身份認同對鄉村小學教師離職傾向的影響：自我效能感和工作滿意度的鏈式中介作用

董 蕓

（宜春幼兒師范高等?？茖W校 學前教育學院，江西 宜春 336000）

《2022 年中國鄉村教育發展報告》（以下簡稱 “ 《報告》 ” ）指出，自2018 年起，隨著教育制度和教育政策的不斷健全，辦學條件的不斷完善，我國鄉村教育質量得到了較大提升，鄉村教育發展邁入新臺階。在新階段，鄉村教育振興是推動鄉村振興的深層動力，其根本保障是鄉村教師發展?！秷蟾妗穼︵l村教育的現狀調研發現，鄉村教師面臨多重壓力，教師流動性較高。［1］鄉村小學教師身份認同作為影響教師個體行為的內在因素，會影響教師自我效能感、工作滿意度和離職傾向。因此，有必要系統研究鄉村小學教師的身份認同和離職傾向的關系，為鄉村小學教師隊伍的穩定提供實證依據。

鄉村小學教師身份認同是鄉村小學教師對 “我是誰” “我何以屬于教師群體” “我將要成為誰” 等問題的理解和確認。［2］陳迎雪通過對山東省W 市的316位農村小學教師的問卷調查發現，農村小學教師的身份認同水平一般，但沒有達到認同危機的程度。［3］桂海欽通過對湖北省H 市鄉村教師的調查發現，該群體身份認同在建構過程中呈現出危機。［4］

離職傾向也叫離職意向，指員工在某單位工作一段時間后經審慎思考蓄意要離開單位的意圖。［5］學者們認為離職傾向能預測離職行為。［6-7］馬銳華通過對大學生村官的調查發現，身份認同與離職傾向有負相關關系。［8］國內學者發現，教師職業認同與離職意向之間有著顯著的負相關［9］，這和國外研究結論一致，即教師職業認同越高，離職傾向越低。［10-12］據此，提出假設1：身份認同能負向預測鄉村小學教師離職傾向。

自我效能感，指的是 “個體對自己有能力完成某一行為所進行的推測與判斷” ，是 “人們對自身能否利用所擁有的技能去完成某項工作行為的自信程度” 。［13］研究表明，教師身份認同越高，自我效能感越高。［14-15］任子瑜發現，知識型員工自我效能感對離職傾向具有顯著的負向影響關系。［16］據此，提出假設2：自我效能感是身份認同與離職傾向之間的中介變量。

工作滿意度，指的是員工內在心理對外在工作各個因素的看法。［17］索薩-波薩和亨內伯格發現工作滿意度對離職意向有較大的解釋力。［18］國內學者基于調查發現，工作滿意度能夠顯著負向預測鄉村教師的離職傾向。［19］許多研究表明，教師身份認同越高，工作滿意度越高，教師的離職傾向越低。據此，提出假設3：工作滿意度是身份認同與離職傾向之間的中介變量。

教師身份認同能增強教師的自我效能感，教師的身份認同越高，其自我效能感就會得到加強，越有自信能把工作干好，最終更容易取得事業上的成就，帶來事業上的成就感，從而對工作感到滿意，增強工作滿意度。［20］社會認同理論認為，群體成員將內群體與相關外群體進行有利比較，從而獲得一種積極的社會認同，增強自己的自尊。如果沒有獲得滿意的社會認同，他們就會試圖離開所屬群體。鄉村小學教師積極融入鄉村小學教育教學之中，并產生身份認同，更有助于激發他們的自我效能感，使他們相信自己有能力做好自己的工作，從而對工作感到滿意，身份認同會得到強化，早期出現的離職傾向可能會被消解。據此，提出假設4：自我效能感、工作滿意度在身份認同對離職傾向的影響中起鏈式中介效應。

一、對象與方法

（一）研究對象

采用方便抽樣法對江西省贛州市鄉村小學進行線上問卷調查，回收問卷2461 份，剔除無效問卷，最終保留2042 份問卷，有效問卷回收率為83%。樣本的基本情況如下：男教師568 名（27.8%），女教師1474 名（72.2%）； 年 齡 在20—30 歲 有948 名（46.4%），31—40 歲 有593 名（29.0%），41—50 歲有267 名（13.1%），51 歲及以上有234 名（11.5%）；教 齡 在1—10 年 有1167 名（57.1%），11—20 年 有378 名（18.5%），21 年 及 以 上 有497 名（24.3%）；最高學歷為?？朴?07 名（34.6%），本科有1330 名（65.1%），研究生及以上有5 名（0.2%）；職稱未評定有281 名（13.8%），三級有81 名（4.0%），二級有861 名（42.2%），一級有729（35.7%），高級有90名（4.4%）；職位為普通教師有1703 名（83.4%），年級組長有34 名（1.7%），教導主任有97 名（4.8%），教研組長有97 名（4.8%），校長或副校長有111 名（5.4%）。

