基于PLS-SEM的家庭医生工作生活质量、职业认同与隐性缺勤的关系研究

卢慧敏，杨丹丹，苗春霞，黄琦，高修银

2016年国务院医改办、国家卫生计生委、国家发展改革委等联合印发的《关于推进家庭医生签约服务的指导意见》（国医改办发〔2016〕1号）指出：转变基层医疗卫生服务模式，实行家庭医生签约服务，强化基层医疗卫生服务网络功能，是深化医药卫生体制改革的重要任务，也是新形势下更好维护人民群众健康的重要途径。家庭医生为签约服务第一责任人。若家庭医生的身心健康、工作状态不佳，或将难以胜任政策推行所赋予的职责。隐性缺勤是指由于健康或其他方面原因，员工虽然在岗工作，但效率下降导致生产力受损的工作状态［1］。医务人员的隐性缺勤状态可能会增加医疗工作失误次数，对患者的健康安全造成负面影响，不利于家庭医生服务的发展［2］。目前，国内学者较少从服务提供者角度出发进行家庭医生制度方面的研究，即使涉及也仅限于描述性分析，研究变量较为零散，视点较为单一，缺乏因素间的路径分析与实证研究。同时，国内关于隐性缺勤的研究以及工作生活质量、职业认同、隐性缺勤三者关系的相关报道也较少。本研究通过对徐州地区家庭医生进行问卷调查，将探索与实证研究相结合，构建家庭医生制度下工作生活质量、职业认同、隐性缺勤之间的影响路径，为今后家庭医生的隐性缺勤干预提供参考。

1 研究假设

1.1 工作生活质量对隐性缺勤的影响 由于医护工作可替代性差、工作要求高、时间自主性低、压力大等特殊的工作性质，医护行业中隐性缺勤的发生率明显高于其他行业［2］。已有研究证实隐性缺勤所导致的生产力降低与组织因素存在相关关系，例如工作负担过重、同事人际关系紧张、工作满意度较低等［3-5］。工作生活质量这一概念的提出就是为了创造人与工作、工作情境的密切配合以提升员工的实际生产力输出，促进人性化工作设计的蓬勃发展。据此提出假设1：家庭医生的工作生活质量越高，隐性缺勤所致的生产力损失越低。

1.2 职业认同的中介作用 LAZARUS认为，人们生活中的其他因素均以其认知评价为转移，通过中介作用产生应激反应。职业认同是个体对所从事职业的目标、社会价值及其他因素的主观看法，工作生活质量作为相对稳定的客观条件，也需要转化为主观认知和态度才能对工作效率产生一定的影响［6］。据此提出假设2：家庭医生的工作生活质量越高，其职业认同感越强。假设3：家庭医生的职业认同感越强，隐性缺勤所致的生产力损失越低。

本文要点：

隐性缺勤是指由于健康或其他方面原因，员工虽然在岗工作，但效率下降导致生产力受损的工作状态。全科医生的隐性缺勤状态可能会增加医疗工作失误次数，对患者的健康安全造成负面影响，不利于家庭医生服务的开展。本文探讨了工作生活质量、职业认同、隐性缺勤三者之间的关系，结果显示：工作生活质量既可以直接作用于隐性缺勤，也可以通过职业认同这一中介变量间接影响隐性缺勤；全科医生的工作生活质量越高，职业认同水平越高，隐性缺勤所致生产力损失水平越低。建议从提高全科医生工作满意度、降低工作压力、增强职业认同感等方面制定措施，对全科医生的隐性缺勤进行干预。

2 对象与方法

2.1 调查对象 首先，采用典型抽样法，于徐州市云龙区、泉山区、鼓楼区、铜山区、邳州、沛县、丰县各选取4～6个已开展家庭医生服务的社区卫生服务中心，共33家；然后整群纳入各社区卫生服务中心的全部家庭医生，共400例。排除家庭医生团队中其他非家庭医生身份的工作人员，如社区护士、公共卫生医生等。

2.2 调查方法 调查于2017年11月—2018年3月进行，由经过本研究内容相关培训的调查员担任现场调查工作。结合本研究目的，由本研究课题组成员自行设计调查问卷。问卷的主要内容包括家庭医生一般情况调查表以及相关工具量表，包括工作生活质量量表、职业认同问卷、斯坦福隐性缺勤问卷（SPS-6）中文版。本调查为现场面对面调查，由调查员向调查对象解释本次调查的目的和方法，并解释填写方法和注意事项，获取调查对象的知情同意后，由调查对象自行填写问卷，最后由调查员进行核对检查，以确保问卷的质量。共发放问卷400份，回收有效问卷324份，问卷的有效回收率为81.0%。

