公立醫院非編制人員組織支持感、組織認同與工作投入的關系研究

李俊龍 朱夢蓉 許沛堯 白青松 梁亦可 李心月 馬愛軍

1.四川大學華西公共衛生學院 四川成都 610041 2.四川省自貢市第四人民醫院 四川自貢 643000 3.四川省自貢市醫學技術情報站 四川自貢 643000

隨著我國經濟的不斷發展，人民群眾多元化的醫療衛生服務需求快速增長，公立醫院核定編制已不能滿足日益增長的醫療衛生服務需求，醫院開始采取招聘非編制人員的方式解決這一矛盾。如今，非編制人員已廣泛存在于我國各級公立醫院中，他們是否能夠全身心地投入到工作中直接影響著組織的工作效率與績效水平，但我國現有的事業單位人事制度管理與激勵政策針對的主要是在編人員，對非編制人員的管理尚未有明確的政策依據，由此導致對非編制人員的管理未得到應有的重視，長此以往很容易使非編制人員產生心理疏離感，嚴重影響其工作積極性。因此，研究怎樣提升公立醫院非編制人員工作投入作用機制，已經成為目前公立醫院管理者亟待關注的話題之一。有研究表明組織支持感、組織認同與工作投入有高度相關關系,組織認同在組織支持感與工作投入的關系中起著部分中介的作用。[1-2]本文在四川某市6家市屬三級公立醫院非編制人員的調查數據基礎上，探討中國人事制度背景下公立醫院非編制人員的組織支持感、組織認同對工作投入的影響過程和影響機制，驗證組織支持感、組織認同與工作投入的多維度結構，為公立醫院管理者采取措施促進非編制人員的工作投入提供參考。

1 資料與方法

1.1 調查對象

本研究的調查對象來自四川某市6家市屬三級公立醫院的非編制人員，涉及行政管理、醫療、護理和醫技等多種類別工作崗位。共發放調查問卷650份,回收合格問卷631份,有效率為97.1%。有效問卷中，女性占93%；醫療占6.3%，護理占80.8%，醫技占7.0%，行政管理占5.9%；碩士研究生及以上學歷占0.7%，大學本科占49.6%，大專占44.8%，中專占4.9%；年齡在20～47歲之間，平均年齡為(26.88±4.12)歲。

1.2 調查工具

1.2.1 組織支持感問卷

組織支持感問卷主要參考了Eisenberger等學者(1986)開發的“組織支持感量表”(SPOS)設計而成的單維度調查問卷，包含8個條目，分別是“醫院重視我的貢獻”,“醫院關心我的福利”,“醫院尊重我的意見”，“醫院會原諒我的無心之過”，“醫院尊重我的目標和價值”，“醫院關心我的個人發展”，“醫院關心我的個人感受”，“醫院會盡力為我解決生活和家庭的后顧之憂”。采用Likert五級計分法，從“非常不同意”到“非常同意”，分別賦值l～5分，分數越高代表組織支持感越強。

1.2.2 組織認同量表

采用Mael和Ashforth(1992)開發的單維度組織認同量表[3]，量表包含6個測量條目，分別是“當聽到別人批評我所在的單位時，我感覺就像是在批評自己一樣”， “我很想了解別人是如何評價我所在的單位的”，“當談到我所在的單位時，我會說‘我們’而不是‘他們’”，“我所在單位的成功就代表著我自己的成功”，“當聽到別人稱贊我所在的單位時，我感覺就像是在稱贊自己一樣”，“如果發現新聞媒體批評我所在的單位，我會感到不安”。均為正向計分,采用Likert五級計分法，從“非常不同意”到“非常同意”，分別賦值1～5分，分數越高說明組織認同度越高。該量表在目前組織認同的研究中得到了廣泛的應用，已被證實有較好的信度和效度，其平均內部一致性Alpha系數為0.81，適用情況較好。

1.2.3 工作投入量表

采用Schaufeli等研制的Utrecht工作投入量表[4](Utrecht Work Engagement Scale，UWES)，共17個測量條目，包括活力、奉獻、專注三個維度，其中活力維度有6個測量條目，奉獻維度有5個測量條目，專注維度有6個測量條目。量表所有條目均為正向計分，采用Likert七級計分法，從“從來沒有”到“總是”，分別賦值0～6分，得分越高表明工作投入越好。國內一些學者采用該量表對一些行業的工作投入進行測量，顯示了較好的信度和效度。[5]

