宋云鵬

1.中國人民大學(xué) 北京 100872 2.青島市衛(wèi)生和計劃生育委員會 山東青島 266071

·基層衛(wèi)生·

醫(yī)生全科職業(yè)認(rèn)知與擇業(yè)意愿
——收入預(yù)期與職業(yè)認(rèn)同的中介效應(yīng)

宋云鵬1,2*

1.中國人民大學(xué) 北京 100872 2.青島市衛(wèi)生和計劃生育委員會 山東青島 266071

本研究以山東省某市正在求職的醫(yī)生為研究對象，探索其全科職業(yè)認(rèn)知影響職業(yè)意愿的路徑和程度。構(gòu)建全科認(rèn)知和職業(yè)意愿分析框架，對醫(yī)生隨機抽樣，以職業(yè)認(rèn)知為自變量，以職業(yè)認(rèn)同和收入預(yù)期為中介變量，以職業(yè)意愿為因變量，運用因子分析，形成因子得分，運用結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行分析檢驗。實證結(jié)果表明:職業(yè)認(rèn)知影響收入預(yù)期，進(jìn)而影響職業(yè)認(rèn)同，最終對職業(yè)意愿的間接效應(yīng)也顯著。實踐中，政府制定政策時，應(yīng)考慮政策對醫(yī)生職業(yè)認(rèn)知的作用。

全科醫(yī)生； 職業(yè)認(rèn)知； 職業(yè)意愿； 中介效應(yīng)

1 問題的提出

英國等國家的實踐表明，全科醫(yī)生能有效維護(hù)居民健康，提高醫(yī)療資源配置效率，是居民健康和醫(yī)保費用的守門人。我國醫(yī)生從事全科職業(yè)積極性不高，如2014年國家啟動全科醫(yī)生住院醫(yī)師規(guī)范化培訓(xùn)，計劃招1萬人，最后僅招5 000人。[1]研究影響醫(yī)生選擇全科職業(yè)的因素，制定有針對性政策，對吸引并留住全科醫(yī)生具有實踐意義。在客觀因素相對穩(wěn)定的條件下，職業(yè)選擇是由醫(yī)生主觀決定，客觀因素也需轉(zhuǎn)化為主觀認(rèn)知和態(tài)度才能發(fā)揮作用?，F(xiàn)有文獻(xiàn)較少從醫(yī)生主觀角度研究，即使涉及主觀因素的文獻(xiàn)也僅為描述性統(tǒng)計分析，缺乏對于因素間路徑和效應(yīng)分析。本研究通過調(diào)查問卷獲取山東某市數(shù)據(jù)，以實證方法分析正在擇業(yè)的醫(yī)生對全科職業(yè)認(rèn)知與擇業(yè)意愿之間的關(guān)系，找到影響全科醫(yī)生隊伍發(fā)展的相關(guān)因素。

2 研究假設(shè)

本研究主要依據(jù)擇業(yè)動機理論和理性行為理論提出研究假設(shè)。擇業(yè)動機理論認(rèn)為，個人選擇職業(yè)時首先確定擇業(yè)動機，擇業(yè)動機=職業(yè)效價*職業(yè)概率，其中，職業(yè)效價是職業(yè)價值觀、興趣、勞動條件、工資、職業(yè)聲望等的函數(shù)。[2]然后，對擇業(yè)動機進(jìn)行比較和選擇。理性行為理論認(rèn)為，人在進(jìn)行某行為之前，會事先考慮到行為本身的后果，然后再決定是否進(jìn)行該行為，即認(rèn)知會影響行為。[3]

2.1 職業(yè)認(rèn)知對職業(yè)意愿的影響

擇業(yè)者的職業(yè)價值觀、職業(yè)聲望等發(fā)揮作用受職業(yè)認(rèn)知的影響。很多醫(yī)生對全科職業(yè)和全科醫(yī)學(xué)缺乏全面深入的了解，認(rèn)為其醫(yī)療水平較差。有研究揭示了醫(yī)學(xué)生和在職醫(yī)護(hù)人員對全科醫(yī)生職業(yè)認(rèn)知與其從事全科工作的意愿之間的關(guān)系，[4- 6]據(jù)此，提出假設(shè)1：醫(yī)生對全科職業(yè)的認(rèn)知越高，從事全科工作的意愿將越強。

