職業召喚對高校青年教師離職傾向的影響：職業承諾的中介作用和組織支持的調節作用

李龍娟 李盛兵

摘要：目前我國重點建設高校普遍采用“非升即走”的預聘制度，高校青年教師晉升壓力大，離職傾向情緒明顯，不利于我國高等教育事業的發展。為探索降低離職傾向的積極因素，借鑒國內外已驗證量表制定了《高校青年教師職業召喚與離職傾向關系問卷》，面向350位粵內 “雙一流”高校青年教師問卷調研，運用Amos軟件對收集的問卷結果建立結構方程模型，分析職業召喚對高校青年教師離職傾向的影響機制。研究結果表明：職業召喚對高校青年教師離職傾向具有負向影響，職業承諾在職業召喚與離職傾向間具有負向中介作用，組織支持在職業召喚對離職傾向的影響中具有負向調節作用。建議高校結合時代發展背景，倡導青年教師學習奉獻精神，響應時代召喚使命；同步激發青年教師情感，規范和繼續承諾三維發展動力；重視工具性組織支持，強調健全高校組織的公平性程序。

關鍵詞：職業召喚；離職傾向；高校青年教師；結構方程模型；職業承諾

我國高?！半p一流”建設已邁入第二個發展階段，對青年才俊的需求愈加迫切，然而高校求賢若渴與新聘青年教師的高淘汰率已成為亟待化解的矛盾格局。2000年6月，《關于深化高等學校人事制度改革的實施意見》提出實行聘用制，破除職務終身制。[1]經過20多年的人事制度去編制化改革，除部分地方院校仍保留編制外，大部分重點建設院校對青年教師實施“非升即走”的預聘制。[2]“非升即走”試點的初衷為優化教師結構、提高教師工作積極性，如今已演變成青年教師職業生涯發展中最大的不確定性因素。因普遍采用“老人老辦法、新人新辦法”，與老教師相比，青年教師本身學術資源少，但面臨教學、科研、系所公共事務等多重壓力以及職稱晉升的過度競爭，[3]極易產生職業歸屬感和職業認同感下降等消極心理，致使其萌生離職傾向，在崗時已做好無法完成考核指標而離職、尋求其他工作崗位的心理預案，且再次選擇崗位時易傾向于企業或研究所等其他單位。此時，職業召喚對離職傾向起到重要影響作用，即青年教師對職業意義和價值的內在感知與使命感程度越高，抵御離職傾向情緒的內驅動力越強。

離職傾向是每個“非升即走”政策下青年教師的必經心路歷程，產生離職傾向并不意味著最終離職，但青年教師離職情緒的蔓延對高校后生力量的穩健發展十分不利。一方面，主觀的離職傾向情緒高漲將最終導致客觀的高離職率。如大衛·艾倫（Allen D G）等指出離職傾向和離職行為聯系緊密[4]，孫茹思（Sun R）等認為離職意愿越強烈，實際離職率也更高，離職意向預示著離職行為。[5]當青年教師缺乏學術資源、難以完成考核指標，而其他單位提供有吸引力的就業崗位時，導致按期突破考核任務的動力不足，離職傾向轉化為離職的概率更大。高離職率有損高校形象和口碑，新教師招聘和培訓成本高，優秀青年人才離職不利學科發展。另一方面，離職傾向強烈的青年教師，職業倦怠嚴重，工作效率和積極性下降，其消極情緒對其他青年教師亦會產生負面影響，從而影響高校教師隊伍穩定和凝聚力，教師管理難度加大，教學、科研工作延續性差。因此，有必要探究青年教師離職傾向的內生因素，以針對性地制定配套管理措施，削弱離職傾向和降低離職率。

