工作動機在基層醫(yī)務(wù)人員工作滿意度和工作績效中的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)研究

于亞航 孔 晨 張 威 袁蓓蓓

1.北京大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院 北京 100191 2.北京大學(xué)中國衛(wèi)生發(fā)展研究中心 北京 100191

現(xiàn)階段，深化醫(yī)療衛(wèi)生體制改革重點已從傳統(tǒng)、粗放、規(guī)模式發(fā)展路徑，走向內(nèi)涵式、效率、質(zhì)量為主的建設(shè)。在從關(guān)注硬件能力到軟資源發(fā)展的轉(zhuǎn)變過程中，發(fā)展醫(yī)療衛(wèi)生人力資源，提高醫(yī)務(wù)人員的行為和績效將發(fā)揮核心作用。[1]基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)作為我國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體系建設(shè)的起點和基礎(chǔ)支撐，其醫(yī)務(wù)人員是基本醫(yī)療和基本公衛(wèi)服務(wù)的直接提供者，是實現(xiàn)基本健康服務(wù)全民供給、優(yōu)化服務(wù)提供效果的主要力量。

因此，如何提升基層醫(yī)務(wù)人員工作績效對推動醫(yī)改目標(biāo)的實現(xiàn)至關(guān)重要，客觀績效產(chǎn)出的實現(xiàn)和持續(xù)性必須要依靠工作滿意度高、有工作積極性的醫(yī)務(wù)人員。工作滿意度是衡量人員在主觀態(tài)度和感受上是否愿意付出努力的重要指標(biāo)，工作中感到滿意是種愉快的或積極的情緒狀態(tài)[2]，是提高客觀績效不可忽視的重要因素。但目前研究對工作滿意度影響工作績效的路徑尚未有清晰和深入分析。本研究以工作動機最新理論進展——有機整合理論為基礎(chǔ)，分析工作動機在工作滿意度和工作績效之間的中介作用，該理論認(rèn)為工作動機是在外部激勵因素刺激下，醫(yī)務(wù)人員個人特質(zhì)(包括價值觀、性格特點等)與環(huán)境發(fā)生了相互作用的心理過程，形成了衡量不同行為下個人獲得利益與付出努力之間平衡的認(rèn)知，并最終決定人員是否愿意為組織期望的高績效付出持續(xù)努力。[3-5]本研究的目的在于解釋工作滿意度提高促進工作績效的作用機制，為實現(xiàn)基層醫(yī)務(wù)人員工作動機內(nèi)化、工作績效的可持續(xù)性提高提供理論參考和實證證據(jù)支持，為激勵機制設(shè)計提供更有操作性的政策建議。

1 研究對象與方法

1.1 研究假設(shè)

有機整合理論認(rèn)為個體有整合先天動機與周圍環(huán)境的傾向，揭示了動機內(nèi)化的方向和路徑[6]：在積極激勵因素的外部干預(yù)和內(nèi)在調(diào)節(jié)作用下，不同的工作動機會被實現(xiàn)和轉(zhuǎn)化，達到更深層次的激勵水平，實現(xiàn)動機的“內(nèi)化”。[7]在該理論中，工作動機被定義為在工作中付出努力的驅(qū)動力，根據(jù)個體自我決定程度不同，可劃分為控制性動機(controlled motivation)和自主性動機(autonomous motivation)：自主性動機是指從事某項工作是出于興趣或?qū)κ录旧碚J(rèn)同的意愿；控制性動機是指從事某項工作是因工作要求或在心理壓力、自我控制情感下而做出的選擇。

本研究做出如下假設(shè)：控制性動機和自主性動機中介了工作滿意度對工作績效的影響，同時由于兩類動機之間的關(guān)聯(lián)和可轉(zhuǎn)化，工作滿意度提高會增強自我決定程度、引發(fā)動機“內(nèi)化”，進而促進工作績效的可持續(xù)提高。本研究選擇鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ万炞C工作滿意度影響工作績效的路徑，即影響是通過三條路徑發(fā)揮作用的，其一，檢驗控制性動機和自主性動機的總體中介效應(yīng)的大??；其二，分析單個變量(控制性動機或自主性動機)的獨立中介作用的大??；最后，對比不同中介路徑發(fā)揮作用的大小。

