离职意向是指个体在一定时期内更换工作的可能性和个人意向的总和表现^[1]。离职意向是离职的前应变量，对实际的离职行为有很好的预测力^[1]。目前我国的医疗工作环境紧张，越来越多的医务人员离职、换岗。一项对我国基层医务人员离职意向的调查发现，离职意向中等和离职意向高的比例分别为43.7%和11.8%^[2]。目前，我国对医务人员离职意向的研究主要集中在探索其影响因素上^{[1, 3-5]}，大量研究确定的影响因素有职业倦怠和工作满意度，但多是探讨两者分别对离职意向的影响，而极少分析职业倦怠、工作满意度和离职意向三者之间的作用方向以及是否存在中介效应。国内多以护理人员作为研究对象，鲜少涉及其他岗位^[1]。本研究通过结构方程模型研究临床医师、护理人员、公共卫生医师、医学技术人员的职业倦怠、工作满意度和离职意向三者之间的关系以及是否存在中介效应。若存在中介效应，则可以通过调节中介变量和自变量来降低医务工作者的离职意向，保证医疗队伍的稳定性。

1 资料与方法 1.1 资料来源

本研究的数据来源于原黄陂区卫生和计划生育委员会开展的医疗机构第三方评估项目。医务人员的工作满意度调查采用自编问卷。调查对象为湖北省武汉市黄陂区所有公立卫生机构的工作人员（19家卫生院、黄陂区人民医院、黄陂区中医院、黄陂区妇女儿童保健院、黄陂区疾病预防控制中心体检科、黄陂区血吸虫防治所、黄陂区皮肤病防治所）。采用方便抽样法。共发放问卷745份，回收745份，回收率100.00%。剔除行政人员的工作满意度调查问卷后，有效问卷为709份，有效回收率为95.17%。

1.2 调查方法

借鉴张宜民的研究^[6]，本研究采用自编问卷，分为满意度问卷、职业倦怠问卷以及离职意向问卷。总问卷、满意度问卷、职业倦怠问卷、离职意向问卷的可靠性分别为0.952、0.912、0.984和0.961。Cronbach's α系数均大于0.9，说明信度较好。工作满意度包括内部环境满意度、回报满意度、管理满意度以及工作本身满意度。测量尺度采用Likert 5点记分法：从“非常满意”“满意”“一般”到“不满意”“非常不满意”依次赋予5分、4分、3分、2分、1分。

职业倦怠量表采用以下5个项目来衡量：“我觉得我每天的工作毫无意义”“我无法在工作中找到成就感”“每天下班感到筋疲力尽”“这份工作使我变得冷漠”以及“这份工作使我变得焦躁不安”。采用5点计分法，从“非常同意”“同意”“一般”到“不同意”“非常不同意”依次赋予5分、4分、3分、2分、1分。

离职意向问卷有以下5个项目：“曾产生过离开本单位的想法”“一年之内会去找一份新工作”“若有机会，将接受一份更好的工作”“我认为本行业的就业形势很好”以及“目前能在市场上找到一份不错的工作”。采用5点计分法，从“非常同意”“同意”“一般”到“不同意”“非常不同意”依次赋予5分、4分、3分、2分、1分。

1.3 数据处理与分析 1.3.1 构建结构方程

结构方程模型的一般分为5步：（1）模型表述。指模型估计之前形成的最初理论模型。（2）模型识别。指确定设定模型的参数估计是否有唯一解释。（3）模型估计。结构方程模型的估计方法有多种，最常用的是最大似然估计法，本研究用最大似然估计法。（4）模型评估。获得模型的参数估计后，需要评估模型是否拟合数据。参考拟合指数。如果拟合良好，则建模过程可以停止。（5）模型修正。如果模型与数据拟合不好，则需要重新设定或者修改模型。基本上，结构方程模型是一种验证性的方法，通常必须有理论或经验法则的支持，在理论引导的前提下才能建构假设。职业倦怠对离职意向有很强的预测作用。研究表明，职业倦怠感可直接影响离职意向^[7]。情绪衰竭、消极怠慢等与职业倦怠相关的因素与离职意向呈正相关^[3]。医务人员长期处于高度紧张的工作状态，丧失工作积极性，容易产生消极的应对方式^[8]。长期职业应激状态导致其产生离职意向^[9]。职业倦怠对工作满意度也有影响。职业倦怠水平越高，工作满意度越低。职业倦怠中的情感衰竭和情感疏远降低医务人员的工作满意度^[10]。而工作满意度与离职意向呈负相关，工作满意度越高，则离职意向越低。因此，研究者假设在职业倦怠对医务工作者离职意向的影响上，工作满意度为中介变量。职业倦怠通过工作人员满意度影响离职意向路径见图 1。

