分析中国医院消化科医师内在工作动机对职业倦态的影响以及工作压力的中介作用。
2020年调查28个省份331家三级医院消化科医师1 655名，采用中介效应模型分析工作压力在内在动机与职业倦态关系中的作用。
调查收回有效问卷1 655份，女1 132名，男523名，调查对象平均年龄39.26岁。内在动机对职业倦怠三个维度——情感耗竭、去人性化、低成就感均有降低作用（β=-2.06、-1.77、-4.20，均P<0.001）；工作压力在内在动机和职业倦怠三个维度（情感耗竭、去人性化和低成就感）的负相关性中均起部分中介作用，中介效应占比分别为40%、15%和5%（β=-1.58、-0.36、-0.21，均P<0.05）；女性医师的内在动机更多地直接降低了职业倦态，特别是在情感耗竭维度，直接效应占比为62%，高于男性医师中46%的直接效应占比。
加强和利用消化科医师的内在动机既可直接降低职业倦态，也能通过缓解工作压力间接降低职业倦态；在同样环境中，女性医师对工作的内在动机对降低职业倦态有更大和更直接的作用。
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医疗卫生属于人员密集型行业，医疗服务的质量、整个卫生服务体系的绩效都在很大程度上取决于人员的工作行为［1, 2］。然而，医务工作是从业者容易累积心理负面影响的行业，已有证据显示医务人员普遍存在“职业倦怠”问题［3, 4, 5］，并且高水平和长期的职业倦怠与医生个人的健康水平［6］、医务人员对工作的投入［7］，以及对患者的服务质量和健康结果都有负面影响［8, 9］。关于职业倦怠的影响因素也已有不少探究，工作量压力、收入、晋升等工作压力源与职业倦怠均有相关关系［10, 11, 12, 13］，但是对于医务人员产生职业倦怠的自身内因，目前研究仅考虑了医务人员的人口学、社会经济和职业特征的因素，却缺乏人员工作动机对职业倦态影响的分析。工作动机是指一个人在不同工作动力驱动下表现出来对工作目标付出努力的程度［1］，其中，源于个体对事物本身的乐趣和满足的内在驱动力（内在动机），与积极的行为和感受密切相关［14］。但对于内在动机的测量、激励作用以及作用路径尚缺乏深入的研究。消化科医师需要承担门诊、住院和内镜操作等多重任务，其工作量在各专业医务人员中有代表性。工作量作为压力源是形成职业倦怠的潜在危险因素，同时多重任务和长时间体力消耗会对不同性别的医师产生不同影响，但关于我国医院消化科医师工作感受的调查研究非常缺乏，同时我国医务人员的研究也缺乏性别角度分析。本研究旨在分析我国三级医院消化科医师内在动机的水平及其对工作倦怠的影响，并分析内在动机通过降低工作压力感、缓解职业倦怠的中介作用，同时试探性比较这种作用机制在不同性别样本中的差异，为更有针对性的人员激励措施提供建议。
本研究采用分层和方便抽样的方法，于2020年调查28个省份331家三级医院的消化科医师。借助消化科女医师专业委员会委员对抽样的协助，选择在专委会委员所在省份开展调查。每个省份抽取有委员的三级医院的三种类型医院各一家，医院类型选择优先顺序为部属医院、中医医院、民营医院、省属医院、市属医院，即优先选择部属医院、中医医院、民营医院各一家，若没有前序种类医院、则用后序种类替代。若该省份委员所在医院≤2家，委员所在所有医院被纳入研究。样本医院中不进行医务人员抽样，而是调查所有当日在岗的消化科医师。
1. 调查方法：采用调查问卷调查，调查方式为通过问卷星的网络调查，采用统一指导语，说明调查目的、填写方式、填写注意事项，问卷由研究对象独立完成，填写过程中对有疑问者会通过专委会委员及时沟通澄清，以保证问卷填写的正确性和完整性。本次调查共收回问卷1 666份，剔除无效问卷11份，共得到有效问卷1 655份，即共1 655名调查对象，其中男523名（31.6%），女1 132名（68.4%）。
2. 一般资料调查问卷：由研究者自行设计，内容包括年龄、性别、婚姻状况、所在科室、学历、工作年限、职称、职务及工作量等基本信息。
3. 工作动机量表：采用Lohmann等［15］开发的工作动机量表，在征得其同意后，使用Brislin′s量表翻译-回忆法对原版工具进行跨文化调试。该量表开头提示词为“我努力工作是为了什么？”，跟接15个问题，分别代表不同的工作驱动力，请调查对象者选择。工作驱动力在不同研究中使用不同的分类，本研究将驱动力分为三类“内在动机”（工作动力源于对工作本身的兴趣与热爱）、“外部经济动机”（工作动力源于获得收入和避免惩罚）、“外部非经济动机”（工作动力源于被认可和个人成长）。内在动机共包含6个条目，分别为：我努力工作是“因为我享受每天工作中所做的事情”“因为我享受我的工作任务”“因为我所从事的工作非常有意思”“因为从医是我人生中很重要的一部分”“因为我的工作对我的患者非常重要”“因为我想让自己的工作对他们的生命带来改变”。每个条目按李克特7点计分法，从“完全不符合”到“完全符合”依次赋分0~6分，得分越高代表内在动机越强烈。该量表具有较高的内部一致性信度，总量表Cronbach′s α系数为0.938。该量表总Cronbach′s α系数为0.823，各维度Cronbach′s α系数为0.770~0.888。