1.2 研究對象

因我國存在區(qū)域發(fā)展不平衡問題，相應(yīng)的各地衛(wèi)生服務(wù)體系的資源、能力和結(jié)構(gòu)都存在差異，為確保樣本能夠代表全國基層醫(yī)務(wù)人員整體水平，本研究以地理位置、經(jīng)濟發(fā)展水平和基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)服務(wù)能力為重要考量，在2019年4—10月采用多階段整群隨機抽樣方法選取全國東、中、西部共6省12縣(市、區(qū))75家基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)，包括28家鄉(xiāng)鎮(zhèn)(中心)衛(wèi)生院和47家社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心。問卷調(diào)查由受過培訓(xùn)的調(diào)研員進行并進行質(zhì)量控制，調(diào)查采取分批集中每家機構(gòu)當(dāng)日在崗醫(yī)務(wù)人員，現(xiàn)場分發(fā)填寫的形式，調(diào)研組安排專人負(fù)責(zé)核對問卷內(nèi)容完整性，最大限度保證應(yīng)填盡填，同時整個調(diào)查過程禁止人員交流。

1.3 問卷調(diào)查

調(diào)查問卷主要包括基層醫(yī)務(wù)人員基本情況、工作滿意度量表、工作績效量表和工作動機量表四部分內(nèi)容組成，基本情況包括性別、年齡、最高學(xué)歷、人員類別、專業(yè)職稱等社會人口學(xué)特征和工作特征，其余三個量表的情況如下：

1.3.1 工作滿意度量表

工作滿意度量表是綜合了全國第五次和第六次衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查中醫(yī)務(wù)人員調(diào)查問卷，經(jīng)過課題組完善和修訂后形成，共計9題。包括基層醫(yī)務(wù)人員對工作環(huán)境中同事關(guān)系、收入水平、領(lǐng)導(dǎo)管理、工作條件、晉升發(fā)展、管理制度、福利待遇、培訓(xùn)、能力發(fā)揮9個維度的滿意度水平，采用李克特6點計分法，分?jǐn)?shù)越高代表該維度的滿意程度越高。經(jīng)可靠性檢驗，本次研究中滿意度的Cronbach’s α系數(shù)為0.911。

1.3.2 工作績效量表

工作績效量表為趙世超等人[8]開發(fā)的自評工作績效量表，共有12題，分別從任務(wù)績效、關(guān)系績效和學(xué)習(xí)績效三個維度對工作績效進行測量，同樣采用李克特6點計分法，分?jǐn)?shù)越高代表符合程度越高。在本量表中，任務(wù)績效是指基層醫(yī)務(wù)人員愿意在衛(wèi)生服務(wù)提供的質(zhì)量、效率投入的意愿程度，是反映基層醫(yī)務(wù)人員對組織目標(biāo)貢獻的指標(biāo)，是組織要求其必須要完成的；關(guān)系績效是指基層醫(yī)務(wù)人員參與到組織支持性環(huán)境中工作氛圍建設(shè)的努力，包括同事協(xié)助、按規(guī)章辦事等，是基層醫(yī)務(wù)人員需要完成的行為；學(xué)習(xí)績效則是指基層醫(yī)務(wù)人員愿意提升自身能力，未來會對組織目標(biāo)的實現(xiàn)做出貢獻，是其愿意完成的。經(jīng)可靠性檢驗，本次研究中工作績效的Cronbach’s α系數(shù)為0.927。任務(wù)、關(guān)系和學(xué)習(xí)績效三個維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.885、0.830和0.892。

