鄉村振興背景下農村幼兒教師離職傾向的影響機制研究＊
——基于有調節的中介效應分析

王 濤 李夢琢 劉善槐 張 雪

（東北師范大學中國農村教育發展研究院，長春 130024）

一、問題的提出

發展高質量的農村教育是鄉村振興的重要內容。《中華人民共和國鄉村振興促進法》明確指出，各級人民政府應當加強農村教育工作統籌，提高鄉村教育現代化水平。學前教育對農村學生的整體發展具有持續性的影響，而發展農村學前教育，幼兒教師隊伍建設是關鍵。近年來，相關部門陸續頒布多項政策加強幼兒教師隊伍建設。2018年，《中共中央 國務院關于全面深化新時代教師隊伍建設改革的意見》中指出，要全面提高幼兒園教師質量，建設一支高素質善保教的教師隊伍。農村幼兒教師是支撐農村學前教育發展的中堅力量，教師隊伍穩定直接關乎農村學前教育質量提升。目前，農村幼兒教師流失已經成為普遍的社會現象，教師隊伍陷入教師“留不住”的困境（張琴秀，郭健，2014）。離職傾向將直接誘發離職行為（Mobley，1979）。降低農村幼兒教師離職率，需要從減輕其離職傾向入手。諸多研究表明，農村幼兒教師離職傾向較高主要是由于工作壓力大導致的（龐麗娟等，2017；龔欣，牛彩星，王?，2020）。繁重的工作壓力容易引發幼兒教師的負面情緒，離職傾向也會更高。農村幼兒園聘用的大量非在編教師，在工作中比在編教師感受到更多的付出與回報不對等，薪酬福利待遇低等問題（林榕，王海英，魏聰，2019）。總的來看，幼兒教師離職傾向受工作壓力、工作冷漠感等影響，且存在著在編與非在編教師的群體差異。為進一步明確幼兒教師工作壓力、工作冷漠感、編制身份與離職傾向間的關系，建立以上變量的完整影響鏈條，本研究以工作冷漠感為中介變量，以編制身份為調節變量，探究工作壓力對農村幼兒教師離職傾向的影響機制，以期為穩定農村幼兒教師隊伍提供政策參考。

二、文獻綜述

離職傾向是指個體在特定組織工作一段時間以后，意圖離開組織的一種心理傾向（Rugulies，Aust &Madsen，2017）。離職傾向與離職行為存在密切關聯，但不能簡單將二者等同。離職傾向強調的是個體頭腦中產生離職的想法或意愿，通常處于尚未發生的狀態。而離職行為則是指離開組織的實際行為已經發生。離職傾向通常被認為是個體實際離職行為發生前的最后一個環節，產生離職傾向到發生離職行為之間仍有一定的距離（Mobley，1977）。由于較難直接觀測離職行為的發生，且測量離職行為的過程復雜、繁瑣，在實際研究中可以使用離職傾向作為離職行為的代替變量進行研究（Shore & Martin，1989）。目前，學界關于教師離職行為的研究也主要是通過測量離職傾向間接展開的。基于此，本研究通過離職傾向這一變量關注農村幼兒教師離職行為，尋找離職傾向的影響因素和發生機制。以往對影響農村幼兒教師離職傾向變量間關系的探究，為本文研究假設的提出提供了重要參考。

（一）工作壓力與教師離職傾向

幼兒教師工作壓力是指幼兒教師在幼兒教育這一特殊教育環境中感知到的不愉快的情緒體驗，這種不愉快的情感體驗會導致幼兒教師身體和心理上的不良反應（王萍，曹蕊，秦姜艷，2015）。我國農村幼兒教師普遍承受著較大的工作壓力。有學者在對農村幼兒教師的調查研究中發現，高達73.16%的教師表示自己工作壓力較大（周建平，2013）。農村幼兒教師高工作壓力的主要原因是工作負擔過重。一方面，農村幼兒園大班額現象普遍，農村幼兒教師工作時間長。有31.3%和92.1%的教師反映班級中幼兒超過35人，每日工作時長超過8小時；有28.7%的教師在幼兒超過35人的班級中每日工作8小時以上（洪秀敏，趙思婕，張明珠，2021）；另一方面，農村幼兒園專任教師數量配備不足，農村幼兒教師承擔的工作量較大。隨著學前教育普及普惠率的大幅度提升，幼兒教師資源緊缺已成為不爭的事實，而農村更是幼兒教師短缺的“重災區”（紀秀君等，2021）。2020年，我國農村幼兒園班數達1 062 773個，專任教師數量為1 482 624人，相當于每個班級可以配備1.4名專任教師①。按照農村幼兒園每班專任教師的最低配備標準，我國農村幼兒教師仍存在642 922人的巨大缺口。數量配備不足導致農村幼兒教師往往要承受超額的工作量，工作壓力也隨之升高。

