刘潇潇，施贞夙，肖煜吟 ，马思婷，袁吉，李国红,△

(1.上海交通大学公共卫生学院，上海 200025；2.上海交通大学中国医院发展研究院卫生技术评估研究所)

近年来国内医患冲突频繁发生，关于医闹、暴力伤医等负面报道层出不穷，医患关系的紧张会给处于高强度和高压力工作环境中的医生带来更大的压力，导致工作满意度下降，对医疗行业人员的稳定性带来非常大的挑战[1]。同时，这种复杂的医患环境也影响了医务人员对工作的认同感。工作认同指个体对于自己所从事职业的目标及社会价值的看法，有研究指出医务人员的工作认同感将对工作压力[2]和离职意愿产生影响[3]。Ding等人的研究指出，是否遭受过工作场所暴力与医务人员感知的医患关系好坏有关，可以预测医务人员的离职意愿[4]。国内外均有研究指出紧张的医患关系导致了医务人员的职业倦怠，进而加重了离职意愿[5,6]。同时，医生与患者的互动成效能够对临床医生日常工作压力进行预测[7]。王香平指出，医患关系紧张带给临床医生额外的工作压力[8]，这种压力对于离职意愿有预测作用，多位学者的研究中引入工作满意度变量进一步深化了工作压力和离职意愿之间的关系[9,10,11,12]。公立医院作为我国医疗卫生服务体系的主体，其发展关乎医药卫生体制的健康运转，而人才则是决定组织能否持续发展的关键。在市场经济的大背景下，人才流动在地域、单位、身份上的界限被打破，公立医院面临着人才流失的困境。鉴于医务人员工作认同感低表现出的工作满意度低、工作压力及离职意愿高的现象，本研究将在考虑工作认同、工作满意的情况下，基于结构方程模型从公立医院医务人员角度探索医患关系、工作压力、离职意愿三者之间的关系，以期为公立医院的人才保留机制建设提供建议。

1 资料与方法

1.1 资料来源

本研究数据来源于2018年全国第六次卫生服务调查中的上海市医务人员调查。调查采用多阶段分层整群抽样的方法进行，调查时间为2018年10月，范围覆盖了全市16个区中所有的三级综合医院、部分二级医院、样本街道(乡镇)中所有的社区卫生服务中心和乡镇卫生院，调查对象包括在上述机构中抽取的临床医生、护理人员及防保人员。最终上海市调查三级医院31所，二级医院29所，社区卫生服务中心92所，本研究选取所有来自公立医院(包括二级和三级医院)的医务人员作为研究对象，获取问卷1810份，删除关键变量缺失的问卷后，获得有效问卷1764份，经倾向评分匹配(Propensity Score Matching，PSM)后最终获得问卷688份。

1.2 问卷内容

本研究中涉及的问卷内容包括社会人口学信息、医务人员感知医患关系、离职意愿、工作压力、工作认同、工作满意。通过直接询问医务人员“您认为当前的医患关系如何”来衡量医务人员感知的医患关系，采取5点等级计分，高分者表示医务人员感知医患关系不好。

选取体现“离开医院想法”“离开行业想法”“更换工作想法”“更换工作行动”4个条目来衡量医务人员的离职意愿，采取6点等级计分，高分者表示离职意愿强烈。

选取体现“时间压力”“工作负担”“工作联想”“睡眠影响”“工作牺牲”“总体评价”的6个条目来衡量医务人员的工作压力，采用4点等级计分，高分者表示对于对应压力越大。

选取体现“工作影响”“工作质量影响”“工作意义”4个条目来衡量医务人员对工作的认同感，采用4点等级计分，高分者表示对于自己的工作十分认同。

选取体现“机会满意”“福利满意”“收入满意”“总体满意”4个条目来衡量医务人员对工作的满意度，采用6点等级计分，高分者表示对工作十分满意。

1.3 统计处理

对评分尺度进行转换，将离职意愿、工作压力条目得分转换为实际得分/最高可能得分*10；将感知医患关系条目中填答为1、2的样本归为“医患关系”高组，填答为3、4、5的样本归为“医患关系”低组，分别赋值1、2；将工作认同条目中填答为3、4的样本归为“工作认同”组，填答为1、2的样本归为“工作不认同”组；将工作满意条目中填答为4、5、6的样本归为“工作满意”组，填答为1、2、3的样本归为“工作不满意”组，分组依据为二条目下选项的内涵。运用SPSS25.0进行倾向评分匹配、多组独立样本秩和检验、Spearman秩相关分析，并运用Amos24.0进行验证性因子分析、多群组分析，以P<0.05 作为有统计学意义的检验标准。

1.4 数据质量评价

根据数据初步分析结果及文献研究，将年龄、性别、平均每周工作时长作为协变量进行控制，按照感知医患关系分组，将卡钳值设为0.02进行1:1倾向评分匹配，最终获得344对，即688个样本进入分析。表1对上述4个维度进行信度检验，得到4个维度的Cronbach’s Alpha系数均大于0.8，说明量表的信度较好。