1.3.3 工作動機量表

工作動機量表為本課題小組在征得原作者 Julia Lohmann同意后，對原量表進行漢化后得到的。漢化過程遵循Brislin’s 量表翻譯—回憶法對原版工作激勵工具進行跨文化調(diào)試的步驟。漢化后量表共有15題，分別是內(nèi)部調(diào)節(jié)(1～3題)，整合和認(rèn)同調(diào)節(jié)(4～6題)，攝入調(diào)節(jié)(7～8題)，外部調(diào)節(jié)(非物質(zhì))(9～11題)，外部調(diào)節(jié)(物質(zhì))(12～15題)，自主性動機包括內(nèi)部調(diào)節(jié)、整合和認(rèn)同調(diào)節(jié)，控制性動機包括攝入調(diào)節(jié)、外部調(diào)節(jié)(非物質(zhì))和外部調(diào)節(jié)(物質(zhì))，采用李克特11點計分法從0～10賦值，分?jǐn)?shù)越高符合程度越高。經(jīng)可靠性檢驗，本研究中工作動機的Cronbach’s α系數(shù)為0.927，其中控制性動機和自主性動機的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.888和0.993。

1.4 數(shù)據(jù)分析

使用Stata對數(shù)據(jù)進行描述性分析和相關(guān)分析，計數(shù)資料計算其均值(M)和標(biāo)準(zhǔn)差(SD)，使用Amos 23.0軟件構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型進行中介效應(yīng)檢驗，并在檢驗水準(zhǔn)α=0.05的水平上通過Bootstrap法對模型進行二次檢驗，判斷模型擬合度。判斷標(biāo)準(zhǔn)為：χ2/df小于3最好、小于5可接受，RMSEA<0.05適配良好、<0.08則適配合理，GFI、CFI、TLI、NFI均大于0.9則說明模型較好。

采用Harman單因素法檢驗共同方法偏差，將工作滿意度量表、工作績效量表和工作動機量表中的題目進行因素分析。結(jié)果顯示，探索性因素分析析出了6個因子，共解釋了總方差68.81%的變異，第一個因子解釋了總方差36.98%的變異，小于40%。同時，驗證性因子分析結(jié)果顯示的擬合指標(biāo)為:χ2/df=16.96，RMSEA=0.11，NFI=0.74，GFI=0.67，各項擬合指標(biāo)較差，因此本研究中各變量間不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。

2 結(jié)果

2.1 基本情況

本研究共對1 435名基層醫(yī)務(wù)人員進行了問卷調(diào)查，最后回收有效問卷1 417份，問卷回收有效率為98.75%。參與調(diào)查的基層醫(yī)務(wù)人員的具體樣本特征如表1所示，從地區(qū)來看，東部地區(qū)人數(shù)最多，有856人(60.41%)，其次是西部地區(qū)410人(28.93%)，中部地區(qū)最少，有151人(10.66%)；在性別上，男女比例接近1∶3，男性有357人，占25.19%；年齡層面，31～50歲的基層醫(yī)務(wù)人員最多，為918人(64.78%)，51歲及以上最少，有87人，占6.14%；學(xué)歷以大學(xué)本科和大專為主，分別有868人(61.26%)、423人(29.85%)，研究生和高中、中專及以下人數(shù)較少；從人員類別來看，醫(yī)生、護士、公衛(wèi)人員和醫(yī)技人員分布差距較小，醫(yī)生人數(shù)最多，有428人(30.20%)；在專業(yè)職稱方面，以師級/助理人員和中級職稱為主，分別有562人(39.66%)和492(34.72%)人。

表1 參與調(diào)查的基層醫(yī)務(wù)人員的基本特征(N=1 417)

2.2 描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析

我國基層醫(yī)務(wù)人員的工作滿意度、控制性工作動機、自主性工作動機和工作績效四個變量的均值(M)、標(biāo)準(zhǔn)差(SD)及相關(guān)系數(shù)如表2所示。結(jié)果顯示，總體四個變量間均存在顯著相關(guān)關(guān)系，且兩兩正相關(guān)；分地區(qū)來看，四個變量的關(guān)系在東、中、西部地區(qū)顯示了一致的趨勢。