工作壓力是誘發幼兒教師離職傾向最重要的預測因素之一（Holtom，Mitchell，Lee & Eberly，2008）。對于幼兒教師而言，適度的工作壓力有利于提高其教學效能，但是長期工作壓力過重則會導致幼兒教師對工作產生不滿、工作積極性下降、離職率高等問題，不利于幼兒教師隊伍建設（秦旭芳，閆榮林，2007）。員工自愿離職模型表明，個體工作壓力越大，其離職意向越強烈（Price，2000）。一項實證研究驗證了這一理論在幼兒教師群體中的適用性（尚偉偉，陳純槿，孫迪，2020）。

基于已有研究發現，作為高工作壓力群體，農村幼兒教師工作壓力可能是其離職傾向的重要影響因素。

（二）工作壓力、工作冷漠感與教師離職傾向

中介變量在工作壓力與離職傾向關系研究中，具有重要作用。職業倦怠在幼兒教師組織支持與職業壓力對離職意向的影響關系中，發揮了中介作用（黃旭，王鋼，王德林，2017）。職業倦怠是個體長期處于高負荷的工作負擔下而產生的情緒、態度和行為的衰竭狀態，工作冷漠、成就感低、情緒疲憊是職業倦怠的主要表現（Maslach，2001）。工作冷漠感作為職業倦怠的子維度之一，與工作壓力和離職傾向也存在著密切關系。

工作冷漠感與工作壓力存在關聯。工作冷漠感是在工作中對工作內容和工作環境中的各個對象所表現出的不在乎或不作為的態度或行為。這一概念能夠更好地描述個體由于工作壓力而引起的對服務對象的態度和感覺。已有研究雖未直接使用這一概念進行分析，但采用了與之相近的“去個性化”“人格解體”概念（章震宇，2008）。去個性化很大程度上是來源于個體的工作壓力（Maslach，2001），高壓力體驗是導致教師產生人格解體的重要原因（孟慧等，2009）。為了解幼兒教師職業心理健康狀況，有學者采用問卷法測量了162名幼兒教師的職業壓力和職業倦怠水平，結果發現教師工作壓力越高，其情感倦怠和人格解體程度越高（張豹，周暉，2008）。一項基于717名中小學教師的調查研究也得到了相近的結論（劉曉明，李冬梅，2005）。在研究幼兒教師群體時，工作冷漠感這一概念囊括了去個性化與人格解體所表達的內涵，因此也說明工作冷漠感與工作壓力存在相關關系。

離職傾向受工作冷漠感的影響。根據情感事件理論，個體在工作中情感態度的變化會影響其工作行為（Weiss & Cropanzano，1996）。個體因素對工作環境中一些事件的不滿而滋生消極的情感體驗，隨著消極情緒的蔓延，個體工作態度發生變化，并會對自身工作進行重新判斷評估進而做出相應的決策，如決定離職等（段錦云等，2011）。冷漠感是消極工作狀態的重要表征，幼兒教師工作冷漠感研究備受關注。關于冷漠的研究主要包括道德冷漠（高德勝，2009）、社會冷漠（褚添有，2017）和職場冷漠（袁榮等，2019）三個具體維度，對于冷漠的界定傾向于個人在工作或社會交往中對關系所表現出的態度和行為。教育冷漠主要表征為競爭去情感化、主體關系冷漠化和任務安排角色化（張慶玲，2021）。當個體暴露于冷漠的情景時，便會阻礙個體對目標的努力（Leander，Shah & Sanders，2014）。

國外一項基于1 592名教師開展的實證研究發現，人格解體是教師離職意向的重要預測因素，對工作消極、漠不關心的教師更有可能選擇離開當前的工作崗位（Friedman，1993）。作為一項高情緒勞動職業，幼兒教師在身體、心理和情緒方面均承受著較大壓力（洪秀敏，張明珠，2020）。當教師工作壓力升高時，容易出現消極冷漠的負面情緒。

（三）編制身份在離職傾向影響機制中的調節作用

教師編制是教師隊伍穩定與發展的保障（賴昀，張學敏，2020）。編制身份對于教師而言至關重要。教職工事業編制是教師身份的象征與標志，是教師依法獲取工資、績效津貼、津補貼、社會保險和福利等合理權益與待遇的基本保障（韓小雨，龐麗娟，謝云麗，2010）。編制對于教師發揮著“穩定器”的作用（紀秀君等，2021），擁有編制身份的教師會覺得自己的工作有了保障，工作也更為心安。而沒有獲得編制身份的教師則會覺得教師只是臨時性的職業，隨時有離開工作崗位的可能，缺乏職業歸屬感（劉善槐，2016）。

