文摘
背景:一項全國性調查的家庭醫生在英國國民醫療服務製度(NHS)透露,2001年1/10的50歲以下是打算離開在5年內直接病人護理,,他們打算離開的主要預測工作滿意度。我們的研究解決了兩個問題。首先,做一個家庭醫生規定的意圖離開他們的工作預測是否可以離開?第二,工作滿意度預測實際離開到什麼程度呢?方法:輔助數據分析1174名50歲的家庭醫生和下,回應上述調查。使用年度數據普查NHS醫生,我們確定哪些醫生離開家庭實踐在未來5年。結果:1174年家庭醫生的研究,194(16.5%)5年內離開直接病人護理。多元回歸表明工作滿意度預測醫生打算離開直接病人護理,打算離開預測實際離開。從邏輯上講,工作滿意度就應該預測實際離開。然而,我們的研究結果表明,這隻是部分屬實。結論:雖然更高水平的工作“不滿”離開的可能性增加,較高水平的工作滿意度”並沒有阻止離開。
介紹
工作滿意度是已知的營業額預測工作,但這種聯係很少的性質和強度測量在醫學的勞動力。而工作滿意度和意圖離開協會協會的意圖離開離開研究已經相對較好,隻有少數的研究調查了工作滿意度的影響實際上離開這裏的結果喜憂參半。1 - 4例如,Vernooij-Dasssenet al。1(定性)得出結論,缺乏工作滿意度是離開的主要原因在癡呆症保健工作者在荷蘭,而鈴木et al。2發現在日本非常不滿的新手護士在七倍比非常滿意的離開他們的工作。Misra-Hebertet al。3報道稱,一些美國研究也證實了工作滿意度與離開,盡管Rittenhouseet al。4沒有發現這樣的協會之間的樣本在加州城市專家醫生。通過對比,在經濟學文獻中,工作滿意度之間的關係,通常被觀察到的是負麵的和重要的。5
理解之間的聯係工作滿意度和營業額在醫學工作尤為重要,因為高成本的培訓醫生、醫生的相對短缺在許多發達國家和發展中國家和高成本的營業額的雇主。3,6在醫療勞動力,初級保健醫生通常最很多類型的關鍵作用,前線醫療保健提供者。因此特別重要的理解影響工作滿意度的因素和保留在這個部門的勞動力。
影響工作滿意度的因素通常是分解為外在和內在因素。7外在因素相關的架構工作,如工資、工作條件和工作時間。內在因素與心理工作的屬性,比如固有性質的工作,能夠使用和發展的技能和承認的成就。注意內在工作最重要的因素在促進高水平的工作滿意度。外在因素的有力來源的工作不滿,但改善這些因素高於最低可接受的水平不會產生持續改善工作滿意度。
經濟理論家認為,外在因素,特別是薪酬,可以用來補償工人赤字在其他工作屬性。8因此,可以用作代理支付工作的總體價值或效用和工作舉措可以視為支付最大化的策略。實證研究支持論點,不滿薪酬是員工流動的一個重要決定因素,其他因素,如工作保障,使用自己的技能的機會,工作的固有性質和工作時間也扮演了一個重要的角色。5此外各種因素的相對重要性在促使營業額變化在不同行業的勞動力。5
公共部門的工人,例如,可能會不滿意工資,官僚主義和工作量,他們相信描述公共部門但拒絕為私營部門工作因為公共服務的內在價值大於外在價值的最大化。9Delfgaauw10發現工人選舉換工作在公共部門經驗豐富的小支付收益比工人選舉從公共私營部門就業。更重要的是,他發現這種差異是由員工的差異原因解釋離開他們的工作。工人離開,因為他們不滿意的工作屬性,在整個公共部門(官僚機構,薪酬和內在的本質工作)很可能尋求在私營部門工作。工人離開,因為他們不滿意工作屬性由一個特定的雇主(機會使用自己的技能、成就和工作時間)的認可可能會尋求其他公共部門的工作崗位。
總體工作滿意度是一個有用的淨價值或效用的代理工作的員工,結合內在和外在因素都可觀察到的和未被注意的。不滿意的員工更有可能比滿意的表達一個意圖離開他們的工作,11,12和意圖離開與實際的營業額。3,6,13從邏輯上講,工作滿意度應該預測可能一個人離開他們的工作。雖然一般實證研究支持這一論點,但證據基礎非常稀疏和測量協會相差很大。因素與工作滿意度無關,如健康不良,需要照顧的依賴相對或渴望休息生涯後孩子實際上可能會影響意圖離開和留下。可以解釋的變化實際上離開工作滿意度是不確定的,因此,在不同的部門的勞動力可能會有所不同。