2.3 鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗

使用Amos 23.0軟件構(gòu)建我國基層醫(yī)務(wù)人員工作滿意度、控制性動機、自主性動機和工作績效的結(jié)構(gòu)方程模型，檢驗控制性動機和自主性動機的中介作用。模型擬合度檢驗初次結(jié)果為χ2/df=9.78、大于5，該指標(biāo)需進一步修正，RMSEA=0.079、小于0.08，GFI=0.968、CFI=0.916、TLI=0.920、NFI=0.928，均大于0.9，指標(biāo)尚可。根據(jù)M.I.值及各變量邏輯相關(guān)關(guān)系進行調(diào)整，在工作滿意度中領(lǐng)導(dǎo)管理和同事關(guān)系、管理制度，福利待遇和收入水平、管理制度、培訓(xùn)機會，培訓(xùn)機會和能力施展以及工作動機量表中攝入調(diào)節(jié)和整合認(rèn)同調(diào)節(jié)間的相關(guān)關(guān)系進行模型調(diào)整。調(diào)整后模型如圖1所示，最終模型擬合度結(jié)果為：χ2/df=3.782，結(jié)合樣本量判斷，該指標(biāo)尚可，RMSEA=0.044，小于0.05適配良好，GFI=0.968、CFI=0.980、TLI=0.975、NFI=0.974，均大于0.9，因此，調(diào)整后本結(jié)構(gòu)方程模型擬合較好，模型合理。

圖1 控制性動機和自主性動機的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)模型

使用Bootstrap置信區(qū)間估計法進行區(qū)間估計，選擇95%的置信區(qū)間和5 000的樣本量，結(jié)果顯示，95%置信區(qū)間均不包括0，說明控制性動機和自主性動機在基層醫(yī)務(wù)人員工作滿意度和工作績效的中介模型成立，中介效應(yīng)值為0.52，在工作滿意度影響工作績效的總效應(yīng)中占比為35.99%。具體結(jié)果如表3所示。

表3 控制性動機和自主性動機的中介效應(yīng)分析

具體來看，工作滿意度會直接影響工作績效，直接效應(yīng)值為0.96，占總效應(yīng)的64.01%，此外影響還會通過三條中介路徑產(chǎn)生，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的35.99%：首先，中介效應(yīng)中占比最高的為“工作滿意度→控制性工作動機→自主性工作動機→工作績效”路徑，中介效應(yīng)值為0.23，占總中介效應(yīng)的比例為40.97%，說明工作滿意度會通過提高基層醫(yī)務(wù)人員控制性動機水平，促進自主性動機水平的提升，實現(xiàn)工作動機的內(nèi)化，達到更持久、自主的調(diào)節(jié)狀態(tài)；其次，“工作滿意度→控制性動機→工作績效”的中介路徑效應(yīng)值為0.21，在總中介效應(yīng)占比為38.36%，說明工作滿意度對工作績效的影響更多的是滿足了其控制性動機，即對外部激勵因素的需要；最后，“工作滿意度→自主性動機→工作績效”的中介路徑效應(yīng)值為0.11，在總中介效應(yīng)中占比最小，為19.55%，但也說明當(dāng)前工作滿意度的提高也有少部分是直接影響自主性動機，即實現(xiàn)內(nèi)部激勵。綜上可知，工作滿意度除了直接影響工作績效外，既可以分別通過控制性動機和自主性動機分別滿足人員對外在和內(nèi)在需求因素的滿足進而影響工作績效，也會通過二者的鏈?zhǔn)街薪樽饔?，即通過工作動機的內(nèi)化影響工作績效。

3 討論

3.1 高工作滿意度會促進工作績效，工作動機更好揭示了影響路徑

本研究結(jié)果表明，基層醫(yī)務(wù)人員工作滿意度和工作績效之間顯著正相關(guān)，說明工作滿意度在刺激工作動機、提高工作績效方面具有積極效果，這與Violet E研究中提出的工作滿意度能夠影響85.8%的工作績效的結(jié)果方向一致[9]，但也有研究發(fā)現(xiàn)工作滿意度對工作績效的影響的很小，甚至可以忽略[10]。以往研究結(jié)果存在矛盾之處可能在于簡單的處理工作滿意度和工作績效之間的關(guān)系，Judge TA 、Timothy二人的系統(tǒng)綜述發(fā)現(xiàn)不能直接否定二者的因果關(guān)聯(lián)[11,12]，認(rèn)為工作滿意度對工作績效的影響是非單一路徑，存在中介變量起關(guān)鍵作用的可能。