1.3.2 统计学分析

运用SPSS 20.0进行信度检验。运用AMOS 21.0建立结构方程模型，在结构方程模型中运用bootstrap法（自助法）进行中介效应检验。运用Excel 2016进行中介效应sobel检验^[11]。效应检验步骤见图 2。检验水准α=0.05。

2 结果 2.1 样本一般特征

接受调查的医务人员基本情况见表 1。一些事业单位，例如医院采用合同制，其特点是非常灵活，劳动关系打破了终身制，根据工作人员的表现，使其能进能出，岗位能上能下，待遇能高能低。事业单位临时聘用人员的特点是签订的劳动合同通常较合同制要短，在晋升上没有合同制和在编在岗人员的空间大。人事代理的特点是医院与被聘用人员只受双方签定的聘用合同的约束。医院有充分的用人自主权，而劳动者则享有充分的择业自主权和流动的权利，也打破了终身制的“铁饭碗”。在编在岗的特点是终身制、名额有限、流动性不大。

2.2 结构方程模型拟合情况

结构方程模型的评估参考拟合指数。规定拟合指数χ²值越小越好，比较拟合指数（CFI）大于0.9且越接近1越好，规范拟合指数（NFI）大于0.9且越接近1越好，近似误差均方根（RMSEA）一般要求小于0.05，但在0.05~0.08之间表示模型拟合尚可^[12]。Akaike讯息效标（AIC）越小越好。根据AMOS软件拟合路径系数推荐和结合实际情况，将模型修正后，结果见表 2。模型拟合总体较好，模型成立。RMSEA未调整至小于0.08，是因为在结构方程模型中，拟合指数的使用是一个参考，即拟合指数的达标，实际上模型拟合的不一定好。在调整拟合指数时，应结合实际和理论，不宜一味地将拟合指数调整到达标。

2.3 工作满意度中介效应的模型解释

运用结构方程模型软件AMOS中的bootstrap方法，对职业倦怠影响离职意向路径中的工作满意度做中介效应检验。根据温忠麟等^[12]提出的方法（图 2），本研究的中介效应检验需要：①路径A，自变量到中介变量的路径，即职业倦怠到工作满意度的路径；②路径B，中介变量到应变量的路径，即工作满意度到离职意向的路径；③路径C，在控制中介变量情况下，自变量到应变量的路径，即在控制工作满意度的情况下，职业倦怠到离职意向的路径；④路径C'，在中介变量影响下，自变量到应变量的路径，即在工作满意度影响下，职业倦怠到离职意向的路径。如表 3所示，自变量（职业倦怠）对应变量（离职意向）影响的总体效应有统计学意义（P < 0.001）。直接效应检验结果显示，在工作满意度影响下，职业倦怠对离职意向的影响有统计学意义（P < 0.001）。间接效应检验结果再次证明，职业倦怠对离职意向的影响有统计学意义（P < 0.001）。

采用bootstrap方法得出标准化估计值及其标准误。职业倦怠对工作满意度的效应，即路径A的标准化估计值为-0.199，对应的标准误S_A=0.046；工作满意度对离职意向的效应，即路径B的标准化估计值为-0.100，对应的标准误S_B=0.024；职业倦怠对离职意向的效应，及路径C'的标准化估计值为0.913，对应的标准误S_C'=0.016。

表 4显示，工作倦怠对离职意向的路径C的标准化估计值为0.934，其标准误S_C=0.013。根据公式$\overline{z}=\frac{a b}{\sqrt{S_{\mathrm{A}}^{2} b^{2}+S_{\mathrm{B}}^{2} a^{2}}} $，进行sobel检验，最后算出z=2.497，查MacKinnon的临界值表可知，3.001 > 0.90（P < 0.05），因此说明中介效应有统计学意义。中介效应占总体效应的比例为ab/c=0.021=2.1%，说明中介效应可调节总体效应的百分比为2.1%。

由图 3可知，职业倦怠与工作满意度的路径系数为-0.198，呈负相关。工作满意度与离职意向的路径系数为-0.099，呈负相关。职业倦怠与离职意向的路径系数为0.914，呈正相关。职业倦怠到离职意向的直接效应是0.914。说明当其他条件不变时，职业倦怠潜变量每提高1个单位，离职意向将直接提升0.914个单位。职业倦怠到工作满意度的直接效应是-0.198。说明当其他条件不变时，职业倦怠每提高1个单位，工作满意度将直接降低0.198个单位。工作满意度到离职意向的直接效应为-0.099。说明当其他条件不变时，工作满意度每提高1个单位，离职意向将直接降低0.099个单位。因为中介效应显著，所以职业倦怠通过工作满意度对离职意向产生的影响为（-0.198）×（-0.099）=0.02。说明工作满意度作为中介变量能够调节0.02个单位的影响。