2.2 收入預(yù)期的中介作用

收入預(yù)期是醫(yī)生對自身從事全科工作獲得報酬的預(yù)計和期望。有研究發(fā)現(xiàn)，是否滿足醫(yī)生對收入的需求關(guān)系到全科醫(yī)生隊伍的發(fā)展壯大。[7- 11]據(jù)此提出:假設(shè)2：醫(yī)生對全科職業(yè)的認(rèn)知越高則對從事全科的收入預(yù)期越高。假設(shè)3：醫(yī)生對全科職業(yè)的收入預(yù)期越高，從事全科工作的職業(yè)意愿將越強。

2.3 職業(yè)認(rèn)同的中介作用

全科職業(yè)認(rèn)同是認(rèn)為全科職業(yè)能有效維護(hù)居民健康，愿意投身該工作并實現(xiàn)自己的人生價值。通過歸納不同研究關(guān)于醫(yī)生對全科職業(yè)認(rèn)知與離職意愿之間關(guān)系的分析[12- 14]，提出：假設(shè)4：醫(yī)生對全科職業(yè)的認(rèn)知越高則職業(yè)認(rèn)同度越高。假設(shè)5：醫(yī)生的職業(yè)認(rèn)同越高，從事全科工作的職業(yè)意愿將越強。

2.4 收入預(yù)期對職業(yè)認(rèn)同的影響

近些年，隨著我國市場經(jīng)濟發(fā)展，社會成員就業(yè)價值觀發(fā)生變化，對收入越來越重視，當(dāng)對全科職業(yè)有較高的收入預(yù)期時，職業(yè)認(rèn)同度也會提高。[12，15]由此提出:假設(shè)6：醫(yī)生對全科職業(yè)的收入預(yù)期越高則職業(yè)認(rèn)同度越高。

3 資料與方法

3.1 數(shù)據(jù)來源

本次調(diào)查對象為從報名參加山東省某市衛(wèi)生系統(tǒng)招錄考試的醫(yī)生中隨機抽取調(diào)查人員。通過文獻(xiàn)回顧，并參考政府有關(guān)文件，形成初步問卷，經(jīng)預(yù)調(diào)查完善問卷。運用計算機軟件調(diào)查問卷的形式，回收問卷316份，其中有效問卷304份，有效率為96.8%。

3.2 變量界定

本研究因變量為全科職業(yè)意愿，采用Likert5點計分法,從非常不愿意(1分)到非常愿意(5分)。自變量為全科職業(yè)認(rèn)知，將世界衛(wèi)生組織、英國皇家全科醫(yī)生協(xié)會以及其它文獻(xiàn)里提及的認(rèn)知進(jìn)行梳理，形成9個問題：全科醫(yī)生提供連續(xù)性基本醫(yī)療服務(wù)(B1)、全科醫(yī)生和?？漆t(yī)生的關(guān)系(B2)、全科醫(yī)學(xué)學(xué)科定位(B3)、與病人保持親密關(guān)系(B4)、全科醫(yī)生處理疾病的種類(B5)、全科醫(yī)生提供主動服務(wù)(B6)、與護(hù)士、公共衛(wèi)生人員等成立全科醫(yī)生團隊(B7)、采用簽約形式提供服務(wù)(B8)。采用Likert5點計分法。

