陈欣，王洁，钱宁，李黎，沈群

职业认同感是指个体内心认为自身从事的职业有价值、有意义并能从中找到乐趣，从内心接受该职业并对其进行积极的感知和正面的评价。职业认同感会影响职业者的归属感、忠诚度、事业心、积极性和成就感。对于全科医生而言，一旦形成职业认同感，将更容易激发自身积极性和主动性，进而转化为工作的动力，更好地为居民提供基层医疗卫生服务。已有研究表明，全科医生的职业认同感会受到现居地的医疗状况、现阶段人才培养方式、工作福利薪酬水平、社会认可度等客观环境因素的影响[1-2]，但目前全科医生主观角度的研究较少，即使涉及主观因素的文献也仅为描述性统计分析，缺乏对于变量之间中介关系和协调关系的深入分析。

目前，已有研究者对全科医生的科研能力和学科水平等主观科教因素与职业认同感的相关性进行了研究[3]，科研活动作为重要的学科活动，对学科知识稳固、传播起到了最重要的作用，提高学科水平和科研能力，可以增强全科医生的职业自信力，从而增强全科医生的职业认同感，稳定全科医疗团队，促进全科医学的健康、快速发展。但以职业期望作为科教驱动因素与职业认同感的中介变量的相关性研究尚缺乏。职业期望，又称职业意向，是个体对某种职业的渴望和向往，以及对待职业的态度和信念，属于个性倾向的范畴，是职业价值观的外化，也是个体人生观和世界观的反映[4]。因此，本研究将运用结构方程模型探讨科教驱动感知—职业期望满足—职业认同感形成的内在机制，为增强全科医生的职业认同感提供依据，为进一步提升机构竞争力、加快打造“学术型”社区卫生服务中心提供理论保障，同时，为各社区卫生服务中心提高全科医生职业认同感提供有效的科教激励策略。

本研究创新点：

本研究创新性地提出了科教驱动感知—职业期望满足—职业认同感形成的内在联系机制，并运用结构方程模型进行验证。研究结果全面揭示了社区的科教研驱动工作对于全科医生的职业期望及职业认同感的影响过程，对于社区开展科教驱动工作，提升全科医生职业认同感及打造“学术型”社区卫生服务中心具有重要的指导意义。

1 对象与方法

1.1 研究对象 纳入标准：（1）上海市社区卫生服务中心的全科医生；（2）工作岗位为临床医生、护理人员、公共卫生人员或行政、后勤管理人员之一；（3）自愿接受调查。抽样比例为样本总体的10%，考虑到问卷回应率和调查有效率问题，抽样比例上浮至15%，约400例。采用分层抽样法，于2017年9—11月选取上海市区、城郊结合部、郊区社区卫生服务中心的全科医生397例。

1.2 研究工具 研究工具为调查问卷，是基于文献回顾和本研究前期调查结果而编制。调查问卷的内容包括：（1）全科医生个人基本信息调查表，包括性别、出生日期、工作年限、学历、专业领域、单位所在地、职称、工作岗位、曾主持课题的最高级别、所获奖项最高级别、曾发表论文的最高水平等。（2）全科医生科教驱动感知量表，由本研究组进行编制，编制过程包括理论准备（包括文献回顾、对上海市长宁区3家社区卫生服务中心管理层开展关于“社区科教驱动工作开展情况”的访谈）、编制初稿、预调查（对象为长宁区虹桥街道社区卫生服务中心全科医生）、修订形成终稿等阶段。量表共包括11个条目，包括资源保障、组织管理、绩效激励和创新支持4个维度，采用Likert 5级评分法，依次赋值1～5分，总分越高表示科教驱动越强烈。量表的Cronbach's α系数为0.899，信度水平较好[5]；各个条目与总分的Pearson相关系数（r值）为0.752～0.846，各维度得分与总分的Pearson相关系数（r值）为0.810～0.880，均大于维度与维度之间的相关系数，说明量表的聚集效度与区分效度较好[6]；KMO=0.899，Bartlett's球形检验结果为P＜0.001，表明该量表内部一致性良好，结构效度符合要求[7]。（3）职业期望量表，本研究将STEPHENS等[8]编制的职业期望量表翻译成中文，并改写为适合于全科医生使用的形式。量表共包括13个条目，采用Likert 5级评分法，依次赋值1～5分，其中条目2～6为反向计分，计分方式为6-原始计分，量表评分越高表示职业期望越高。经探索性因子分析和验证性因子分析，删除修正指数＞5的条目后，剩余条目数为7个，包含职业发展、职业成就和工作生活平衡3个维度。修正后的量表Cronbach's α系数为0.742，KMO=0.730，Bartlett's球形检验结果P＜0.001，信效度可以接受。（4）职业认同感量表，主要参考冯婉等[9]编制的社区医生职业认同感量表和张丽莉[10]开发的医学生职业认同感量表的部分条目构建。初始量表共包含13个条目，采用Likert 5级评分法，依次赋值1～5分，量表评分越高表示职业认同感越强烈。经探索性因子分析和验证性因子分析，删除修正指数＞5的条目后，剩余条目数为7个，包含职业认知、职业行为和职业价值观3个维度。修正后的量表Cronbach's α=0.914，KMO=0.828，Bartlett's球形检验结果P＜0.001，信效度可以接受。全科医生科教驱动感知量表、职业期望量表和职业认同感量表的具体条目见表1。

