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基层医疗工作者作为我国基层医疗网的网底，是直接接触我国居民的前哨，在资源匮乏、经济发展落后的年代，为我国的基层医疗及保障居民健康做出了巨大贡献［1，2］。然而，受到经济发展相对落后、高水平卫生技术人员缺乏等因素的制约，致使基层医疗工作者长期暴露在环境变化、健康威胁等的扰动下，再加上乡村人才队伍、基础设施、物质保障等方面都相对滞后，致使他们处于相对脆弱的状态
之下［3-5］。

脆弱性指系统在特定时空尺度下，受内外部因素交互影响而具有的敏感性与适应力，是遭受冲击损害后难以恢复初始状态的属性[6]。它最早作为政治概念用于剖析国际相互依存体系变动产生的代价，后拓展至生态保护、居民生活等领域，体现环境、制度、人群应对自然与社会波动的变化态势［6，7］。在卫生领域，本研究参考有关脆弱性的文献，认为基层医疗工作者脆弱性是指基层医疗工作者受到外部扰动影响的程度以及他们对扰动的应对能力，即敏感性和应对力两个维度[8]。敏感性是影响系统脆弱性的重要内在因素，是指系统自身内部特征、结构在面对外界干扰下发生变化的难易程度；适应力是影响系统脆弱性的核心要素，指的是在遭受外界因素扰动时，系统恢复到原有状态和结构的能力[5]。

在对工作投入的研究回顾中可见，工作投入对于组织的发展起着至关重要的作用。在当今不确定且动态变化的环境下，组织愈发依赖员工的主动性来应对各种挑战[9]。唯有充分激发员工的工作投入，才能够更为有效地推进并完成工作目标。本研究通过对相关文献的系统整理发现，个体在所属组织中，其工作投入是受到领导风格、组织气氛、工作环境等多方面因素影响而产生的结果。例如，杨燕和高山行[10]从心理资本对个体、团队和组织三个不同层次深入探究心理资本是如何影响企业创造力。王桢
等［11］以正性情感为中介，探讨变革型领导与工作投入的关系，结果表明变革型领导对工作投入具有正向影响。柯江林、孙健敏和李永瑞[12]则探讨了组织沉默对工作投入的影响机制，发现组织沉默对工作投入具有负向影响效果。这些研究虽然从不同层次探讨了对工作投入的影响，但从员工所处工作环境为切入点，探究对其工作投入的影响上仍存在一些不足之处。因此，本研究认为关注并强调个体所面临的脆弱性状态或许是一个关键突破口。

然而，工作动机对于基层医疗工作者来说至关重要。已有一些研究表明，工作动机能够影响工作投入［13-16］。工作动机是影响与工作环境相关的行为唤醒、方向和维持的过程的总和[17]，在一定程度上可以视为基层医疗工作者的一种重要心理资源。具有强烈工作动机的基层医疗工作者更有可能积极主动地投入到工作中，为患者提供更好的医疗服务。基层医疗工作者通常面临着工作收入低、工作稳定性差等问题［18，19］。高强度的工作负荷可能导致他们身心疲惫，资源的有限性可能限制了他们为患者提供高质量医疗服务的能力，艰苦的工作环境则可能影响他们的工作积极性和投入度。

同时，良好的组织氛围可以进一步激发基层医疗工作者的工作动机与工作行为[20]。目前基层医疗工作者在职业发展方面可能面临着一定的瓶颈，晋升机会相对较少，专业培训和发展资源不足［21，22］，这使得他们在职业成长方面感到脆弱。同时，相关研究表明，职业成长机会作为一种重要的非经济性报酬[23]，也可以作为一种重要的资源，能够让基层医疗工作者不断提升自己的专业水平和能力，增强他们在职业发展方面的信心，从而增强他们的工作动机，进而影响其工作投入。

综上，本研究依据资源保存理论，以工作动机为中介，深入探究基层医疗工作者脆弱性对工作投入的影响机制，同时验证职业成长机会的调节作用。通过构建模型，如图1所示，研究基层医疗工作者脆弱性影响工作投入的路径。这有助于卫健部门领导了解基层医疗人员脆弱性现状及工作投入影响因素，便于在管理队伍时提升其工作动机与工作投入。