4. 中文版职业倦怠量表：采用国际上通用的MBI（Maslah Burnout Inventory）量表中文翻译版，已被大量验证具有良好的信效度［10］。量表包含情感耗竭、去人性化和低成就感3个维度，采用李克特7点计分法，各维度独立计分，情感耗竭和去人性化采用正向计分，低成就感采用反向计分，得分越高表示倦怠程度越高。
5. 中文版工作压力量表：采用德国Siegrist开发的付出-回报失衡问卷（ERI）［16］，其汉化版也已在医务人员中验证有良好的信效度。该量表包括三部分：工作中付出的努力、工作中获得的回报。量表采用李克特 4级评分，每道题目选择从“1~4分”描述对题项的感觉，1 分为完全不同意，4分为完全同意，得分越高表明付出/回报的程度越大。量表各维度Cronbach′s α系数为 0.74~0.81。该量表使用付出/回报比测量工作压力水平，付出/回报比>1、付出多于回报，表示处于有压力的状态。
问卷星数据自动导出，使用Excel对全部数据进行逻辑校对和清洗。根据本研究前述假设，统计分析验证以下关系：（1）内在工作动机对工作压力的影响；（2）内在工作动机对工作倦态三个维度的影响；（3）内在工作动机通过缓解工作压力对降低工作倦怠的影响。
对于涉及变量在调查对象中的分布情况，采用Stata 14.0软件进行描述性分析。首先对变量进行正态性检验，符合正态分布的计量资料，以表示，并采用t检验比较性别差异。计数资料以n（%）表示，并应用χ2检验比较性别差异。探究工作压力（付出/回报比）以及职业倦怠（情感耗竭、去人性化、低成就感）的影响因素，分别以工作压力（付出/回报比）以及职业倦怠（情感耗竭、去人性化、低成就感）为因变量，进行多元线性回归分析。由于学历、专业职称、行政管理职务等自变量的调查结果不服从线性趋势，且调查人员中的部分类别人数过少，因此进行了合并处理，并进行了哑变量化，具体赋值如下：专业职称（1=初级及以下/0=初级以上），行政管理职务（1=有管理职务/0=无管理职务），学历（1=硕士以上/0=硕士及以下）。对于工作压力是否在内在动机降低职业倦怠中存在中介作用，根据Baron和Kenny［17］的中介效应理论，利用Bootstrap法进行中介效应检验，抽样次数为1 000。双侧检验，检验水准α=0.05。
研究调查对象的工作压力来源于回报与付出的平衡程度，并带来职业倦怠。回报相关指标显示：18.31%（303/1 655）的被调查人员有管理职位，其中男性处在管理职位的比例高于女性［23.14%（121/523）比 16.08%（182/1 132）］；59.09%（978/1 655）的被调查对象的年收入低于150 000元，其中男性处于高收入组的比例明显高于女性［21.99%（115/523）比15.81%（179/1 132）］。工作量指标能反映工作中的付出，消化科医师平均1 d的门诊例数为45.63例，女医师平均1 d门诊例数高于男医师（47.12例比 42.57例）；消化科医师需要每周操作内镜的单元数（以半天作为一个单元）为5.38次，男医师调查前1周胃肠镜操作单元数高于女医师（5.73次比5.18次）；每内镜操作工作单元内，男女医师操作的胃镜和肠镜数量差异无统计学意义（P>0.05）。见表1。
被调查消化科医师的基本特征及性别差异分析
被调查消化科医师的基本特征及性别差异分析
| 项目 | 男（n=523） | 女（n=1 132） | t/χ2值 | P值 | |
|---|---|---|---|---|---|
| 年龄（岁）a | 14.96 | <0.001 | |||
| <35 | 178（34.03） | 499（44.08） | |||
| 36~45 | 205（39.20） | 379（33.48） | |||
| >45 | 140（26.77） | 254（22.44） | |||
| 婚姻状况a | 5.71 | 0.017 | |||
| 在婚 | 450（86.04） | 920（81.27） | |||
| 不在婚 | 73（13.96） | 212（18.73） | |||