職業召喚具有重要價值，它表現為個體在特定工作角色中感知到的動機程度，以實現或獲取生命意義感和目的感的方式參與到職業生涯角色中，在企業中可有效提高員工工作滿意度和積極性等。[6]已有研究表明，職業召喚的實現同員工的受教育程度有關。[7]目前，國內外學者對職業召喚與離職傾向的關系進行了研究，主要研究領域集中于企業單位。例如，特雷莎·卡達多（Cardador M T）等提出組織文化調節職業召喚與離職傾向的關系，安全的文化氛圍可降低職業召喚對離職傾向的負向影響作用；[8]杰哈德·阿德萬（Adwan J Z）指出職業召喚程度低是影響兒科護士離職傾向的最強因素，工作滿意度在二者間具有調節作用。[9]裴宇晶等認為，中國情境下知識型員工的職業召喚與離職傾向負相關，職業承諾完全中介于職業召喚和離職傾向。[10]楊文娟發現，職業召喚對互聯網行業員工的離職傾向起負相關作用，工作滿意度和工作投入部分中介職業召喚與離職傾向。[11]從上述研究可知，護士、知識型員工和互聯網行業員工等的職業召喚負作用于離職傾向，為本文研究高校青年教師職業召喚與離職傾向的關系提供了參考。然而，已有研究中職業召喚對離職傾向的影響機制，即關于職業召喚影響離職傾向的中介變量和調節變量的觀點不統一，產生此差別的原因主要是研究對象處于不同行業，學歷層次、職業生涯規劃、單位支持力度以及職業發展壓力等存在明顯差異。因此，有必要從高校青年教師自身的擇業特點、單位的職業支持力度和行業的發展壓力等方面進行剖析，明晰職業召喚對高校青年教師離職傾向作用過程中的內外部驅動因子。

當前，我國高等教育已步入高質量發展的新時代，對教師的招聘要求不斷拔高。高校青年教師具有顯著的高學歷水平、高就業導向、高晉升壓力及低可支配資源的特點。高校青年教師均具備博士學位，且相當部分還擁有國內外高校博士后經歷，而在博士或博士后群體中絕大部分擇業傾向于高校教師，職業生涯規劃的教師職業導向性極強，體現了對該職業的認同與情感依賴。高就業導向對其博士或博士后科研工作期間就已產生了很強的影響作用，從入學或入站開始，即為尋求高校教師職位與自己內心“預簽”特殊的職業承諾契約，從而為謀求職位孜孜不倦與全身心投入。入職后，“非升即走”制度下，青年教師除與高校人事處簽訂了紙質版的聘期考核合同外，與自身內心也“續簽”了職業承諾契約，高度認同教師這一職業的價值，從而不會輕易地更改職業。國內外關于職業承諾概念內涵、發展演變以及理論測量的研究眾多，是管理學、心理學等學科的研究熱點，但是與高等教育學科的交叉研究尚不完善。本文通過前述分析初步認為職業承諾在高校青年教師職業召喚與離職傾向間存在內在聯系，對該部分內容的研究將豐富職業承諾的理論內涵。

此外，青年教師處于職業發展初期，能力、收入等與外界期待存在較大差距，承載著多重壓力，擁有的學術、人脈資源少，組織單位的支持如信息、工具、設備、資源及培訓等是促進其職業發展的重要利好因素。[12]青年教師作為高校組織中壓力最大、干勁最足的特殊群體，組織對其貢獻的認可和福利的支持易激發正向信念，提升對組織的承諾和忠誠度，降低離職傾向。職業承諾作用的載體是自身，而組織支持的載體源于高校，即是個人與學校的雙向交互感。現有關于組織支持的研究對象主要集中在企業員工，與員工和企業間的交互感不同，“非升即走”制度下，青年教師和高校的交互感更注重于為職業發展提供的有效支持。組織支持作為職業召喚與離職傾向的外部作用因素，深入探究其作用機制有利于針對性地改善青年教師的組織支持感，降低離職傾向。

基于前述研究背景，本文以“非升即走”制度試點力度大的廣東省高校的青年教師為研究對象，采用了信效度高的成熟量表調研分析了離職傾向、職業召喚、職業承諾、組織支持現狀，建立了體現四者關聯關系的結構方程模型，論證了職業召喚對高校青年教師離職傾向的負向影響關系、職業承諾的中介作用及組織支持的調節作用，在此基礎上提出了多維度的管理啟示，以期提高高校青年教師的管理效能。