1.2.4 一般資料調查問卷

該部分問卷由研究者參考文獻自行編制，包括性別、年齡、婚姻、學歷、收入、職稱、職務、工作年限、工作類別等。

1.3 統計分析

本次調查問卷數據以Excel 2007雙份錄入并校正，使用SPSS19.0和AMOS17.0進行數據處理，研究涉及的主要統計學方法包括：描述性統計分析，獨立樣本t檢驗，單因素方差分析，Person相關分析，強迫進入回歸分析和結構方程模型分析。以P<0.05 為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 公立醫院非編制人員組織支持感、組織認同與工作投入現狀

非編制人員組織支持感總均分為(2.80±1.05)分；組織認同總均分為(3.73±1.03)分；工作投入總均分為(2.99±1.58)分，各維度得分從高到低分別為：活力(3.28±1.67)分，專注(2.97±1.67)分，奉獻(2.67±1.60)分。得分顯示公立醫院非編制人員組織支持感與工作投入低于量表中值3，處于相對較低水平，而組織認同感相對較高。進一步分析在不同背景變量上各研究變量的差異，采用獨立樣本t檢驗分析研究變量在婚姻、性別等二分類變量上的差異，采用單因素方差分析研究變量在不同醫院、崗位類型、工資收入、職稱、職務、工作年限、學歷等多分類背景變量上的差異，結果顯示，各研究變量在背景變量上均無顯著差異(P>0.05)。說明公立醫院非編制人員組織支持感、組織認同及工作投入水平不受各背景變量影響，盡管非編制護理人員在本次研究中占比高達80.8%，但其未對非編制人員研究變量總體得分及評價造成影響。

2.2 量表的信度效度檢驗

2.2.1 信度檢驗

本次研究組織支持感量表Cronbach’s Alpha系數為0.88，組織認同量表Cronbach’s Alpha系數為0.948，工作投入量表Cronbach’s Alpha系數為0.979，其值均大于0.8，表明各個量表內部一致性甚好，問卷信度高。

2.2.2 效度檢驗

采用因子分析評價各個量表的結構效度。本次研究中組織支持感量表KMO值為0.94，Bartlett’s球形檢驗P<0.001，適合做因子分析[6],單因子模型解釋方差總變異81.16%，說明量表結構效度良好。本次研究組織認同量表KMO值為0.914，Bartlett’s球形檢驗P<0.001，單因子模型解釋方差總變異79.369%，結構效度較好。工作投入量表KMO值為0.961，Bartlett’s球形檢驗P<0.001，工作投入的有效性較高，最大方差旋轉結果顯示，工作投入可提取三個公共因子，所提取的公共因子與調查問卷的結構維度一致，3個公共因子解釋方差總變異為84.639%，表明量表結構效度良好。

問卷信度及效度分析結果顯示，本次研究中組織支持感量表、組織認同量表及工作投入量表在對公立醫院非編制人員的組織支持感、組織認同及工作投入的測量與評價中，具有較好的信度和結構效度，可作為公立醫院非編制人員相關研究的測評工具。

2.3 公立醫院非編制人員組織支持感、組織認同與工作投入的相關性

將醫院非編制人員在組織支持感、組織認同上的得分與其在工作投入上的得分進行相關分析,結果見表1。相關分析結果顯示，組織支持感與組織認同、工作投入及其三個維度(活力、奉獻、專注)有顯著的正相關，組織認同與工作投入及其三個維度之間也有顯著的正相關。

表1 公立醫院非編制人員組織支持感、組織認同與工作投入的相關系數

注：*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001

2.4 組織認同在組織支持感影響工作投入中的中介效應分析

中介變量就是自變量對因變量產生影響的中介，是自變量對因變量產生影響的實質性的、內在原因，換言之，就是自變量通過中介變量對因變量產生作用。[7]Baron認為一個變量為中介變量需要滿足以下三個條件：(1)自變量對因變量顯著相關；(2)自變量對中介變量顯著相關；(3)中介變量對因變量顯著相關。Person相關分析顯示，組織支持感、組織認同、工作投入各維度間均兩兩顯著相關，適合進行中介效應分析。James和Brett認為中介變量存在時，自變量對因變量的影響減小或消失。如果影響減小中介變量起到部分的中介作用；如果影響消失則中介變量起到完全的中介作用。本研究對組織認同在組織支持感與工作投入關系中的中介效應檢驗，采用強迫進入變量法，做三步回歸分析。第一步，以組織支持感(X)為自變量，以工作投入(Y)為因變量，求出回歸系數c；第二步，以組織支持感為自變量，以組織認同(M)為因變量，求出回歸系數a；第三步，以組織支持感和組織認同為自變量，以工作投入為因變量，求出回歸系數b和c′。中介效應檢驗的結果見表2。