| 最高学历a | 10.09 | 0.006 | |||
| 博士研究生 | 158（30.21） | 286（25.27） | |||
| 硕士研究生 | 200（38.24） | 526（46.47） | |||
| 大学本科及以下 | 165（31.55） | 320（28.27） | |||
| 专业技术职称a | 9.45 | 0.024 | |||
| 正高 | 92（17.59） | 207（18.29） | |||
| 副高 | 150（28.68） | 263（23.23） | |||
| 中级 | 185（35.37） | 391（34.54） | |||
| 初级及以下 | 96（18.36） | 271（23.94） | |||
| 行政管理职务a | 13.87 | 0.001 | |||
| 院级 | 7（1.34） | 5（0.44） | |||
| 科室级 | 114（21.80） | 177（15.64） | |||
| 无管理职务 | 402（76.86） | 950（83.92） | |||
| 工作年限（年）a | 10.48 | 0.005 | |||
| <10 | 220（42.07） | 573（50.57） | |||
| 11~20 | 151（28.87） | 273（24.15） | |||
| >20 | 152（29.06） | 286（25.28） | |||
| 正式编制a | 1.98 | 0.160 | |||
| 是 | 426（81.45） | 888（78.45） | |||
| 否 | 97（18.55） | 244（21.55） | |||
| 年收入（万元）a | 10.76 | 0.005 | |||
| <15 | 284（54.30） | 694（61.31） | |||
| 15~25 | 124（23.71） | 259（22.88） | |||
| >25 | 115（21.99） | 179（15.81） | |||
| 日门诊量（例数）b | 42.57±1.30 | 47.12±1.19 | -2.35 | 0.019 | |
| 内镜单元数/周b | 5.73±0.19 | 5.18±0.14 | 2.33 | 0.020 | |
| 胃镜数/单元（例数）b | 15.68±0.47 | 15.84±0.40 | -0.25 | 0.804 | |
| 结肠镜数/单元（例数）b | 9.13±0.32 | 8.43±0.23 | 1.80 | 0.073 | |
| 工作动机b | |||||
| 内在动机 | 4.16±0.97 | 4.21±0.85 | 1.12 | 0.264 | |
| 外部非经济动机 | 4.27±0.91 | 4.23±0.81 | -0.67 | 0.502 | |
| 外部经济动机 | 4.39±0.89 | 4.41±0.81 | 0.22 | 0.827 | |
| 职业倦怠ac | |||||
| 重度情感耗竭（≥27） | 266（50.86） | 588（51.94） | 0.05 | 0.825 | |
| 重度去人性化（≥13） | 172（32.89） | 275（24.29） | 14.24 | 0.000 | |
| 重度低成就感（≥39） | 4（0.008） | 9（0.008） | 0.00 | 0.961 | |
| 工作压力-付出/回报比ad | 0.01 | 0.938 | |||
| >1压力状态 | 330（63.10） | 712（62.90） | |||
| ≤1非压力状态 | 193（36.90） | 420（37.10） | |||
注：a；b例（%）；c职业倦态三个维度上得分达到“重度”水平的占比；d工作压力-付出/回报比在不同水平上的占比
以工作压力指标——付出/回报比为因变量，内在动机以及各社会人口学特征为自变量进行回归分析发现：在控制调查对象人口学和工作基本特征的因素后，内在动机可以缓解医师的工作压力（β=-0.13，P<0.001）。同时发现，同初级以上的医师相比，初级及以下的医师压力水平更高（β=0.11，P<0.001）；同没有行政管理职务的医师相比，有行政职位的医师压力水平更低（β=-0.06，P=0.025）；收入越高（β=-0.03，P=0.023）的医师其工作压力水平越低。男女样本分开分析发现，内在动机缓解工作压力上的作用在女性医师中更明显；行政职位提升、收入提高对缓解工作压力的影响均只有在女性样本中有显著性。具体结果见表2。
内在动机和各社会人口学特征对工作压力影响的多因素分析
内在动机和各社会人口学特征对工作压力影响的多因素分析