图 1 理论模型

Figure 1 Theoretical model

1 理论综述与研究假设

1.1 基层医疗工作者脆弱性与工作投入

基层医疗工作者脆弱性是指他们受到外部干扰和变化影响，由于存在内在不稳定性且对外界的干扰和变化比较敏感，群体或个体易遭受损失或损害的程度[24]。已有研究表明，基层医疗工作者脆弱性主要表现在对工作满意度、收入水平、离职意向等方面[25]。当基层医疗工作者处于脆弱性的状态时，会让他们产生不安感以及对组织的不信任，进而导致消极的态度和降低员工和组织的绩效[26]。

已有的文献中探讨基层医疗工作者脆弱性与工作投入的研究很少。张晨（Chen Z）通过问卷法探讨了基层医疗工作者脆弱性与离职意向间的关系[25]。张鑫认为，基层医疗工作者的职业倦怠与其工作投入有着很强的联系，长期高强度的工作投入会致使基层医疗工作者产生工作倦怠[27]。“工作投入”代表了基层医疗工作者与其工作角色的心理联系，涉及他们在工作中对身体、情感和认知资源的充分
投入[28]。

资源保存理论（COR）表明，个体有维持与保护既有资源并获取发展新资源的倾向［29］。在资源获取拓展层面，COR理论提出，相较于资源存量少的个体，资源丰富者更不易遭受资源损失且更具获取新资源的能力[30]，呈现出更少压力与倦怠以及更多积极心理与行为[31]。聚焦于工作投入，该理论指出资源富足的个体更易满怀热情投入工作，展现出更高工作投入水平[32]。反之，长期的脆弱性积累会增加基层医疗工作者的资源损耗，降低他们对工作的热情，使其不愿付出更多努力，保留其自身的身心与精神能量，对生活健康与幸福感产生负面作用，致使敬业度降低、工作投入减少，严重时甚至催生离职意向[33]。

基于此，提出以下假设：

H1：基层医疗工作者脆弱性会负向影响其工作投入。

1.2 工作动机的中介作用

工作动机是指一系列激发与工作绩效相关的行为，并决定这些行为的形式、方向、强度和持续时间的内部和外部力量[34]。以往有研究从产生工作愿望的角度不同，已有的研究大多证实了工作动机会正向影响员工工作投入、创新行为[16]和绩效[35]。本研究认为，由于基层医疗工作者脆弱性因为其存在内在不稳定性且对外界的干扰和变化比较敏感的属性，会负向影响其工作动机进而影响工作投入。

一方面，从内在角度看，基层医疗工作者脆弱性使得员工对自身工作未来存续性的担忧，包括对工作特征、涨薪难、身份定位等方面的担忧［5，18，19］，这种存续性的担忧致使他们面对外界的变化感受更加的敏感，同时减低对工作成果回报的期待，让感觉到自己身处于一个拘束性较强的工作氛围中，则会使他们的工作动机减弱[36]，降低工作投入。

另一方面，从外在角度考虑，由于基层医疗工作者面临人才队伍、基础设施、物资储备等方面的相对滞后的脆弱性情境，他们会认为这是对他们开展工作的阻碍。由于这种情境是基层医疗工作者共同面临的，是不可避免的，会对其发展和成长起到负向作用[37]，从而负向影响他们的工作行为[23]。

同时，资源保护理论认为，个体感到资源受到损失或丢失的威胁时，会失去对工作控制感[38]。因此，不管是从内在角度还是外在角度，基层医疗工作者脆弱性的积累，会致使他们感受到资源的长期损耗且弥补措施总是见效甚微，便会减少他们的工作动机，减少工作投入。

