上海市臨床醫(yī)師勝任力、職業(yè)認(rèn)同及團(tuán)隊(duì)績效關(guān)系研究

■ 劉瀟瀟 董旻曄 施貞夙 李國紅

學(xué)者對于“勝任力”達(dá)成了共識：（1）勝任力絕非獨(dú)立存在，其在不同時期的認(rèn)識深深受到行業(yè)及崗位特征、工作情境、組織互動及文化的影響；（2）勝任力對于職工個體的工作績效有預(yù)測作用[1]。個體工作績效是個體所屬團(tuán)隊(duì)績效的基石，由此可以建立個人層面的勝任力與團(tuán)隊(duì)層面的總體績效關(guān)系。從個人層面上來說，個體對于自身從事職業(yè)的認(rèn)同感稱之為“職業(yè)認(rèn)同”，其水平影響其對于所在團(tuán)隊(duì)的認(rèn)同感，進(jìn)而也對團(tuán)隊(duì)總體績效產(chǎn)生影響。

既往研究團(tuán)隊(duì)績效主題的文獻(xiàn)中，多以團(tuán)隊(duì)層面的概念貫穿全文，如王國猛[2]的研究中就考察了團(tuán)隊(duì)心理授權(quán)、團(tuán)隊(duì)氣氛、團(tuán)隊(duì)信任對團(tuán)隊(duì)績效的影響路徑；張學(xué)敏等[3]研究了團(tuán)隊(duì)沖突在團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性對團(tuán)隊(duì)績效的路徑關(guān)系中的中介作用；劉小禹等[4]則探討了團(tuán)隊(duì)情緒與團(tuán)隊(duì)績效間的影響機(jī)制，由此得到的結(jié)論中均是從團(tuán)隊(duì)角度進(jìn)行結(jié)果解讀及深層次討論。但是對于如何從團(tuán)隊(duì)成員個人角度，尤其是當(dāng)團(tuán)隊(duì)成員身份為臨床醫(yī)師時，對提升團(tuán)隊(duì)績效提供建議時，相關(guān)研究較為缺乏。本研究從臨床醫(yī)師個人角度選取了勝任力、職業(yè)認(rèn)同變量，經(jīng)由團(tuán)隊(duì)績效的經(jīng)典模型“投入-過程-產(chǎn)出”模型判斷兩個層面的變量與團(tuán)隊(duì)績效間可能存在一定的關(guān)系，由此做出初步的研究假設(shè)，以期通過建立三者之間的整合視角，使用結(jié)構(gòu)方程模型對三者之間的關(guān)系進(jìn)行探索，從個人層面出發(fā)，為提升團(tuán)隊(duì)層面的總體績效提供建議。

1 資料與方法

1.1 資料來源

本研究對象是參加上海市2020年衛(wèi)生系列高級職稱評審（以下簡稱“高評”）的臨床醫(yī)師，采用自編量表及標(biāo)準(zhǔn)量表，通過自建問卷平臺請參加評審的臨床醫(yī)師自行掃碼進(jìn)行問卷填寫。根據(jù)上海衛(wèi)生人才官網(wǎng)數(shù)據(jù)，2020年上海市衛(wèi)生高評共有3176人進(jìn)入學(xué)科組評審，研究共回收2 436份數(shù)據(jù)，除去非臨床學(xué)科外共獲得1541份臨床醫(yī)師數(shù)據(jù)，將關(guān)鍵變量缺失的數(shù)據(jù)刪除，最終得到1500份問卷數(shù)據(jù)。

1.2 問卷內(nèi)容

研究小組通過文獻(xiàn)閱讀初步擬定了勝任力指標(biāo)池，經(jīng)多輪頭腦風(fēng)暴對指標(biāo)池進(jìn)行完善，最終擬定了43個勝任力條目，采用里克特5點(diǎn)等級計分，從1～5分別是非常不重要至非常重要。

研究主題“團(tuán)隊(duì)績效”考量采用我國王國猛漢化的Schippers團(tuán)隊(duì)績效量表[2，5]，該量表共有9個條目。采用里克特5點(diǎn)等級計分，從1～5分別是非常不同意至非常同意，其中團(tuán)隊(duì)期望績效和團(tuán)隊(duì)績效穩(wěn)定條目為反向計分。得分越高，團(tuán)隊(duì)績效水平越高。