我國農村幼兒教師隊伍可分為在編教師和非在編教師兩類：在編幼兒教師是指占用國家事業單位編制、由國家財政撥付工資的一類教師；非在編幼兒教師是指不占用國家事業單位編制、工資由辦園者支付的一類教師（梁慧娟，2011）。我國幼兒園教師未實行編制單列，幼兒園教師長期混編于中小學教師隊伍，而由于一些人事執行部門對學前教育性質地位認識不足，造成幼兒園教師編制很容易被中小學擠占（洪秀敏，2010）。當前，非在編教師已成為農村幼兒教師隊伍的主力軍。對于幼兒園教師而言，編制身份在一定程度上已經成為區別他們是否屬于“內部人”的標志（林倩琪，2020）。具有“內部人身份認知”的個體與組織之間的關系更加協調（Lapalme，2009）。“內部人身份認知”意指個體在某一特定組織內能夠感知到自己“內群體”成員身份的程度（Stamper & Masterson，2002）。個體的內部人身份認知直接影響著其在組織中的工作態度和工作表現（Wang & Kim，2013）。內部人身份感知較強的個體組織認同感往往更高，工作相對努力和積極，而內部人身份感知較弱的個體容易產生對組織的不滿情緒，工作消極懈怠。非在編幼兒園教師的社會地位一直不高，社會的認可度較低。編制身份對于幼兒教師意味著政府賦予了“身份保障”，擁有編制身份的幼兒教師通常內部人身份認知更強。那些沒有獲得編制身份的教師會因為缺乏足夠的制度和心理保障，而難以產生高水平的職業意志和職業情感（段碧花，2021）。同時，在農村幼兒園中，非在編教師與在編教師一樣承擔著繁重的幼兒保育教育工作，但編制對于農村幼兒教師的降壓作用十分顯著，在編教師的工作壓力顯著低于非在編教師，面對工作壓力時不會輕易做出離職行為（龔欣，牛彩星，王?，2020）。并且由于身份上的不同，二者“同工不同酬”，非在編農村幼師面臨著工作負擔沉重、社會保障不足、薪資待遇偏低、專業發展滯后等問題（劉靜，王海英，2021）。這一現實狀況導致非在編教師心理落差較大，產生強烈的不公平感（劉洪，馬璐，2011），當非在編教師明顯感知到工作要求帶來的資源損耗高于獲得的資源時，經自我評估判定工作付出與回饋失衡后，會出現資源匱乏感，滋生對工作的不滿情緒，這種情緒會減弱其工作積極性，進而產生較高的離職傾向（房敏等，2021）。

既有研究表明，工作壓力增長時，非在編教師更容易產生消極情緒，并且其離職傾向也隨著負面情緒的增強變得更高。工作冷漠感是教師負面情緒的典型表征，不同編制身份的幼兒教師面臨工作壓力升高時表現出的工作冷漠感程度也會因此有所不同，離職傾向在此過程中受到的影響也將具有異質性特征。

三、研究設計

（一）研究對象

課題組于2020年8月對全國10個省22個縣（市）的農村幼兒園教師進行抽樣調查②，采用線上問卷填答的方式，最終共計回收有效問卷3 790份。樣本中教師的平均年齡為31.46歲，在農村幼兒園平均任教年限為5.03年。其中男教師占比3.01%，女教師占比96.99%。縣城幼兒園教師占比38.23%，鄉鎮幼兒園教師占比51.51%，村屯幼兒園教師占比10.26%。大專、中專或中師學歷教師分別占比44.79%和28.75%，本科及以上教師占比15.61%。61.64%的農村幼兒教師為師范類學校畢業。在編幼兒教師占比45.02%，非在編教師占比54.98%。

（二）測量工具

本研究的測量工具包括：農村幼兒教師工作壓力量表、農村幼兒教師工作冷漠感量表和農村幼兒教師離職傾向量表。

1. 教師工作壓力量表

參照Liu和Pamela等人（2004）編制的工作壓力量表中的題項，課題組編制了農村幼兒教師工作壓力量表。該量表共包含5個題項（例如“由于工作，我經常感到緊張不安”等），采用Likert 5點計分，從“完全不同意”到“完全同意”分別計1—5分，分數越高表示農村幼兒教師的工作壓力越大。本量表5個題項的Omega系數為0.935，表明該量表具有良好的信度③。