一、理論分析和研究假設

（一）職業召喚與離職傾向的關聯關系

職業召喚是指對某領域強烈的激情和使命感，是一種積極的心理情緒，[13]可讓人從工作中獲得價值感和幸福感。[14]離職傾向是指員工在某組織工作一段時間后，經考慮，有意要離開組織的想法。[15]有離職傾向的員工會對組織減少情感和精力的付出。[16]已有研究表明：職業召喚對離職傾向具有負向影響關系，職業召喚感越高，離職傾向越低。如瑞恩·達菲（Duffy R D）等發現職業召喚可減少員工離職想法；[17]裴宇晶等指出，職業召喚正向作用于員工內部自主動機，自我決定理論中動機類型決定行為取向、預測工作態度，自主動機可提高工作滿意度等正向工作態度，控制動機則易導致負向工作態度，自主動機對工作態度的作用在腦力工作方面更突出。[18]青年教師是高層次人才，不乏高薪企業伸出“橄欖枝”。然而，放棄企業高薪，選擇入職薪資低、壓力大的高校，說明青年教師對高校教師崗位具有較強的職業召喚水平。青年教師入職高校后，受考核指標壓力、續聘高門檻的受控動機影響，職業發展的可延續性下降，職業期望度下降、內在自主動機減弱，導致職業召喚水平降低、離職傾向提升?；谝陨戏治觯岢鋈缦录僭O：

H1：高校青年教師職業召喚對離職傾向呈負向影響關系。

（二）職業承諾的中介作用

職業承諾是個體喜歡所從事的職業并克服多重困難繼續留在該職業而不愿離職。[19]大量研究表明，職業召喚水平越高，職業滿意度也越高，從而提高職業承諾水平。[20]裴宇晶等認為知識型員工的職業召喚水平與職業承諾顯著正相關。[21]從個體職業生涯發展節點來看，職業召喚貫穿整個生命周期，即從小就向往從事某職業，而職業承諾主要發生在入職后不愿離職。從前言分析可知，高校青年教師的職業承諾具有“預演”特點，即在入職前的博士或博士后研究階段已為獲取教師職業資格而奮發。誠然，也有部分博士研究生在讀或博士后工作者在站期間由于科研不順利或受高薪影響，畢業或出站時紛紛選擇企業界。此時，職業召喚起到重要作用，職業召喚程度越高，在受到外界干擾后繼續選擇教師職業的承諾越高。另一方面，職業召喚驅動強烈的事業心和使命感，面對高考核要求時也能保持職業忠誠度。因此，本文提出如下假設：

H2a：高校青年教師的職業召喚對職業承諾呈正向影響關系。

國內外多個研究已表明職業承諾對離職傾向有負向影響。如張火燦（Chang HT）等探究了職業承諾三要素（感情、繼續和規范承諾）與職業離職傾向的關系，發現積極的職業承諾與離職傾向具有明顯負相關關系。[22]尚偉偉等指出幼兒教師職業承諾各因子均與離職傾向顯著負相關。[23]徐富明等指出在職攻讀教育碩士的中小學教師職業承諾、組織承諾與離職傾向顯著負相關。[24]由以上研究可知，教師的職業承諾對離職傾向具有負相關關系。高校青年教師處于職業生涯早期，正處于職業感情培養期，努力適應并遵守職業規范，并為獲得穩定的長聘崗位提升競爭力。職業承諾為青年教師與高校組織的心理契約，根據職業承諾三維模型，感情承諾、規范承諾、繼續承諾越高，越專注于發展目標，離職傾向越低。[25]基于以上分析，本文提出如下假設：

H2b：高校青年教師的職業承諾對離職傾向呈負向影響關系。

裴宇晶等通過對知識型員工進行調查，發現職業承諾在職業召喚與工作滿意度和離職意愿間具有中介作用。[26]職業召喚強調使命感，使命感起源于宗教領域，即由于“上帝”的召喚而從事在社會道德層面具有重大意義的工作。中國情境下，實現中華民族的偉大復興召喚著青年博士們繼續從事科研與教學工作，堅信創新驅動、科教興國戰略。如前所述，具體體現在求職前與內心“預簽”謀求教師崗位的承諾契約、在入職后與內心“續簽”職業穩定發展的承諾契約，即強烈的職業召喚感通過職業承諾的形式使青年教師更加直接地實現對職業的投入、激情與執著，影響離職傾向的程度。因此，提出如下假設：