总之，基层医疗工作者脆弱性的长期积累会影响他们的工作动机，进而对其工作投入产生影响。因此，提出如下假设：

H2：基层医疗工作者脆弱性会通过工作动机降低对工作投入的影响。

1.3 职业成长机会的调节作用

职业成长机会是指员工在工作中所体验到的组织为其提供学习、成长及职业发展的机会[23]。在特定的情境中， 影响个体行为的因素是个人特质与外部情境相互作用的结果[39]，并不是所有的基层医疗工作者都会因其群体的脆弱性而对其减少工作投入。对于高脆弱性的基层医疗工作者而言，他们更多的是关注自身的工作与待遇是否趋于稳定，能否取得较为长远的职业发展[21]。

资源保存理论认为，资源的损耗会产生负面影响，致使个体减少对工作的投入，而资源的增加则会促进个体对工作的投入[23]。当基层医疗工作者长期处于脆弱性这一状态时，会减少对工作的投入。面对资源的损耗，个体会可能采取投入自身或组织的资源以减缓这种损耗的状态。李嘉等[40]的研究表明，组织支持感作为一种组织资源可以补充心理资源，从而有效缓解自身资源消耗所带来的负面影
响［40］。同样，职业成长机会作为一种非经济性报酬方式，也可视为一种组织资源， 当基层医疗工作者感受到较多的职业成长机会时，可缓解其长期处于高水平脆弱性氛围下带来的资源耗竭，减小脆弱性对工作投入的负面影响。因此，提出如下假设：

H3：职业成长机会在基层医疗工作者脆弱性与工作动机关系中起调节作用，即职业成长机会水平越高，基层医疗工作者脆弱性对工作动机的负向影响越弱。

同样，职业成长机会较强的内在激励性，能显著提升员工的工作意义感[41]，从而为员工工作投入创造了必备心理条件[42]。所以，当员工感知到组织提供较多的职业成长机会时，意味着员工可以在获得自身知识积淀和工作技能提升的过程中增强员工工作的自主性[43]，会产生积极的工作情绪[44]，促使他们产生积极的工作动机，这对缓解其因持续工作环境氛围而导致的消极情绪或心理疲劳具有重要的意义。以及当员工获得较好的职业成长机会时，会使其相关经验得到丰富并提升其工作胜任力，表现为员工对待工作得心应手，可以更好地掌握工作资源，并在工作中更愿意产生良好的工作动机来积极投入与奉献[45]。

因此， 职业成长机会可能会调节基层医疗工作者脆弱性通过工作动机，进而对工作投入产生影响。即当基层医疗工作者感知的职业成长机会越多，其脆弱性对工作投入的负向影响会通过工作动机的中介效应而减弱。基于此，提出如下假设：

H4：基层医疗工作者脆弱性通过工作动机影响工作投入的间接效应受到职业成长机会的调节。即与低职业成长机会水平相比，当职业成长机会水平较高时，基层医疗工作者脆弱性通过工作动机影响工作投入的间接效应更弱。

2 研究设计

2.1 研究过程及样本

本研究数据采集于四川省宜宾市各区县。借助所在学院校企合作平台及熟人推荐等途径，经中间人协助开展对宜宾市基层医疗工作者的调研。调研启动前，确定参与调查的部门与人员，获被试同意后告知问卷目的并承诺保密。最终共回收有效问卷 887 份，回收后经整理统计得出样本基本情况如下。

性别分布：男性占比63.9%，女性为36.1%。年龄构成：24岁及以下占0.7%；25～35岁占5.2%；36～45岁占21.4%；46～55岁占55.9%；56岁以上占16.9%。学历层次：初中及以下占3.0%；高中或中专占58.8%；大专占32.4%；本科及以上占5.8%。工作时长：35小时及以下占4.3%；36～49小时占13.7%；50～63小时占26.7%；64～77小时占24.1%；78小时及以上占31.2%。从医模式：半农半医占36.4%；脱产占31.4%；医主农辅占24.1%；农主医辅占2.2%；其他占6.0%。

