“十四五”时期，我国对医疗服务提出了高质量发展的要求，而三级查房制度的局限性对医院的高质量发展是不利的^[1]。主诊医师负责制能够与三级查房制度互为补充以提升医疗服务质量^[2]。尽管既往对该制度的研究已较多，但主要关注于实施后的动态效果^[3]，多是对实施主诊医师负责制后的效果评价、存在问题、变革模式、实施体会的研究。对主诊医师负责制人力资源的关注主要集中在人力资源管理制度、技术要素、薪酬体系、考核和待遇等方面^[4-5]，忽视了制度参与者的决策满意度对组织变革前落实该制度的重要性。这种在实施过程中缺乏对理论基础的考虑，极有可能会出现意料之外的不良后果、资源浪费、未能实现预期结果等问题^[6]，致使医院推行主诊医师负责制的管理成本增加，影响主诊医师负责制实施的成效。

本研究中主诊医师负责制决策满意度是指医护人员对医院欲实施主诊医师负责制的决策满意程度，强调的是医护人员的主观态度，表示医护人员愿意接受并执行该制度的程度^[7]。既往研究虽然指出主诊医师负责制实施后医师对工作量、工作时间和工作收入等工作满意度有所增加^[8]，但未涉及主诊医师负责制实施前医护人员对该制度决策满意的影响因素。本研究首次对主诊医师负责制决策满意度进行研究，希望通过定量研究针对相关影响因素加以干预，从而最大化减少管理成本，发挥主诊医师负责制的优势，以释放医护人员的创造力，提升临床医师的诊疗技术，为医院的高质量发展做贡献。

情绪衰竭是指人们在工作中因情感及活力过度消耗而产生身心疲乏、精力丧失、资源透支、情感倦怠等心理状态^[9]。有研究表明组织变革会增加个体的压力水平^[10]，从而进一步增加情绪疲惫感，这不仅影响了医务人员的心理健康^[11]、日常创造力^[12]，还影响了医务人员的工作满意度^[13]。主诊医师负责制的推行涉及医师的个人发展、绩效考核、薪酬体系等利益，改变了医师的工作职责、人际关系，加之我国对主诊医师负责制的推行总体较为缓慢，涉及主诊医师负责制的许多标准还未完善，医师对主诊医师负责制的变革结果预期存在争议性。这种情况下强制实施主诊医师负责制极有可能使人与工作之间不匹配，致使医护人员出现身心疲惫，产生情绪衰竭。基于此，本研究认为，在实施主诊医师负责制的过程中，医护人员的情绪衰竭程度越高，主诊医师负责制决策满意度就越低，并提出研究假设 H1：医护人员的情绪衰竭对医护人员主诊医师负责制决策满意度具有负向影响。

近年来调节焦点（regulatory focus）越来越多地应用于组织管理领域，指的是个体为了追求自己的目标进行自我调节时所拥有的特定方法或倾向^[14]，工作调节焦点即是在工作情境下由工作任务等信息线索诱发的一种状态型情境变量，包括促进焦点与防御焦点^[15]。其中促进焦点主导个体关心的是工作中的收获、理想及成就等积极目标，实现目标采取趋近行为，而防御焦点主导的个体则更关心工作中的风险、损失与安全，实现目标采取规避行为。针对工作调节焦点的前因研究，已有研究表明情绪与特质性调节焦点具有相关性^[16]。本研究认为医务人员在工作时不是没有情感的机器，其情绪会显著影响与工作相关的行为及结果，包括与工作相关的工作调节焦点。针对工作调节焦点的后果研究，Peng 等^[17] 指出调节焦点会促使个体形成不同的自我框架进而影响个体的风险决策，这是因为大多数人类认知活动都是由动机驱动的，而决策是一种高级认知活动，受到调节焦点的严重影响。在主诊医师负责制执行的过程中，不同调节焦点主导的医务人员对主诊医师负责制的态度与看法不尽一致，因此不同的工作调节焦点可以影响医务人员的决策满意度。综上，本研究针对工作调节焦点的前因后果提出以下研究假设。假设H2a：情绪衰竭与促进焦点之间具有相关性；假设H2b：情绪衰竭与防御焦点之间具有相关性；假设H3a：促进焦点与决策满意之间具有相关性；假设H3b：防御焦点与决策满意之间具有相关性。