中介變量為全科職業(yè)收入預(yù)期，全科職業(yè)認(rèn)同。以三級醫(yī)院的醫(yī)生平均收入作為參照，由受訪者進(jìn)行開放式填寫，以測量醫(yī)生對合格全科醫(yī)生的收入預(yù)期，并將其作為認(rèn)知和職業(yè)意向的中介變量。將全科職業(yè)認(rèn)同作為認(rèn)知和職業(yè)意愿的中介變量，由受訪者選擇全科醫(yī)生對專科醫(yī)生的優(yōu)勢：將來居民和病人認(rèn)可高(E1)、將來更能實現(xiàn)人生價值(E2)、基層有很大的職業(yè)發(fā)展前途(E3)，每一項作為2分類變量。

3.3 分析方法

對全科職業(yè)認(rèn)知和職業(yè)認(rèn)同采用主成分因子分析確定模型維度，因子分析通過探索多個條目間存在的因子結(jié)構(gòu)為更好地測量這些概念提供了一種方法，本研究采用探索性和驗證性因子分析，確定職業(yè)認(rèn)知的因子結(jié)構(gòu)，分別形成因子得分，作為下一步分析的自變量和中介變量。采用STATA13.0完成因子分析。采用建立結(jié)構(gòu)方程對自變量、因變量及中介變量的關(guān)系進(jìn)行分析。全文以P<0.05為差異有統(tǒng)計學(xué)意義。

表1 受訪者基本特征(N=304)

4 結(jié)果

4.1 受訪者基本特征

對參加研究的受訪者進(jìn)行初步分析，其人口學(xué)變量和基本特征如表1所示。參加研究的受訪者男性所占比例較多；年齡集中在20～30歲，占全部的90.46%；教育程度以大專為主，本科次之，碩士和中專的比例很低；98.68%的受訪者無編制；初級和未定級的受訪者占受訪者的76.81%；受訪者中未就業(yè)所占比例最高。

4.2 職業(yè)認(rèn)知量表信效度檢驗

對職業(yè)認(rèn)知量表進(jìn)行基本的描述統(tǒng)計，結(jié)果表2所示。8個條目間相關(guān)從-0.034到0.648差異較大，意味著可能存在不止一個維度，需要進(jìn)行探索性因素分析考查量表的維度，并采用驗證性因素分析來驗證探索的量表結(jié)構(gòu)，進(jìn)而確定量表的信度和效度。職業(yè)認(rèn)知量表各條目的標(biāo)準(zhǔn)差在0.72～0.95之間，說明條目的變異不大，受訪者對條目的認(rèn)知比較接近。

4.2.1 職業(yè)認(rèn)知探索性因子分析

為更好分析量表，本研究采用交叉驗證的方法，將樣本隨機分成兩組，每組152人。對第一組進(jìn)行探索性因子分析，第二組進(jìn)行驗證性因子分析。

(1)信度效度檢驗。對職業(yè)認(rèn)知的8個條目進(jìn)行信度檢驗，α=0.80(N=152)，信度較高。KMO檢驗值為0.8，巴特萊球形檢驗卡方統(tǒng)計值的顯著性概率為0.00，有統(tǒng)計學(xué)意義，說明數(shù)據(jù)具有相關(guān)性，適合進(jìn)行因子分析。采用主成分分析法對全科職業(yè)認(rèn)同提取因子，最大方差旋轉(zhuǎn)法進(jìn)行探索性因子分析，選取特征值大于1的因子，經(jīng)正交旋轉(zhuǎn)，得到2個因子，累積方差貢獻(xiàn)率為65.77%，旋轉(zhuǎn)后的因子載荷見表3。根據(jù)因子得分，8個條目分別在2個因子上有高的負(fù)荷，交叉負(fù)荷低，支持兩因子模型。

表2 職業(yè)認(rèn)知各條目相關(guān)及描述統(tǒng)計量(N=304)

*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001

表3 兩因子模型各條目因子負(fù)荷

(2)因子命名和篩選。被因子1解釋的題項： B1、B8、B4、B7、B6，這些題項主要是受訪者對全科醫(yī)生提供醫(yī)療服務(wù)的形式和內(nèi)容的認(rèn)知，可將其定義為醫(yī)療服務(wù)認(rèn)知。被因子2解釋的題項：B2、B3、B5。這三個題項主要是醫(yī)生對全科醫(yī)生醫(yī)療技術(shù)和診治疾病種類的認(rèn)知，可將其定義為醫(yī)療技術(shù)認(rèn)知。因此，對全科醫(yī)生的認(rèn)知是由醫(yī)療服務(wù)認(rèn)知和醫(yī)療技術(shù)認(rèn)知兩部分組成。