表2 組織認同的中介效應檢驗回歸模型

如表2所示，每一步的檢驗方程均有意義，且回歸系數均在0.01水平有統計學意義。本研究中，c=1.897，a=0.367，c＇=1.021。由表2可以看到，自變量組織支持感對工作投入回歸方程的回歸系數為1.897，當把組織支持感和組織認同共同納入對因變量工作投入的回歸方程中時，自變量組織支持感的回歸系數由1.897降低為1.021，自變量組織認同對工作投入的回歸系數仍然顯著(t=18.388，P<0.01)。因此組織認同通過了中介變量的檢驗，可以認為組織認同是組織支持感作用于工作投入的中介變量。同時，當組織支持感和組織認同共同納入回歸方程時，c＇小于c，因此，本研究認為組織認同在組織支持感與工作投入的關系中起著部分中介的作用。

2.5 組織支持感、組織認同與工作投入的結構方程模型

為進一步明確各變量間的相互影響程度和方式，基于相關分析和中介變量檢驗的結果，本研究選擇以工作投入為因變量，組織支持感為自變量，組織認同為中介變量建立結構方程模型，模型擬合指數見表3。修正后模型各項擬合指標均達到擬合標準，表明假設模型與實際數據適配良好，模型可用。

表3 結構方程模型驗證性檢驗擬合指標

由圖1數據可看出，組織支持感對組織認同的標準化回歸系數為0.53(P<0.05)，組織認同的變異解釋程度(Squared Multiple Correlations，SMC)為0.28；組織支持感對工作投入的標準化回歸系數為0.34(P<0.05)，組織支持感對工作投入有直接效應；組織認同對工作投入的標準化回歸系數為0.55(P<0.05)，工作投入的變異解釋程度(SMC)為0.62；組織認同在組織支持感影響工作投入的路徑中起中介效應作用，中介效應大小為0.53×0.55=0.292(P<0.05)，組織支持感對工作投入的總效應為0.34+0.292=0.632。

圖1 公立醫院非編人員組織支持感、組織認同對工作投入作用方式結構方程模型

3 討論與建議

3.1 公立醫院非編制人員組織支持感與工作投入處于較低水平，組織認同較高

本研究中公立醫院非編制人員組織支持感均分低于量表中值3，說明醫院非編制人員對組織支持的評價多處于相對較低水平，提示公立醫院在組織支持的各個方面還有很多地方沒有得到非編制人員的充分認可，管理上還有許多需要改進的環節。非編制人員組織認同的總均分大于量表中值3，處于相對較高的水平，表明非編制人員對組織有一定的歸屬感和依賴感。這可能與本次研究所調查的對象均來自當地醫療服務水平最高的醫院有關，因為依照社會認同理論的觀點：“個人更愿意成為有聲望的組織中的一員，這使他們更有自尊”[8]。進而會把組織的聲望視作自身聲望，把組織的目標視作自身目標，在一定程度上把自身和組織看成一個整體，愿意盡心努力去實現組織目標。公立醫院非編制人員工作投入的總均分小于量表中值3，處于較低水平，相比活力與專注維度，奉獻維度的得分更低。表明雖然非編制人員在工作中能夠投入充沛的精力和保持較好的心理韌性，但受身份歧視、同工不同酬、醫患關系緊張等因素的影響，非編制人員從工作中獲得的成就感、自豪感不夠強，從而影響了他們投身工作的熱情。