1.3 质量控制 采用调查对象自填匿名电子问卷的方式实施问卷调查。电子问卷是在问卷星平台上设计和测试，可实现“调查对象完整填写问卷后才可提交数据”的功能，以保证调查数据的完整性。问卷调查员由上海市虹桥街道社区卫生服务中心全科医生担任，负责通过微信、QQ等社交软件向调查对象发送电子问卷链接、并讲解电子问卷填写注意事项，包括：（1）本次调查的目的；（2）本次调查对调查对象隐私的保护方法；（3）电子问卷中单选题、多选题、填空题的填写方法。所有调查对象完成电子问卷填写后，从问卷星平台下载Excel格式的调查数据并作为原始数据资料保存。

1.4 统计学方法 采用Excel 2016软件进行数据整理和清洗，采用SPSS 19.0软件进行统计学分析。符合正态分布的计量资料以（±s）表示，非正态分布的计量资料以M（P25，P75）表示，采用描述性分析方法；科教驱动感知、职业期望和职业认同感各维度的相关性分析采用Spearman相关性分析。以P＜0.05为差异有统计学意义。

采用AMOS 24.0进行结构方程模型的建立、修正与评价。采用验证性因子分析检验测量模型；采用一般化最小平方（GLS）法估计参数；采用Bootstrap方法检验中介效应的显著性，首先，采用重复随机抽样的方法在原始数据中抽取5000个Bootstrap样本，拟合结构方程模型，生成并保存5000个中介效应的估计值，形成一个近似抽样分布，同时计算出中介效应的平均路径值，并将这些效应值按数值大小排序，用第2.5百分位数和第97.5百分位数估计中介效应的95%可信区间（CI）[11]。若路径系数95%CI不包括0，表明中介效应显著。结构方程模型的相关拟合指数及判断标准[12-13]见表2，当所有条件满足时，表示结构方程模型整体适配度较佳，即模型较好地被观察数据所支持。

表1 全科医生科教驱动感知量表、职业期望量表和职业认同感量表的条目情况Table1 Items of the GPs' Self-perceived Driving Forces of Research and Teaching Scale，Career Expectation Scale and Professional Identity Scale

2 结果

2.1 调查对象基本情况 共发放问卷397份，回收有效问卷（调查对象满足纳入标准，问卷填写完整且无逻辑错误）383份，有效回收率为96.5%。383例全科医生中，男100例（26.1%），女283例（73.9%）；中位年龄为36（9，65）岁；中位工作年限为13（12，41）年；学历：高中、中专及以下6例（1.6%），大专33例（8.6%），本科286例（74.7%），硕士及以上58例（15.1%）；专业领域：全科265例（69.2%），中医70例（18.3%），护理35例（9.1%），公卫48例（12.5%），其他19例（4.9%）；单位所在地：市区260例（67.9%），郊区82例（21.4%），城郊结合部41例（10.7%）；职称：无职称7例（1.8%），初级82例（21.4%），中级258例（67.4%），副高35例（9.1%），正高1例（0.3%）；工作岗位：临床医生302例（78.9%），护理人员37例（9.7%），公共卫生人员34例（8.9%），行政管理人员35例（9.1%）；曾主持课题的最高级别：市级及以上39例（10.2%），区级92例（24.0%），院级30例（7.8%），无222例（58.0%）；所获奖项最高级别：市级及以上12例（3.1%），区级29例（7.6%），院级23例（6.0%），无319例（83.3%）；曾发表论文的最高水平：科学引文索引（SCI）3例（0.8%），核心期刊121例（31.6%），非核心期刊84例（21.9%），无175例（45.7%）；全科医生科教驱动感知量表：资源保障得分为（10.3±3.0）分，组织管理得分为（11.4±2.9）分，绩效激励得分为（6.1±2.2）分，创新支持得分为（11.3±2.7）分；职业期望量表：职业发展得分为（9.5±3.1）分，职业成就得分为（6.7±1.9）分，工作生活平衡得分为（6.8±1.8）分；职业认同感量表：职业认知得分为（10.5±3.0）分，职业行为得分为（8.6±1.6）分，职业价值观得分为（8.4±1.7）分。