| 变量 | 总样本 | 男 | 女 | |||
|---|---|---|---|---|---|---|
| β值（95%CI） | P值 | β值（95%CI） | P值 | β值（95%CI） | P值 | |
| 内在动机 | -0.130（-0.150~-0.110） | <0.001 | -0.110（-0.150~-0.080） | <0.001 | -0.150（-0.170~0.120） | <0.001 |
| 年龄 | 0.006（0.003~0.009） | <0.001 | 0.010（-0.001~0.011） | 0.133 | 0.006（0.003~0.009） | <0.001 |
| 婚姻 | -0.010（-0.070~0.040） | 0.601 | -0.050（-0.169~0.073） | 0.381 | -0.000（-0.060~0.560） | 0.897 |
| 学历 | 0.006（-0.020~0.030） | 0.987 | -0.060（-0.069~0.032） | 0.189 | 0.030（-0.009~0.046） | 0.241 |
| 职称 | 0.110（0.050~0.160） | <0.001 | 0.130（-0.001~0.243） | 0.042 | 0.100（0.035~0.158） | 0.002 |
| 行政管理职务 | -0.060（-0.114~-0.007） | 0.027 | -0.040（-0.142~0.060） | 0.445 | -0.070（-0.134~-0.007） | 0.031 |
| 编制 | -0.030（-0.075~0.023） | 0.309 | -0.050（-0.168~0.039） | 0.325 | -0.020（-0.064~0.045） | 0.579 |
| 收入 | -0.030（-0.060~-0.007） | 0.023 | -0.020（-0.080~0.021） | 0.553 | -0.040（-0.064~-0.004） | 0.016 |
注：内在动机、年龄为连续性变量；婚姻、编制为二分类变量；收入为等级变量；学历、专业职称、行政管理职务等自变量的调查结果不服从线性趋势，且调查人员中的部分类别人数过少，因此进行了合并处理，并进行了哑变量化，上述三个变量在处理后也属于二分类变量，具体赋值如下：专业职称（1=初级及以下/0=初级以上），行政管理职务（1=有管理职务/0=无管理职务），学历（1=硕士以上/0=硕士及以下）
以职业倦怠（情感耗竭、去人性化、低成就感）为因变量，内在动机和社会人口学特征和工作压力为控制变量进行回归分析发现：对于“情感消耗”这个维度（表3），内在动机与情感耗竭（β=-2.06，P<0.001）呈负相关关系，内在动机越强，情感耗竭水平越低；而工作压力水平与情感耗竭呈正相关关系（β=12.73，P<0.001），工作压力越大，情感耗竭水平越高。分性别样本分析发现，内在动机更强与情感消耗水平更低的相关性，在女医师样本中更高（β=-2.38比β=-1.49）。
内在动机、工作压力和各社会人口学特征对情绪衰竭影响的多因素分析
内在动机、工作压力和各社会人口学特征对情绪衰竭影响的多因素分析
| 变量 | 总样本 | 男 | 女 | |||
|---|---|---|---|---|---|---|
| β值（95%CI） | P值 | β值（95%CI） | P值 | β值（95%CI） | P值 | |
| 内在动机 | -2.060（-2.630~-1.480） | <0.001 | -1.490（-2.450~-0.520） | 0.003 | -2.380（-3.110~-1.660） | <0.001 |
| ERI | 12.730（11.450~14.000） | <0.001 | 12.220（10.110~14.320） | <0.001 | 13.120（11.500~14.730） | <0.001 |
| 年龄 | -0.070（-0.150~0.009） | 0.083 | -0.030（-0.180~0.120） | 0.672 | -0.080（-0.170~0.020） | 0.111 |
| 婚姻 | 0.210（-1.210~1.620） | 0.776 | 2.670（0.260~5.600） | 0.074 | -0.680（-2.280~0.920） | 0.404 |
| 学历 | -0.100（-1.260~1.070） | 0.868 | 1.640（-0.520~3.800） | 0.136 | -0.800（-2.180~0.590） | 0.257 |