已有研究基于不同的心理過程理論和結(jié)構(gòu)變量選取中介變量來探索二者之間的關(guān)系，但研究數(shù)量仍十分有限。一般工作領(lǐng)域中，基本心理需要滿足、自主性需要、工作心流、主觀幸福感的中介作用已經(jīng)得到了證實。[13-16]這四個中介變量均從不同角度側(cè)面反映了一個路徑是：工作滿意度會通過刺激個體的情感滿足來提高內(nèi)在動機，并影響個人的行為選擇而改變工作績效。在衛(wèi)生領(lǐng)域，已有研究發(fā)現(xiàn)，代表內(nèi)在動機表現(xiàn)的一個指標(biāo)——個人和組織的目標(biāo)契合度[17]，可作為中介因素解釋工作滿意度對工作績效影響的75%；同時也有研究證實，人們需要的實現(xiàn)和滿足與工作動機直接相關(guān)，并可以提高工作滿意度和工作績效[18]，但其是否能夠作為中介變量尚未有明確結(jié)論。本研究與上述研究在心理理論選擇的方向上一致，均試圖從工作動機的核心概念出發(fā)尋找中介因素；但本研究不同之處在于直接測量工作動機本身，即工作驅(qū)動力的類型，更直接有力的證實了工作動機的中介作用，為工作滿意度影響工作績效提供證據(jù)支持。

3.2 工作滿意度影響工作績效的實質(zhì)是不同工作動機的改變各有側(cè)重

基于理論構(gòu)建和實證分析，本研究得出：工作滿意度對工作績效的影響通過三條中介起作用，即基層醫(yī)務(wù)人員工作滿意度的提高會通過控制性動機、自主性動機以及工作動機內(nèi)化的路徑實現(xiàn)工作績效的提高。中介作用占比最大的路徑是工作動機的內(nèi)化，其作用機制在于良好的工作感受和工作滿意度會刺激基層醫(yī)務(wù)人員自發(fā)地將外部激勵吸收、內(nèi)化為自主性工作動機，此時他們行為的出發(fā)點不再僅僅是為了完成既定工作任務(wù)或履行工作責(zé)任，更是轉(zhuǎn)化為追求工作本身的意義等高層次需要的滿足。[19]張劍的研究也證實了外部激勵因素的積極刺激是實現(xiàn)工作驅(qū)動力內(nèi)化，促進工作績效的有效路徑。[20]

本研究也發(fā)現(xiàn)，內(nèi)化路徑之外，控制性動機和自主性動機也能分別、單獨地在工作滿意度對工作績效的積極影響中產(chǎn)生中介作用；這其中的作用機制是控制性驅(qū)動力(物質(zhì)性條件)的滿足、自主性驅(qū)動力(自我成長和對工作本身熱愛)的實現(xiàn)，都是對工作滿意后隨之而來的并再帶動工作行為的改變和工作績效的提高。物質(zhì)性需求的滿足、外部驅(qū)動力的實現(xiàn)對工作行為和績效的影響已被大量研究證明[21-23]；本研究對控制性動機另一個重要的驗證是發(fā)現(xiàn)動機內(nèi)化的發(fā)生不是必然的，前提是外部運行環(huán)境能帶來外部激勵，這與李嫻研究中的討論保持一致。[24]同時，自主性動機在工作滿意度影響工作績效路徑中的作用也不容忽視，基層醫(yī)務(wù)人員作為典型的知識型員工，有更強烈的自我決定和成長的需求。相對于控制性工作動機[25]，內(nèi)化的工作動機更能刺激他們挖掘工作潛能，達到持續(xù)性的激勵效果。侯烜方的研究同樣支持了自我決定程度較高、更趨于內(nèi)化的動機會讓員工更專注于工作本身，發(fā)揮主觀能動性，最終提高工作績效。[26]