“職業(yè)認(rèn)同”采用我國學(xué)者漢化的Tyler職業(yè)認(rèn)同量表[6]，共有10個條目。采用里克特5點(diǎn)等級計分，從1～5分別是非常不符合至非常符合，所有條目均為正向計分。得分越高，代表職業(yè)認(rèn)同水平越高。

另外，本研究在進(jìn)行多群組分析時按照以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行分組：（1）績優(yōu)組：近3年（2018-2020年）在本機(jī)構(gòu)年度考核中至少曾獲一次優(yōu)秀；（2）績平組：近3年（2018-2020年）在本機(jī)構(gòu)年度考核中未獲優(yōu)秀。

1.3 統(tǒng)計處理

對問卷數(shù)據(jù)利用SPSS 22.0進(jìn)行一般描述性分析、探索性因子分析，并運(yùn)用Amos 24.0構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析、多群組分析，在無特殊說明時，P＜0.05為差異有統(tǒng)計學(xué)意義。

1.4 信效度分析

研究首先對問卷涉及的勝任力、職業(yè)認(rèn)同、團(tuán)隊(duì)績效主題進(jìn)行信度分析。在進(jìn)行模型擬合時為了模型整體性的考慮，對3個主題中條目有部分刪除。本研究中涉及主題的Cronbach α系數(shù)均大于0.8，說明問卷信度良好。

同樣對問卷涉及主題進(jìn)行效度分析。由于勝任力主題涉及變量眾多，故先進(jìn)行探索性因子分析。使用主成分分析中的最大方差法，經(jīng)正交旋轉(zhuǎn)后提取特征值＞1的公因子，KMO值為0.975（＞0.7），P值小于0.05，表明勝任力問卷下各條目的獨(dú)立性假設(shè)不成立，適宜進(jìn)行公因子提取，共提取了5個公因子，根據(jù)其內(nèi)涵分別命名為個人特質(zhì)、問題解決、工作技能、人文關(guān)懷、自我指導(dǎo)，累計方差貢獻(xiàn)率為62.79%（＞60%），因子結(jié)構(gòu)清晰，可以認(rèn)為問卷的結(jié)構(gòu)效度良好。

職業(yè)認(rèn)同和團(tuán)隊(duì)績效量表根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)量表進(jìn)行適當(dāng)改編，通過驗(yàn)證性因子分析得到各條目的因子載荷如表1所示，在探索三潛變量間的路徑關(guān)系時，為了整體擬合模型的效果，對部分條目有所刪減。刪減過后，除團(tuán)隊(duì)績效超越條目路徑系數(shù)略＜0.5（0.447），其他各系數(shù)均＞0.5，表明測量模型的結(jié)構(gòu)效度良好。

表1 調(diào)整前后職業(yè)認(rèn)同和團(tuán)隊(duì)績效驗(yàn)證性因子分析表

2 結(jié)果

2.1 一般描述性統(tǒng)計分析

對進(jìn)入分析的1500份數(shù)據(jù)按照績平、績優(yōu)分組，分別對年齡、性別、最高學(xué)歷、職稱、醫(yī)療機(jī)構(gòu)等級、學(xué)科組進(jìn)行描述，結(jié)果如表2所示。年齡在41～50歲的臨床醫(yī)師數(shù)量最多，占比50%以上；性別比例基本保持1∶1左右，較為平衡；受訪對象中學(xué)歷在碩士及以上占50%以上；問卷對象所在醫(yī)療機(jī)構(gòu)中以三級醫(yī)院居多，占46.6%；學(xué)科組中內(nèi)科、外科、臨床綜合組占比較大。按照既定的效標(biāo)樣本標(biāo)準(zhǔn)，將樣本分為績平組和績優(yōu)組，分別是693人和807人，各占46.2%和53.8%。

表2 問卷調(diào)查臨床醫(yī)師基本情況

2.2 主題路徑關(guān)系分析

2.2.1 模型擬合優(yōu)度檢驗(yàn)。表3給出了修正前后的結(jié)構(gòu)模型擬合效果。修正過程刪除了團(tuán)隊(duì)績效問卷中因子負(fù)荷＜0.5的團(tuán)隊(duì)期望績效、團(tuán)隊(duì)實(shí)際績效、團(tuán)隊(duì)績效穩(wěn)定、團(tuán)隊(duì)績效負(fù)荷4個測量變量，添加了殘差項(xiàng)的連接以優(yōu)化模型。由表3可見，原本不合格的NFI指標(biāo)值修正后為0.911，RMSEA值進(jìn)一步降低，其余各項(xiàng)指標(biāo)數(shù)值進(jìn)一步上升，達(dá)到了良好水平，表明修正后的結(jié)構(gòu)模型得到了進(jìn)一步優(yōu)化，建立的模型較為合理。