我們旨在探索工作滿意度之間的關係,意圖離開,離開家庭醫生工作在英國的國民醫療服務製度(NHS)。在2001年,我們的家庭醫生進行了一項全國性調查顯示1/10的50歲以下是打算離開在5年內直接病人護理,14,他們打算離開的主要預測工作滿意度。14,15我們因為隨訪醫生參與調查確定實際上在隨後的5年離開工作。在這裏,我們報告我們的分析的結果,看著離開的變化可以解釋為工作滿意度。
方法
輔助數據分析對1174名50歲的家庭醫生和下回應上述調查,已報道的細節。14總之,問卷發布到一個隨機抽取的2000名家庭醫生在英國,其中67%的回應。1174名受訪者的年齡分布是代表所有英國家庭醫生在2001年50歲及以下。然而,男性受訪者的百分比在示例是相當高的。
醫生被要求評估他們的整體工作滿意度,在七級順序量表從‘非常不滿意’到‘非常滿意’,和國家的可能性,他們將離開直接病人護理在未來5年,“沒有”,“輕微的”,“中等”,“可能”或“高”。
使用年度數據普查NHS醫生,我們確定哪些醫生離開家庭實踐(包括臨時或永久)在接下來的5年。醫生進行的年度統計每年10月1日,記錄所有與NHS醫生在合同“當時”,盡管沒有信息可以在合同開始或結束時的確切日期。的數據整理和版權的衛生和社會保健信息中心,英格蘭。
個別醫生通過連續追蹤人口普查使用他們獨特的注冊號和醫療委員會(英國執照醫師實踐)。如果醫生沒有出現在任何一個人口普查從2002年到2006年,他們被認為已經離開家庭實踐NHS,不管他們是否隨後返回。醫生離開進行私人家庭實踐,實踐海外或休息的事業無論什麼原因被算作離開沒有可用的信息離開的原因。
統計分析
有必要崩潰原七級工作滿意度量表六分相結合反應“非常滿意”和“非常滿意”,因為有太少的醫師類別(“非常滿意”n= 12)進行分析。
我們首先退化的二進製結果變量5年內離開直接病人護理的醫生的陳述意圖離開,控製了混雜effects-age,性別、種族(白人和非白人)和18歲以下的兒童數量14使用邏輯回歸。接下來,我們退化的結果變量在工作滿意度上,控製相同的幹擾。然後我們包括打算離開在這個模型來評估這個變量是否介導的工作滿意度之間的關係實際上離開。中介模型假定的“因果”;16例如,工作滿意度激勵醫生的意圖離開家庭實踐,不是反之亦然。多個類別的重要性順序獨立變量(工作滿意度;打算離開)是使用一個聯合假設檢驗評估。這個測試是否為每個類別模型係數,作為一個整體,同時為零。17在適當情況下,測試結果的趨勢,在有序類別,進行。18
結果
打算離開家庭實踐真正離開的原因
1174年家庭醫生的研究,194(16.5%)5年內離開直接病人護理。實際上留給單調增加百分比增加意圖離開(表1)。控製了年齡,性別,種族和數量的孩子,醫生打算離開的一個重要預測實際上離開(= 29.1,P< 0.001)。大醫生的意圖離開,他們留下了可能性就越大的趨勢是非常重要的(z= 5.36,P< 0.001)。
工作滿意度的原因離開家庭實踐
的優勢比和95%置信區間估計這些模型所示表2。基線類別是工作滿意度量表的原始中點表示,醫生是既不滿意也不滿意。因此,表顯示離開的可能性直接病人護理在提高水平的滿意度以及提高水平的不滿。
。 | 模型1。 | 模型2。 | ||
---|---|---|---|---|
參數估計。 | 優勢比。 | 95%可信區間。 | 優勢比。 | 95%可信區間。 |
打算離開 | ||||
“沒有” | 基線比較器 | |||
“輕微的” | 1.62 | 1.07 - -2.44 | ||
“溫和” | 2.31 | 1.39 - -3.84 | ||
“可能” | 3.01 | 1.52 - -5.98 | ||
“高” | 4.48 | 2.32 - -8.66 | ||
打算離開係數的聯合假設檢驗:= 24.65,P< 0.001 | ||||
工作滿意度 | ||||
“非常不滿意” | 3.09 | 1.48 - -6.42 | 1.74 | 0.78 - -3.88 |
“非常不滿意” | 1.32 | 0.74 - -2.38 | 0.93 | 0.50 - -1.74 |
“不滿意” | 1.55 | 0.95 - -2.52 | 1.41 | 0.86 - -2.30 |
無論是滿意還是不滿意的 | 基線比較器 | 基線比較器 | ||
“滿意” | 1.06 | 0.65 - -1.71 | 1.25 | 0.76 - -2.06 |