2.2 科教驱动感知量表、职业期望量表和职业认同感量表得分的相关性 职业发展得分与绩效激励得分、工作生活平衡得分均无直线相关关系（P＞0.05）；资源保障得分与组织管理得分、绩效激励得分、创新支持得分、职业发展得分、职业成就得分、工作生活平衡得分、职业认知得分、职业行为得分、职业价值观得分均呈正相关（P＜0.05）；组织管理得分与绩效激励得分、创新支持得分、职业发展得分、职业成就得分、工作生活平衡得分、职业认知得分、职业行为得分、职业价值观得分均呈正相关（P＜0.05）；绩效激励得分与创新支持得分、职业成就得分、工作生活平衡得分、职业认知得分、职业行为得分、职业价值观得分均呈正相关（P＜0.05）；创新支持得分与职业发展得分、职业成就得分、工作生活平衡得分、职业认知得分、职业行为得分、职业价值观得分均呈正相关（P＜0.05）；职业发展得分与职业成就得分、职业认知得分、职业行为得分、职业价值观得分均呈正相关（P＜0.05）；职业成就得分与工作生活平衡得分、职业认知得分、职业行为得分、职业价值观得分均呈正相关（P＜0.05）；工作生活平衡得分与职业认知得分、职业行为得分、职业价值观得分均呈正相关（P＜0.05）；职业认知得分与职业行为得分、职业价值观得分均呈正相关（P＜0.05）；职业行为得分与职业价值观得分呈正相关（P＜0.05，见表3）。因此，可对全科医生的科教驱动感知量表、职业期望量表和职业认同感量表各维度的关系进行结构方程分析。

表2 结构方程模型的相关拟合指数及判断标准Table2 SEM fit indices and their reference values

2.3 全科医生科教驱动感知—职业期望满足—职业认同感的结构方程分析

2.3.1 结构方程模型构建 在本研究所假设的模型中，科教驱动感知所包含的资源保障、组织管理、绩效激励、创新支持4个维度为外生变量，职业期望所包含的职业发展、职业成就、工作生活平衡3个维度与职业认同感所包含的职业认知、职业行为、职业价值观3个维度为内生变量。全科医生科教驱动通过中介变量——职业期望对其职业认同感产生影响，也可以直接对其职业认同感产生影响。因此，本研究提出以下假设：H1：科教驱动感知对职业期望有正向影响；H2：科教驱动感知对职业认同感有正向影响；H3：职业期望对职业认同感有正向影响；H4：职业期望在科教驱动感知对职业认同感的影响过程中起部分中介作用。

因此，形成了全科医生科教驱动感知—职业期望满足—职业认同感的理论模型（见图1），再结合理论模型，初步构建结构方程模型Model Ⅰ（见图2）。理论模型的变量设置为科教驱动感知所包含的资源保障、组织管理、绩效激励、创新支持4个维度变量均为观察变量；职业期望所包含的职业发展、职业成就和工作生活平衡3个维度均为潜变量；职业认同感所包含的职业认知、职业行为和职业价值观3个维度均为潜变量（见表4）。

2.3.2 结构方程模型的验证 Model Ⅰ的模型拟合结果显示，χ2=288.268，P=0.005，卡方自由度比（CMIN/DF）=1.253，非规准适配指数（TLI）=0.932，比较适配指数（CFI）=0.948，中心性测量值（Mc）=0.957，渐进残差均方和平方根（RMSEA）=0.026，检验指标均达到模型拟合要求，表明Model Ⅰ的整体拟合效果较好。

图1 科教驱动感知—职业期望满足—职业认同感的理论模型Figure1 Theoretical model of the relationship between the perception of research and teaching driving forces，career expectation and professional identity