表3 模型修正前后擬合指標(biāo)結(jié)果

2.2.2 模型路徑。從結(jié)構(gòu)方程上看，勝任力對職業(yè)認(rèn)同的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.41，勝任力對團(tuán)隊(duì)績效的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.13，職業(yè)認(rèn)同對團(tuán)隊(duì)績效的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.61，且P＜0.001，表明勝任力對團(tuán)隊(duì)績效和職業(yè)認(rèn)同均具有促進(jìn)作用，且職業(yè)認(rèn)同對團(tuán)隊(duì)績效具有正向影響作用。

鑒于標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)在結(jié)構(gòu)方程中可以表示潛變量與對應(yīng)測量變量之前的關(guān)系強(qiáng)弱，即測量變量對所屬潛變量的解釋能力大小。上述標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)可以解釋為：當(dāng)其他變量保持不變時，臨床醫(yī)師的勝任力水平每增加1個單位，其職業(yè)認(rèn)同水平增加0.41個單位，團(tuán)隊(duì)績效水平增加0.13個單位；臨床醫(yī)師的職業(yè)認(rèn)同水平每增加1個單位，團(tuán)隊(duì)績效水平增加0.61個單位。

2.2.3 模型效應(yīng)分解。對勝任力和職業(yè)認(rèn)同潛變量對團(tuán)隊(duì)績效潛變量的作用效應(yīng)進(jìn)行分解，經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化后的效應(yīng)分解結(jié)果顯示，勝任力對團(tuán)隊(duì)績效的標(biāo)準(zhǔn)化總效應(yīng)為0.376，標(biāo)準(zhǔn)化直接效應(yīng)為0.129，由于三者路徑中只有一個中介變量，所以勝任力影響團(tuán)隊(duì)績效的間接效應(yīng)值即為職業(yè)認(rèn)同在勝任力和團(tuán)隊(duì)績效之間的中介效應(yīng)值，為0.248，經(jīng)統(tǒng)計檢驗(yàn)顯著。

由此可以得到臨床醫(yī)師勝任力影響團(tuán)隊(duì)績效的路徑。路徑一：勝任力直接影響團(tuán)隊(duì)績效，直接作用大小為0.129。路徑二：勝任力通過職業(yè)認(rèn)同潛變量間接影響團(tuán)隊(duì)績效。職業(yè)認(rèn)同變量在勝任力對團(tuán)隊(duì)績效的影響中起到部分中介作用，中介作用大小為0.248，與路徑一結(jié)合考慮則勝任力對團(tuán)隊(duì)績效的影響總作用大小為0.376。

2.3 多群組分析

將樣本分為績平、績優(yōu)組進(jìn)行多群組分析。在不分組情況下，勝任力和職業(yè)認(rèn)同、團(tuán)隊(duì)績效之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.41、0.13，職業(yè)認(rèn)同和團(tuán)隊(duì)績效的路徑系數(shù)是0.61；多群組分析時，在績平組中，勝任力和職業(yè)認(rèn)同、團(tuán)隊(duì)績效之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.40、0.17，職業(yè)認(rèn)同和團(tuán)隊(duì)績效則為0.54；績優(yōu)組中，勝任力和職業(yè)認(rèn)同、團(tuán)隊(duì)績效之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.41、0.09，職業(yè)認(rèn)同和團(tuán)隊(duì)績效則為0.67。

由上可知，在績平、績優(yōu)分組下的模型間，績平、績優(yōu)分組下兩組的路徑系數(shù)相較未分組時并非同向變化，同時根據(jù)無參數(shù)限制的原始模型和限定因子載荷相等的測量加權(quán)模型參數(shù)差值檢驗(yàn)可知，△χ2=79.188，△DF=45，P=0.001＜0.05，績平、績優(yōu)兩組間的路徑系數(shù)存在差異，模型擬合指標(biāo)差值有統(tǒng)計學(xué)意義，勝任力-職業(yè)認(rèn)同-團(tuán)隊(duì)績效路徑模型在績效優(yōu)秀與否分組中不具有很好的穩(wěn)定性，績優(yōu)、績平在模型中起到調(diào)節(jié)作用。