| 职称 | -1.000（-2.490~0.490） | 0.187 | -1.800（-4.760~1.160） | 0.233 | -0.730（-2.430~0.980） | 0.402 |
| 行政管理职务 | 0.020（-1.400~1.430） | 0.984 | 1.360（-1.090~3.810） | 0.274 | -0.900（-2.650~0.860） | 0.316 |
| 编制 | -0.080（-1.400~1.240） | 0.902 | -0.640（-3.200~1.920） | 0.623 | 0.190（-1.340~1.710） | 0.813 |
| 收入 | -0.580（-1.310~0.150） | 0.122 | -0.420（-1.720~0.880） | 0.527 | -0.590（-1.480~0.290） | 0.189 |
注：ERI为付出-回报失衡问卷；自变量中，内在动机、ERI和年龄为连续性变量；婚姻、编制为二分类变量；收入为等级变量；学历、专业职称、行政管理职务等自变量的调查结果不服从线性趋势，且调查人员中的部分类别人数过少，因此进行了合并处理，并进行了哑变量化，上述三个变量在处理后也属于二分类变量，具体赋值如下：专业职称（1=初级及以下/0=初级以上），行政管理职务（1=有管理职务/0=无管理职务），学历（1=硕士以上/0=硕士及以下）
在“去人性化”这个职业倦态的表现维度上（表4），内在动机与去人性化（β=-1.77，P<0.001）呈负相关关系，内在动机越强，去人性化水平越低。消化科医师的年龄越低（P<0.001）、学历越高（P=0.039），其去人性化的倦怠表现越高。分性别分析发现，内在动机对去人性化的降低作用，在女医师样本中更高（β值：-1.78比-1.63）。
内在动机、工作压力和各社会人口学特征对去人性化影响的多因素分析
内在动机、工作压力和各社会人口学特征对去人性化影响的多因素分析
| 变量 | 总样本 | 男 | 女 | |||
|---|---|---|---|---|---|---|
| β值（95%CI） | P值 | β值（95%CI） | P值 | β值（95%CI） | P值 | |
| 内在动机 | -1.770（-2.120~-1.420） | <0.001 | -1.630（-2.220~-1.030） | <0.001 | -1.780（-2.210~-1.350） | <0.001 |
| ERI | 3.340（2.570~4.110） | <0.001 | 3.300（1.990~4.600） | <0.001 | 3.440（2.480~4.400） | <0.001 |
| 年龄 | -0.176（-0.220~-0.130） | <0.001 | -0.180（-0.270~-0.090） | <0.001 | -0.170（-0.230~-0.120） | <0.001 |
| 婚姻 | 0.280（-0.570~1.140） | 0.514 | 1.680（-0.130~3.500） | 0.069 | -0.290（-1.240~0.660） | 0.552 |
| 学历 | 0.740（0.040~1.440） | 0.039 | 1.090（-0.250~2.430） | 0.109 | 0.570（-0.250~1.390） | 0.172 |
| 职称 | -0.090（-0.980~0.810） | 0.850 | -1.110（-2.950~0.730） | 0.235 | 0.260（-0.750~1.270） | 0.608 |
| 行政管理职务 | 0.050（-0.810~0.900） | 0.910 | 0.250（-1.270~1.770） | 0.749 | -0.330（-1.370~0.720） | 0.537 |
| 编制 | -0.040（-0.840~0.750） | 0.919 | 0.190（-1.400~1.770） | 0.816 | -0.110（-1.020~0.800） | 0.813 |
| 收入 | 0.470（0.030~0.910） | 0.036 | 0.340（-0.470~1.140） | 0.414 | 0.500（-0.020~1.030） | 0.061 |