4.2.2 職業(yè)認(rèn)知驗證性因子分析

根據(jù)探索性因子分析的結(jié)果，使用第二組數(shù)據(jù)，進(jìn)行驗證性因子分析，檢驗?zāi)Ｐ偷慕Y(jié)構(gòu)效度。模型擬合指數(shù)，X2=46.25,df=19,RMSEA=0.097 ，CFI=0.954,TLI=0.933,SPMR=0.065,模型較好。標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷及標(biāo)準(zhǔn)誤(括號內(nèi)數(shù)據(jù))如圖1所示:

圖1 職業(yè)認(rèn)知量表驗證性因素分析結(jié)果

經(jīng)驗證性因子分析，模型具有良好的結(jié)構(gòu)效度。為簡化下一步的數(shù)據(jù)分析，采用全部數(shù)據(jù)計算兩個因子的探索性因子得分，分別記作F1和F2。

4.3 全科職業(yè)認(rèn)同探索性因子分析

(1)信度效度檢驗。對職業(yè)認(rèn)同的題項進(jìn)行alpha檢驗，結(jié)果為0.81，通過信度檢驗。KMO檢驗值為0.73，巴特萊球形檢驗卡方統(tǒng)計值的顯著性概率為0.00，有統(tǒng)計學(xué)意義，說明數(shù)據(jù)具有相關(guān)性，適合進(jìn)行因子分析。職業(yè)認(rèn)同測量只有三個條目，從模型識別角度屬于飽和模型，不進(jìn)行驗證性因子分析。

(2)提取因子。對全科職業(yè)認(rèn)同采用主成分法提取因子并進(jìn)行正交旋轉(zhuǎn)，以最大方差旋轉(zhuǎn)法進(jìn)行探索性因子分析，選取特征值大于1的因子，經(jīng)正交旋轉(zhuǎn)，提取出1個因子，旋轉(zhuǎn)后的因子載荷見表4。

表4 因子模型各條目因子負(fù)荷

(3)因子命名。被因子1解釋的條目有： E2、E3、E4，這些條目反映的是受訪者認(rèn)為全科職業(yè)的意義和對全科職業(yè)內(nèi)在價值的認(rèn)同，稱為職業(yè)認(rèn)同，形成因子得分F3。

4.4 假設(shè)驗證

以往研究表明，性別、年齡、工作年限等變量會影響職業(yè)意愿，本研究變量較多，為考察控制變量影響，先進(jìn)行回歸分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)本研究中控制變量對職業(yè)意愿沒有影響(表5)。

表5 控制變量回歸分析

有國外研究者認(rèn)為傳統(tǒng)的三步回歸不適用于多重中介效應(yīng)的檢驗，建議采用系數(shù)乘積法來檢驗中介效應(yīng)[17]，本研究中采用了2個自變量，2個中介變量，包括4條中介效應(yīng)的檢驗，因此采用結(jié)構(gòu)方程模型檢驗多重中介。

本研究假設(shè)模型是飽和模型，各項擬合指數(shù)都很好，CFI/TFI都等于1，RMSEA等于0。根據(jù)結(jié)構(gòu)方程，醫(yī)療服務(wù)認(rèn)知(F1)和技術(shù)認(rèn)知(F2)對職業(yè)意愿(C6)的直接作用顯著，兩者(F1，F(xiàn)2)通過職業(yè)認(rèn)同(F3)和收入預(yù)期(RC)的中介作用也顯著，兩者(F1，F(xiàn)2)影響收入預(yù)期(RC)，進(jìn)而影響職業(yè)認(rèn)同(F3)，最終影響職業(yè)意愿(C6)的間接效應(yīng)也顯著，因此假設(shè)1—6均得到驗證。