3 討論

3.1 崗位勝任力、職業(yè)認(rèn)同對團(tuán)隊(duì)績效有促進(jìn)作用

采用結(jié)構(gòu)方程模型探究臨床醫(yī)師崗位勝任力、職業(yè)認(rèn)同及團(tuán)隊(duì)績效間的關(guān)系時，通過獲得的模型擬合指標(biāo)來看，構(gòu)建的模型較為合理。根據(jù)二階模型的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)來看，勝任力對職業(yè)認(rèn)同的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.41，對團(tuán)隊(duì)績效的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.13，職業(yè)認(rèn)同對團(tuán)隊(duì)績效的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.61，且P＜0.001，表明勝任力對職業(yè)認(rèn)同和團(tuán)隊(duì)績效的解釋力在檢驗(yàn)顯著的情況下分別達(dá)為0.41和0.13。同樣，職業(yè)認(rèn)同對團(tuán)隊(duì)績效的解釋力達(dá)到了0.61，由此可以得到臨床醫(yī)師個人崗位勝任力、職業(yè)認(rèn)同對所屬團(tuán)隊(duì)績效均具有促進(jìn)作用，且職業(yè)認(rèn)同對團(tuán)隊(duì)績效亦存在正向影響。

3.2 改善臨床醫(yī)師職業(yè)認(rèn)同水平可提升崗位勝任力對團(tuán)隊(duì)績效的促進(jìn)作用

模型效應(yīng)分解結(jié)果顯示，勝任力和團(tuán)隊(duì)績效間存在間接效應(yīng)值，為0.248，且經(jīng)統(tǒng)計檢驗(yàn)顯著。由模型圖可見，該間接效應(yīng)值即為職業(yè)認(rèn)同在勝任力和團(tuán)隊(duì)績效之間的中介效應(yīng)值。即：在勝任力對團(tuán)隊(duì)績效的總解釋力（0.376）中，勝任力直接對團(tuán)隊(duì)績效的解釋力僅占0.128，通過職業(yè)認(rèn)同潛變量對團(tuán)隊(duì)績效的解釋力達(dá)到0.248。這可以解釋為若要通過提高崗位勝任力達(dá)到提升團(tuán)隊(duì)績效的目的，不僅僅可以直接從勝任力水平上下功夫，也可以通過提升職業(yè)認(rèn)同水平達(dá)到既定目的。

3.3 績效優(yōu)秀與否對模型存在調(diào)節(jié)作用

在將樣本分別分為績平、績優(yōu)組進(jìn)行多群組分析后，發(fā)現(xiàn)績效水平是勝任力-職業(yè)認(rèn)同-團(tuán)隊(duì)績效路徑的調(diào)節(jié)變量?？兤?、績優(yōu)分組下的兩個模型與未分組的模型相比，勝任力到職業(yè)認(rèn)同的路徑系數(shù)變化趨勢一致，且顯著；勝任力到團(tuán)隊(duì)績效、職業(yè)認(rèn)同到團(tuán)隊(duì)績效的路徑系數(shù)顯著，但變化趨勢相反，提示績效優(yōu)秀與否對于模型的調(diào)節(jié)作用可能是通過直接路徑和中介過程的后半路徑來實(shí)現(xiàn)[7]。

3.4 關(guān)注臨床醫(yī)生崗位勝任力和職業(yè)認(rèn)同，提升團(tuán)隊(duì)績效

臨床醫(yī)師是醫(yī)療活動順利進(jìn)行的主體。從團(tuán)隊(duì)績效的經(jīng)典模型“輸入-過程-輸出”模型來看[8]，臨床醫(yī)師個人層面的勝任力和職業(yè)認(rèn)同水平對團(tuán)隊(duì)績效影響很大，而當(dāng)團(tuán)隊(duì)績效概念應(yīng)用于現(xiàn)代醫(yī)院管理實(shí)踐中又與醫(yī)院管理水平密不可分。對醫(yī)院來說，要想提升整體的管理效率，在招錄人才時要注重人才的勝任素質(zhì)測評，將測評結(jié)果作為輔助招錄的依據(jù)；同時，可以通過提升待遇、進(jìn)行院內(nèi)文化教育及建設(shè)等措施提升醫(yī)師對職業(yè)的認(rèn)同感和團(tuán)隊(duì)的凝聚力，提升現(xiàn)代化醫(yī)院管理水平，更好地為患者服務(wù)。