随着我国经济的不断发展，人民群众多元化的医疗卫生服务需求快速增长，公立医院核定编制已不能满足日益增长的医疗卫生服务需求，医院开始采取招聘非编制人员的方式解决这一矛盾。如今，非编制人员已广泛存在于我国各级公立医院中，他们是否能够全身心地投入到工作中直接影响着组织的工作效率与绩效水平，但我国现有的事业单位人事制度管理与激励政策针对的主要是在编人员，对非编制人员的管理尚未有明确的政策依据，由此导致对非编制人员的管理未得到应有的重视，长此以往很容易使非编制人员产生心理疏离感，严重影响其工作积极性。因此，研究怎样提升公立医院非编制人员工作投入作用机制，已经成为目前公立医院管理者亟待关注的话题之一。有研究表明组织支持感、组织认同与工作投入有高度相关关系, 组织认同在组织支持感与工作投入的关系中起着部分中介的作用。^[1-2]本文在四川某市6家市属三级公立医院非编制人员的调查数据基础上，探讨中国人事制度背景下公立医院非编制人员的组织支持感、组织认同对工作投入的影响过程和影响机制，验证组织支持感、组织认同与工作投入的多维度结构，为公立医院管理者采取措施促进非编制人员的工作投入提供参考。

1 资料与方法 1.1 调查对象

本研究的调查对象来自四川某市6家市属三级公立医院的非编制人员，涉及行政管理、医疗、护理和医技等多种类别工作岗位。共发放调查问卷650份, 回收合格问卷631份, 有效率为97.1%。有效问卷中，女性占93%；医疗占6.3%，护理占80.8%，医技占7.0%，行政管理占5.9%；硕士研究生及以上学历占0.7%，大学本科占49.6%，大专占44.8%，中专占4.9%；年龄在20~47岁之间，平均年龄为(26.88±4.12)岁。

1.2 调查工具 1.2.1 组织支持感问卷

组织支持感问卷主要参考了Eisenberger等学者(1986)开发的“组织支持感量表”(SPOS)设计而成的单维度调查问卷，包含8个条目，分别是“医院重视我的贡献”, “医院关心我的福利”, “医院尊重我的意见”，“医院会原谅我的无心之过”，“医院尊重我的目标和价值”，“医院关心我的个人发展”，“医院关心我的个人感受”，“医院会尽力为我解决生活和家庭的后顾之忧”。采用Likert五级计分法，从“非常不同意”到“非常同意”，分别赋值l~5分，分数越高代表组织支持感越强。

1.2.2 组织认同量表

采用Mael和Ashforth(1992)开发的单维度组织认同量表^[3]，量表包含6个测量条目，分别是“当听到别人批评我所在的单位时，我感觉就像是在批评自己一样”，“我很想了解别人是如何评价我所在的单位的”，“当谈到我所在的单位时，我会说‘我们’而不是‘他们’”，“我所在单位的成功就代表着我自己的成功”，“当听到别人称赞我所在的单位时，我感觉就像是在称赞自己一样”，“如果发现新闻媒体批评我所在的单位，我会感到不安”。均为正向计分, 采用Likert五级计分法，从“非常不同意”到“非常同意”，分别赋值1~5分，分数越高说明组织认同度越高。该量表在目前组织认同的研究中得到了广泛的应用，已被证实有较好的信度和效度，其平均内部一致性Alpha系数为0.81，适用情况较好。

1.2.3 工作投入量表

采用Schaufeli等研制的Utrecht工作投入量表^[4](Utrecht Work Engagement Scale，UWES)，共17个测量条目，包括活力、奉献、专注三个维度，其中活力维度有6个测量条目，奉献维度有5个测量条目，专注维度有6个测量条目。量表所有条目均为正向计分，采用Likert七级计分法，从“从来没有”到“总是”，分别赋值0~6分，得分越高表明工作投入越好。国内一些学者采用该量表对一些行业的工作投入进行测量，显示了较好的信度和效度。^[5]

1.2.4 一般资料调查问卷

该部分问卷由研究者参考文献自行编制，包括性别、年龄、婚姻、学历、收入、职称、职务、工作年限、工作类别等。

1.3 统计分析

本次调查问卷数据以Excel 2007双份录入并校正，使用SPSS19.0和AMOS17.0进行数据处理，研究涉及的主要统计学方法包括：描述性统计分析，独立样本t检验，单因素方差分析，Person相关分析，强迫进入回归分析和结构方程模型分析。以P＜0.05为差异有统计学意义。