*P<0.05,**P<0.01, ***P<0.001圖2 職業(yè)意愿影響因素模型

從模型結(jié)果來看，服務(wù)認(rèn)知對職業(yè)意愿的總效應(yīng)是0.561，中介效應(yīng)為0.141，占全部效應(yīng)的 25.09%；收入預(yù)期的中介效應(yīng)為0.075，占總中介效應(yīng)的60.69%；職業(yè)認(rèn)同的中介效應(yīng)為0.045，占總中介效應(yīng)的31.91%；通過收入預(yù)期和職業(yè)認(rèn)同的間接效應(yīng)為0.020，占總中介效應(yīng)的14.18%。

技術(shù)認(rèn)知對職業(yè)意愿的總效應(yīng)是0.446，中介效應(yīng)為0.101，占全部效應(yīng)的 22.87%；收入預(yù)期的中介效應(yīng)為0.063，占總中介效應(yīng)的62.38%；職業(yè)認(rèn)同的中介效應(yīng)為0.021，占總中介效應(yīng)的20.79%；通過收入預(yù)期和職業(yè)認(rèn)同的間接效應(yīng)為0.017，占總中介效應(yīng)的16.83%(圖2)。

由分析可見，醫(yī)療服務(wù)認(rèn)知總效用高于技術(shù)認(rèn)知總效用25.78%，服務(wù)認(rèn)知通過收入預(yù)期和職業(yè)認(rèn)同的中介效應(yīng)都高于技術(shù)認(rèn)知。

5 討論

醫(yī)生全科職業(yè)認(rèn)知分為醫(yī)療技術(shù)認(rèn)知和醫(yī)療服務(wù)認(rèn)知，因子分析證明，醫(yī)生對上述兩個認(rèn)知越高，則從事全科工作的意愿將越強; 兩個認(rèn)知越高則從事全科的收入預(yù)期和職業(yè)認(rèn)同度越高,進(jìn)而從事全科工作的職業(yè)意愿將越強。此外，醫(yī)生收入預(yù)期越高則職業(yè)認(rèn)同度越高。因此本研究的6個假設(shè)均得到驗證。

研究中還發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療服務(wù)認(rèn)知的直接效應(yīng)大于技術(shù)認(rèn)知。醫(yī)療服務(wù)認(rèn)知形成了醫(yī)生對將來職業(yè)的印象：醫(yī)生為了居民健康工作，而不是現(xiàn)在的多開藥、多做檢查；醫(yī)生是居民健康的守護(hù)者，與居民保持親密的關(guān)系，居民非常信任醫(yī)生，而不是相互不信任；醫(yī)生與居民簽約，明確雙方權(quán)利義務(wù)，共同維護(hù)居民健康，而不是醫(yī)生對病人的疾病負(fù)全責(zé)等，這些對醫(yī)生很有吸引力。而醫(yī)療技術(shù)認(rèn)知是醫(yī)生對全科醫(yī)生醫(yī)療專業(yè)、醫(yī)療技術(shù)等的認(rèn)識。全科的知識結(jié)構(gòu)是橫向的，專科是縱向的。根據(jù)文獻(xiàn)，國外醫(yī)生的認(rèn)知比較充分，如果喜歡從事某一專業(yè)的深度研究，則傾向于選擇做專科醫(yī)生，如果更有人文情懷，則傾向于選擇做全科醫(yī)生。[16]我國對醫(yī)生的培養(yǎng)多年來都是?？颇Ｊ?，醫(yī)生更想成為某一領(lǐng)域的專家和學(xué)科帶頭人，即成為專才而不是通才。因此，醫(yī)療技術(shù)認(rèn)知對職業(yè)意愿的效應(yīng)小于服務(wù)認(rèn)知。