3 讨论与建议 3.1 医务工作者职业倦怠与离职意向的关系

本研究发现，在医务工作者群体中，职业倦怠与离职意向之间存在中介变量：工作满意度。其中介效应机制是：职业倦怠能够通过工作满意度影响离职意向。即职业倦怠越严重，工作满意度越低，离职意向越高。工作满意度作为中介效应，当员工对工作不满意时，使离职意向在因职业倦怠的影响而降低的情况下，再降低2.1%。本研究得出职业倦怠与工作满意度呈负相关。工作满意度与离职意向呈负相关。职业倦怠与离职意向呈正相关。这与本研究结构方程模型理论构建过程中文献回顾的结果一致。不同的是，一致结果的相关文献的样本量虽然比本研究的样本量少^{[3, 8]}，但其在路径职业倦怠—工作满意度和路径工作满意度—离职意向的相关系数较本研究的路径系数更大，即负相关性更强^[5]。这是因为文献采用传统的多元回归方法，忽略了模型中变量的测量误差。而本研究因为结构方程模型在模型拟合过程中考虑了误差存在的优势，所以误差偏小，结果更加可信。

3.2 工作满意度存在中介效应，但影响较小

虽然通过中介效应检验证实了工作满意度作为职业倦怠影响离职意向的中介变量的存在，但其中介效应的影响较低，为2.1%，即中介效应解释了应变量离职意向2.1%的变异。说明工作满意度在调节职业倦怠对离职意向的影响过程中，发挥的效用非常有限。根据这个结果，作者认为应在现行的工作满意度评估指标的设置上增加更多评估社会支持网络的条目，而不是仅限于传统的薪酬、待遇和内部工作环境等角度。增加的社会支持网络的条目可以包括“感知医患关系”条目。理论上，社会支持包括了情感支持。职业倦怠包括3个维度^[13]：情绪衰竭、情感疏远和成就感低落。我国的医患信任的裂痕难以弥合^[14]，医患关系恶劣导致医务工作者的情感衰竭，进而影响了其对工作环境和工作状态的判断，降低了工作满意度^[15]。此外，过往的研究证实了在医患关系对离职意向的影响过程中，工作满意度作为中介变量解释了应变量离职意向41.5%的方差变异。所以研究者在理论支持的基础上，提出将诸如“感知医患关系”的社会支持的条目加入工作满意度调查中，以提高工作满意度作为中介效应的作用。职业倦怠和工作满意度作为难以直接测量的变量，其条目与测量方法是多样的^[16]。根据医务工作者在不同时代遇到的问题，工作满意度指标也与时俱进，更加有利于对医务人员离职意向的掌握和控制。

3.3 优先的工作满意度指标

基于本研究得出的工作满意度存在中介效应但影响较小的结论，推测工作满意度作为中介效应影响离职意向程度的高低与工作满意度测量指标是否是医务人员目前最亟需解决的问题有关，即目前工作人员最关注的问题优先影响工作满意度的中介效应的作用大小。这与马斯洛夫需求层次^[17]相似。马斯洛夫需求层次认为人们的生存需求得到满足后，会寻求更高的尊重需求和自我需求。工作环境内部满意度、薪酬待遇等问题也是医务人员关心的问题，这些基本的生存和发展问题已经得到改善，所以它们虽然影响着工作满意度作为中介效应的大小，但是影响程度较小。基本的生存和发展问题得到解决后，医务人员会寻求更高层次的尊重的需求。目前医患关系较为紧张，有73%的医师认为，医患关系日益恶化^[18]。所以在该问题尚未得到解决前，医患关系会极大地影响工作满意度作为中介效应的大小。一旦医患关系得到缓解，该因素作为调节离职意向的中介效应影响就会降低。所以，研究者提出“工作满意度优先指标设置”的想法，建议人力资源部门将目前最紧急的现状制定成测量指标作为优先进行监测，以中介效应影响程度作为检测指标，当中介效应影响程度较高时，人力资源部门可以根据这些测量指标优先进行改革。从而保证队伍的稳定性。

本研究基于结构方程模型得出工作满意度在职业倦怠对离职意向的影响中起中介作用。虽然中介效应存在，但是影响较小。在此基础上提出在工作满意度指标中增加更多的社会支持指标的建议，并且建议工作满意度指标应涉及当前医务人员关注的重点，即优先指标。研究者认为，基于工作满意度作为中介效应，结合提出的两点建议，可以提升医务人员工作满意度作为中介效应的影响，以此降低其离职意向，稳定医院人才队伍。

·作者声明本文无实际或潜在的利益冲突