2. 教師工作冷漠感量表

本研究采用的工作冷漠感量表是由Maslach（2001）等人編制的職業倦怠量表（Maslach Burnout Inventory，MBI）中的去個性化子量表衍生而來的。該量表共包含5個題項（例如“我并不關心學生和同事最近發生了什么事兒”等），采用Likert 5點計分，從“完全不同意”到“完全同意”分別計1—5分，分數越高表示農村幼兒教師工作冷漠感越強。本量表5個題項的Omega系數為0.861，表明該量表具有良好的信度。

3. 教師離職傾向量表

采用Scott等人（1999）開發的離職傾向量表，該量表共包含4道5級Likert題項（例如“我希望找到一份比現在更理想的工作”），要求幼兒教師從“完全不同意”到“完全同意”進行評定，分別計1—5分，總分越高說明農村幼兒教師離職傾向越強烈。本量表4個題項的Omega系數為0.810，表明該量表具有良好的信度。

（三）研究假設

通過文獻梳理發現，農村幼兒教師很有可能因為難以承受過高的工作壓力而選擇離職。在工作壓力影響離職傾向的關系中，并非只是存在直接效應，也受到多重因素的間接制約。以往研究對職業認同、工作滿意度等正向情緒變量在二者關系中的中介作用關注較多，對負向情緒變量的重視程度不足。工作冷漠感是個體高工作壓力下出現的典型狀態，這一變量對離職傾向的具體影響作用值得關注。農村幼兒園非在編教師與在編教師“同工不同酬”問題突出，不同編制身份的教師離職傾向受工作壓力和工作冷漠感的影響程度也可能有所不同。基于此，本研究提出以下假設：

假設一：工作壓力對農村幼兒教師離職傾向具有顯著正向影響。

假設二：工作壓力對農村幼兒教師工作冷漠感具有顯著正向影響。

假設三：工作冷漠感對農村幼兒教師離職傾向具有顯著正向影響。

假設四：在工作壓力對農村幼兒教師離職傾向的影響過程中，工作冷漠感起到中介作用，即工作壓力通過影響工作冷漠感對農村幼兒教師離職傾向產生影響。

假設五：工作壓力對農村幼兒教師離職傾向的直接影響，以及工作冷漠感在工作壓力和離職傾向關系中的間接影響均會受到編制身份的調節。

根據以上研究假設，本研究構建了一個有調節的中介模型（圖1）。

圖1 工作冷漠感的中介作用及編制身份的調節作用假設模型圖

（四）分析工具與方法

本研究運用了SPSS24.0和AMOS20.0分析數據。數據分析的步驟如下：第一步，使用AMOS20.0進行各研究維度間共同方法偏差檢驗；第二步，采用SPSS24.0對教師工作壓力量表、教師工作冷漠感量表、教師離職傾向量表進行信度和效度檢驗；第三步，構建結構方程模型檢驗工作壓力、工作冷漠感、離職傾向幾個變量間的直接效應和中介效應；第四步，采用PROCESS宏對有調節的中介模型進行檢驗。

四、研究結果

（一）共同方法偏差檢驗

本研究使用單因子CFA檢定法檢驗共同方法變異，結果顯示單因子模型資料配適度不佳，模型擬合結果不理想（χ2=7 951.61，p＜0.001，GFI=0.717，AGFI=0.614，CFI=0.777，TLI=0.737，SRMR=0.091，RMSEA=0.164）。從這一檢驗結果來看，本研究構面間不存在嚴重的共同方法偏差問題，系數估計不會因此產生偏誤，影響研究結果解釋的真實性。

（二）收斂效度、組成信度及區分效度

為了檢驗工作壓力、工作冷漠感以及離職傾向三個潛變量的信度和效度，本研究首先采用驗證性因子分析進行判斷。三個潛變量的因素負荷量介于0.607—0.933之間，平均萃取變異量（AVE）介于0.541—0.742之間，組成信度（CR）介于0.825—0.935之間，均符合學者建議的標準（吳明隆，2010），說明三個潛變量的測量具有較好的信度和效度（表1）。

表1 驗證性因子分析

其次，對三個潛變量之間的關系進行相關分析。工作壓力與農村幼兒教師離職傾向呈現正相關關系（r=0.568，p＜0.001）；工作壓力與農村幼兒教師工作冷漠感呈現正相關關系（r=0.372，p＜0.001）；工作冷漠感與農村教師離職傾向呈現正相關關系（r=0.288，p＜0.001），相關系數處于可接受范圍內，這為進一步檢驗本研究研究假設提供了前提條件。

最后，運用AVE法對潛變量之間的區別效度進行分析，三個潛變量的AVE開根號值均大于各成對的相關系數（表2），說明三個潛變量之間有一定的區別效度（Fornell & Larcker，1981）。