注：ERI为付出-回报失衡问卷；自变量中，内在动机、ERI和年龄为连续性变量；婚姻、编制为二分类变量；收入为等级变量；学历、专业职称、行政管理职务等自变量的调查结果不服从线性趋势，且调查人员中的部分类别人数过少，因此进行了合并处理，并进行了哑变量化，上述三个变量在处理后也属于二分类变量，具体赋值如下：专业职称（1=初级及以下/0=初级以上），行政管理职务（1=有管理职务/0=无管理职务），学历（1=硕士以上/0=硕士及以下）
在“低成就感”这个职业倦态的表现维度上（表5），内在动机与低成就感（β=-4.20，P<0.001）呈负相关关系，内在动机越强，“低成就感”的表现越弱。具有行政职位的消化科医师，其低成就感表现越低（β=-1.49，P=0.011）。分性别样本分析发现，内在动机对低成就感的降低作用，在女性样本中更高（β值：-4.56比-3.57）。
内在动机、工作压力和各社会人口学特征对低成就感影响的多因素分析
内在动机、工作压力和各社会人口学特征对低成就感影响的多因素分析
| 变量 | 总样本 | 男 | 女 | |||
|---|---|---|---|---|---|---|
| β值（95%CI） | P值 | β值（95%CI） | P值 | β值（95%CI） | P值 | |
| 内在动机 | -4.200（-4.670~-3.730） | <0.001 | -3.570（-4.350~-2.800） | 0.000 | -4.560（-5.160~-3.970） | <0.001 |
| ERI | 1.900（0.860~2.930） | <0.001 | 2.330（0.630~4.020） | 0.007 | 1.620（0.290~2.940） | 0.017 |
| 年龄 | -0.090（-0.150~-0.030） | 0.006 | 0.010（-0.110~0.130） | 0.907 | -0.120（-0.190~-0.040） | 0.002 |
| 婚姻 | -0.090（-1.240~1.060） | 0.877 | 0.410（-1.950~2.760） | 0.734 | -0.300（-1.610~1.020） | 0.662 |
| 学历 | -0.560（-1.510~0.390） | 0.246 | 0.240（-1.490~1.970） | 0.784 | -0.820（-1.950~0.320） | 0.159 |
| 职称 | 0.280（-0.930~1.490） | 0.652 | -1.370（-3.750~1.020） | 0.261 | 0.900（-0.500~2.300） | 0.207 |
| 行政管理职务 | -1.490（-2.650~-0.340） | 0.011 | -1.540（-3.510~0.430） | 0.126 | -1.610（-3.050~-0.170） | 0.736 |
| 编制 | 0.100（-0.970~1.180） | 0.852 | 1.020（-1.030~3.080） | 0.329 | -0.230（-1.490~1.020） | 0.718 |
| 收入 | -0.240（-0.840~0.350） | 0.423 | -0.320（-1.360~0.730） | 0.554 | -0.240（-0.970~0.490） | 0.517 |
注：ERI为付出-回报失衡问卷；自变量中，内在动机、ERI和年龄为连续性变量；婚姻、编制为二分类变量；收入为等级变量；学历、专业职称、行政管理职务等自变量的调查结果不服从线性趋势，且调查人员中的部分类别人数过少，因此进行了合并处理，并进行了哑变量化，上述三个变量在处理后也属于二分类变量，具体赋值如下：专业职称（1=初级及以下/0=初级以上），行政管理职务（1=有管理职务/0=无管理职务），学历（1=硕士以上/0=硕士及以下）
工作压力在内在动机和情感耗竭、去人性化和低成就感之间的间接效应系数分别为-1.99~-1.19、-0.50~-0.23、-0.36~-0.07，均不包括0，说明消化科医师的工作压力在内在动机对情感耗竭、去人性化和低成就感中均起到部分中介效应，其中介效应值分别为-1.58、-0.36、-0.21，占总效应的百分比分别为40%、15%和5%（表6）。分性别样本分析发现，对于女性消化科医师，其内在动机直接降低倦态的效应比例更高、间接通过缓解压力降低倦态的比例更低；对于男性医师，其内在动力通过降低工作压力（付出回报不平衡感）来减弱情感耗竭和低成就感的比例都略高。
工作压力在内在动机对职业倦怠影响中介效应中的bootstraP检验结果
工作压力在内在动机对职业倦怠影响中介效应中的bootstraP检验结果
| 职业倦怠 | β值（95%CI） | SE | 中介效应比例 | ||