针对工作调节焦点在情绪衰竭与工作结果之间是否发挥作用，张浩^[18] 的研究指出不同个体调节焦点的差异化会使个体对不同的问题产生不同的情绪进而影响工作结果，但不同的调节焦点也可以弱化情绪成本对工作结果的负向影响。具体而言，在工作情境中，个体“渴望成功”与“避免失败”的动机不仅影响了个体理解和处理问题的方式，还影响了个体在工作中的情绪，所产生的情绪疲惫感会直接影响个体对工作的态度与行为。在主诊医师负责制执行的过程中，不同调节焦点主导的医务人员应对情绪疲惫的形式不尽相同，对主诊医师负责制所产生的态度与看法也不尽相同。因此，对不同个体采取统一的变革措施不仅不能有效利用不同个体的动机特质，还可能增加个体对变革的抵制。基于此，本研究认为可以通过影响不同个体的工作调节焦点，间接影响情绪衰竭与决策满意之间的关系，并提出以下研究假设。假设 H4a：促进焦点在情绪衰竭与决策满意之间具有中介作用；假设 H4b：防御焦点在情绪衰竭与决策满意之间具有中介作用。

综上所述，本研究将研究视角拓展到影响医务人员对主诊医师负责制决策满意度的情绪衰竭及工作动机等前因变量上，分析情绪衰竭对决策满意度的影响及调节焦点的中介作用，为医院管理部门制订主诊医师负责制的落地干预措施提供理论依据。研究模型如图1所示。

一、 对象和方法

（一） 研究对象

选取重庆市正在推行主诊医师负责制的某大型三级甲等医院，于调查期间（2021年9—11月）采用方便抽样的方式抽取在职在岗，同意参与本次调查的300名医务人员（包括临床医师、护士和非临床医师）。问卷调查以线上调查为主，通过联系医院的门诊部主任、科室秘书等负责人，委托其通过社交软件向相关工作群推送问卷星链接收集电子问卷；以线下调查为辅，课题组向具有相关资质且还未填写线上问卷的医师现场发放问卷，当场收集纸质问卷。所有问卷均在被调查者知情同意的基础上，向被调查者传达严格保密的情况下，采用匿名方式填写，保证了问卷的真实性。

（二） 研究方法

根据相关研究关于样本量的估计，样本数可取最大量表条目数的5~10倍^[19]。本问卷初步考虑量表的最大条目数、参与者填写的难度、问卷的有效性，以及考虑到15%的失访率，将样本量定为207份。

问卷由主诊医师负责制的决策满意度量表、情绪衰竭量表、工作调节焦点量表和一般资料调查表四部分组成。通过问卷星发放问卷 300 份，最终收集到问卷 262 份，为保证数据的可靠性及真实性，去除填写时间低于 200 秒以及填写选项几乎一致的问卷 29 份，最终确定问卷 233 份，有效回收率77.7%。

（三） 研究工具

1 . 马氏工作倦怠量表（Maslach burnout invento⁃ ry，MBI）

采用工作倦怠量表的分量表——情绪衰竭量表（emotional exhaustion scale）^[20] 用于测评研究对象的情绪衰竭水平，共计9个条目。本研究采用七级评分法[0（从不）~6（每天）]，其中得分（所有条目得分之和/9）越高，表示情绪疲惫感越强。该量表的 Cronbach’s α系数为 0.916，KMO 值为 0.899，Bartlett 检验结果显著（P< 0.001），条目因子载荷值均大于 0.65，累积方差解释率超过60%^[21]，说明该量表具有良好的信度与效度。