Model Ⅰ的路径估计及检验结果显示，资源保障→职业发展、组织管理→职业发展、绩效激励→职业发展、创新支持→职业发展、资源保障→职业成就、组织管理→职业成就、职业发展→职业成就、资源保障→工作生活平衡、创新支持→工作生活平衡、资源保障→职业认知、组织管理→职业认知、绩效激励→职业认知、资源保障→职业价值观、组织管理→职业价值观、职业发展→职业价值观、职业成就→职业价值观、职业成就→职业行为、资源保障→职业行为、组织管理→职业行为、绩效激励→职业行为、创新支持→职业行为、职业发展→职业行为、职业认知→职业行为的路径系数无统计学意义（P＞0.05，见表5）。基于Model Ⅰ的拟合结果，并结合路径估计及检验结果，剔除无统计学意义的路径后，形成Model Ⅱ（见图3）。Model Ⅱ的路径估计及检验结果显示，工作生活平衡→职业价值观、工作生活平衡→职业行为的路径系数均无统计学意义（β=0.129，P=0.097；β=0.071，P=0.137），故删除该路径，形成Model Ⅲ（见图4）。

图2 结构方程模型Model ⅠFigure2 The structural equation Model Ⅰ

表3 科教驱动感知量表、职业期望量表和职业认同感量表各维度得分的相关性（rs值，n=383）Table3 Inter-dimension correlations of the dimensions of the GPs' Self-perceived Driving Forces of Research and Teaching Scale，Career Expectation Scale and Professional Identity Scale

表4 理论模型的变量情况Table4 Variables of the theoretical model

表5 Model Ⅰ的路径估计及检验结果Table5 Path estimation and test results of Model Ⅰ

Model Ⅲ的模型拟合结果显示，χ2=326.285，P=0.002，CMIN/DF=1.280，TLI=0.925，CFI=0.936，Mc=0.911，RMSEA=0.027。检验指标均达到模型拟合要求。综上所述，表明Model Ⅲ的整体拟合效果较好。

图3 结构方程模型Model ⅡFigure3 The structural equation Model Ⅱ

图4 结构方程模型Model ⅢFigure4 The structural equation Model Ⅲ

Model Ⅲ的路径系数估计及检验结果显示，绩效激励→职业成就、创新支持→职业成就、职业成就→工作生活平衡、职业发展→工作生活平衡、组织管理→工作生活平衡、绩效激励→工作生活平衡、职业发展→职业认知、工作生活平衡→职业认知、职业成就→职业认知、创新支持→职业认知、职业认知→职业价值观、绩效激励→职业价值观、创新支持→职业价值观、职业价值观→职业行为的路径系数均有统计学意义（P＜0.05）；其中，职业发展→工作生活平衡与绩效激励→职业价值观的路径系数为负值，其余路径系数均为正值（见表6）。资源保障、组织管理、绩效分配、创新支持与职业发展均无直接与间接效果；资源保障与职业发展、职业成就、工作生活平衡、职业认知、职业行为、职业价值观均无直接与间接效果。

基于上述分析结果可知，假设H1：科教驱动感知对职业期望有正向影响，部分成立；假设H2，科教驱动感知对职业认同感有正向影响，部分成立；假设H3，职业期望对职业认同感有正向影响，部分成立。

2.3.3 结构方程模型中介效应的显著性检验 Model Ⅲ中介效应显著性检验的Bootstrap分析结果显示，以职业成就、工作生活平衡为中介变量，组织管理、绩效激励和创新支持对职业认知路径的95%CI均未包括0，中介效应显著（见表7）。因此，职业期望在组织管理对职业认同感的影响过程中起完全中介作用，在绩效激励、创新支持对职业认同感的影响过程中起部分中介作用。假设H4：职业期望在科教驱动感知对职业认同感的影响过程中起部分中介作用成立。

表6 Model Ⅲ的路径估计及检验结果Table6 Path estimation and test results of Model Ⅲ

表7 Model Ⅲ中介效应显著性检验的Bootstrap分析结果Table7 Bootstrap analysis results of the mediation effect of Model Ⅲ

2.3.4 结构方程模型中科教驱动感知对职业认同感的总效应Model Ⅲ中科教驱动感知各维度对职业认同感各维度的总效应见表8。全科医生科教驱动感知因素中，组织管理因素对职业认同感有较弱的正向影响；绩效激励因素对职业认同感同时存在正向和负向影响；创新支持因素对职业认同感的各维度有较强的正向影响。

表8 Model Ⅲ科教驱动感知各维度对职业认同感各维度的总效应Table8 The total effect between the dimensions of the GPs' Self-perceived Driving Forces of Research and Teaching Scale and Professional Identity Scale in Model Ⅲ