|---|---|---|---|---|---|
| 总样本 | 男 | 女 | |||
| 情感耗竭 | 0.40 | 0.46 | 0.38 | ||
| 总效应 | -3.90（-4.50~-3.31） | 0.30 | |||
| 间接效应 | -1.58（-1.99~-1.19） | 0.18 | |||
| 直接效应 | -2.33（-3.00~-1.67） | 0.28 | |||
| 去人性化 | 0.15 | 0.15 | 0.15 | ||
| 总效应 | -2.46（-2.80~-2.12） | 0.17 | |||
| 间接效应 | -0.36（-0.50~-0.23） | 0.07 | |||
| 直接效应 | -2.10（-2.51~-1.73） | 0.20 | |||
| 低成就感 | 0.05 | 0.06 | 0.03 | ||
| 总效应 | -4.75（-5.19~-4.31） | 0.22 | |||
| 间接效应 | -0.21（-0.36~-0.07） | 0.07 | |||
| 直接效应 | -4.53（-5.12~-3.94） | 0.30 | |||
本研究发现被调查消化科医生的内在动机水平为4.19分、外部动机水平得分4.40分，与6分为最高激励水平相对比，虽然被调查消化科医师工作驱动力中经济等外部刺激的水平仍相对更高，但他们已有相当程度的医务工作使命感和热情，在我国基层医疗卫生机构医务人员调查中也有类似发现［18］。同时，数据分析也发现63%的消化科医师感觉工作中付出大于回报、处于具有工作压力的状态，这与我国医院各类医务人员调查结果基本保持一致［19, 20, 21］。
本研究中职业倦态调查数据分析显示，根据一般认定27、13和39分为每个维度重度水平倦怠的标准［22］，我国消化科医师主要的职业倦态表现为情感耗竭、精疲力竭和丧失工作热情；在对患者和同事冷漠、缺乏合作意识和成就感上，平均得分未达到重度倦态水平，还不存在明显问题。与我国医院其他科室和专业医务人员的职业倦怠［3, 4, 5］调查结果相比发现，消化科医师的情感耗竭，也就是工作中疲惫感是典型的问题，这可能与消化科医师需要同时承担门诊、住院服务和胃肠镜操作多重任务有关。
多因素分析显示，更强的内在动机对情感耗竭、去人性化和低成就感都有降低作用；内在自主动机水平与职业倦怠等其他工作消极态度的负相关关系，在激励理论和其他国家的实证研究中也有证实［23, 24］。但在我国，本研究首次量化了工作动机水平，尚缺乏同类研究进行比较分析。
中介作用分析发现，工作压力在内在动机和职业倦怠之间起到部分中介作用，即内在动机对职业倦怠的总效用中有部分是通过降低工作压力间接产生作用。可以解释为，内在动机，即医师对本职工作的热爱，可以直接缓解工作疲惫感、降低职业倦怠［21，25］。同时，内在动力的影响中一部分路径是对工作的热爱让其在同样的压力环境中对付出回报的不平衡感减弱，而这种不平衡和压力感是职业倦怠的直接触发点，进而间接缓解了职业倦怠。
有研究用压力源量表发现医务人员压力源包括工作量和时间分配问题、工作环境和资源问题、管理制度问题、医患关系和社会认可问题等［26］。且因这些压力源需要经费投入、晋升制度完善、培训时间投入、考核评价制度、社会舆论的改变等多方面政策投入和改善，改革的难度大导致医务人员的高工作压力状态一直未能改善［27］。本研究结果提示在短期内难以根本扭转工作压力环境的限制下，通过一些宣传、内部管理策略的改变提高医务人员对本职工作的内部驱动力，是提高良好工作感受、降低职业倦怠的一个可行的手段。
本研究还发现在女性医师中工作动机对职业倦态的缓解作用更高比例来自直接效应。可能解释是在同样的工作环境中，男性医师更容易有付出回报不平衡感（工作压力），并产生负面的职业倦态表现；那么，对工作本身热爱的驱动力在缓解男性医师职业倦态时，也就需要更多地先削弱他们在工作中对付出回报不平衡的感受。本研究显示消化科女医师在技术职称、管理职位和收入水平上都低于男性同事，而门诊例数、胃肠镜工作单元和例数上没有明显性别差异，即女性在代表工作回报的因素上处于相对低的水平，而在代表工作付出的因素上却没有处于相对低的水平，这意味着被调查的女性消化科医师在相对回报条件更差的环境中，仍然没有产生比男性更高的工作压力和职业倦态［28, 29］。因此，对女性医师，医院需要创造支持自主性的管理风格以保护和更充分利用其内在动机的作用，例如弹性工作安排、管理职位向女性倾斜、荣誉和宣传中树立更多女医师代表为榜样；机构管理者和体系层面决策者应该针对不同人群采取差异化的激励策略，以更有效地改善医务人员的工作感受。
所有作者均声明不存在利益冲突