2.2 量表开发

（1）访谈与题项获取

首先，收集整理相关文献拟好访谈提纲，并与被访谈者相关机构做好联系，通过两轮次随机抽样选取16名基层医疗工作者进行访谈。其次，根据访谈提纲对抽取的相关乡镇卫生人员及管理人员进行访谈，让其根据实际经历自由陈述，并由调查人员根据陈述录音。接着，根据收集到的相关资料进行提炼量表题项，完成量表的初步开发。该环节共生成18个量表题项。最后，对量表的题项进行条目分析，最终筛选出16个合格的量表题项，代表题项有：“我对现在村卫生室的环境感到满意”“工作压力大时，我能快速调整自己”等。

（2）探索性因子分析

本研究按奇偶对半分原则给887份有效问卷编号，从1到887，奇数号问卷用于探索性因子分析，偶数号用于验证性因子分析。关于有效样本数，Hair等建议因子分析时至少100份[46]，戈萨奇（Gorsuch）建议陈述句数与有效样本数比值至少为1∶5且越高越好[47]。考虑研究时间、人力、财力成本等限制，本部分用474份有效问卷，符合上述有效样本数规定。

（3）验证性因子分析

本部分用473份编号为偶数的有效问卷对探索性因子分析得出的名为“敏感性”“适应能力”的因子模型进行验证性因子分析。基于样本数据算出各因子组合信度（CR）、平均方差抽取量（AVE）、相关系数指标如表1所示。各因子CR值大于0.80，量表信度良好。各因子AVE满足条件，因子间区分效度佳。

表 1 收敛效度与区分效度分析

Table 1 Convergence validity and discriminative validity analysis

注：脆弱性=敏感性-适应能力；脆弱性为“基层医疗工作者脆弱性”的简写，下同。

通过AMOS24.0对样本数据进行验证性因子分析（CFA），因子模型拟合度指标为：x2/df=4.139，NFI=0.921，CFI=0.938，TCI=0.925，RMSEA=0.082，表明基层医疗工作者脆弱性量表因子模型拟合度较好。

2.3 测量工具

（1）基层医疗工作者脆弱性量表。采用上述研究开发的基层医疗工作者脆弱性量表，共有两个维度，即“敏感性”和“适应能力”，各有7个和9个题项。该量表的 Cronbach’s a值为0.908。

（2）工作动机量表。该量表主要是在加涅和马洛尼（Gagne and Malorni）[48]研制的工作动机量表工具的基础上，结合基层医疗工作者的特点，通过专家咨询和专题小组讨论等方式修订而成。该量表的 Cronbach’s a值为0.886。

（3）工作投入量表。该量表主要是在里奇和勒庞（Rich and LePine）[49]研制的工作投入量表工具的基础上，结合基层医疗工作者的特点，通过专家咨询和专题小组讨论等方式修订而成。该量表的 Cronbach’s a值为0.904。

（4）职业成长机会量表。该量表主要是在张勉，张德（2007）[50]研制的职业成长机会量表工具的基础上，结合基层医疗工作者的特点，通过专家咨询和专题小组讨论等方式修订而成。该量表的 Cronbach’s a值为0.749。

3 实证结果与分析

3.1 共同方法偏差分析

为避免共同方法偏差影响，设计阶段采取随机编排、设反向题、匿名填写等举措；采用配对调查从不同主体收集数据以降低影响。之后对基层医疗工作者脆弱性、工作动机、工作投入与职业成长机会进行验证性因子分析。单因子模型拟合效果最差（χ²/df=10.384，GFI=0.665，CFI=0.795，TLI=0.776，RMSEA=0.099），四因子模型拟合效果最优（χ²/df=4.632，GFI=0.839，CFI=0.923，TLI=0.913，RMSEA=0.061），且在统计意义上显著优于其他嵌套模型，如表2所示。综上，研究的共同方法偏差问题得到良好控制。

表 2 模型比较中的拟合指数

Table 2 Fit indices in model comparison

注：基层医疗工作者脆弱性（CRX）、工作动机（GZDJ）、工作投入（GZTR）、职业成长机会（ZYCZ），“+”表示将因子合并。

3.2 描述性统计与相关性分析

本研究变量的均值、标准差及相关系数分析结果如表3 所示。由表3可知，基层医疗工作者脆弱性与工作动机显著负相关（r=-0.664，p<0.01），与职业成长机会显著负相关（r=-0.518，p<0.01），与工作投入呈显著负相关（r=-0.586，p<0.01）；工作动机与职业成长机会呈显著正相关（r=0.456，p<0.01），与工作投入呈显著正相关（r=0.629，p<0.01）；职业成长机会与工作投入显著正相关（r=0.506，p<0.01）。相关性分析结果为进一步探索和验证变量关系奠定了良好基础。