3 讨论

3.1 科教驱动感知、职业期望和职业认同感的内在联系 本研究结果表明，全科医生的科教驱动感知会通过职业期望的部分中介作用，而对职业认同感的形成产生影响。具体存在着以下作用路径：首先，全科医生感知的组织管理因素，可以通过工作生活平衡的完全中介作用，对职业认知产生影响；其次，全科医生感知的绩效激励因素，既可以直接作用于职业价值观，也可以通过职业成就与工作生活平衡的中介作用，对职业认知产生影响；再次，全科医生感知的创新支持因素，既可以直接作用于职业认知和职业价值观，也可以通过职业成就的中介作用，对职业认知产生影响；此外，科教驱动因素虽然不能直接作用于职业行为，但可以通过影响职业认知与职业价值观，最终对职业行为产生影响。既往研究发现，全科医生的职业声誉、科教培养、合理的福利保障、薪酬水平、改善居住地医疗环境等因素能够促进全科医生职业认同感的提升[3，14-15]。此外，有研究提出全科医生的职业声誉会对职业期望有正向影响[8]。上述结果均印证了科教驱动感知和职业期望对职业认同感的正向驱动作用。因此，本研究在证实科教驱动感知和职业期望对职业认同感有正向作用的基础上，发现了其具体的作用路径，研究结果为社区干预全科医生职业认同感提供了多角度的介入方式。

3.2 社区科教驱动工作应着重鼓励科教研创新和保障制度公平 本研究结果表明，首先，全科医生的科教驱动感知因素中，创新支持因素对职业认同感影响的总效应最大，是职业认同感形成过程中最重要的影响因素；其次，资源保障因素与全科医生职业认同感之间没有作用路径，组织管理因素对职业认同感中各维度影响的总效应值较低；再次，绩效激励因素对职业价值观的直接作用属于负向影响，但通过职业成就、工作生活平衡的中介作用，对职业认知的间接作用属于正向影响。以上研究结果提示，不同的科教驱动感知对职业认同感的影响方式存在着较大的差异。

因此，面对以上问题，再结合各类科教驱动因素自身的特点，可提出以下社区科教驱动工作开展策略。

首先，对于社区全科医生的创新工作，应给予全力支持。根据赫茨伯格双因素理论，对创新的支持可以充分调动广大医务人员的工作积极性[16]。张冬莹等[3]研究表明，借鉴国外成熟的全科医生培养体系，提高全科医生的学科水平和科研能力，是提高全科医生职业认同感的有效方法。因此，社区应将创新支持放在科教驱动工作的首要地位。

其次，社区在资源保障与组织管理工作上应注重制度公平。本研究结果表明，资源保障和组织管理因素对职业认同感的影响程度较低。根据赫茨伯格双因素理论，资源保障与组织管理均属于保健因素。保健因素虽然可消除不满，但不能直接产生激励效果[16]。俞甬丽等[15]对浙江省城市社区全科医生的调查发现，改善基层卫生的工作条件及环境可激发医生的工作热情。而谢建平等[17]对西部基层医疗机构的研究显示，级别越高的医疗机构，医生对基层医疗职业认同感越低，选择继续教育和深造的医生越多。可见资源保障与组织管理制度水平的提高不一定总会对社区全科医生的职业认同感产生正向影响。因此对于社区来说，相对于资源分配和组织管理制度的创新，保证相关制度的公正、公平更为重要。

再次，绩效激励工作应注重激励的方式。本研究发现绩效激励对职业认同感有正向影响，但对职业行为、职业价值观有负向影响。这可能是由于当前社区的绩效考核机制不尽合理造成。对上海市浦东新区社区家庭医生的调查结果表明，有1/4的家庭医生认为绩效考核机制不能调动其工作积极性，反而让自己感觉到很大的工作压力[14]。因此，社区亟须完善绩效考核机制，在保障公平的同时鼓励科教创新成果，以实现对全科医生职业行为和职业价值观的正向激励作用。

3.3 本研究的价值及下一步工作 本研究运用结构方程模型，全面揭示了社区的科教驱动感知对于全科医生的职业期望及职业认同感的内在联系及影响过程，从而为各社区卫生服务中心建立有效的职业认同感激励措施提供有效的科教激励策略。然而，本研究将科教驱动因素中的绩效激励纳入模型时，未对绩效激励模型实施进一步区分，因此目前还无法明确绩效激励方式对全科医生职业认同感影响的内在机制。因此本研究的下一步工作计划是探索社区绩效激励方式对全科医生科教研工作的影响。

作者贡献：陈欣、王洁进行研究的构思与设计；沈群进行资料收集；钱宁、李黎进行数据整理，统计学处理；陈欣进行结果的分析与解释，撰写论文，论文的修订，对文章整体负责，监督管理；王洁负责文章的质量控制与审校。

本文无利益冲突。