2.3 调查工具

2.3.1 一般情况调查表 包括家庭医生的性别、年龄、学历、工作年限、婚姻状况、职称、月收入、有无编制。

2.3.2 工作生活质量量表 该量表用来评估医务人员的工作生活质量。内容包括工作满意度、工作环境、总体幸福感、家庭工作关系、工作压力、工作控制6大维度，共计23个条目［7］。结合本研究目的和实际情况，本研究仅使用其中5个维度作为观察指标，包括工作满意度、工作环境、家庭工作关系、工作压力、工作控制。采用Likert 5级评分法，选项为非常不同意、不同意、不确定、同意、非常同意，分别对应1、2、3、4、5分，其中工作压力维度反向计分，5个维度得分分别为5～25、5～25、3～15、2～10、2～10 分，总分 17～85 分。分数越高代表工作生活质量水平越高。该量表Cronbach's α系数为0.730。

2.3.3 职业认同问卷 采用文献回顾的方法，并结合本研究目的，对郝玉芬［8］、魏淑华［9］提及的职业认同评估内容进行梳理，形成4个维度：职业自我认知、职业行为倾向、职业价值观、职业归属感，将其作为观测变量反映职业认同。本研究中，该问卷共17个条目，采用Likert 5级评分法，选项为非常不符合、比较不符合、不确定、比较符合、非常符合，分别对应1、2、3、4、5分。4个维度得分分别为6～30、5～25、3～15、3～15分，总分17～85分。分数越高代表职业认同水平越高。本研究中，Cronbach's α系数为0.680。

2.3.4 斯坦福隐性缺勤问卷（中文版） 该问卷主要用于评估由隐性缺勤所致的生产力损失，在中国职业人群中具有良好的信度和效度。问卷共6个条目，采用Likert 5级评分法，选项为一点也不符合、较少符合、有些符合、非常符合、完全符合，分别对应1、2、3、4、5分，条目5和6为反向计分，总分6～30分,分数越高代表隐性缺勤所致生产力损失越大［10］。本研究中，Cronbach's α系数为0.731。

2.4 统计学方法 采用SPSS 22.0统计软件进行统计分析。符合正态分布的计量资料以（x ±s）表示，计数资料以相对数表示。相关性分析采用Pearson相关性分析；影响因素分析采用多元线性回归分析。以P＜0.05为差异有统计学意义。考虑到传统分析方法只能研究测量变量，不能同时进行多个潜变量之间关系的探讨，遂本文应用结构方程模型探讨自变量、因变量以及中介变量之间的路径关系并对模型进行验证。偏最小二乘法（partial least squares，PLS）是构建结构方程模型的方法之一，其设计在于解释变异（检测因果关系是否具有明显的关系），兼具模型探索及验证两项功能。因目前有关工作生活质量、职业认同、隐性缺勤三者关系的理论研究尚不充分，遂采用Smart PLS 2.0构建结构方程模型。

3 结果

3.1 家庭医生的基本情况 324例家庭医生中，女占57.1%；年龄41～50岁者占37.0%；学历为本科者占63.6%；工作年限为21～30岁者占29.6%；已婚者占87.4%；中级职称者占35.2%；月收入2 001～4 000、4 001～6 000元者分别占38.0%；有编制者占54.9%（见表1）。

3.2 家庭医生各量表得分

3.2.1 家庭医生工作生活质量量表得分 324例家庭医生工作满意度、工作环境、家庭工作关系、工作压力、工作控制5个维度的得分分别为（18.82±3.11）、（18.88±3.20）、（10.97±2.39）、（3.15±1.71）、（7.11±1.37）分，工作生活质量量表总得分为（58.93±8.51）分。

3.2.2 职业认同问卷得分 324例家庭医生职业自我认知、职业行为倾向、职业价值观、职业归属感4个维度的得分分别为（23.03±4.90）、（21.19±3.60）、（12.68±2.26）、（12.11±2.09）分；职业认同问卷总得分为（68.99±9.38）分。

3.2.3 斯坦福隐性缺勤问卷（中文版）得分 324例家庭医生斯坦福隐性缺勤问卷（中文版）平均得分为（12.67±4.18）分。

3.3 工作生活质量量表得分、职业认同问卷得分、斯坦福隐性缺勤问卷（中文版）得分的相关性 工作生活质量量表各维度得分、职业认同问卷各维度得分与斯坦福隐性缺勤问卷（中文版）得分呈直线负相关（P＜0.01）。除工作压力维度得分外，工作生活质量量表各维度得分与职业认同问卷得分呈直线正相关（P＜0.01，见表2）。