3.3 總結(jié)與展望

理論上，本研究借助有機整合理論為理解動機和行為的改變做出了新嘗試，探索工作滿意度影響工作動機的內(nèi)在機制，突破了外在動機和內(nèi)在動機的孤立劃分，將工作動機轉(zhuǎn)化和內(nèi)化的過程進行了識別。測量上，本研究首次使用了自我決定理論工作動機水平測量的量表，直接的測量和區(qū)分了工作驅(qū)動力的類型。實踐指導(dǎo)上，幫助更深入理解當(dāng)前激勵環(huán)境起作用的內(nèi)在機制，有利于未來激勵機制設(shè)計更有針對性；衛(wèi)生政策和制度建設(shè)直接或間接地會影響基層醫(yī)務(wù)人員的獲得感，持續(xù)關(guān)注基層醫(yī)務(wù)人員工作滿意度水平的變化非常必要；從動態(tài)視角來看，工作滿意度的提高會影響并改變工作動機，最終帶來工作方向的轉(zhuǎn)化、工作行為的改善和工作績效的提高；關(guān)注工作動機的中介作用有助于理解外部物質(zhì)激勵和內(nèi)在激勵帶來工作滿意度提高，再通過控制性動機和自主性動機的實現(xiàn)以及控制性動機向自主性動機的轉(zhuǎn)變來改變工作行為和績效；例如工作獎勵、工作條件改善等物質(zhì)激勵首先滿足基本生存需求、更多的激勵控制性動機[27]；培訓(xùn)和執(zhí)業(yè)發(fā)展、團隊支持等非物質(zhì)激勵則是通過激發(fā)人員內(nèi)在對發(fā)展和自主的需求，影響自主性動機[28]。

4 政策建議

4.1 打牢外部激勵基礎(chǔ)，滿足控制性動機，營造機構(gòu)支持性運行環(huán)境

要繼續(xù)夯實基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)的設(shè)施設(shè)備，針對基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)存在的信息系統(tǒng)發(fā)展滯后問題，要注重信息化的互聯(lián)互通，實現(xiàn)區(qū)域內(nèi)醫(yī)療設(shè)施設(shè)備共享以優(yōu)化配置資源，打破信息孤島以減少工作重復(fù)和不必要的工作量；針對薪酬績效激勵制度改革滯后問題，要突破瓶頸、改革薪酬激勵支付制度，從根本上改變基層醫(yī)務(wù)人員收入遠低于醫(yī)院醫(yī)務(wù)人員收入的固化模式，肯定基層醫(yī)務(wù)人員的社會價值。[29]

4.2 重視內(nèi)部激勵，強化自主性動機，創(chuàng)建自主支持的工作氛圍和模式

一是建立技術(shù)幫扶傳送帶項目，滿足醫(yī)務(wù)人員對能力發(fā)展的需要。針對現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)的目前培訓(xùn)過于形式化，基層醫(yī)務(wù)人員不能實現(xiàn)真正意義上的技能提升、培訓(xùn)需求滿足感較低[30]的問題，建立針對基層醫(yī)務(wù)人員發(fā)展需要的長效培訓(xùn)機制，進一步加大培訓(xùn)支持和經(jīng)費投入，鼓勵支持基層醫(yī)務(wù)人員參與全科醫(yī)生規(guī)范化培訓(xùn)、在職學(xué)歷提升。[31]同時，借助當(dāng)?shù)蒯t(yī)療聯(lián)合體形式，發(fā)揮好上級醫(yī)院的輻射帶動作用，讓上級專家成為基層醫(yī)務(wù)人員能力提升的“傳送帶”，不僅要實現(xiàn)技術(shù)資源的下沉，更要帶來技術(shù)傳送。二是依托家庭醫(yī)生團隊合作模式，營造自主支持氛圍，增強基層醫(yī)務(wù)人員的組織歸屬感。在工作中要積極肯定基層醫(yī)務(wù)人員的價值和家庭醫(yī)生團隊的意義，要有清晰明確的工作描述以避免角色沖突或角色模糊[32]，并保障其自主選擇的權(quán)利，例如自由協(xié)商組成家庭醫(yī)生團隊、在合理范圍內(nèi)自主協(xié)商工作模式和利益分配等。

作者聲明本文無實際或潛在的利益沖突。