H2c：高校青年教師的職業承諾在職業召喚與離職傾向間起中介作用。

（三）組織支持的調節作用

組織支持是指組織重視員工的貢獻并關心他們的利益[27]，包括組織為其員工提供的各種物質和精神支持。根據心理補償理論，當個人從組織或他人處獲利時，若個人知恩圖報，在組織和他人需要時會傾向于進行償還。根據社會交換理論，社會交往是交換的過程。感知組織支持開啟了一個社會交流的過程，在該過程中，員工認為有責任助力組織達到目標，并希望代表組織投入更多精力，以帶來更多回饋。[28]青年教師擇業選擇高校時往往注重于平臺層次，即使面對高考核要求也優先求職于“非升即走”的重點高校。重點高校的平臺起點高，可獲得的客觀組織支持更強，如論文發表、項目申請的通過率更高。若高校組織在主觀上提供更多的資源與福利支持，保持公平的資源分配和晉升機制，青年教師也會通過發揮自身知識、能力為高校發展做出自己的貢獻。高校提供的機會、支持越多，青年教師愿意堅守崗位的可能性越大，離職傾向越低。根據以上分析，提出如下假設：

H3a：高校組織支持與高校青年教師離職傾向呈負相關關系。

職業召喚是高校青年教師激情工作的內驅力，組織支持是推動高校青年教師扎實工作的外驅力。二者具有互補作用。曾曉娟等發現：若教師對組織支持不滿，尤其是遭遇職業發展困難未得到組織支持，萌生離職想法的概率更大。[29]因此，即使高校青年教師職業召喚水平很高，但在需要組織支持的時候，總得不到組織的支持，青年教師對教師職業的熱情會被漸漸澆滅，產生失望感和離職傾向。相反，即使高校青年教師職業召喚水平較低，若高校組織支持力度大，青年教師自我判斷難以找到一個比目前任職高校更優好的組織，且入職新崗位風險大、成本高，職業發展的不確定性因素多，故離職傾向也將保持較低水平。可見，高校組織支持對青年教師職業召喚與離職傾向的關系起到了重要的調節作用。高校組織支持越大，高校青年教師職業召喚對離職傾向的影響越小；高校組織支持越小，高校青年教師職業召喚對離職傾向的影響越大。據此，提出如下假設：

H3b：高校組織支持對高校青年教師職業召喚與離職傾向起調節作用。

綜合前述分析，構建的關于職業召喚、職業承諾、組織支持及離職傾向的理論假設模型如圖1所示，可知職業召喚即直接作用于離職傾向，也同時另辟蹊徑，通過職業承諾的這一“橋梁”間接作用于離職傾向，組織支持則在職業召喚作用于離職傾向過程中起到調節擾動效果。

二、研究設計

（一）變量測量

為保證調研工作的有效性，本文問卷引入了成熟量表。職業召喚選取肖莎娜·里扎·多布羅（Dobrow S R）等編制[30]、裴宇晶等[31]翻譯的量表，包含“我對工作非常熱情”等12題。該量表結合中國情境對員工職業召喚進行了測量，取得良好的信效度、可靠的實證驗證，獲得了學術界的認可及廣泛沿用。[32]本文對我國高校青年教師進行職業召喚研究，在該量表研究對象的適用范圍之內。

離職傾向采用莫布里（Mobley W H）等編制的離職傾向量表，包括“我沒想過離開現在的工作單位”等4題。[33]該量表在國內信效度較好（α>0.7）。[34][35]該量表適用于測量員工的離職傾向，高校青年教師是高校組織的教職員工，符合該量表的應用范圍。

