工作動機在基層醫務人員工作滿意度和工作績效中的鏈式中介效應研究

于亞航 孔 晨 張 威 袁蓓蓓

1.北京大學公共衛生學院 北京 100191 2.北京大學中國衛生發展研究中心 北京 100191

現階段，深化醫療衛生體制改革重點已從傳統、粗放、規模式發展路徑，走向內涵式、效率、質量為主的建設。在從關注硬件能力到軟資源發展的轉變過程中，發展醫療衛生人力資源，提高醫務人員的行為和績效將發揮核心作用。[1]基層醫療衛生機構作為我國醫療衛生服務體系建設的起點和基礎支撐，其醫務人員是基本醫療和基本公衛服務的直接提供者，是實現基本健康服務全民供給、優化服務提供效果的主要力量。

因此，如何提升基層醫務人員工作績效對推動醫改目標的實現至關重要，客觀績效產出的實現和持續性必須要依靠工作滿意度高、有工作積極性的醫務人員。工作滿意度是衡量人員在主觀態度和感受上是否愿意付出努力的重要指標，工作中感到滿意是種愉快的或積極的情緒狀態[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，分析工作動機在工作滿意度和工作績效之間的中介作用，該理論認為工作動機是在外部激勵因素刺激下，醫務人員個人特質(包括價值觀、性格特點等)與環境發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，為實現基層醫務人員工作動機內化、工作績效的可持續性提高提供理論參考和實證證據支持，為激勵機制設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

有機整合理論認為個體有整合先天動機與周圍環境的傾向，揭示了動機內化的方向和路徑[6]：在積極激勵因素的外部干預和內在調節作用下，不同的工作動機會被實現和轉化，達到更深層次的激勵水平，實現動機的“內化”。[7]在該理論中，工作動機被定義為在工作中付出努力的驅動力，根據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對事件本身認同的意愿；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：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聯和可轉化，工作滿意度提高會增強自我決定程度、引發動機“內化”，進而促進工作績效的可持續提高。本研究選擇鏈式中介模型驗證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的大小；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小；最后，對比不同中介路徑發揮作用的大小。

1.2 研究對象

因我國存在區域發展不平衡問題，相應的各地衛生服務體系的資源、能力和結構都存在差異，為確保樣本能夠代表全國基層醫務人員整體水平，本研究以地理位置、經濟發展水平和基層醫療衛生機構服務能力為重要考量，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)75家基層醫療衛生機構，包括28家鄉鎮(中心)衛生院和47家社區衛生服務中心。問卷調查由受過培訓的調研員進行并進行質量控制，調查采取分批集中每家機構當日在崗醫務人員，現場分發填寫的形式，調研組安排專人負責核對問卷內容完整性，最大限度保證應填盡填，同時整個調查過程禁止人員交流。

1.3 問卷調查

調查問卷主要包括基層醫務人員基本情況、工作滿意度量表、工作績效量表和工作動機量表四部分內容組成，基本情況包括性別、年齡、最高學歷、人員類別、專業職稱等社會人口學特征和工作特征，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生服務調查中醫務人員調查問卷，經過課題組完善和修訂后形成，共計9題。包括基層醫務人員對工作環境中同事關系、收入水平、領導管理、工作條件、晉升發展、管理制度、福利待遇、培訓、能力發揮9個維度的滿意度水平，采用李克特6點計分法，分數越高代表該維度的滿意程度越高。經可靠性檢驗，本次研究中滿意度的Cronbach’s α系數為0.911。