3.4 家庭工作生活质量、职业认同、隐性缺勤之间的多重线性回归分析 模型1：以工作生活质量量表各维度得分和家庭医生基本情况为自变量，职业认同问卷得分作为因变量，构建回归模型（矫正后R2=0.315，变量赋值表见表3）。结果显示，工作满意度得分、工作环境得分家庭工作关系得分、工作控制得分是职业认同问卷得分的影响因素（见表4）。模型2：以工作生活质量量表各维度得分和家庭医生基本情况为自变量，斯坦福隐性缺勤问卷（中文版）得分为因变量，构建回归模型（矫正后R2=0.400）。结果显示，工作满意度得分、家庭工作关系得分、工作压力得分、工作控制得分是斯坦福隐性缺勤问卷（中文版）得分的影响因素（见表5）。模型3：以职业认同问卷各维度得分和家庭医生基本情况为自变量，斯坦福隐性缺勤问卷（中文版）得分为因变量，构建回归模型（矫正后R2=0.421）。结果显示，职业认我认知得分、职业行为倾向得分、职业价值观得分、职业归属感得分是斯坦福隐性缺勤问卷（中文版）得分的影响因素（见表6）。模型4：在模型3的基础上，将工作生活质量量表各维度得分作为自变量加入模型（矫正后R2=0.514）。结果显示，工作满意度得分、家庭工作关系得分、工作压力得分、工作控制得分、职业行为倾向得分、职业价值观得分、职业归属感得分是斯坦福隐性缺勤问卷（中文版）得分的影响因素（见表7）。

表2 工作生活质量量表得分、职业认同问卷得分、斯坦福隐性缺勤问卷（中文版）得分的相关性（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 变量赋值情况Table 3 Coding scheme for variables

表4 工作生活质量量表各维度得分、家庭医生基本情况与职业认同问卷得分的多元线性回归分析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 工作生活质量量表各维度得分、家庭医生基本情况与斯坦福隐性缺勤问卷（中文版）得分的多元线性回归分析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 工作生活质量、职业认同、隐性缺勤之间的路径验证 Smart PLS 2.0以PLS Algorithm分析方法计算路径系数与模型拟合指标，以Bootstapping分析方法检验路径系数的显著性，以t值作为计算结果。

工作生活质量量表、职业认同问卷得分的Cronbach's α系数分别为0.69、0.64，均＞0.6，组成信度（CR）值分别为0.81、0.79，均＞0.7，说明工作生活质量量表、职业认同问卷的信度良好，具有较高的稳定性；平均方差萃取（AVE）值为0.58，均＞0.5，表示50%以上观测变量的方差被说明，结构变量具有很强的效度。职业认同问卷与斯坦福隐性缺勤问卷（中文版）的R2分别为40%、49%，说明整个模型解释了职业认同40%的变动方差和隐性缺勤49%的变动方差，因此模型解释潜变量程度良好。

表6 职业认同问卷各维度得分、家庭医生基本情况与斯坦福隐性缺勤问卷（中文版）得分的多元线性回归分析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 工作生活质量量表各维度得分、职业认同问卷各维度得分、家庭医生基本情况与斯坦福隐性缺勤问卷（中文版）得分的多元线性回归分析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

模型拟合的路径系数与显著性结果如图1所示：经检验所有路径系数均有统计学意义（P＜0.05）。职业认同对隐性缺勤具有负向作用，直接影响为-0.431；工作生活质量对职业认同具有正向作用，直接影响为0.629，对隐性缺勤具有负向作用，直接影响为-0.343，其通过职业认同的中介作用所产生的间接影响为0.629与-0.431的乘积，故工作生活质量对隐性缺勤影响的总效应为-0.614。

图 1 模型拟合的路径系数Figure 1 Path coefficients of model fitting

4 讨论

本研究通过样本数据进行了模型拟合，并得到良好的适配。本研究表明：员工的工作生活质量越高，职业认同水平也会越高，隐性缺勤所致生产力损失水平将会越低；工作生活质量不仅直接作用于隐性缺勤，还通过职业认同这一中介变量影响隐性缺勤。因此本研究的3个假设均得到验证。

4.1 工作生活质量对隐性缺勤具有负向影响作用 本研究结果显示，工作满意度是家庭医生隐性缺勤的影响因素。RANTANEN等［11］研究说明，良好的工作满意度不仅可降低隐性缺勤的概率，还可降低缺勤所致的生产力损失。国内研究证明，工作满意度与医务人员的隐性缺勤存在负相关［12］，本研究结果与此一致。图1结果显示，工作满意度对工作生活质量的直接影响高达0.841。由马斯洛理论需求理论可知：作为脑力劳动者，家庭医生的主要需要是追求个人发展，工作价值体现等高层次需求［13］，因此，工作满意度对其工作生活质量具有很大影响。然而和专科医生相比，家庭医生培训深造、晋升的机会相对较少，发展平台有限，容易产生被边缘化的感觉；与其他社区医生相比，家庭医生在工作内容增多的同时福利待遇却没有明显提升，本研究中家庭医生的工作满意度也普遍较低。哈佛大学的一项研究表示，员工的满意度提高3%，顾客满意度相应提高5%［14］。因此，为减少隐性缺勤，提高服务质量与满意度，促进家庭医生服务的顺利开展，社区卫生服务机构应对此予以重视，并通过加强硬件设施，完善薪酬奖励制度、提供晋升机会，定期开展员工满意度调查等措施来提高家庭医生的工作满意度。