“很/非常滿意” | 1.47 | 0.86 - -2.51 | 1.84 | 1.06 - -3.19 |
聯合假設檢驗的工作滿意度係數:= 11.87,P= 0.037 | 聯合假設檢驗的工作滿意度係數:= 7.50,P= 0.186 |
。 | 模型1。 | 模型2。 | ||
---|---|---|---|---|
參數估計。 | 優勢比。 | 95%可信區間。 | 優勢比。 | 95%可信區間。 |
打算離開 | ||||
“沒有” | 基線比較器 | |||
“輕微的” | 1.62 | 1.07 - -2.44 | ||
“溫和” | 2.31 | 1.39 - -3.84 | ||
“可能” | 3.01 | 1.52 - -5.98 | ||
“高” | 4.48 | 2.32 - -8.66 | ||
打算離開係數的聯合假設檢驗:= 24.65,P< 0.001 | ||||
工作滿意度 | ||||
“非常不滿意” | 3.09 | 1.48 - -6.42 | 1.74 | 0.78 - -3.88 |
“非常不滿意” | 1.32 | 0.74 - -2.38 | 0.93 | 0.50 - -1.74 |
“不滿意” | 1.55 | 0.95 - -2.52 | 1.41 | 0.86 - -2.30 |
無論是滿意還是不滿意的 | 基線比較器 | 基線比較器 | ||
“滿意” | 1.06 | 0.65 - -1.71 | 1.25 | 0.76 - -2.06 |
“很/非常滿意” | 1.47 | 0.86 - -2.51 | 1.84 | 1.06 - -3.19 |
聯合假設檢驗的工作滿意度係數:= 11.87,P= 0.037 | 聯合假設檢驗的工作滿意度係數:= 7.50,P= 0.186 |
。 | 模型1。 | 模型2。 | ||
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參數估計。 | 優勢比。 | 95%可信區間。 | 優勢比。 | 95%可信區間。 |
打算離開 | ||||
“沒有” | 基線比較器 | |||
“輕微的” | 1.62 | 1.07 - -2.44 | ||
“溫和” | 2.31 | 1.39 - -3.84 | ||
“可能” | 3.01 | 1.52 - -5.98 | ||
“高” | 4.48 | 2.32 - -8.66 | ||
打算離開係數的聯合假設檢驗:= 24.65,P< 0.001 | ||||
工作滿意度 | ||||
“非常不滿意” | 3.09 | 1.48 - -6.42 | 1.74 | 0.78 - -3.88 |
“非常不滿意” | 1.32 | 0.74 - -2.38 | 0.93 | 0.50 - -1.74 |
“不滿意” | 1.55 | 0.95 - -2.52 | 1.41 | 0.86 - -2.30 |
無論是滿意還是不滿意的 | 基線比較器 | 基線比較器 | ||
“滿意” | 1.06 | 0.65 - -1.71 | 1.25 | 0.76 - -2.06 |
“很/非常滿意” | 1.47 | 0.86 - -2.51 | 1.84 | 1.06 - -3.19 |
聯合假設檢驗的工作滿意度係數:= 11.87,P= 0.037 | 聯合假設檢驗的工作滿意度係數:= 7.50,P= 0.186 |
。 | 模型1。 | 模型2。 | ||
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參數估計。 | 優勢比。 | 95%可信區間。 | 優勢比。 | 95%可信區間。 |
打算離開 | ||||
“沒有” | 基線比較器 | |||
“輕微的” | 1.62 | 1.07 - -2.44 | ||
“溫和” | 2.31 | 1.39 - -3.84 | ||
“可能” | 3.01 | 1.52 - -5.98 | ||
“高” | 4.48 | 2.32 - -8.66 | ||
打算離開係數的聯合假設檢驗:= 24.65,P< 0.001 | ||||
工作滿意度 | ||||
