與以往研究結(jié)果一致。[28]本次調(diào)查顯示，待遇保障和關(guān)心個人利益方面組織支持水平最低?；鶎俞t(yī)務(wù)人員作為知識型員工具有較高的成就動機(jī)[29]，當(dāng)其能夠感受到組織關(guān)心其個人利益和發(fā)展，尊重個人想法，并對其工作表示認(rèn)可，則會受到激勵從而表現(xiàn)出更高的組織承諾。各地在提升基層醫(yī)務(wù)人員的組織支持上進(jìn)行了積極探索，如2021年11月重慶市提出設(shè)立全科醫(yī)生津貼，按人均300元/月追加當(dāng)年績效工資總量，實行單列管理，定向考核分配，重慶市在現(xiàn)有管理體制不變的情況下，賦予了全科醫(yī)生更重要的意義，提高了基層醫(yī)務(wù)人員的工作積極性。此外，還可以依托醫(yī)聯(lián)體，通過對口支援，促進(jìn)優(yōu)質(zhì)醫(yī)療資源下沉，提升基層醫(yī)務(wù)人員的專業(yè)能力。

3.4 低組織支持感時工作壓力更容易導(dǎo)致基層醫(yī)務(wù)人員出現(xiàn)離職意向

基層醫(yī)務(wù)人員組織支持感在工作壓力與離職意向的關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用，高水平的組織支持感會使個人感受到組織對自己貢獻(xiàn)的肯定，從而產(chǎn)生對組織的責(zé)任感，就會有動力投入到工作中，留職意愿也隨之增強(qiáng)，這與Li等人的研究結(jié)果一致。[30]強(qiáng)調(diào)員工愿意為組織做出貢獻(xiàn)的重要因素之一是組織對員工的支持，來自組織的支持對基層醫(yī)務(wù)人員工作積極性、減輕工作壓力有重要作用。因此，要完善基層醫(yī)務(wù)人員的保障機(jī)制，如云南省對鄉(xiāng)村醫(yī)生養(yǎng)老保障做出制度性安排，以每人200元/月的標(biāo)準(zhǔn)，省財政每年安排9 000萬元用于補(bǔ)助鄉(xiāng)村醫(yī)生參加養(yǎng)老保險，解決了鄉(xiāng)村醫(yī)生養(yǎng)老保障的問題。此外，還可以制定個性化的福利方案，滿足不同醫(yī)務(wù)人員多樣化的需求，促使福利管理更好發(fā)揮的激勵作用，如在抗擊新冠疫情中，可根據(jù)參與突發(fā)公共衛(wèi)生事件處置的時間長短、危重程度等因素，及時為基層醫(yī)務(wù)人員安排帶薪休假。

4 研究不足與展望

本研究存在以下幾點不足，有待進(jìn)一步完善：首先，本研究僅探討了基層醫(yī)務(wù)人員工作滿意度在工作壓力與離職意向之間的中介作用，未來研究者可從不同視角、不同理論出發(fā)，嘗試挖掘更多的中介機(jī)制，如心理資本、組織承諾等。其次，本研究沒有對工作壓力進(jìn)行更加詳細(xì)的界定。如Cavanaugh將壓力分為挑戰(zhàn)性壓力和阻礙性壓力進(jìn)行分別研究[31]，因此未來可探索不同界定下的工作壓力對離職意向的影響。最后，有關(guān)學(xué)者的研究表明人口統(tǒng)計學(xué)變量(如性別、年齡、受教育程度等)也會對離職意向產(chǎn)生影響[15,32]，未來可以將人口統(tǒng)計學(xué)變量納入作進(jìn)一步研究。

作者聲明本文無實際或潛在的利益沖突。