2 结果 2.1 公立医院非编制人员组织支持感、组织认同与工作投入现状

非编制人员组织支持感总均分为(2.80±1.05)分；组织认同总均分为(3.73±1.03)分；工作投入总均分为(2.99±1.58)分，各维度得分从高到低分别为：活力(3.28±1.67)分，专注(2.97±1.67)分，奉献(2.67±1.60)分。得分显示公立医院非编制人员组织支持感与工作投入低于量表中值3，处于相对较低水平，而组织认同感相对较高。进一步分析在不同背景变量上各研究变量的差异，采用独立样本t检验分析研究变量在婚姻、性别等二分类变量上的差异，采用单因素方差分析研究变量在不同医院、岗位类型、工资收入、职称、职务、工作年限、学历等多分类背景变量上的差异，结果显示，各研究变量在背景变量上均无显著差异(P>0.05)。说明公立医院非编制人员组织支持感、组织认同及工作投入水平不受各背景变量影响，尽管非编制护理人员在本次研究中占比高达80.8%，但其未对非编制人员研究变量总体得分及评价造成影响。

2.2 量表的信度效度检验 2.2.1 信度检验

本次研究组织支持感量表Cronbach’s Alpha系数为0.88，组织认同量表Cronbach’s Alpha系数为0.948，工作投入量表Cronbach’s Alpha系数为0.979，其值均大于0.8，表明各个量表内部一致性甚好，问卷信度高。

2.2.2 效度检验

采用因子分析评价各个量表的结构效度。本次研究中组织支持感量表KMO值为0.94，Bartlett’s球形检验P < 0.001，适合做因子分析^[6], 单因子模型解释方差总变异81.16%，说明量表结构效度良好。本次研究组织认同量表KMO值为0.914，Bartlett’s球形检验P < 0.001，单因子模型解释方差总变异79.369%，结构效度较好。工作投入量表KMO值为0.961，Bartlett’s球形检验P < 0.001，工作投入的有效性较高，最大方差旋转结果显示，工作投入可提取三个公共因子，所提取的公共因子与调查问卷的结构维度一致，3个公共因子解释方差总变异为84.639%，表明量表结构效度良好。

问卷信度及效度分析结果显示，本次研究中组织支持感量表、组织认同量表及工作投入量表在对公立医院非编制人员的组织支持感、组织认同及工作投入的测量与评价中，具有较好的信度和结构效度，可作为公立医院非编制人员相关研究的测评工具。

2.3 公立医院非编制人员组织支持感、组织认同与工作投入的相关性

将医院非编制人员在组织支持感、组织认同上的得分与其在工作投入上的得分进行相关分析, 结果见表 1。相关分析结果显示，组织支持感与组织认同、工作投入及其三个维度(活力、奉献、专注)有显著的正相关，组织认同与工作投入及其三个维度之间也有显著的正相关。

2.4 组织认同在组织支持感影响工作投入中的中介效应分析

中介变量就是自变量对因变量产生影响的中介，是自变量对因变量产生影响的实质性的、内在原因，换言之，就是自变量通过中介变量对因变量产生作用。^[7]Baron认为一个变量为中介变量需要满足以下三个条件：(1)自变量对因变量显著相关；(2)自变量对中介变量显著相关；(3)中介变量对因变量显著相关。Person相关分析显示，组织支持感、组织认同、工作投入各维度间均两两显著相关，适合进行中介效应分析。James和Brett认为中介变量存在时，自变量对因变量的影响减小或消失。如果影响减小中介变量起到部分的中介作用；如果影响消失则中介变量起到完全的中介作用。本研究对组织认同在组织支持感与工作投入关系中的中介效应检验，采用强迫进入变量法，做三步回归分析。第一步，以组织支持感(X)为自变量，以工作投入(Y)为因变量，求出回归系数c；第二步，以组织支持感为自变量，以组织认同(M)为因变量，求出回归系数a；第三步，以组织支持感和组织认同为自变量，以工作投入为因变量，求出回归系数b和c′。中介效应检验的结果见表 2。

如表 2所示，每一步的检验方程均有意义，且回归系数均在0.01水平有统计学意义。本研究中，c=1.897，a=0.367，c'=1.021。由表 2可以看到，自变量组织支持感对工作投入回归方程的回归系数为1.897，当把组织支持感和组织认同共同纳入对因变量工作投入的回归方程中时，自变量组织支持感的回归系数由1.897降低为1.021，自变量组织认同对工作投入的回归系数仍然显著(t=18.388，P < 0.01)。因此组织认同通过了中介变量的检验，可以认为组织认同是组织支持感作用于工作投入的中介变量。同时，当组织支持感和组织认同共同纳入回归方程时，c'小于c，因此，本研究认为组织认同在组织支持感与工作投入的关系中起着部分中介的作用。

2.5 组织支持感、组织认同与工作投入的结构方程模型

为进一步明确各变量间的相互影响程度和方式，基于相关分析和中介变量检验的结果，本研究选择以工作投入为因变量，组织支持感为自变量，组织认同为中介变量建立结构方程模型，模型拟合指数见表 3。修正后模型各项拟合指标均达到拟合标准，表明假设模型与实际数据适配良好，模型可用。