表2 相關系數及區別效度分析

（三）直接效應檢驗

本研究首先檢驗工作壓力對離職傾向、工作壓力對工作冷漠感、工作冷漠感對離職傾向三對直接影響關系是否成立。本研究參照以往應用結構方程模型法進行研究最常使用的幾項配適指標進行報告（Jackson & Gillaspy，2009）。

本研究首先構建了工作壓力與農村幼兒教師離職傾向的關系影響模型，檢驗假設一（圖2）。模型擬合度χ2/df=26.347，GFI=0.961，AGFI=0.933，TLI=0.962，CFI=0.972，RMSEA=0.082，SRMR=0.039，基本符合模型擬合度指標標準，模型的擬合程度較好。工作壓力對農村幼兒教師離職傾向的非標準化回歸系數β為0.59（p＜0.001），表明工作壓力對農村幼兒教師離職傾向具有正向影響。以上檢驗結果為假設一的成立提供了證據支持。

圖2 工作壓力與離職傾向的關系

本研究構建了工作壓力與工作冷漠感的關系影響模型，檢驗假設二（圖3）。模型擬合度χ2/df=32.193，GFI=0.942，AGFI=0.906，TLI=0.947，CFI=0.960，RMSEA=0.090，SRMR=0.037，基本符合模型擬合度指標標準，模型擬合程度較好。工作壓力對工作冷漠感的非標準化回歸系數β為0.39（p＜0.001），表明工作壓力對工作冷漠感具有正向影響。以上檢驗結果為假設二的成立提供了證據支持。

圖3 工作壓力與工作冷漠感的關系

本研究構建了工作冷漠感與離職傾向的關系影響模型，檢驗假設三（圖4）。修正模型擬合度χ2/df=52.684，GFI=0.918，AGFI=0.858，TLI=0.888，CFI=0.919，RMSEA=0.117，SRMR=0.064，基本符合模型擬合度標準，模型擬合程度較好。工作冷漠感對離職傾向的非標準化回歸系數β為0.93（p＜0.001），表明工作冷漠感對離職傾向具有正向影響。以上檢驗結果為假設三的成立提供了證據支持。

圖4 工作冷漠感與離職傾向的關系

（四）中介效應檢驗

在將工作冷漠感納入結構方程模型以后，本研究構建了工作壓力、工作冷漠感對農村幼兒教師離職傾向的關系影響模型（圖5）。模型擬合度χ2/df=25.989，GFI=0.927，AGFI=0.896，TLI=0.936，CFI=0.948，RMSEA=0.081，SRMR=0.049，基本符合模型擬合度指標標準，說明工作壓力、工作冷漠感對農村幼兒教師離職傾向的關系影響模型的擬合程度較好。

圖5 工作壓力、工作冷漠感與離職傾向的關系

在模型中，盡管工作壓力對農村幼兒教師離職傾向仍有正向的預測作用（β=0.43，p＜0.001），但相比未將工作冷漠感納入模型時，其效應量出現了明顯的下降。此外，工作壓力對農村幼兒教師工作冷漠感有正向的預測作用（β=0.39，p＜0.001），工作冷漠感對農村幼兒教師離職傾向有正向的預測作用（β=0.43，p＜0.001）。以上檢驗結果符合判定假設四是否成立的相關條件。為進一步驗證工作冷漠感的中介作用，本研究設定bootstrap法自助抽樣2000次對工作冷漠感中介效應的percentile和bias-corrected 95%的置信區間進行估計，發現其percentile和bias-corrected 95%的置信區間分別為[0.375，0.469]和[0.378，0.472]，均不包含0，表明假設四成立，即在工作壓力影響農村幼兒教師離職傾向的過程中，工作冷漠感起到了中介作用，且為部分中介作用。其中，間接效應為0.425，直接效應為0.165，分別占72.07%、27.93%（表3）。

表3 假設模型的直接效應、間接效應和總效應

（五）有調節的中介效應檢驗

1. 編制身份的調節作用檢驗

在假設五中，本研究假設編制身份會調節工作壓力通過工作冷漠感影響農村幼兒教師離職傾向這一中介路徑。為了驗證幼兒教師編制身份的調節作用，采用Hayes編制的PROCESS V3.3進行檢驗。本研究將教師性別和年齡作為控制變量，以編制身份作為調節變量對有調節的中介模型進行檢驗。結果顯示，工作壓力與編制身份的乘積項對工作冷漠感及離職傾向的預測作用均顯著（工作冷漠感：β=-0.085，t=-3.721，Boot 95%CI=[-0.130，-0.040]；離職傾向：β=-0.085，t=-2.712，Boot95%CI=[-0.146，-0.024]），工作冷漠感與編制身份的乘積項也顯著預測了農村幼兒教師的離職傾向（β=0.167，t=4.259，Boot 95%CI=[0.090，0.244]）。這說明編制身份在工作壓力影響離職傾向、工作壓力影響工作冷漠感、工作冷漠感影響離職傾向的三條影響關系上都能夠起到調節作用（表4）。