“非常不滿意” | 3.09 | 1.48 - -6.42 | 1.74 | 0.78 - -3.88 |
“非常不滿意” | 1.32 | 0.74 - -2.38 | 0.93 | 0.50 - -1.74 |
“不滿意” | 1.55 | 0.95 - -2.52 | 1.41 | 0.86 - -2.30 |
無論是滿意還是不滿意的 | 基線比較器 | 基線比較器 | ||
“滿意” | 1.06 | 0.65 - -1.71 | 1.25 | 0.76 - -2.06 |
“很/非常滿意” | 1.47 | 0.86 - -2.51 | 1.84 | 1.06 - -3.19 |
聯合假設檢驗的工作滿意度係數:= 11.87,P= 0.037 | 聯合假設檢驗的工作滿意度係數:= 7.50,P= 0.186 |
當獨自退化對工作滿意度的結果變量,控製了混雜變量(模型1,表2),同時聯合假設檢驗的零工作滿意度係數被拒絕(= 11.87,P= 0.037)。因此,看來工作滿意度水平是一個重要的因素在醫生的決定離開家庭實踐。然而,在包含意圖離開(模型2,表2),工作滿意度之間的關係和實際離開成為非重要(= 7.50,P= 0.186),盡管一些協會仍然存在。這表明意圖離開介導的大部分工作滿意度的影響離開(不是所有的顯示所需的步驟,但他們感到滿意)。16換句話說,它是一個內科醫生的聲明意圖離開,而不是他們的工作滿意度水平,最能預測是否他們真的離開家庭實踐。
為了說明這一點,圖1顯示離開的概率直接病人護理打算離開,工作滿意度,調整為醫生的性別、年齡、種族和18歲以下兒童的數量。所留下的概率增加單調意圖離開增加。工作滿意度顯示了一個近似的u型分布在每個級別的打算離開,表明高度滿意和非常不滿意的醫生更有可能比那些留下中立的工作滿意度水平。
然後我們假設不滿醫生可能會永久地離開,而滿意的醫生可能返回。表3表明,50的醫生對他們的工作表示極度的不滿,14左五年內直接病人護理和,其中8例(57.1%)1年內離開,就再也沒有回來。相比之下,160年的醫生表示最大的滿意他們的工作,30離開在5年,其中,隻有8(26.7%)1年內離開,就再也沒有回來。
工作滿意度。 | 許多醫生。 | 號碼離開家人的做法一個。 | 數量1年內離開,永不返回。 | % 1年內離開,永不返回。 |
---|---|---|---|---|
“非常不滿意” | 50 | 14 | 8 | 57.14 |
“非常不滿意” | 138年 | 22 | 8 | 36.36 |
“不滿意” | 241年 | 45 | 15 | 33.33 |
無論是滿意還是不滿意的 | 258年 | 35 | 13 | 37.14 |
“滿意” | 327年 | 49 | 14 | 28.57 |
“很/非常滿意” | 160年 | 30. | 8 | 26.67 |
總 | 1174年 | 195年 | 66年 | 33.85 |
工作滿意度。 | 許多醫生。 | 號碼離開家人的做法一個。 | 數量1年內離開,永不返回。 | % 1年內離開,永不返回。 |
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“非常不滿意” | 50 | 14 | 8 | 57.14 |
“非常不滿意” | 138年 | 22 | 8 | 36.36 |
“不滿意” | 241年 | 45 | 15 | 33.33 |
無論是滿意還是不滿意的 | 258年 | 35 | 13 | 37.14 |
“滿意” | 327年 | 49 | 14 | 28.57 |
“很/非常滿意” | 160年 | 30. | 8 | 26.67 |
總 | 1174年 | 195年 | 66年 | 33.85 |
在5年內離開直接病人護理。
工作滿意度。 | 許多醫生。 | 號碼離開家人的做法一個。 | 數量1年內離開,永不返回。 | % 1年內離開,永不返回。 |
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“非常不滿意” | 50 | 14 | 8 | 57.14 |
“非常不滿意” | 138年 | 22 | 8 | 36.36 |
“不滿意” | 241年 | 45 | 15 | 33.33 |