由图 1数据可看出，组织支持感对组织认同的标准化回归系数为0.53(P＜0.05)，组织认同的变异解释程度(Squared Multiple Correlations，SMC)为0.28；组织支持感对工作投入的标准化回归系数为0.34(P＜0.05)，组织支持感对工作投入有直接效应；组织认同对工作投入的标准化回归系数为0.55(P＜0.05)，工作投入的变异解释程度(SMC)为0.62；组织认同在组织支持感影响工作投入的路径中起中介效应作用，中介效应大小为0.53×0.55=0.292(P＜0.05)，组织支持感对工作投入的总效应为0.34+0.292=0.632。

3 讨论与建议 3.1 公立医院非编制人员组织支持感与工作投入处于较低水平，组织认同较高

本研究中公立医院非编制人员组织支持感均分低于量表中值3，说明医院非编制人员对组织支持的评价多处于相对较低水平，提示公立医院在组织支持的各个方面还有很多地方没有得到非编制人员的充分认可，管理上还有许多需要改进的环节。非编制人员组织认同的总均分大于量表中值3，处于相对较高的水平，表明非编制人员对组织有一定的归属感和依赖感。这可能与本次研究所调查的对象均来自当地医疗服务水平最高的医院有关，因为依照社会认同理论的观点：“个人更愿意成为有声望的组织中的一员，这使他们更有自尊”^[8]。进而会把组织的声望视作自身声望，把组织的目标视作自身目标，在一定程度上把自身和组织看成一个整体，愿意尽心努力去实现组织目标。公立医院非编制人员工作投入的总均分小于量表中值3，处于较低水平，相比活力与专注维度，奉献维度的得分更低。表明虽然非编制人员在工作中能够投入充沛的精力和保持较好的心理韧性，但受身份歧视、同工不同酬、医患关系紧张等因素的影响，非编制人员从工作中获得的成就感、自豪感不够强，从而影响了他们投身工作的热情。

3.2 组织支持感对公立医院非编职人员工作投入有直接预测作用

相关分析显示，组织支持感与工作投入及其三个维度(活力、奉献和专注)呈高度正相关，相关系数分别为0.592、0.502、0.601、0.601(P＜0.01)。回归分析与结构方程模型分析发现，组织支持感对工作投入有直接效应，组织支持感能很好的预测工作投入变量。这一结果表明，非编制人员的组织支持感越高，他们的工作投入程度就越高。也就是说，当员工能明显感受到来自组织的支持和帮助时，其良好的工作状态和精神便能够更好的得到保持, 并会降低因工作而导致的员工身心的消耗和侵蚀, 使员工能够更加专注的投入工作并为之付出更多的努力。非编制人员作为公立医院的重要组成部分，其组织支持感水平会显著影响医院的工作效率及绩效水平。因此，公立医院需要采取措施提高非编制人员的组织支持感，如为他们提供完成工作所需要的硬件支持，包括良好的工作环境，使其工作心情愉悦, 有利于提高工作效率，增加工作投入；对他们的表现及贡献给予及时的反馈，开放晋升通道，让他们感受到医院对其工作能力的肯定及未来发展的重视，让他们意识到组织肯定其价值，从而激发他们努力奋斗的热情，提高他们的工作投入水平。

3.3 组织支持感以组织认同为中介变量对工作投入有间接预测作用

中介效应分析显示组织认同在组织支持感影响工作投入的过程中起着部分中介效应，结构方程模型分析显示其中介效应大小为0.292。说明组织支持感不仅直接正向预测工作投入，组织支持感还以组织认同为中介变量间接预测工作投入。也就是说，非编制人员感知到的组织支持感越高，他们的组织认同水平就会越高，进而这种积极的情感、行为就会增强，从而使工作投入得以提升。组织认同是联结个体与组织关系的心理纽带，是个体与组织保持一致或归属于组织的感知。^[9]当非编制人员对其所在组织产生较强的认同感时，便会主动去接受组织的文化、价值、理念，把自己的目标与医院的目标相统一，为之更加努力的工作。医院管理者如果能在为非编制人员提供充分的组织支持的同时，注重培养与提高他们的组织认同感，将会对工作投入的提高有更大的帮助。因此，首先，医院应该树立“以人为本”的观念，对他们的生活或情感给予帮助，关心他们的切身利益，让他们感知到组织的人文关怀，从而让其认同组织，产生强烈的组织归属感，最终取得更高的工作绩效。其次，医院管理者应淡化事业编制这个标签，营造不区分编制的组织文化，让非编制人员与编制人员享受同样的待遇、福利及关怀，这会使得非编制人员内化组织价值观，逐步产生对组织的认同与归属感，最终提升他们的工作投入水平。

作者声明本文无实际或潜在的利益冲突。