1.3.2 工作績效量表

工作績效量表為趙世超等人[8]開發的自評工作績效量表，共有12題，分別從任務績效、關系績效和學習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，分數越高代表符合程度越高。在本量表中，任務績效是指基層醫務人員愿意在衛生服務提供的質量、效率投入的意愿程度，是反映基層醫務人員對組織目標貢獻的指標，是組織要求其必須要完成的；關系績效是指基層醫務人員參與到組織支持性環境中工作氛圍建設的努力，包括同事協助、按規章辦事等，是基層醫務人員需要完成的行為；學習績效則是指基層醫務人員愿意提升自身能力，未來會對組織目標的實現做出貢獻，是其愿意完成的。經可靠性檢驗，本次研究中工作績效的Cronbach’s α系數為0.927。任務、關系和學習績效三個維度的Cronbach’s α系數分別為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試的步驟。漢化后量表共有15題，分別是內部調節(1～3題)，整合和認同調節(4～6題)，攝入調節(7～8題)，外部調節(非物質)(9～11題)，外部調節(物質)(12～15題)，自主性動機包括內部調節、整合和認同調節，控制性動機包括攝入調節、外部調節(非物質)和外部調節(物質)，采用李克特11點計分法從0～10賦值，分數越高符合程度越高。經可靠性檢驗，本研究中工作動機的Cronbach’s α系數為0.927，其中控制性動機和自主性動機的Cronbach’s α系數分別為0.888和0.993。

1.4 數據分析

使用Stata對數據進行描述性分析和相關分析，計數資料計算其均值(M)和標準差(SD)，使用Amos 23.0軟件構建結構方程模型進行中介效應檢驗，并在檢驗水準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。判斷標準為：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，驗證性因子分析結果顯示的擬合指標為:χ2/df=16.96，RMSEA=0.11，NFI=0.74，GFI=0.67，各項擬合指標較差，因此本研究中各變量間不存在嚴重的共同方法偏差問題。

2 結果

2.1 基本情況

本研究共對1 435名基層醫務人員進行了問卷調查，最后回收有效問卷1 417份，問卷回收有效率為98.75%。參與調查的基層醫務人員的具體樣本特征如表1所示，從地區來看，東部地區人數最多，有856人(60.41%)，其次是西部地區410人(28.93%)，中部地區最少，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歲的基層醫務人員最多，為918人(64.78%)，51歲及以上最少，有87人，占6.14%；學歷以大學本科和大專為主，分別有868人(61.26%)、423人(29.85%)，研究生和高中、中專及以下人數較少；從人員類別來看，醫生、護士、公衛人員和醫技人員分布差距較小，醫生人數最多，有428人(30.20%)；在專業職稱方面，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 參與調查的基層醫務人員的基本特征(N=1 417)

2.2 描述性統計和相關分析

我國基層醫務人員的工作滿意度、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)、標準差(SD)及相關系數如表2所示。結果顯示，總體四個變量間均存在顯著相關關系，且兩兩正相關；分地區來看，四個變量的關系在東、中、西部地區顯示了一致的趨勢。

2.3 鏈式中介效應檢驗

使用Amos 23.0軟件構建我國基層醫務人員工作滿意度、控制性動機、自主性動機和工作績效的結構方程模型，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果為χ2/df=9.78、大于5，該指標需進一步修正，RMSEA=0.079、小于0.08，GFI=0.968、CFI=0.916、TLI=0.920、NFI=0.928，均大于0.9，指標尚可。根據M.I.值及各變量邏輯相關關系進行調整，在工作滿意度中領導管理和同事關系、管理制度，福利待遇和收入水平、管理制度、培訓機會，培訓機會和能力施展以及工作動機量表中攝入調節和整合認同調節間的相關關系進行模型調整。調整后模型如圖1所示，最終模型擬合度結果為：χ2/df=3.782，結合樣本量判斷，該指標尚可，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，調整后本結構方程模型擬合較好，模型合理。

圖1 控制性動機和自主性動機的鏈式中介效應模型

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

表3 控制性動機和自主性動機的中介效應分析

具體來看，工作滿意度會直接影響工作績效，直接效應值為0.96，占總效應的64.01%，此外影響還會通過三條中介路徑產生，中介效應占總效應的35.99%：首先，中介效應中占比最高的為“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，中介效應值為0.23，占總中介效應的比例為40.97%，說明工作滿意度會通過提高基層醫務人員控制性動機水平，促進自主性動機水平的提升，實現工作動機的內化，達到更持久、自主的調節狀態；其次，“工作滿意度→控制性動機→工作績效”的中介路徑效應值為0.21，在總中介效應占比為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”的中介路徑效應值為0.11，在總中介效應中占比最小，為19.55%，但也說明當前工作滿意度的提高也有少部分是直接影響自主性動機，即實現內部激勵。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在需求因素的滿足進而影響工作績效，也會通過二者的鏈式中介作用，即通過工作動機的內化影響工作績效。