收入預(yù)期和職業(yè)認(rèn)同的中介效用明顯，因此要提高全科醫(yī)生職業(yè)的收入，滿足醫(yī)生預(yù)期，增強醫(yī)生的職業(yè)認(rèn)同感。同時收入預(yù)期的中介效應(yīng)大大高于職業(yè)認(rèn)同的效應(yīng)，根據(jù)馬斯洛的多層次需求理論，不能簡單評價收入比職業(yè)認(rèn)同更重要，因為收入的需求低于職業(yè)認(rèn)同的需求，當(dāng)收入需求得到滿足后，醫(yī)生則會更加關(guān)注職業(yè)認(rèn)同需求，特別是目前醫(yī)生工資標(biāo)準(zhǔn)相對于其預(yù)期太低，職業(yè)認(rèn)同相對較高，醫(yī)生在考慮職業(yè)選擇時，收入起到了更加重要的作用。醫(yī)療服務(wù)績效好的國家，普遍給予全科醫(yī)生較高的收入，且與?？漆t(yī)生收入大致相等。[16,18]因此，政府制定政策時應(yīng)考慮政策對醫(yī)生職業(yè)認(rèn)知的影響。

本文的研究局限在于：由于調(diào)查未覆蓋全國中部和西部城市，也未涉及南方城市，因此可能導(dǎo)致本研究的統(tǒng)計結(jié)果不具有代表全國的統(tǒng)計意義，但樣本市作為中等發(fā)展水平城市，對其城市醫(yī)生全科職業(yè)認(rèn)知和全科職業(yè)選擇的研究具有一定的代表性。此外，本研究不是嚴(yán)格意義上的隨機抽樣，抽樣對象是年輕的正在擇業(yè)的醫(yī)生(包括畢業(yè)生和已就業(yè)但正在調(diào)換工作的醫(yī)生)，不是針對全部醫(yī)生，因此研究結(jié)果是該部分醫(yī)生的認(rèn)知和就業(yè)意向的關(guān)系，但對這部分醫(yī)生的研究最具有實踐意義，因目前發(fā)展全科醫(yī)生隊伍的一個重點就是吸引這部分醫(yī)生加入。

由于認(rèn)知和職業(yè)意向作用機制較為復(fù)雜，未來的研究將在擴大調(diào)查范圍的同時，通過進(jìn)一步的理論分析，進(jìn)行更系統(tǒng)深入的梳理，構(gòu)建更加完善的認(rèn)知對職業(yè)意愿影響的理論模型，在此基礎(chǔ)上對理論模型進(jìn)行更加全面的分析和驗證，從而得到更加完整的認(rèn)知影響職業(yè)意愿路徑圖，為發(fā)展我國全科醫(yī)生隊伍提供政策建議。

[1] 白劍峰. 我國住院醫(yī)師規(guī)范化培訓(xùn)制度正式啟航[N]. 人民日報， 2015- 02- 13(04).

[2] 王冠宇. 職業(yè)選擇理論簡評[J]. 人口與經(jīng)濟,2009(S1): 101.

[3] 于丹等，理性行為理論及其拓展研究的現(xiàn)狀與展望[J]. 心理科學(xué)進(jìn)展， 2008, 16(5): 796-802.

[4] 何坪. ?？茖哟闻R床醫(yī)學(xué)專業(yè)和臨床醫(yī)學(xué)專業(yè)(全科醫(yī)學(xué)方向)學(xué)生的全科醫(yī)師職業(yè)趨向調(diào)查[J]. 中國全科醫(yī)學(xué), 2012, 15(4A): 1137-1139.

[5] 田義華. 重慶市養(yǎng)老機構(gòu)護(hù)理員工作認(rèn)知與離職意愿的相關(guān)性研究[J]. 中華護(hù)理雜志， 2013， 48(7)： 613-616.

[6] 郝玉玲. 高校涉老專業(yè)本科生職業(yè)認(rèn)知與從業(yè)意愿調(diào)查[J]. 護(hù)理研究， 2016(4)： 1309.

