基于PLS-SEM的家庭醫(yī)生工作生活質量、職業(yè)認同與隱性缺勤的關系研究

盧慧敏，楊丹丹，苗春霞，黃琦，高修銀

2016年國務院醫(yī)改辦、國家衛(wèi)生計生委、國家發(fā)展改革委等聯(lián)合印發(fā)的《關于推進家庭醫(yī)生簽約服務的指導意見》（國醫(yī)改辦發(fā)〔2016〕1號）指出：轉變基層醫(yī)療衛(wèi)生服務模式，實行家庭醫(yī)生簽約服務，強化基層醫(yī)療衛(wèi)生服務網(wǎng)絡功能，是深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革的重要任務，也是新形勢下更好維護人民群眾健康的重要途徑。家庭醫(yī)生為簽約服務第一責任人。若家庭醫(yī)生的身心健康、工作狀態(tài)不佳，或將難以勝任政策推行所賦予的職責。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，但效率下降導致生產力受損的工作狀態(tài)［1］。醫(yī)務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面影響，不利于家庭醫(yī)生服務的發(fā)展［2］。目前，國內學者較少從服務提供者角度出發(fā)進行家庭醫(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，視點較為單一，缺乏因素間的路徑分析與實證研究。同時，國內關于隱性缺勤的研究以及工作生活質量、職業(yè)認同、隱性缺勤三者關系的相關報道也較少。本研究通過對徐州地區(qū)家庭醫(yī)生進行問卷調查，將探索與實證研究相結合，構建家庭醫(yī)生制度下工作生活質量、職業(yè)認同、隱性缺勤之間的影響路徑，為今后家庭醫(yī)生的隱性缺勤干預提供參考。

1 研究假設

1.1 工作生活質量對隱性缺勤的影響 由于醫(yī)護工作可替代性差、工作要求高、時間自主性低、壓力大等特殊的工作性質，醫(yī)護行業(yè)中隱性缺勤的發(fā)生率明顯高于其他行業(yè)［2］。已有研究證實隱性缺勤所導致的生產力降低與組織因素存在相關關系，例如工作負擔過重、同事人際關系緊張、工作滿意度較低等［3-5］。工作生活質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際生產力輸出，促進人性化工作設計的蓬勃發(fā)展。據(jù)此提出假設1：家庭醫(yī)生的工作生活質量越高，隱性缺勤所致的生產力損失越低。

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

本文要點：

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，但效率下降導致生產力受損的工作狀態(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面影響，不利于家庭醫(yī)生服務的開展。本文探討了工作生活質量、職業(yè)認同、隱性缺勤三者之間的關系，結果顯示：工作生活質量既可以直接作用于隱性缺勤，也可以通過職業(yè)認同這一中介變量間接影響隱性缺勤；全科醫(yī)生的工作生活質量越高，職業(yè)認同水平越高，隱性缺勤所致生產力損失水平越低。建議從提高全科醫(yī)生工作滿意度、降低工作壓力、增強職業(yè)認同感等方面制定措施，對全科醫(yī)生的隱性缺勤進行干預。

2 對象與方法

2.1 調查對象 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個已開展家庭醫(yī)生服務的社區(qū)衛(wèi)生服務中心，共33家；然后整群納入各社區(qū)衛(wèi)生服務中心的全部家庭醫(yī)生，共400例。排除家庭醫(yī)生團隊中其他非家庭醫(yī)生身份的工作人員，如社區(qū)護士、公共衛(wèi)生醫(yī)生等。

2.2 調查方法 調查于2017年11月—2018年3月進行，由經過本研究內容相關培訓的調查員擔任現(xiàn)場調查工作。結合本研究目的，由本研究課題組成員自行設計調查問卷。問卷的主要內容包括家庭醫(yī)生一般情況調查表以及相關工具量表，包括工作生活質量量表、職業(yè)認同問卷、斯坦福隱性缺勤問卷（SPS-6）中文版。本調查為現(xiàn)場面對面調查，由調查員向調查對象解釋本次調查的目的和方法，并解釋填寫方法和注意事項，獲取調查對象的知情同意后，由調查對象自行填寫問卷，最后由調查員進行核對檢查，以確保問卷的質量。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 調查工具

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

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

2.3.3 職業(yè)認同問卷 采用文獻回顧的方法，并結合本研究目的，對郝玉芬［8］、魏淑華［9］提及的職業(yè)認同評估內容進行梳理，形成4個維度：職業(yè)自我認知、職業(yè)行為傾向、職業(yè)價值觀、職業(yè)歸屬感，將其作為觀測變量反映職業(yè)認同。本研究中，該問卷共17個條目，采用Likert 5級評分法，選項為非常不符合、比較不符合、不確定、比較符合、非常符合，分別對應1、2、3、4、5分。4個維度得分分別為6～30、5～25、3～15、3～15分，總分17～85分。分數(shù)越高代表職業(yè)認同水平越高。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個條目，采用Likert 5級評分法，選項為一點也不符合、較少符合、有些符合、非常符合、完全符合，分別對應1、2、3、4、5分，條目5和6為反向計分，總分6～30分,分數(shù)越高代表隱性缺勤所致生產力損失越大［10］。本研究中，Cronbach's α系數(shù)為0.731。