無論是滿意還是不滿意的 | 258年 | 35 | 13 | 37.14 |
“滿意” | 327年 | 49 | 14 | 28.57 |
“很/非常滿意” | 160年 | 30. | 8 | 26.67 |
總 | 1174年 | 195年 | 66年 | 33.85 |
工作滿意度。 | 許多醫生。 | 號碼離開家人的做法一個。 | 數量1年內離開,永不返回。 | % 1年內離開,永不返回。 |
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“非常不滿意” | 50 | 14 | 8 | 57.14 |
“非常不滿意” | 138年 | 22 | 8 | 36.36 |
“不滿意” | 241年 | 45 | 15 | 33.33 |
無論是滿意還是不滿意的 | 258年 | 35 | 13 | 37.14 |
“滿意” | 327年 | 49 | 14 | 28.57 |
“很/非常滿意” | 160年 | 30. | 8 | 26.67 |
總 | 1174年 | 195年 | 66年 | 33.85 |
在5年內離開直接病人護理。
討論
受訪的1174家庭醫生,六分之一離開他們的工作在5年大量的圖一群沒有接近退休年齡。反應可能是比無更不滿意他們的工作,導致誇大的估計不滿,意圖和實際離開離開。這可能也解釋了男性的患病率升高在示例中,先前的研究表明男性表達低水平的滿意他們的工作要比女人高。14,15的偏見,但是,不太可能解釋觀察到的工作滿意度之間的關係,意圖和實際離開離開。
我們之前顯示工作滿意度預測意圖離開直接病人護理在這個人口14和這裏給出的結果表明,打算離開預測實際離開。從邏輯上講,工作滿意度應該預測實際離開。然而,我們的研究結果表明,這隻是部分屬實。雖然更高水平的工作“不滿”離開的可能性增加,較高水平的工作滿意度”並沒有阻止離開。
解釋這一悖論可能在於進一步審查的因素支撐工作滿意度。如上所述,工作滿意度是一個代理測量工作的總體價值的醫生,從外在和內在的因素考慮。內在工作屬性增加一個人的快樂,而外在屬性隻能夠促進工作的不滿。因素導致滿意度不同於那些引起不滿,兩個感情不能被視為對立。滿意的對立麵不是不滿,而是“不滿意”。工作滿意度量表,比如我們這裏使用的,因此測量兩個不同的構造(滿意和不滿)隻有一個(不滿)意圖密切相關,離開一個人的工作。因此,它看起來可能不滿意的醫生離開,因為他們不滿意他們的工作,同時滿足醫生離開工作無關的原因。混雜參數的估計表明,獨立,年輕的醫生,女醫生和醫生用更少的18歲以下的兒童更有可能離開家庭實踐。因此,這可能是社會因素,如生育和撫養家庭的願望,也許是一樣重要的工作不滿在解釋為什麼一些醫生離開家庭實踐。我們不能探索這些想法沒有醫生的信息離開或目的地離開的理由。
我們之前的研究工作滿意度和意圖離開在這個員工表明,盡管薪酬總體工作滿意度的影響,沒有直接影響的意圖離開。19侵蝕的自治通過增加外部監控、國民健康保險製度改革和高強度的影響在影響保留工作顯得更為重要。這些發現也同樣反映在較早的研究中,我們調查了離開的理由和事業的隊列目的地家庭醫生已經離開家庭實踐。20.高工作負載,缺乏靈活的工作時間,國民健康保險製度改革和病人預期上升是最經常被提及的原因離開;其他醫學畢業生相關工作是最常見的目的地。
工作不滿可能是適合工作場所幹預。21,22減少工作不滿的重要性是我們發現了極其不滿醫生離開家庭實踐迅速,沒有回報,而高度滿意醫生呆更長時間和更有可能回來。
資金
這項工作由國家初級保健研發中心從其核心授予英國衛生部。
的利益衝突:沒有宣布。
六分之一的英國家庭醫生對2001年的一項調查在未來5年直接病人護理。
醫生的意圖離開家庭實踐,而不是他們的工作滿意度水平,最好的預測是否真的離開。
醫生滿意他們的工作很有可能離開家庭實踐那些不滿,但更可能的回報。
工作不滿的原因需要解決家庭醫生為了對抗的現象永遠離開這個行業。
確認
我們感謝亞曆克斯丁和馬丁·羅蘭的關鍵評論,和伊萊恩·哈克尼斯和休Gravelle援助和建議在早期階段的工作。作者的觀點是,不一定反映衛生部。
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