[7] 石智雷. 遷移勞動力城鄉(xiāng)收入預(yù)期的動態(tài)變遷及影響因素分析[J]. 經(jīng)濟評論， 2012(4): 43- 49.

[8] 周志衡. 全科醫(yī)學(xué)專業(yè)方向本科生的學(xué)習(xí)需求和擇業(yè)意向及其影響因素研究[J]. 中國全科醫(yī)學(xué)， 2012, 15(8A): 2502- 2505.

[9] 劉彥. 專科臨床醫(yī)學(xué)專業(yè)中全科醫(yī)學(xué)及婦幼保健方向?qū)W生的全科醫(yī)生就業(yè)趨向調(diào)查[J]. 重慶醫(yī)學(xué), 2016, 45(5): 707-710.

[10] 閆鏑. 鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院醫(yī)生工作偏好——基于三省離散選擇試驗的分析[J]. 中國衛(wèi)生政策研究， 2014, 7(4): 44-47.

[11] 劉軍安. 部屬院校臨床專業(yè)大學(xué)生對全科醫(yī)學(xué)認(rèn)知及基層就業(yè)意愿調(diào)查[J]. 中國初級衛(wèi)生保健， 2014, 28(10): 4- 8.

[12] 張冬瑩. 全科醫(yī)生職業(yè)認(rèn)同感影響因素分析及策略研究[J]. 中華全科醫(yī)學(xué), 2014, 12(11): 1836-1839.

[13] 王國文. 山東全科醫(yī)生職業(yè)認(rèn)同與社會支持關(guān)系[J]. 中國公共衛(wèi)生， 2016, 32(6): 818-821.

[14] 謝建平. 西部區(qū)域基層醫(yī)生職業(yè)認(rèn)同及職業(yè)規(guī)劃現(xiàn)狀[J]. 川北醫(yī)學(xué)院學(xué)報， 2015， 30(6): 882-885.

[15] 陸超. 思想政治教育在全科定向醫(yī)學(xué)生職業(yè)認(rèn)同中的作用[J]. 中國市場， 2016(22): 215-217.

[16] 任偉. 國內(nèi)外全科醫(yī)生制度現(xiàn)狀及啟示[J]. 中國公共衛(wèi)生， 2012， 28(4)： 509-511.

[17] Preacher K J, Hayes A F. Asymptotic and resampling strategies for assessing and comparing indirect effects in multiple mediator models[J]. Behavior research methods, 2008, 40(3): 879-891.

[18] 代濤. 國際全科醫(yī)生制度發(fā)展歷程: 影響因素分析及政策啟示[J]. 中國衛(wèi)生政策研究， 2015, 8(2): 4-6.

(編輯 劉博)

Career cognition and career intention among general practitioners in China: The mediating effect of income expectation and career identity

SONGYun-peng1,2

1.RenminUniversityofChina,Beijing100872,China2.QingdaoHealthandFamilyPlanningCommission,QingdaoShandong266071,China

By taking doctors looking for a job in a certain city of Shandong Province as the research object, this paper to explore the career cognition influence path and degree of career intention among general practitioners. After building a general practitioners' career cognition and intention analysis framework, and conducting random sampling among doctors, this paper uses factor analysis to obtain factor scores and adopts structural equation model to conduct analysis and verification, by taking career cognition as independent variables, career identity and income expectation as intermediary variables, career intention as dependant variables. The empirical results show that the career cognition affects income expectation, which in turn affects career recognition, and the indirect effect on career intention is ultimately also significant. In practice, as these results help to understand the relationship between these variables, the government should consider the impacts of policy on career cognition among general practitioners when formulating policies.

General practitioner; Career cognition; Career intention; Mediating effect

宋云鵬，男(1980年—),博士研究生，經(jīng)濟師，主要研究方向為衛(wèi)生行政管理、衛(wèi)生人力資源管理、社會保障。 E- mail:sypqingdao@163.com

R197

A

10.3969/j.issn.1674-2982.2017.04.013

2016-09-01

2017-02-20