職業承諾維度選擇加里·布勞（BLAU G）編制的職業承諾量表，該量表用于測量個體對職業、事業的承諾程度，包含“我的職業很理想，我定不會放棄它”等7題。[36]該量表得到了學者們的認可，信效度已被多次驗證良好，是國內測量職業承諾使用最多的量表。[37]可見該量表信效度高，具有一定的普適性。本文測量青年教師個體對高校教師職業的承諾情況，符合該量表的使用范圍。

組織支持量表方面，1986年羅伯特·艾森伯格（Eisenberger R）等編制的組織支持量表共36題[38]，題量較多。為節省被調查者時間，以往學者們在使用該量表時僅選取其中因子載荷較高的幾個題項，經檢驗信效度符合要求。[39]由于本文的被調查者（高校青年教師）工作繁多，調研時間有限，題項太多會產生不耐煩感而隨意、敷衍作答，影響調查效果的有效性。因此，本文采取裴宇晶在其博士論文中對知識分子組織支持調查的做法：從羅伯特·艾森伯格（Eisenberger R）等編制的量表中選取因素負荷量最高的6道題，如“我單位非常顧及我的福利”，簡化后的量表信效度經檢驗符合標準。[40]

（二）數據收集

廣東高校地處廣東省改革開放前沿陣地，人才引進力度大，目前該省“雙一流”高?；緦嵭小胺巧醋摺敝贫龋谌珖哂酗@著的代表性。在粵港澳大灣區和先行示范區“雙區”背景下，廣東省高校發展也受到了全球關注。此外，筆者身處廣東高校，與廣東高校青年教師接觸多，有利于獲取問卷數據。因此，采用匿名形式，選取廣東省內實施預聘制的“雙一流”高校青年教師，采用問卷星平臺發放問卷350份，共回收問卷321份，去掉所有選項答案相同、漏答等無效問卷，獲得有效問卷301份。在結構方程模型（SEM）分析中，每個觀察變量需10-20個樣本。[41]問卷除個人基本信息外，共29個題項，即29個觀察變量，合理的樣本量為290至580份。因此，回收的有效問卷數量滿足結構方程模型分析要求。

三、數據統計與分析

使用SPSS26進行描述性統計分析、信度檢驗和計算交互項，運用Amos24進行效度檢驗和結構方程模型分析。

（一）描述性統計

301份有效問卷調查結果見表1，從表中數據可知，男女比例基本均衡。分布人數最多的年齡段是30至40歲，占比79.73%。政治面貌方面，中共黨員最多，占比57.81%；其次是群眾，占比33.55%。專業方面，理工科比人文社會科學人數多。職稱以助教和講師的比例為主，占比72.43%。工作年限1-3年和4-6年的人數基本相當。綜上，調研樣本具有較好的代表性。

（二）共同方法偏差檢驗

通過探索性因子分析檢驗CMB（見表2），本文提取載荷的單因子解釋變異為39.055%。根據單因子解釋變異<40%時CMB不嚴重的標準[42]，本文回收的問卷數據不存在共同方法偏差，問卷調查結果良好。

（三）信效度檢驗

1.信度檢驗。職業召喚、組織支持、職業承諾和離職傾向各分量表的Cronbachs α系數分別為0.937、0.898、0.889和0.889。整體量表的Cronbachs α系數為0.834。Cronbachs α系數如大于0.7，說明量表需修訂；如大于0.8，表示量表可接受；如大于0.9，表明量表非常好。本文整體量表和各分量表的Cronbachs α系數均大于0.8，說明問卷的信度良好。

2.結構效度檢驗。采用探索性因子分析，共提取因子4個，各題項因子負荷均大于0.5，都應予以保留。解釋的累積方差為64.106%，大于標準值50%?？梢姡勘碚w設計合理。

3.收斂效度檢驗。通過在SPSS中操作“分析—降維—因子分子”可得，KMO值為0.947，Bartlett 球形度檢驗的卡方統計值為5921.889，其顯著性水平為0.001，表明適合做因子分析。驗證性因子模型擬合度各項指標符合要求（CMIN/DF=1.159∈[1.0，3.0]，TLI=0.989>0.9，CFI=0.990>0.9，RFI=0.923>0.9，NFI=0.930>0.9，RMSEA=0.023<0.08），表明擬合度良好。驗證性因子分析結果見表3：各因子的標準負荷>0.6，各變量的AVE值（平均方差提取值）>0.5。可見，各題項能展現對應變量的特質，收斂效度較好。各因子的CR值（組合信度）>0.7，說明組合信度較好。