表1 量表的信度分析表

对量表进行验证性因子分析，表2给出了经标准化后的路径系数表。从表中可知，模型中的路径系数和各因子间的因子载荷均有统计学意义，所有观察变量的因子载荷均介于0.5-0.95之间；另外，模型的各项拟合指标均达到标准(见表3)。总体看来，本自制量表的验证性因子分析模型与实际数据的适配效果良好。

表2 标准化后的路径系数及因子载荷表

表3 结构方程模型拟合结果

2 结果

2.1 不同特征的医务人员感知医患关系、离职意愿、工作压力

医务人员感知医患关系、离职意愿、工作压力的平均分不符合正态性，故采用Kruskal Wallis H检验对不同特征下的医务人员的感知医患关系、离职意愿与工作压力进行分析。在匹配性别、年龄、平均每周工作时长后，仅不同专业类别的医务人员感知医患关系有显著差异，性别、平均每周工作时长不同的医务人员离职意愿有显著差异，学历、职称、专业类别、平均每周工作时长、平均月收入不同的医务人员工作压力有显著差异。

表4 不同基本特征医务人员的感知医患关系、离职意愿与工作压力

2.2 主要变量的相关分析

表5给出了医务人员感知医患关系、离职意愿、工作压力、工作认同、工作满意5个变量之间的Spearman秩相关系数及假设检验结果。各变量两两存在显著的相关(P<0.01)，提示各变量之间可以进行进一步的分析。

表5 医务人员感知医患关系、离职意愿、工作压力相关系数表

表6 医务人员感知医患关系、工作压力相关系数表

2.3 医务人员感知医患关系、离职意愿与工作压力的结构方程建模及中介效应分析

使用最大似然法拟合数据构建结构方程，出于对数据拟合性的考虑，增加了误差项之间的2条相关路径，最后得到的结构方程模型如图1所示。可见，感知医患关系到离职意愿的标准化路径系数为0.23，感知医患关系到工作压力的标准化路径系数为0.11，工作压力到离职意愿的标准化路径系数为0.29，且均有统计学意义(表2)。

图1 医务人员感知医患关系、离职意愿与工作压力的结构方程模型

为了进一步验证假设，对感知医患关系和离职意愿之间的效应关系进行进一步分析。如表7所示，在不分组的情况下，感知医患关系与离职意愿之间存在间接效应，由于三者路径中只有一个中介变量，所以感知医患关系影响离职意愿的间接效应值即为工作压力在感知医患关系和离职意愿之间的中介效应值，为0.032，统计检验显著。

表7 不同分组下结构方程模型中感知医患关系与离职意愿之间的效应关系

2.4 工作认同、工作满意的多群组分析

分别以工作认同、工作满意为分组变量，进行多群组分析，将工作不认同组对应的模型称为A组，工作认同组称为B组，工作不满意组称为C组，工作满意组称为D组，4组对应的模型中主要变量路径系数如图2所示。表8中给出了无参数限制的原始模型和限定因子载荷相等的测量加权模型，在工作认同分组下的模型间，△χ2=55.729，△DF=8，工作认同两组间的路径系数存在差异，模型拟合指标差值有统计学意义，工作认同与否在模型中起到调节作用；在工作满意分组下的模型间，△χ2=228.36，△DF=90，工作满意两组间的路径系数也存在差异，模型拟合指标差值有统计学意义，工作满意与否在模型中也起到调节作用，如图2所示。

表8 工作认同、工作满意分组下两模型的的拟合指标差值及检验

图2 工作认同、工作满意分组下的感知医患关系-工作压力-离职意愿路径

同时，在不分组情况下，如图1所示，感知医患关系和工作压力、离职意愿之间的路径系数分别为0.11、0.23，工作压力和离职意愿的路径系数是0.23；多群组分析时(图2)， 工作不认同组中，感知医患关系和工作压力、离职意愿之间的路径系数分别为0.52、0.35，工作压力和离职意愿则为0.24，工作认同组中，感知医患关系和工作压力、离职意愿之间的路径系数分别为0.23、0.23，工作压力和离职意愿则为0.32；工作不满意组中，感知医患关系和工作压力、离职意愿之间的路径系数分别为0.20、0.22，工作压力和离职意愿则为0.25，工作满意组中，感知医患关系和工作压力、离职意愿之间的路径系数分别为0.07、0.18，工作压力和离职意愿则为0.26。除工作满意组中感知医患关系和工作压力之间的路径系数外，其他各组内潜变量之间的路径系数均有统计学意义。另外，工作认同和工作满意分组下的两组的路径系数相较未分组也并非同向变化，进一步验证了感知医患关系-工作压力-离职意愿路径模型在这两个变量中不具有很好的稳定性，即工作认同及工作满意变量在模型中起到调节作用。