2 . 工作调节焦点量表（work regulatory focus scale， WRFS）

采用Neubert^[22] 编制的工作调节焦点量表（work regulatory focus scale，WRFS）测量在工作情境下不同医护人员实现目标时的个人特征，包括促进焦点 （promotion focus）和防御焦点（prevention focus），各包含9个条目。本研究中，促进焦点和防御焦点的测量均采用七级评分法，1代表“非常不符合”，7代表“非常符合”，得分（所有条目得分之和/9）越高，表示调节焦点越高。该量表中促进焦点量表的Cron⁃ bach’s α系数为 0.886，防御焦点量表的 Cronbach’s α系数为0.928，KMO值均超过0.8，Bartlett检验结果均显著（P< 0.001），条目因子载荷值均大于0.5，累积方差解释率均超过50%^[21]，说明该量表具有良好的信度与效度。

3 . 决策满意量表（team decision satisfaction scale）

由于主诊医师负责制的主要制度参与者为资质较高的医师及护士，因此本研究采用刘喜怀等^[7] 开发的用于测量高层管理团队的决策满意量表，并将主语由“团队”改为“主诊医师负责制”，代表医务人员对医院欲实施主诊医师负责制决策的满意程度，强调的是医务人员的主观态度，表示医务人员愿意接受并执行该制度的程度。量表包含 3 个条目，采用七级评分法，1 代表“非常不满意”，7 代表 “非常满意”，得分（所有条目得分之和/3）越高，表示医务人员接受并愿意执行主诊医师负责制决策的满意程度越高。该量表的 Cronbach’s α系数为 0.952， KMO 值为 0.753，Bartlett 检验结果显著（P< 0.001），条目因子载荷值均大于 0.9，累积方差解释率超过 90%^[21]，因此该量表具有良好的信度与效度。

（四） 统计学方法

本研究中计数资料用例数和百分率（%）表示，计量资料用均数 ± 标准差（$\stackrel{-}{x}\pm s$）表示。采用 SPSS22.0 对数据进行描述分析、信效度检验及相关分析；采用 Spearman 相关性检验对情绪衰竭、促进焦点、防御焦点与决策满意进行相关性分析，P< 0.05为差异有统计学意义；采用Harman单因素法检验共同方法偏差；使用 AMOS22.0 进行模型的拟合优度检验，并基于Bootstrap抽样法进行简单中介效应检验^[23-24]。另外，由于采用的情绪衰竭量表、促进焦点量表和防御焦点量表都是单维度的，因此采用 “项目—结构平衡法”^[25] 对各量表进行打包处理，防止以项目为分析单元造成参数估计标准增大。

二、 结果

（一） 共同方法偏差检验

采用 Harman 单因子检验是否存在共同方法偏差，未旋转的主成分因素分析结果显示，第一个因子解释的变异量为 34.45%，小于 40％的临界标准^[26]，说明本研究不存在明显的共同方法偏差。

（二） 不同人口特征的情绪衰竭、调节焦点和决策满意的差异

共调查 233 名医务人员，平均年龄为（42.27± 9.56）岁，工龄（16.27 ± 9.60）年。其中男性占比 39.91%，女性占比 60.09%；医疗岗位 173 人 （74.25%），受教育程度本科及以上224人（96.14%），中级及以上职称 144 人（61.80%）；参与讲座的 102 人（43.78%），对主诊医师负责制比较了解的109人 （46.78%），一般了解的120人（51.50%）。

调查对象的情绪衰竭得分为2.35分；工作调节焦点得分为 5.67 分，其中促进焦点得分为 5.17 分，防御焦点得分为 6.17 分；决策满意得分为 5.24 分。不同人口学特征的得分比较如表1所示，情绪衰竭在学历和岗位上差异均具有统计学意义（F=4.44、 9.86，P均< 0.01），促进焦点、防御焦点在不同岗位中差异具有统计学意义（F=3.35、3.94，P 均< 0.05），决策满意在不同岗位、不同职称差异具有统计学意义 （F=6.53、3.45，P均< 0.05）。

（三） 情绪衰竭、调节焦点和决策满意的相关性分析

由统计分析可知，233名调查对象的情绪衰竭得分为（21.108±9.135）分，其中轻度衰竭（< 19分）98人 （42.06%），中度衰竭73人（31.33%），重度衰竭（> 26 分）62人（26.61%）。主诊医师负责制决策满意得分为（15.712 ± 4.152）分。促进焦点得分为（46.502 ± 8.655）分，防御焦点得分为（55.502±7.086）分。经相关性分析可知情绪衰竭与促进焦点、防御焦点、决策满意呈负相关（P< 0.01），促进焦点、防御焦点与决策满意呈正相关（P< 0.01，表2）。