表 3 主要变量相关系数和AVE平方根

Table 3 Correlation coefficients and AVE square roots of the main variables

注：M 表示均值，SD 表示标准差，**表示p<0.01。

3.3 假设检验

（1）主效应检验

在控制性别、年龄、教育程度、每周工作时长等人口统计学变量后，把基层医疗工作者脆弱性引入以工作投入为因变量的回归方程建立模型。层次回归分析结果（表4）显示，基层医疗工作者脆弱性对工作投入（β=-0.161，p<0.001）有显著负向作用，假设H1获验证，即基层医疗工作者脆弱性可显著负向影响其工作投入。

（2）中介效应检验

在控制统计学变量影响的基础上，将基层医疗工作者脆弱性引入以工作动机为因变量的回归方程并分别建立相应模型。层次回归分析结果如表4所示，基层医疗工作者脆弱性对工作动机有显著的负向作用（β=-0.449，p<0.001）。这说明基层医疗工作者脆弱性能够显著地降低工作动机。然后，分别做基层医疗工作者脆弱性与工作动机对因变量工作投入的回归分析。结果如表4所示，基层医疗工作者脆弱性对工作投入的影响仍显著且作用减弱（β=-0.161，p<0.001）。工作动机对工作投入有显著的正向影响（β=0.340，p<0.001）。为了更为精确地体现工作动机的中介效应值大小，本文通过Bootstrap（设定为5000次）方法进行了检验，结果显示间接效应值为-0.153（p<0.001），95%置信区间（CI）为［-0.186，-0.121］，间接效应显著。

因此，工作动机在基层医疗工作者脆弱性和工作投入的关系之间起到了中介作用，假设 H2得到验证。

表 4 工作动机的中介效应分析结果

Table 4 Results of the analysis of the mediating effect of work motivation

注：***表示p<0.001；Bootstrapping 抽样5 000 次，路径系数为标准化系数。

（3）调节效应检验

假设3指出，职业成长机会在基层医疗工作者脆弱性与工作动机的关系间起调节作用，即职业成长机会越高，基层医疗工作者脆弱性对工作动机的负向影响会减弱。根据回归结果，基层医疗工作者脆弱性对工作动机的标准化回归系数为-0.391（p<0.001），基层医疗工作者脆弱性与职业成长机会的乘积项系数为-0.050（p<0.01）。

表 5 职业成长机会的调节效应分析结果

Table 5 Results of the moderating effects analysis of career growth opportunities

注：**表示p<0.01；***表示p<0.001。

图 2 职业成长机会调节作用的边界条件

Figure 2 Moderated mediation effects test results

图2反映了职业成长机会调节了基层医疗工作者脆弱性与工作动机的关系，即当职业成长机会越高时，基层医疗工作者脆弱性对工作动机的负向影响会更弱，因此假设3得到支持。

为验证职业成长机会对工作动机中介效应的调节作用，进一步采用mplus7.0进行Bootstrap法5000次随机抽样检验，结果如表6所示。可以发现，当职业成长机会水平较低时，基层医疗工作者脆弱性通过工作动机影响工作投入的间接效应为-0.121，并且置信区间为［-0.151，0.094］，包括0；当职业成长机会水平较高时，基层医疗工作者脆弱性通过工作动机影响工作投入的间接效应为-0.145，置信区间为［-0.177，-0.113］，不包括0。INDEX的值为-0.017，置信区间为［-0.032，-0.002］，不包括0。这意味着当职业成长机会水平提高时，基层医疗工作者脆弱性通过工作动机影响工作投入的效果显著增强。因此，职业成长机会对工作动机的中介效应具有调节作用，假设H4成立。