3.2 組織支持感對公立醫院非編職人員工作投入有直接預測作用

相關分析顯示，組織支持感與工作投入及其三個維度(活力、奉獻和專注)呈高度正相關，相關系數分別為0.592、0.502、0.601、0.601(P<0.01)。回歸分析與結構方程模型分析發現，組織支持感對工作投入有直接效應，組織支持感能很好的預測工作投入變量。這一結果表明，非編制人員的組織支持感越高，他們的工作投入程度就越高。也就是說，當員工能明顯感受到來自組織的支持和幫助時，其良好的工作狀態和精神便能夠更好的得到保持,并會降低因工作而導致的員工身心的消耗和侵蝕,使員工能夠更加專注的投入工作并為之付出更多的努力。非編制人員作為公立醫院的重要組成部分，其組織支持感水平會顯著影響醫院的工作效率及績效水平。因此，公立醫院需要采取措施提高非編制人員的組織支持感，如為他們提供完成工作所需要的硬件支持，包括良好的工作環境，使其工作心情愉悅,有利于提高工作效率，增加工作投入；對他們的表現及貢獻給予及時的反饋，開放晉升通道，讓他們感受到醫院對其工作能力的肯定及未來發展的重視，讓他們意識到組織肯定其價值，從而激發他們努力奮斗的熱情，提高他們的工作投入水平。

3.3 組織支持感以組織認同為中介變量對工作投入有間接預測作用

中介效應分析顯示組織認同在組織支持感影響工作投入的過程中起著部分中介效應，結構方程模型分析顯示其中介效應大小為0.292。說明組織支持感不僅直接正向預測工作投入，組織支持感還以組織認同為中介變量間接預測工作投入。也就是說，非編制人員感知到的組織支持感越高，他們的組織認同水平就會越高，進而這種積極的情感、行為就會增強，從而使工作投入得以提升。組織認同是聯結個體與組織關系的心理紐帶，是個體與組織保持一致或歸屬于組織的感知。[9]當非編制人員對其所在組織產生較強的認同感時，便會主動去接受組織的文化、價值、理念，把自己的目標與醫院的目標相統一，為之更加努力的工作。醫院管理者如果能在為非編制人員提供充分的組織支持的同時，注重培養與提高他們的組織認同感，將會對工作投入的提高有更大的幫助。因此，首先，醫院應該樹立“以人為本”的觀念，對他們的生活或情感給予幫助，關心他們的切身利益，讓他們感知到組織的人文關懷，從而讓其認同組織，產生強烈的組織歸屬感，最終取得更高的工作績效。其次，醫院管理者應淡化事業編制這個標簽，營造不區分編制的組織文化，讓非編制人員與編制人員享受同樣的待遇、福利及關懷，這會使得非編制人員內化組織價值觀，逐步產生對組織的認同與歸屬感，最終提升他們的工作投入水平。

作者聲明本文無實際或潛在的利益沖突。

參 考 文 獻

[1] 劉華， 李亞慧. 組織支持感對組織信任、工作投入、工作滿意感的影響研究[J]. 經濟論壇， 2011(6)： 193.

[2] Sulea C， Virga D， Maricutoiu L P, et al．Work Engagement as Mediator between Job Characteristic and Positive and NegativeExtra-role Behaviors[J]．The Career Development International， 2012(17)： 188-207．

[3] Mael F A, Ashforth B E. Alumni and their alma mater:A patial test of reformulated of organizational identification[J]. Journal of Organizational Behavior, 1992, 13(2): 103-123.

[4] Schaufeli W B．The measurement of engagement and burnout： a two sample confirmatory factor analytic approach[J]．Journal OfHappiness Studies， 2002(3)： 74-75．

[5] 張軼文， 甘怡群. 中文版Utrecht工作投入量表(UWES)的信效度檢驗[J]. 中國臨床心理學， 2005(3)： 268-281.

[6] 李燦， 辛玲. 調查問卷的信度與效度的評價方法研究[J]. 中國衛生統計， 2008 (5)： 541-544.

[7] Baron R M, Kenny D A. The moderator-mediator variable distinction in social psychological reseach: Conceptual,strategic,and statistical consideration[J]. Journal of Personality and Social Psychology, 1986, 51(6): 1173-1182.

[8] Hameed I， Riaz Z， Arain G A， et al． How do internal andexternal CSR affect employees’ organizational identification? Aperspective from the group engagement model[J]． Front Psychol, 2016(7): 778．

[9] 劉聰聰， 孔冬， 金海君， 等. 三級甲等醫院護士組織公平感和組織認同對工作投入的影響[J]．中華護理雜志， 2014， 49( 9): 1049．