4.區別效度檢驗。根據表3中各變量的AVE值，可計算表4中各變量的AVE。表4中職業召喚的AVE為0.746，大于0.22、0.617和-0.702；組織支持的AVE為0.775 ，大于0.303和-0.666；職業承諾的AVE為0.734，大于-0.691。即各變量的AVE均大于對應的相關系數，說明量表的區別效度較好。

（四）結構方程分析

1.路徑分析

通過對模型進行擬合分析發現：CMIN/DF為1.223，在1-3的標準區間；RMSEA為0.027，小于0.08，TLI、CFI、RFI和NFI的值分別為0.984、0.986、0.919和0.926，均大于0.9，符合標準?？梢姡Ｐ蛿M合度良好。

根據表5，所有路徑系數的絕對值均在0-1之間，P值均小于0.001，達到顯著水平。表中職業召喚與離職傾向的路徑系數是-0.561，說明高校青年教師職業召喚與離職傾向負相關，假設H1成立。可見，職業召喚水平越高，高校青年教師離職傾向越低；職業召喚水平越低，高校青年教師離職傾向越高。職業召喚與職業承諾的路徑系數是0.501，說明職業召喚與職業承諾正相關，假設H2a成立。可見，高校青年教師職業召喚水平越低，則其職業承諾水平也越低，反之亦然。職業承諾與離職傾向的路徑系數是-0.486，說明高校青年教師職業承諾負向作用于離職傾向，假設H2b成立。即職業承諾水平越高，離職傾向越低；職業承諾水平越低，離職傾向越高。

2.職業承諾的中介作用

在Amos中采用Bootstrap進行職業承諾中介效應分析，模型見圖2。職業承諾中介作用模型擬合度各項指標符合要求，CMIN/DF=1.229∈[1.0，3.0]，TLI=0.987>0.9，CFI=0.989>0.9，RFI=0.935>0.9，NFI=0.942>0.9，RMSEA=0.028<0.08，說明模型擬合度較好。模型圖運行結果見表6，其中，間接效應、直接效應和總效應三項的LLCL與ULCI之間均不包含0，P值均小于0.05，達到顯著水平。職業召喚通過職業承諾這個中介變量對離職傾向產生的總效用是-0.710，間接效應占比36.6%，直接效應占比63.4%。即證明職業召喚通過職業承諾負向影響離職傾向，職業承諾對職業召喚影響離職傾向的過程起到了36.6%的間接中介作用，弱于職業召喚直接影響離職傾向的63.4%的直接作用。因此，假設H2c成立。高校青年教師職業承諾在職業召喚和離職傾向間具有中介作用的原因在于：離職傾向是高校青年教師想離開任職高校的想法，職業承諾是高校青年教師繼續在現高校工作的承諾，職業召喚是高校青年教師對自己的工作能在多大程度上實現其人生價值的心理評判，堅信高校教師工作有助于其實現人生價值，工作表現會越主動，職業認同感會越強，職業承諾水平也會更高，更少有離職的想法。[43]

3.組織支持的調節作用

本文通過構建交互項檢驗組織支持的調節作用。首先，算出職業召喚、組織支持和離職傾向三個變量的因子載荷。由于自變量職業召喚量表共12個題項，組織支持量表共6題，職業召喚量表的題目數量是組織支持的兩倍。因此，將職業召喚量表中相鄰的兩個題項打包求平均值形成新的6個題項，分別命名為JZ1，JZ2，JZ3，JZ4，JZ5和JZ6。此時，新構建的職業召喚量表的題目數量與組織支持的題目數量相同，都是6個。根據新構建的題項，在Amos中繪制出職業召喚、組織支持和離職傾向三個變量，導入數據后運行可得職業召喚、組織支持兩個變量的因子載荷系數，見表7。按照因子載荷系數“最大與最大、第二大與第二大”的原則依次配對，構建交互配對題項JH1（由JZ1與ZZ1配對），JH2（由JZ6與ZZ2配對），JH3（由JZ5與ZZ4配對），JH4（由JZ3與ZZ3配對），JH5（由JZ2與ZZ6配對），JH6（由JZ4與ZZ5配對）。