表4 編制身份的調節作用檢驗

Hayes（2015）認為判斷有調節的中介效應是否真正存在需要通過判定指標INDEX對有調節的中介效應進行進一步檢驗。為進一步確定工作冷漠感的中介作用是否存在編制身份上的差異，我們對此進行了進一步的分析。結果顯示，在這一中介模型中，INDEX=0.053，Bootstrap檢驗95%置信區間為[0.009，0.982]，區間不包含0，說明有調節的中介效應顯著，即在工作壓力、工作冷漠感及離職傾向這一中介模型中，工作冷漠感的中介作用確實存在編制身份上的差異。

為進一步解釋編制身份在三條影響路徑上的調節作用，需進行簡單斜率檢驗。工作壓力對于非在編教師工作冷漠感的預測作用（simple slope=0.522，t=31.743，p＜0.001）顯著高于在編教師（simple slope=0.437，t=27.395，p＜0.001），這表明隨著工作壓力增大時，非在編教師更容易產生工作冷漠感（圖6）。

工作壓力對于非在編教師離職傾向的預測作用（simple slope=0.538，t=23.304，p＜0.001）顯著高于在編教師（simple slope=0.453，t=21.574，p＜0.001）。這表明非在編教師更容易在感受到工作壓力增大時產生離職傾向，從圖上可以看出，不論在低工作壓力還是高工作壓力狀態下，非在編教師的離職傾向始終比在編教師高（圖7）。

圖7 編制身份在工作壓力與離職傾向關系中的調節作用

工作冷漠感對于非在編教師離職傾向的預測作用（simple slope=0.233，t=8.331，p＜0.001）與對在編教師離職傾向的預測作用（simple slope=0.400，t=14.491，p＜0.001）均為顯著正向影響，且非在編教師在低工作冷漠感與高工作冷漠感狀態下離職傾向都高于在編教師，盡管在編教師隨著工作冷漠感的上升離職傾向趨近于非在編教師，但在工作冷漠感達到高水平后其離職傾向與非在編教師仍有較大差距（圖8）。

圖8 編制身份在工作冷漠感與離職傾向關系中的調節作用

2. 編制身份對教師離職傾向影響的差異分析

本研究驗證了編制身份在工作壓力、工作冷漠感與離職傾向三者關系間存在調節作用，發現農村幼兒教師離職傾向兩個前因變量的預測作用均受到編制身份的調節，說明降低農村幼兒教師的離職傾向需要考慮編制身份的影響作用。總體而言，非在編教師的離職傾向更容易因工作壓力和工作冷漠感增強而變得更加嚴重。數據表明，非在編教師與在編教師離職傾向存在顯著差異（t=3.026，p＜0.05），前者的離職傾向明顯高于后者。并且在非在編教師群體中，青年教師的離職傾向相對更高。在農村青年幼兒教師中，非在編教師的比例達到了59.11%。且非在編青年教師多分布于鄉鎮幼兒園和村屯幼兒園（共占比77.35%）。方差分析發現，非在編青年教師的離職傾向顯著高于中老年非在編教師（t=-5.328，p＜0.001），也顯著高于在編青年教師（t=-2.270，p＜0.05），說明沒有編制身份的青年教師更傾向于選擇離職。在所在地方面，縣城、鄉鎮、村屯幼兒園在編青年教師的離職傾向沒有顯著差異，而鄉鎮幼兒園非在編青年教師離職傾向顯著高于縣城幼兒園和村屯幼兒園的非在編青年教師（F=4.866，p＜0.05），這說明所在地的不同也會影響非在編青年幼兒教師的離職意向。