2.4 統(tǒng)計學方法 采用SPSS 22.0統(tǒng)計軟件進行統(tǒng)計分析。符合正態(tài)分布的計量資料以（x ±s）表示，計數(shù)資料以相對數(shù)表示。相關性分析采用Pearson相關性分析；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)計學意義?？紤]到傳統(tǒng)分析方法只能研究測量變量，不能同時進行多個潛變量之間關系的探討，遂本文應用結構方程模型探討自變量、因變量以及中介變量之間的路徑關系并對模型進行驗證。偏最小二乘法（partial least squares，PLS）是構建結構方程模型的方法之一，其設計在于解釋變異（檢測因果關系是否具有明顯的關系），兼具模型探索及驗證兩項功能。因目前有關工作生活質量、職業(yè)認同、隱性缺勤三者關系的理論研究尚不充分，遂采用Smart PLS 2.0構建結構方程模型。

3 結果

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、家庭工作關系、工作壓力、工作控制5個維度的得分分別為（18.82±3.11）、（18.88±3.20）、（10.97±2.39）、（3.15±1.71）、（7.11±1.37）分，工作生活質量量表總得分為（58.93±8.51）分。

3.2.2 職業(yè)認同問卷得分 324例家庭醫(yī)生職業(yè)自我認知、職業(yè)行為傾向、職業(yè)價值觀、職業(yè)歸屬感4個維度的得分分別為（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 工作生活質量量表得分、職業(yè)認同問卷得分、斯坦福隱性缺勤問卷（中文版）得分的相關性 工作生活質量量表各維度得分、職業(yè)認同問卷各維度得分與斯坦福隱性缺勤問卷（中文版）得分呈直線負相關（P＜0.01）。除工作壓力維度得分外，工作生活質量量表各維度得分與職業(yè)認同問卷得分呈直線正相關（P＜0.01，見表2）。

3.4 家庭工作生活質量、職業(yè)認同、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)認同問卷得分作為因變量，構建回歸模型（矯正后R2=0.315，變量賦值表見表3）。結果顯示，工作滿意度得分、工作環(huán)境得分家庭工作關系得分、工作控制得分是職業(yè)認同問卷得分的影響因素（見表4）。模型2：以工作生活質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，構建回歸模型（矯正后R2=0.400）。結果顯示，工作滿意度得分、家庭工作關系得分、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，構建回歸模型（矯正后R2=0.421）。結果顯示，職業(yè)認我認知得分、職業(yè)行為傾向得分、職業(yè)價值觀得分、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的基礎上，將工作生活質量量表各維度得分作為自變量加入模型（矯正后R2=0.514）。結果顯示，工作滿意度得分、家庭工作關系得分、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 工作生活質量量表得分、職業(yè)認同問卷得分、斯坦福隱性缺勤問卷（中文版）得分的相關性（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 工作生活質量量表各維度得分、家庭醫(yī)生基本情況與職業(yè)認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 工作生活質量、職業(yè)認同、隱性缺勤之間的路徑驗證 Smart PLS 2.0以PLS Algorithm分析方法計算路徑系數(shù)與模型擬合指標，以Bootstapping分析方法檢驗路徑系數(shù)的顯著性，以t值作為計算結果。

工作生活質量量表、職業(yè)認同問卷得分的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，說明工作生活質量量表、職業(yè)認同問卷的信度良好，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，結構變量具有很強的效度。職業(yè)認同問卷與斯坦福隱性缺勤問卷（中文版）的R2分別為40%、49%，說明整個模型解釋了職業(yè)認同40%的變動方差和隱性缺勤49%的變動方差，因此模型解釋潛變量程度良好。

表6 職業(yè)認同問卷各維度得分、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 工作生活質量量表各維度得分、職業(yè)認同問卷各維度得分、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)與顯著性結果如圖1所示：經檢驗所有路徑系數(shù)均有統(tǒng)計學意義（P＜0.05）。職業(yè)認同對隱性缺勤具有負向作用，直接影響為-0.431；工作生活質量對職業(yè)認同具有正向作用，直接影響為0.629，對隱性缺勤具有負向作用，直接影響為-0.343，其通過職業(yè)認同的中介作用所產生的間接影響為0.629與-0.431的乘積，故工作生活質量對隱性缺勤影響的總效應為-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：員工的工作生活質量越高，職業(yè)認同水平也會越高，隱性缺勤所致生產力損失水平將會越低；工作生活質量不僅直接作用于隱性缺勤，還通過職業(yè)認同這一中介變量影響隱性缺勤。因此本研究的3個假設均得到驗證。