四、研究結論

（一）研究結果

量化研究結果表明，職業召喚對高校青年教師離職傾向具有顯著的負向影響，該影響受高校組織支持的調節作用，并以青年教師自身的職業承諾作為中介變量來實現。具體研究結果分析如下。

（1）通過分析“非升即走”我國高校青年教師擇業與職業發展特征，引入自我決定理論提出研究假設，從回歸分析結果來看，職業召喚作用于離職傾向的路徑系數為-0.561，可解釋為職業召喚產生的職業使命感和認同感對離職傾向有一定負向作用，驗證了高校青年教師的職業召喚與離職傾向的負相關關系，即職業召喚水平越高，離職傾向越低。此結論同時印證了裴宇晶等提出的職業召喚能降低離職傾向的觀點。[44]

（2）職業承諾對高校青年教師離職傾向負相關，職業承諾在高校青年教師的職業召喚與離職傾向的影響中具有中介作用。職業召喚與職業承諾是整體與局部的關系，即職業召喚通過多維中介變量影響離職傾向，而本文僅建立了基于職業承諾的一維效應模型。根據中介效應模型與路徑分析結果，職業召喚通過職業承諾間接負作用于離職傾向的中介效應占比36.6%，低于職業召喚直接負作用于離職傾向的效應占比63.4%。這并不意味著職業承諾的中介效應占比不高，而是說明該變量效應小于其余未知中介變量效應之和，職業承諾在一定程度反映了職業召喚的具象特征。此結論拓展了楊文娟關于工作滿意度、工作投入在職業召喚和離職傾向中具有中介作用的觀點[45]，補充了職業召喚與離職傾向間的特定中間變量及其作用效應。

（3）根據心理補償和社會交換理論提出研究假設，驗證了組織支持在高校青年教師的職業召喚對離職傾向的影響中具有調節作用。組織支持在職業召喚與離職傾向間的交互影響系數為-0.456，即組織支持對離職傾向發揮著較為顯著的削弱作用。高校組織提高對青年教師的情感性和工具性雙重支持力度，以降低科研壓力及提供更多科研學術資源，具象化的組織支持將降低抽象化的職業召喚對離職傾向的影響。此前特雷莎·卡達多（Cardador M T）等發現組織文化在職業召喚與離職傾向間具有調節作用。[46]本文發現組織支持調節職業召喚和離職傾向的關系，將豐富職業召喚與離職傾向間的調節變量研究。

本文的主要貢獻是：國內首次以高校青年教師為研究對象探索了職業召喚與離職傾向的關聯關系，揭示了職業承諾、組織支持在職業召喚與離職傾向間的影響機制，拓展了已有高校青年教師離職傾向的研究成果，豐富了職業召喚與離職傾向間的理論適用范圍。

（二）管理啟示

基于以上討論結果，為降低“非升即走”制度下高校青年教師的離職傾向，提出以下三個方面的管理啟示，可供高校管理者參考。

第一，提高職業召喚水平，學習黃大年式教師團隊敬業與奉獻精神、西遷精神，響應時代召喚使命。高校教師始終牢記立足教書育人與科研創新，為培養德智體美勞全面發展的社會主義接班人以及加快建設科技強國。疫情頻發與國際形勢振蕩的社會環境下，青年教師是國家事業發展的主力軍，所有青年教師必須具有強烈的愛國主義和奉獻精神。因此，有必要從國家、社會、學校多個層面展示高校教師職業的高尚價值和杰出教師的模范事跡，用正面典型的榜樣力量喚醒和激發其時代責任感，使其切身感悟到投身教師事業光榮、能夠實現人生價值，進而提高對職業的興趣和熱愛程度。同時，高校要向青年教師強調學校的辦學理念和育人目標，引導其充分領會教書育人的重要職責和使命當擔，使其奮斗目標與學校發展愿景一致、培養人才的自主性和使命感增強，更加主動關愛學生、關注學生成長，將做好一名高校教師作為畢生追求和夙愿，為祖國教育和科學事業貢獻力量。[47]