有研究揭示了綜合待遇與農村幼兒教師從教意愿的關系，認為保障農村幼兒教師綜合待遇是其安心從教的物質基礎，也是降低其離職傾向的關鍵（李傳英，2019）。非在編幼兒教師之所以流動意愿強烈，主要是由于綜合待遇保障不足所致（李貞義，龔欣，2020）。回歸分析結果表明，作為綜合待遇代表性因素的月收入這一變量能夠顯著預測農村幼兒教師離職傾向。綜合待遇越高，教師所表現的離職傾向越低。非在編教師和在編教師綜合待遇確實存在著較大差距。一是薪資待遇上的差距。在編教師每月平均工資約4 410.58元，非在編教師每月平均工資約2 378.76元，二者每月平均工資差距達2 031.82元。認為自己當前收入水平較低的在編教師占比41.51%，而非在編教師的比例卻高達74.37%。二是社會保障上的差距。就農村幼兒教師享受的社會保障情況來看（表5），單位為非在編教師繳納的社會保險比例明顯低于在編教師。非在編教師享有養老、失業、醫療、生育、工傷保險的比例分別低于在編教師32.11%、24.71%、33.00%、22.77%、14.56%；享有住房公積金、職業年金的比例分別比在編教師低74.40%和26.94%。就在編教師與非在編教師每天工作時長而言，二者相差不大（在編教師平均每日工作時長9.26小時，非在編教師平均每日工作時長8.96小時），說明二者每天幾乎承擔著同等的工作任務量。然而，非在編教師卻未能享有“同工同酬”的待遇。綜合待遇上的差異導致非在編教師在工資收入滿意度、編制身份滿意度、工作量滿意度、職業發展空間滿意度幾個維度上的評分顯著低于在編教師，這也使得非在編教師認為自身社會地位不如在編教師高（t=-6.918，p＜0.001）。

表5 農村幼兒教師社會保障情況

五、結論與建議

（一）研究結論

本研究構建了一個包含農村幼兒教師工作壓力、工作冷漠感、離職傾向與編制身份四個變量的結構關系模型，揭示了工作壓力通過工作冷漠感影響農村幼兒教師離職傾向的作用機制，并且這種作用機制受到編制身份的調節。

第一，工作壓力對農村幼兒教師工作冷漠感和離職傾向都有顯著影響，幼兒教師工作冷漠感對離職傾向的正向影響顯著。工作壓力對農村幼兒教師的離職傾向具有顯著的正向影響，即幼兒教師的工作壓力越大，其離職傾向越強。這與以往研究中發現的個體離職傾向隨工作壓力增加而升高的結論保持了一致（Yang，Fan & Chen，2018），同時也進一步驗證了二者關系在農村幼兒教師群體中的適用性。

第二，工作冷漠感在工作壓力與農村幼兒教師離職傾向之間發揮中介作用。將工作冷漠感納入結構方程模型后，工作壓力對離職傾向的影響可以被工作冷漠感所部分解釋，這一影響在部分意義上是由工作冷漠感加以傳導的。該結果一方面支持了情感事件理論的基本主張，個體由于自己工作中不滿情緒和態度會影響后續的決策行為，另一方面也為闡釋工作壓力如何影響農村幼兒教師的離職傾向提供了新的視角。在工作壓力影響農村幼兒教師離職傾向的兩條路徑中，間接效應占比72.07%，直接效應占比27.93%，工作冷漠感的中介效應遠高于工作壓力的直接效應。這說明農村幼兒教師的工作冷漠感是影響其離職傾向的重要因素。

第三，工作壓力對農村幼兒教師離職傾向的直接預測作用與工作冷漠感的中介作用都受到編制身份的調節。首先，編制身份調節工作壓力對離職傾向的影響關系。當遭遇工作壓力時，非在編教師離職傾向高于在編教師，且工作壓力越高，非在編教師離職傾向愈加嚴重。其次，編制身份調節工作壓力對工作冷漠感的影響關系。對于非在編教師而言，工作壓力達到高水平后其工作冷漠感會超過在編教師。最后，編制身份調節工作冷漠感對離職傾向的影響關系。在編教師隨著工作冷漠感增強離職傾向增速更快，不過其達到高冷漠感狀態時離職傾向仍然低于非在編教師。以上發現驗證了編制身份在中介模型中調節效應的存在，說明有編制可以降低農村幼兒教師在工作壓力下的冷漠感，也可以在冷漠感高的時候降低農村幼兒教師的離職傾向。因此，賦予農村幼兒教師編制身份是高工作壓力下降低其工作冷漠感和離職傾向的重要途徑。

第四，農村幼兒園在編教師與非在編教師因年齡及綜合待遇差異所產生的離職傾向有所不同。從年齡階段的差異上看，青年非在編教師離職傾向顯著高于在編青年教師，也明顯高于非在編中老年教師，鄉鎮幼兒園非在編青年教師離職傾向顯著高于縣城和村屯幼兒園；從綜合待遇上的差異來看，非在編教師工資收入待遇與在編教師存在較大差距，所享受的社會保險比例也明顯低于在編教師。由于非在編教師與在編教師“同工不同酬”，綜合待遇得不到保障，非在編教師離職意愿也高于在編教師。