工作压力也是隐性缺勤的影响因素［15-16］。本研究模型4结果显示，工作压力的b绝对值高于工作生活质量的其他维度，说明工作压力对隐性缺勤具有较大的影响。同时，实证分析中，工作压力的路径系数也高于其他维度，说明工作压力是工作生活质量的重要构成因素。家庭医生除了正常诊疗外还需要为居民提供预防、保健、康复、健康教育、计划生育等服务，但是有调查显示，大部分家庭医生对于目前的工作内容并不认同，认为医疗以外的工作任务太多，过于繁杂［17］。在本次调查中也有部分医生反映：徐州目前正处于家庭医生制度探索阶段，在工作中往往会出现服务职责界定不清的情况，因而增加的工作内容已经远远超过其所能承受的范围，给其带来了很大的压力。由此可见，工作任务是家庭医生的重要压力源之一，从而影响到了隐性缺勤。因此在家庭医生制度推行的过程中，建议用人单位细化政策实施的具体方案，明确分工，减少冗余的指标考核，拒绝形式主义，以降低家庭医生的工作压力。

工作控制是业务能力的一种体现，反映了员工对工作的掌控度；家庭工作关系体现了工作时间、行为等与家庭需求、责任的契合度［18］。本研究结果显示，工作控制、家庭工作关系对隐性缺勤均产生负向影响作用。因此，用人单位可以从这两方面着手，如：通过常规培训提高家庭医生的医疗服务技能、医患沟通能力、信息化技术能力等，从而增强医生的工作控制能力；通过提供家庭照顾福利、根据日常工作量实行灵活的时间管理方式，平衡医生的家庭工作关系，从而减少隐性缺勤的发生。

4.2 职业认同的中介效应明显 EFRATY等［19］于1990年提出，工作生活质量感知的高低直接影响员工对职业的认同。本研究结果显示，工作生活质量对职业认同具有直接正向影响作用，即工作生活质量越高，家庭医生的职业认同感越强。

相关研究表明职业认同对员工的个人行为具有影响作用［20-21］，可以有效预测工作绩效［22］。隐性缺勤从侧面反映的也是员工在一段时间内实际有效的工作输出，与工作绩效具有一定的相似之处。本次实证研究结果显示：职业认同对隐性缺勤具有直接负向影响作用。本研究模型 4结果显示，职业行为倾向、职业价值观与职业归属感对隐性缺勤均具有负向作用，其中职业价值观对隐性缺勤的影响最大。分析其原因可能是：传统医生的职责是治病救人，而如今家庭医生的工作重点在于将疾病治疗与健康维持相融合，为居民提供连续性、针对性、个性化的服务，这与其既往所接受的服务理念存在差异，因此在家庭医生服务探索阶段，用人单位要积极引导家庭医生树立正确的职业价值观，不断提高家庭医生的职业行为倾向，增强家庭医生的职业归属感，从而提高家庭医生的职业认同水平，降低在岗不在职所带来的损失。

综上所述，提高家庭医生的工作生活质量与职业认同水平，可降低家庭医生因隐性缺勤所造成的生产力受损，从而保证家庭医生制度的有效实施。本研究存在的局限性主要有两点：第一，研究所采用的量表在此次调查中的信度仅在0.7左右，这可能与量表人群针对性不强以及调查人数较少有关，同时，为保证量表结构完整性，作者未对信度较低的条目进行删减，因此有关医务人员的专业量表还有待开发，以弥补广大学者研究的不足。第二，本文仅探讨了工作生活质量、职业认同与隐性缺勤三者之间的关联，其中具体的影响机制有待系统深入的梳理，理论模型还需补充其他相关因素使其更为合理，从而得到更加完整的工作生活质量影响隐性缺勤路径图，为中国式家庭医生制度的进一步完善、成熟提供建议。

作者贡献：卢慧敏负责试验设计与实施、撰写论文、成文并对文章负责；杨丹丹、黄琦负责试验实施、评估、资料收集；苗春霞、高修银负责质量控制与审校。

本文无利益冲突。