4.1 工作生活質量對隱性缺勤具有負向影響作用 本研究結果顯示，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力損失。國內研究證明，工作滿意度與醫(yī)務人員的隱性缺勤存在負相關［12］，本研究結果與此一致。圖1結果顯示，工作滿意度對工作生活質量的直接影響高達0.841。由馬斯洛理論需求理論可知：作為腦力勞動者，家庭醫(yī)生的主要需要是追求個人發(fā)展，工作價值體現(xiàn)等高層次需求［13］，因此，工作滿意度對其工作生活質量具有很大影響。然而和專科醫(yī)生相比，家庭醫(yī)生培訓深造、晉升的機會相對較少，發(fā)展平臺有限，容易產生被邊緣化的感覺；與其他社區(qū)醫(yī)生相比，家庭醫(yī)生在工作內容增多的同時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。哈佛大學的一項研究表示，員工的滿意度提高3%，顧客滿意度相應提高5%［14］。因此，為減少隱性缺勤，提高服務質量與滿意度，促進家庭醫(yī)生服務的順利開展，社區(qū)衛(wèi)生服務機構應對此予以重視，并通過加強硬件設施，完善薪酬獎勵制度、提供晉升機會，定期開展員工滿意度調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結果顯示，工作壓力的b絕對值高于工作生活質量的其他維度，說明工作壓力對隱性缺勤具有較大的影響。同時，實證分析中，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量的重要構成因素。家庭醫(yī)生除了正常診療外還需要為居民提供預防、保健、康復、健康教育、計劃生育等服務，但是有調查顯示，大部分家庭醫(yī)生對于目前的工作內容并不認同，認為醫(yī)療以外的工作任務太多，過于繁雜［17］。在本次調查中也有部分醫(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)服務職責界定不清的情況，因而增加的工作內容已經遠遠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，建議用人單位細化政策實施的具體方案，明確分工，減少冗余的指標考核，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；家庭工作關系體現(xiàn)了工作時間、行為等與家庭需求、責任的契合度［18］。本研究結果顯示，工作控制、家庭工作關系對隱性缺勤均產生負向影響作用。因此，用人單位可以從這兩方面著手，如：通過常規(guī)培訓提高家庭醫(yī)生的醫(yī)療服務技能、醫(yī)患溝通能力、信息化技術能力等，從而增強醫(yī)生的工作控制能力；通過提供家庭照顧福利、根據(jù)日常工作量實行靈活的時間管理方式，平衡醫(yī)生的家庭工作關系，從而減少隱性缺勤的發(fā)生。

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

相關研究表明職業(yè)認同對員工的個人行為具有影響作用［20-21］，可以有效預測工作績效［22］。隱性缺勤從側面反映的也是員工在一段時間內實際有效的工作輸出，與工作績效具有一定的相似之處。本次實證研究結果顯示：職業(yè)認同對隱性缺勤具有直接負向影響作用。本研究模型 4結果顯示，職業(yè)行為傾向、職業(yè)價值觀與職業(yè)歸屬感對隱性缺勤均具有負向作用，其中職業(yè)價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)生的職責是治病救人，而如今家庭醫(yī)生的工作重點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、個性化的服務，這與其既往所接受的服務理念存在差異，因此在家庭醫(yī)生服務探索階段，用人單位要積極引導家庭醫(yī)生樹立正確的職業(yè)價值觀，不斷提高家庭醫(yī)生的職業(yè)行為傾向，增強家庭醫(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)生的工作生活質量與職業(yè)認同水平，可降低家庭醫(yī)生因隱性缺勤所造成的生產力受損，從而保證家庭醫(yī)生制度的有效實施。本研究存在的局限性主要有兩點：第一，研究所采用的量表在此次調查中的信度僅在0.7左右，這可能與量表人群針對性不強以及調查人數(shù)較少有關，同時，為保證量表結構完整性，作者未對信度較低的條目進行刪減，因此有關醫(yī)務人員的專業(yè)量表還有待開發(fā)，以彌補廣大學者研究的不足。第二，本文僅探討了工作生活質量、職業(yè)認同與隱性缺勤三者之間的關聯(lián)，其中具體的影響機制有待系統(tǒng)深入的梳理，理論模型還需補充其他相關因素使其更為合理，從而得到更加完整的工作生活質量影響隱性缺勤路徑圖，為中國式家庭醫(yī)生制度的進一步完善、成熟提供建議。

作者貢獻：盧慧敏負責試驗設計與實施、撰寫論文、成文并對文章負責；楊丹丹、黃琦負責試驗實施、評估、資料收集；苗春霞、高修銀負責質量控制與審校。

本文無利益沖突。