（二）對策建議

建設一支穩定的幼兒教師隊伍是提升農村學前教育質量的關鍵。實證分析結果顯示，工作壓力、工作冷漠感和編制身份是影響農村幼兒教師離職傾向的重要因素。為降低教師離職傾向，穩定農村幼兒教師隊伍，應從控制教師工作量在合理水平、提高教師綜合待遇、創設友好的人文環境、保證教師編制充足供給方面進行綜合改革。

第一，將農村幼兒教師工作量控制在合理水平。農村幼兒教師工作壓力大的主要原因在于工作時間過長、工作內容過多。據課題組調查，農村幼兒教師日均工作時長超過9個小時，工作內容包括課堂教學、班級管理、照顧幼兒安全、家校溝通、填寫表格材料、扶貧等任務。為了減輕農村幼兒教師的工作壓力，應保證每一位幼兒教師工作量合理化。一方面，增加農村幼兒教師配備數量，減輕其平均工作量。當前，按照師幼比或師班比單維指標配置幼兒教師，難以保證師資足額供給。為此，應建立以幼兒保教需求為基本原則，兼顧人力資源效率和教師合理工作時長的師資配備標準，配足配齊農村幼兒教師。另一方面，減少農村幼兒教師非保教工作量。除常規保教工作外，農村幼兒教師還要承擔各類評比檢查、信息采集和調研等工作。這些工作擠占了農村幼兒教師的工作時間，消耗其大量精力，增加了幼兒教師額外的工作負擔。為了使農村幼兒教師工作重心回歸保教本身，應制定幼兒教師減負工作清單，明確教師工作職責邊界。

第二，提高農村幼兒教師綜合待遇。回報率低會影響農村幼兒教師對工作壓力和工作冷漠感的主觀感受。相對于勞動付出，農村幼兒教師的綜合待遇水平偏低。調查發現，我國農村幼兒教師月均工資收入為3 394.67元；超過半數的農村幼兒教師認為自己當前收入水平較低；非在編教師的每月平均工資僅為2 378.76元，享受醫療、養老、生育等社會保險的比例低。為使農村幼兒教師安心從教，應遵循付出與回報相匹配原則，充分發揮綜合待遇的激勵作用。一是提高農村幼兒教師的工資收入水平。應建立幼兒教師人員性財政經費的多級分擔機制，保證經濟薄弱地區有足夠的經費用于發放幼兒教師工資；健全相應工資收入的督導機制，保證農村幼兒教師工資及時、足額發放；建立逆差序化的幼兒教師待遇體系，將幼兒教師納入鄉村教師生活補助政策的覆蓋范圍，合理設置生活補助的分檔標準，提高農村偏遠地區幼兒教師的工資收入水平。二是提高非在編教師的待遇水平。農村非在編幼兒教師與在編教師承擔著相同甚至更多的保教工作，但在工資收入、社會保障、職業發展等方面卻不能享受與在編教師同等的待遇。為此，應落實非在編教師與在編教師“同工同酬”，保證非在編教師享有醫療、養老、生育等社會保險；為非在編教師提供職業發展機會。

第三，創設友好的人文環境。友好的人文環境能夠使幼兒教師在工作中感到舒心愉悅，有助于消解其工作冷漠感，提升農村幼兒教師職業認同。一是優化農村幼兒教師發展環境。應完善培訓體系，為農村幼兒教師提供符合實際需求的培訓內容；建立區域內幼兒園教師發展共同體，促進幼兒教師交流和分享保教經驗；健全考核評價體系，暢通農村幼兒教師職業發展渠道。二是營造積極向上的組織氛圍。制定人本化的管理制度，通過組織教學研討、集體備課等活動，增進幼兒教師間的溝通合作，提升農村幼兒教師團隊凝聚力。三是構建和諧的家園關系。建立農村幼兒教師與家長的長效交流機制，增進家長對幼兒教師的支持和理解，提升家長對幼兒教師工作的配合度。

第四，增加農村幼兒教師編制供給。我國農村幼兒園在編教師數量少，教師編制缺口大。據課題組調查，在編農村幼兒教師占比僅為45.02%。由于缺少教師編制，農村非在編幼兒教師離職傾向較高。為降低農村幼兒教師離職率，可以按需增加農村幼兒教師的編制供給，提高在編教師的比例。一是實行幼兒教師編制單列管理。當前，我國大部分地區幼兒教師編制與中小學教師編制混合使用，兩類編制互相擠占，加大了幼兒教師的配置難度。為保證按需供給農村幼兒教師編制，應把幼兒教師編制作為單獨類別進行核定和分配，擴大農村幼兒教師的編制總量。二是為優秀的非在編農村幼兒教師提供入編機會。農村幼兒園中，存在一定比例具備幼兒教師資格且專業水平達標的非在編教師。有條件的地區應擇優選拔部分符合入編條件的非在編教師，為其提供入編機會。