第二，增強職業承諾水平，同步激發青年教師情感、規范和繼續承諾三維發展動力。[48]在提高情感承諾水平方面，高校應尊師重教、關愛青年教師身心健康和職業成長，加強情感建設，通過表彰、獎勵等方式及時肯定其付出和貢獻，增強其歸屬感及成就感，使其對高校產生一定的情感依賴。在提高規范承諾水平方面，高校應讓青年教師熟知并指導其恪守職業規范。高校青年教師面對教學與科研的雙重壓力，應為人師表與遵守學術道德，有必要健全教學與科研協調發展體制，建立與高校青年教師教學與科研考核要求比重匹配的任務分配機制；在提高繼續承諾水平方面，保障其職業晉升暢通；規范預聘制，考核淘汰率不宜過高。[49]高校應摒棄現有大量招聘青年教師以迅速提升科研業績、學校排名的短視做法，應選聘與預設教師崗位匹配度高的優質人才，而非割韭菜式大量招聘與大規模解雇，不僅降低招聘效率，也增大了培養成本。[50]對科研考核未通過但在教學、實驗等方面表現優秀的教師，應提供校內轉崗機會，充分發揮其課堂教學或實踐教學特長，設置合理的青年教師職稱晉升分流機制。

第三，加大組織支持力度，重視工具性支持，重點關注高校組織的公平性程序。情感性支持的基礎是工具性支持，尤其對于高校青年教師，大多因脫產攻讀博士學位“三十而不立”，同時面臨巨大的職場與家庭壓力，對科研資源和物質資源需求較大，高校組織應加強人文關懷、科研配套資源和福利待遇。此外，我國現有高校系統較為缺乏但對青年教師離職傾向影響較大的是公平性程序，主要體現在行政指令配置資源和“新人新辦法、老人老辦法”。行政指令配置資源指的是現有高校普遍采用團隊式或門派式發展格局，學術權力高度集中，雖無明面上的行政等級，但團隊中等級分明，新入職青年教師處于最底層，為獲取有限的科研資源，青年教師除需完成學校配置的教學與科研任務外，還需承擔團隊中的大量事務工作。學?？刹捎脠F隊吸納新教師時須強制配套一定科研資源的方式來緩解此類不公平性，以降低離職傾向?！靶氯诵罗k法、老人老辦法”已成為影響高校公平性發展的頑疾，尤其是一些高校考核政策逐年變化，預聘轉長聘的“考核新方法”層出不窮。誠然，現有高校的教研崗位名額逐年減少，理應在招聘環節提高要求，而非對處于不同時間入職的同一崗位青年教師們設置大差異化考核要求。

（三）研究不足和展望

1.研究數據收集方面，本文采用橫斷面研究，即在較短的時間內對被調查對象進行調查、獲取數據。未以半年或一年等較長時間段為間隔，按照時間順序進行縱向跟蹤調查，多次收集數據，獲得時序數據，探索因果關系。同時，收集的樣本量還可適當擴大，增強樣本的代表性。

2.研究方法方面，本文主要采用定量研究方法。離職傾向調查對高校青年教師來說是非常隱私的話題，問卷調查僅可獲取部分數據，無法全面掌握有效信息，后續研究可采用訪談法等對高校青年教師離職傾向進行定量分析定性判斷的綜合研究，提高研究結果的準確性。

3.研究變量方面，后續研究可選擇不同的中介變量和調節變量探討對離職傾向的影響，找出對高校青年教師離職傾向產生影響的全部因素，基于敏感度高的因素拓展為多維耦合結構方程理論模型，以獲得職業召喚與離職傾向關系的全面性研究。

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（責任編輯?陳志萍）