（四） 情绪衰竭、调节焦点和决策满意的结构方程模型

鉴于医务人员情绪衰竭、促进焦点、防御焦点及决策满意之间呈显著相关，为进一步验证假设，以情绪衰竭为自变量，决策满意为因变量，促进焦点和防御焦点为中介变量，构建结构方程模型。由图2 所示，情绪衰竭对促进焦点、防御焦点及决策满意路径系数显著（r=-0.312、-0.319、-0.184，P均< 0.01），促进焦点、防御焦点对决策满意路径系数显著（r= 0.261、0.270，P 均< 0.01），说明情绪衰竭对决策满意具有直接的负向影响，直接效应值为-0.184。拟合度检验结果模型整体拟合度基本达标，具体拟合指标见表3。

*：P< 0.05，**：P< 0.01。

（五） 调节焦点的中介效应检验

使用 AMOS22.0 基于 Bootstrap 抽样法，以情绪衰竭为自变量，促进焦点、防御焦点分别作为中介变量，决策满意为因变量，岗位和职称作为控制变量，随机抽取5 000个样本，计算95％置信区间，不包含0表明中介效应显著。经检验，模型中促进焦点、防御焦点的中介效应显著，在情绪衰竭与决策满意之间具有中介作用，见表4。

三、 讨论

（一） 人口学特征对主诊医师负责制决策满意度的影响

本研究显示医务人员的主诊医师负责制决策满意度较高，医务人员的岗位、职称以及对主诊医师负责制的了解程度不同，其决策满意度有所不同。而值得关注的是，医务人员对主诊医师负责制了解越多时，其决策满意度反而越低。根据亚当斯提出的“公平理论”，人们会将自身和他人的得失进行评判来确定分配结果是否公平。医院实施主诊医师负责制意味着人们的工作地位、绩效奖励、发展机会等都会发生变化，因此当医务人员通过医院宣讲等渠道对主诊医师负责制有所了解后，认为该制度的实施对自身的弊大于利，与他人比较失大于得时自然不会支持制度的实施。反之，则会支持。基于此，本研究中对主诊医师负责制的了解程度与决策满意度呈现负相关的原因可能在于，医务人员对主诊医师负责制缺乏正确的认知，认为某医院或团队实施主诊医师负责制效果良好的原因是特定医院或团队的变革结果，而自身所在医院实施主诊医师负责制极有可能导致个人利益受损，从而弱化了自身对该制度的决策满意度，削弱了自身做出变革的意愿。本研究建议，医院在与医务人员进行交流时应着重减少其对制度实施的不确定性，建立其对主诊医师负责制的正确认知结构，这一研究结论对具有抵触情绪的医务人员如何实施主诊医师负责制变革提供了实践启示。

（二） 情绪衰竭、工作调节焦点与决策满意之间的相关性

本研究显示情绪衰竭与工作调节焦点呈负相关，工作调节焦点与决策满意度呈正相关。这一影响链的存在，对情绪衰竭、工作调节焦点的影响因素进行了补充，也为本研究中医院管理者实施主诊医师负责制提供了启示。早在1997年，Higgins等^[27] 就指出在组织变革中，如果变革实现了制度参与者的目标，参与者会感觉良好，对变革满意；相反，如果变革并未实现制度参与者的目标，参与者则可能产生疲惫感，对变革不满意。Brockner 等^[28] 也指出了工作调节焦点与情绪之间的关系会对个体的决策与目标产生影响。在目标达成时，不同调节焦点主导的个体情绪反应不同，其中促进焦点主导的个体，其情绪会沿着愉悦、沮丧的维度变化；防御焦点主导的个体，其情绪会沿着平静、激动的维度变化。但是这种情绪反应并不是一成不变的，当目标与具体事物产生关联、变得可及时，个体的感觉就会更好^[27]。Wang^[29]、Fan^[30] 等则明确指出调节焦点与情绪间的关系会对个人和领导的行为与态度产生影响。因此本研究建议，在推行主诊医师负责制时，可以通过将目标具体化可及化，操控不同调节焦点主导的医务人员对目标的感知来干预医务人员的情绪反应，提高其决策满意度。