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

本研究結果表明，基層醫務人員工作滿意度和工作績效之間顯著正相關，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%的工作績效的結果方向一致[9]，但也有研究發現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系，Judge TA 、Timothy二人的系統綜述發現不能直接否定二者的因果關聯[11,12]，認為工作滿意度對工作績效的影響是非單一路徑，存在中介變量起關鍵作用的可能。

已有研究基于不同的心理過程理論和結構變量選取中介變量來探索二者之間的關系，但研究數量仍十分有限。一般工作領域中，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得到了證實。[13-16]這四個中介變量均從不同角度側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在動機，并影響個人的行為選擇而改變工作績效。在衛生領域，已有研究發現，代表內在動機表現的一個指標——個人和組織的目標契合度[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，人們需要的實現和滿足與工作動機直接相關，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支持。

3.2 工作滿意度影響工作績效的實質是不同工作動機的改變各有側重

基于理論構建和實證分析，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，即基層醫務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化的路徑實現工作績效的提高。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務人員自發地將外部激勵吸收、內化為自主性工作動機，此時他們行為的出發點不再僅僅是為了完成既定工作任務或履行工作責任，更是轉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工作驅動力內化，促進工作績效的有效路徑。[20]

本研究也發現，內化路徑之外，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生中介作用；這其中的作用機制是控制性驅動力(物質性條件)的滿足、自主性驅動力(自我成長和對工作本身熱愛)的實現，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。物質性需求的滿足、外部驅動力的實現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現動機內化的發生不是必然的，前提是外部運行環境能帶來外部激勵，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，基層醫務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]，內化的工作動機更能刺激他們挖掘工作潛能，達到持續性的激勵效果。侯烜方的研究同樣支持了自我決定程度較高、更趨于內化的動機會讓員工更專注于工作本身，發揮主觀能動性，最終提高工作績效。[26]

3.3 總結與展望

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在機制，突破了外在動機和內在動機的孤立劃分，將工作動機轉化和內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，直接的測量和區分了工作驅動力的類型。實踐指導上，幫助更深入理解當前激勵環境起作用的內在機制，有利于未來激勵機制設計更有針對性；衛生政策和制度建設直接或間接地會影響基層醫務人員的獲得感，持續關注基層醫務人員工作滿意度水平的變化非常必要；從動態視角來看，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化、工作行為的改善和工作績效的提高；關注工作動機的中介作用有助于理解外部物質激勵和內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以及控制性動機向自主性動機的轉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]；培訓和執業發展、團隊支持等非物質激勵則是通過激發人員內在對發展和自主的需求，影響自主性動機[28]。

4 政策建議

4.1 打牢外部激勵基礎，滿足控制性動機，營造機構支持性運行環境

要繼續夯實基層醫療衛生機構的設施設備，針對基層醫療衛生機構存在的信息系統發展滯后問題，要注重信息化的互聯互通，實現區域內醫療設施設備共享以優化配置資源，打破信息孤島以減少工作重復和不必要的工作量；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務人員收入遠低于醫院醫務人員收入的固化模式，肯定基層醫務人員的社會價值。[29]

4.2 重視內部激勵，強化自主性動機，創建自主支持的工作氛圍和模式

一是建立技術幫扶傳送帶項目，滿足醫務人員對能力發展的需要。針對現有研究發現的目前培訓過于形式化，基層醫務人員不能實現真正意義上的技能提升、培訓需求滿足感較低[30]的問題，建立針對基層醫務人員發展需要的長效培訓機制，進一步加大培訓支持和經費投入，鼓勵支持基層醫務人員參與全科醫生規范化培訓、在職學歷提升。[31]同時，借助當地醫療聯合體形式，發揮好上級醫院的輻射帶動作用，讓上級專家成為基層醫務人員能力提升的“傳送帶”，不僅要實現技術資源的下沉，更要帶來技術傳送。二是依托家庭醫生團隊合作模式，營造自主支持氛圍，增強基層醫務人員的組織歸屬感。在工作中要積極肯定基層醫務人員的價值和家庭醫生團隊的意義，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利，例如自由協商組成家庭醫生團隊、在合理范圍內自主協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。