（二）研究工具

1. 教師身份認同量表

采用陳迎雪編制的農村小學教師身份認同量表，共24 個題目，包括職業認同、專業認同、環境認同、社會認同四個維度，采用李克特5 點計分法，從 “非常不同意、比較不同意、一般、比較同意到非常同意” 分別計1—5 分，得分越高，表明教師身份認同越高。該量表在本研究中Cronbach’s alpha 系數為0.940，四個維度的Cronbach’s alpha 系數分別為0.823、0.819、0.844、0.820?？紤]到樣本為大樣本，Multivariate 的Kurtosis 對 應 的C.R.為152.687， 遠大于5，呈多元非正態。［21］經Bollen-Stine bootstrap修正后的驗證性因素分析的結果顯示，x2/df=1.366，RMSEA=0.013，CFI=0.997，TLI=0.997，表明量表具有較好的結構效度。［22］

2. 教師自我效能感量表

采用短式《俄亥俄州教師效能感量表（OSTES）》，共12 個題目，包含教學策略、課堂管理、學生參與三個維度，采用李克特5 點計分法，從 “完全不同意、不同意、一般、同意到完全同意” 分別計1—5 分，得分越高，表明教師自我效能感越高。該量表在本研究中Cronbach’s alpha 系數為0.954，三個維度的Cronbach’s alpha 系數分別為0.905、0.925、0.913?？紤]到樣本為大樣本，Multivariate 的Kurtosis 對應的C.R.為182.790，遠大于5，呈多元非正態。經Bollen-Stine bootstrap 修正后的驗證性因素分析的結果顯示，x2/df=1.851，RMSEA=0.019，CFI=0.998，TLI=0.998，表明量表具有較好的結構效度。［23］

3. 教師工作滿意度量表

采用徐志勇、趙志紅編制的教師工作滿意度量表，共10 個題目，包括內在滿意度、外在滿意度兩個維度，采用李克特5 點計分法，從 “非常不符合、比較不符合、有點符合、比較符合到非常符合” 分別計1—5 分，得分越高，表明教師工作滿意度越高。該量表在本研究中Cronbach’s alpha 系數為0.949，兩個維度的Cronbach’s alpha 系數分別為0.933、0.908?？紤]到樣本為大樣本，Multivariate 的Kurtosis 對應的C.R.為131.694，遠大于5，呈多元非正態。經Bollen-Stine bootstrap 修正后的驗證性因素分析的結 果 顯 示，x2/df=1.767，RMSEA=0.018，CFI=0.999，TLI=0.998，表明量表具有較好的結構效度。［24］

4. 教師離職傾向量表

采用魏淑華的教師離職傾向量表，共8 題，包括調校意向和換職意向兩個維度，采用李克特5 點計分法，從 “非常不符合、比較不符合、不確定、比較符合到非常符合” 分別計1—5 分，得分越高，表明教師離職傾向越高。該量表在本研究中Cronbach’s alpha 系 數 為0.922，兩 個 維 度 的Cronbach’s alpha系數分別為0.917、0.941?？紤]到樣本為大樣本，Multivariate 的Kurtosis 對 應 的C.R.為125.794， 遠大于5，呈多元非正態。經Bollen-Stine bootstrap 修正后的驗證性因素分析的結果顯示，x2/df=1.612，RMSEA=0.017，CFI=0.999，TLI=0.999，表明量表具有較好的結構效度。

（三）研究程序及數據分析

在贛州市教育教學科學研究所一名語文教研員的大力支持下開展數據收集，由該教研員將問卷發放在贛州市小學語文教研微信群中，強調了調查對象為鄉村小學教師，即鄉鎮級以下小學的教師，再由各區縣教研員組織相應的老師填寫，堅持自愿原則，匿名作答。采用SPSS 26.0 進行共同方法偏差檢驗、差異檢驗、描述統計和相關分析；采用Hayes編制的 SPSS 宏程序 PROCESS v2.16.3 中的Model 6分析自我效能感和工作滿意度在身份認同和離職傾向間的中介效應。［25］