（三） 情绪衰竭对主诊医师负责制决策满意度具有正向影响

本研究显示情绪衰竭对主诊医师负责制决策满意具有直接的负向作用，医务人员的情绪疲惫感不利于主诊医师负责制的正常开展。因此如何降低医务人员的情绪衰竭水平，对提高其决策满意度具有重要作用。2019 年，世界卫生组织（WHO）在日内瓦大会上指出，倦怠是“长期工作压力没有得到有效管理而产生的一种综合症状”，同年10月，美国国家医学院（NAM）发表了《采取行动对抗临床医生职业倦怠：职业幸福的系统方法》。我国早在2003 年李超平团队^[31] 就将“情绪衰竭”这一工作倦怠中的重要组成部分展示到公众视野中。本研究中度及以上情绪衰竭的医务人员多达57.94%，其中不同学历、不同岗位医务人员的情绪衰竭情况有所差异。由医院变革引起的医务人员工作压力大及情绪疲惫状况需要被正视与重视。

由于情绪衰竭的普遍存在，有研究表明仅强调组织成员个人的努力而不强调组织的作用可能会让个体感到疏远或被边缘化，无法获得组织能够和应该提供的关键支持和资源；而组织单方面努力，如改变团队沟通、团队合作和工作量，效果也有限^[32]。本研究建议在推行主诊医师负责制期间，医院管理部门应强调医院发挥的作用，关注医院与医务人员之间的联系维度，如沟通、奖励认可、共同愿景及归属感，并尽快设置专业的情绪处理部门，预防和疏导医务工作者的情绪疲惫感。通过寻找积极影响这些维度的方法，医院可以降低医务人员的情绪衰竭水平，提高医务人员的决策满意度。

（四） 工作调节焦点在情绪衰竭与决策满意之间具有中介作用

本研究显示不同岗位医务人员的调节焦点具有差异性；工作调节焦点可以弱化情绪衰竭对决策满意度的负面作用，其中促进焦点（25.41%）弱化情绪衰竭负向作用的效应高于防御焦点（24.77%）。在实行主诊医师负责制的过程中，防御焦点主导的员工可能害怕自身无法履行变革后新的责任义务而感到担忧或紧张；促进焦点主导的员工可能会认为这种变革是对他们过去的努力与愿望等所有主张的拒绝，是一种失败的讯号而失望与气馁，从而采取默认、回避、妥协、抵抗、操纵等策略性响应反抗新制度的推行与实施^[33]。如果对“渴望成功”与 “避免失败”的不同个体采取统一变革措施，则不能有效借助不同个体调节焦点的侧重点，因地制宜地引导不同个体发挥积极作用。本研究建议，首先，在实施主诊医师负责制的过程中，医院管理者可将自身的工作调节焦点调整为促进焦点主导，关注变革的获得与发展，在领导的过程中可以增强医务人员之间的交流与互动，影响医务人员对主诊医师负责制相关知识的获取与共享，并不断引领医务人员抓住组织变革机遇促进自身发展；其次，针对不同调节焦点特征的医务人员，团队应根据下属的调节焦点匹配目标导向，对下属的调节焦点进行管理^[34]，并根据成员的任务分工和动机类型，实现与其他团队成员或者其下属调节焦点的互补与共存^[35]，从而推动主诊医师负责制的实施。

（五） 研究的局限性

本研究存在一些局限性，研究采用横断面研究设计，未来的研究可着眼于纵向研究，定期分析医务人员对主诊医师负责制的决策满意度以及变化原因；此外，本研究中工作调节焦点在情绪衰竭与决策满意之间所发挥的中介效应并不高，未来可以纳入组织环境、领导以及变革内容等变量探讨其对决策满意的影响。

参考文献