3 讨论

3.1 医务人员感知医患关系、工作压力、离职意愿的状况及关系分析

本研究结果表明在上海市公立医院中，男性医务人员较女性的离职意愿更大，这可能是由于中国传统的社会理念使得女性医务人员与男性相比获得更好的工作的机会较小，对工作的期望值较低；随着年龄段的上升，医务人员的平均每周工作时长也随之增加，离职意愿变强。职称等级越高，工作压力越大，可能是因为高职称的医务人员除担负常规诊疗任务外，往往还要从事科研、临床教学等活动，工作量大导致工作压力水平较高。此外，研究发现公卫从业人员的工作压力较临床医生和护理人员更小。平均每周工作时长越长，工作压力越大。高水平的月收入也提示着更高的工作压力，这可以从职称、工作时间的角度进行解释。

研究发现公立医院医务人员感知医患关系对于离职意愿有显著的负向预测作用，即随着感知医患关系变差，离职意愿逐渐提高，这与Ma等人的研究结果一致[13]。同时，感知医患关系对工作压力也有显著的负向预测作用，即感知医患关系越差，工作压力越大，与Thomas等人的研究结果一致[14]。同时，随着工作压力变大，离职意愿也将变高，这与Lu等人的研究结果一致[4,15]。特别地，本研究中还得出医务人员的工作压力在感知医患关系和离职意愿之间起到了中介变量的作用，其中介效应值为0.032，占总效应值的12.40%，即感知医患关系除了直接影响离职意愿外，还可以通过工作压力间接影响离职意愿，这种间接作用可以解释总影响作用的12.40%。

3.2 感知医患关系是工作压力评价的维度

表5、6中的医务人员感知医患关系与工作压力及其绝大多数下属条目相关系数显著，提示医务人员感知医患关系可能可以作为工作压力评价的维度之一。国外关于工作压力源的早年经典研究中就将工作人际关系作为工作压力源的一个维度[16]，医患关系又不同于一般工作中建立的人际关系，临床医生数十年求学及工作集成的专业性难以在短期内为患者所理解，服务对象的身心健康缺陷状态又往往使得在医患双方的沟通过程中耐心阈值较健康人群更加低下。在这种情况下，医患关系较一般工作关系更为敏感，而基于医方视角对医患关系的主观感知反映了医务人员对于自己职业生涯中接诊患者的综合评价，在心理水平上成为工作压力的来源。因此，研究建议，或许可以将感知医患关系作为工作压力的评价维度之一。

3.3 工作认同、工作满意变量对模型调节作用的实现

多群组分析结果显示，工作认同和工作满意都是感知医患关系-工作压力-离职意愿路径的调节变量。工作认同分组下的两个模型与未分组的模型相比，感知医患关系到工作压力、离职意愿的路径系数变化趋势一致，且显著；工作压力到离职意愿的路径系数显著，但变化趋势相反，提示工作认同变量对于模型的调节作用可能是通过中介过程的后半路径来实现，Price于1977年提出的离职意愿模型中将工作性质和个人对工作环境的心理感知水平分别作为导致员工离职的组织因素和个人因素，可与工作认同和工作压力一一对应。同理，得到工作满意变量是通过中介过程的前半路径实现对模型的调节作用[17]，这和Richard S.Lazarus1966年提出的认知转换模型含义有相通之处，即个体对工作情境的认知评价时是产生压力的关键，工作满意和感知医患关系都是这种认知评价的体现。研究结果与已有模型的契合性进一步说明了结果是可信的。另外，工作满意组中感知医患关系和工作压力之间的路径系数仅为0.07，没有统计学意义，该条路径甚至影响了工作压力的中介作用，表现为表7中该组的感知医患关系和离职意愿间的间接效应统计检验不显著。因此，该模型更适合以工作满意度不高的医务人员群体为研究对象，可能是因为工作不满意的群体在进行调查时，由于负面情绪的存在，填答问卷较工作满意的群体更为认真，更能反映实际情况。

3.4 基于性别和工作压力的考虑为公立医院人才保留机制建设提出新方向

公立医院是中国医疗卫生服务体系的主体，在保障民众健康、维护社会稳定方面发挥着重要作用。随着市场经济为人才流动大开方便之门，公立医院面临着人才流失的问题，在这种情况下出于离职意愿对离职行为的影响的考虑，了解医务人员离职意愿的状况可能有助于减少实际的离职率[18]，进而有针对性地完善人才保留机制建设，对于公立医院的未来发展具有重要意义。在职场中用人单位考虑到女性可能的妊娠对工作的负面影响，在同等条件时往往更倾向于选择男性，事实上，研究结果提示女性医务人员较男性的离职意愿更低，因此公立医院在进行人才保留机制建设时可以从两方面入手，一是回归人才引进时的初心，考虑未来的离职意愿情况，以更公正的眼光招录女性人才；二是从减轻工作压力入手，建立医务人员的心理辅导机制，及时纾解心理压力也将在保留人才中发挥重要作用。