表 6 有调节的中介效应检验结果

Table 6 Boundary conditions for the moderating effect of career growth opportunities

4 研究结论与讨论

4.1 研究结论

通过对基层医疗工作者进行访谈与问卷调查，从“敏感性”与“适应能力”两维度开发了基层医疗工作者脆弱性的量表。在后续的研究中构建并验证了基层医疗工作者脆弱性对工作投入的理论模型，探讨了工作动机与职业成长机会在上述两者关系间的作用。研究发现，基层医疗工作者脆弱性与工作投入负相关，工作动机在其间起中介作用，职业成长机会负向调节基层医疗工作者脆弱性与工作动机的关系，而且负向调节基层医疗工作者脆弱性通过工作动机影响工作投入的间接效应。

4.2 理论贡献

本研究的理论贡献主要在于以下方面。

（1）开发了基层医疗工作者脆弱性量表

本研究立足于我国卫生体系的现实背景，并结合了肖悦[51]与李晶华[5]的等学者的理论构想，采用质性与量化相结合的方法，通过自下而上的研究思路，以基层医疗工作者为研究对象，深入分析基层医疗工作者脆弱性的内在结构，并以此为基础编制包括“敏感性”和“适应能力”两维度的基层医疗工作者脆弱性量表。结果表明，编制的基层医疗工作者脆弱性问卷的信效度良好，为后续相关研究提供工具支撑。

（2）丰富了工作投入的相关研究

首先，以往对工作投入的研究多从领导风格、组织气氛等常见因素入手，本研究以基层医疗工作者为对象，从员工所处的脆弱性状态这一独特视角切入，探讨其对工作投入的影响，为工作投入的前因研究开辟了新的方向。其次，引入工作动机作为中介变量，揭示了基层医疗工作者脆弱性影响工作投入的内在机制。已有研究表明工作动机能影响工作投入，但本研究具体阐述了基层医疗工作者在面临脆弱性时，工作动机在其中的传导作用，进一步深化了对工作投入影响路径的理解。最后，验证了职业成长机会在基层医疗工作者脆弱性与工作动机关系中的调节作用，以及其对基层医疗工作者脆弱性通过工作动机影响工作投入间接效应的调节作用。这不仅拓展了职业成长机会在工作投入研究中的角色，也为理解基层医疗工作者工作投入的复杂影响机制提供了更全面的理论框架。

（3）拓展了资源保存理论的应用范围

本文应用资源保存理论，探讨了职业成长机会的调节作用，为基层医疗工作者脆弱性影响工作投入的边界条件提供了证据。研究结论成功拓展了基层医疗工作者脆弱性的研究框架，以前所未有的视角探索性地将工作动机、工作投入，以及职业成长机会与基层医疗工作者脆弱性整合至一个完整的概念模型之中。从理论层面清晰且明确地阐释了几者之间错综复杂的相互影响关系。这不仅为后续相关研究奠定了良好的基础，还在一定程度上有力地推动了脆弱性与资源保存理论在卫生领域的深入研究与持续发展，为卫生领域人力资源管理等方面的研究注入了新的活力，也为进一步改善基层医疗工作者的工作状况提供了理论支撑。

4.3 研究不足与展望

本研究受主客观因素制约存在不足，需在后续研究中改进：

第一，本研究采用扎根理论编码原始材料以构建目标感结构理论模型时，尽管研究者深入数据和情境分析且不断校验修正，但实践易出现概念与节点单一归纳分类情况，难以展现有机结构的完整复杂性，研究质量受研究者主观因素制约。

第二，本研究数据均在同一时期采集，数据质量可能会受到当时特定环境因素、社会氛围，以及一些不可控的潜在因素的共同影响。由于这种变量关系的增强并非是基于变量自身稳定的内在联系，所以无法准确地对变量关系进行阐释和分析。因此，在未来的研究中，有必要将时间上的动态变化纳入考虑范围。通过在不同的时间节点采集数据，观察变量在不同阶段的变化情况，能够更精准地把握变量之间真实的关系，从而为研究提供更可靠、更具说服力的依据。

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