二、研究結果

（一）共同方法偏差檢驗

采用Harman 單因素檢驗法，在SPSS 26.0 軟件中，將身份認同、自我效能感、工作滿意度、離職傾向量表的所有題項放在一起進行探索性因素分析。結果提取出6 個特征根大于1 的因子，第一個因子解釋總變異的39.74%（小于40%的臨界標準），故本研究不存在嚴重的共同方法偏差。［26］

（二）研究變量在人口學變量上的差異檢驗

將鄉村小學教師身份認同、自我效能感、工作滿意度、離職傾向四個研究變量做性別、年齡、教齡、學歷、職稱、職位等人口學變量上的差異檢驗，結果見表1。差異檢驗的結果表明，鄉村小學身份認同、自我效能感、工作滿意度、離職傾向在性別、年齡、教齡、學歷、職稱上均有顯著差異，身份認同和自我效能感在職位上也有顯著差異，但在工作滿意度和離職傾向上沒有顯著差異。

表1 各人口學統計變量在各研究變量上的差異比較（M±SD）（N=2042）

續表

（三）研究變量的相關分析

根據差異檢驗的結果，離職傾向在職位上無顯著差異，在性別、年齡、教齡、學歷、職稱上均有顯著差異，故將其設為控制變量。對身份認同、自我效能感、工作滿意度和離職傾向進行偏相關分析，結果見表2。結果表明，身份認同與自我效能感、工作滿意度均呈顯著正相關（P＜0.001），工作滿意度與自我效能感呈顯著正相關（P＜0.001），離職傾向與身份認同、自我效能感、工作滿意度均呈顯著的負相關（相關系數為負數，且P＜0.001）。

表2 描述性統計結果和相關分析（N=2042）

（四）身份認同與離職傾向：鏈式中介效應檢驗

采用Hayes 編制的SPSS 宏程序PROCESS v2.16.3中的Model 6 考查自我效能感和工作滿意度在身份認同和離職傾向之間的中介作用。在控制了性別、年齡、教齡、學歷、職稱等人口學變量后，回歸分析結果見表3。身份認同顯著負向預測鄉村小學教師離 職 傾 向（β=-0.383，t=-10.292，P＜0.001）。 同時，身份認同對自我效能感和工作滿意度的正向預測作用顯著（β=0.562，t=31.007，P＜0.001；β=0.812，t=55.969，P＜0.001），自我效能感對鄉村小學教師離職傾向的正向預測作用顯著（β=0.055，t=2.323，P＜0.05），工作滿意度顯著負向預測鄉村小學教師離職傾向（β=-0.160，t=-4.480，P＜0.001）。

表3 中介模型中變量關系的回歸分析表

對身份認同、自我效能感、工作滿意度、離職傾向四個變量進行標準化處理，采用偏差校正的Bootstrap 法，重復抽樣5 000 次，對自我效能感和工作滿意度的中介效應進行檢驗。結果見表4 和圖1。身份認同對離職傾向的直接效應值為-0.383（95%CI=［-0.456，-0.310］），95%的置信區間不包含0，直接效應顯著，占總效應的78.16%。說明身份認同能負向預測鄉村小學教師離職傾向。因此，假設1 得到支持。身份認同對離職傾向的總效應值為-0.490（95%CI=［-0.528，-0.452］），95%的 置信區間不包含0，總效應顯著。身份認同和離職傾向之間的總間接效應值為-0.107（95%CI=［-0.178， -0.035］），95%的置信區間不包含0，中介作用顯著，占總效應的21.84%。中介效應具體由三條路徑產生的間接效應組成：身份認同→自我效能感→離職傾向的效應值為0.031（95%CI=［0.004，0.057］）（路徑1）、身份認同→自我效能感→工作滿意度→ 離職傾向的效應值為-0.008（95%CI=［-0.014，-0.004］）（路徑2）、身份認同 →工作滿意度→離職 傾 向 的 效 應 值 為-0.130（95%CI=［-0.194， -0.066］）（路徑3）。

圖1 鏈式中介模型圖

表4 中介效應分析表

其中，路徑1 的效應值為0.031（95%CI=［0.004，0.057］），95%的置信區間不包含0，中介效應顯著，自我效能感在身份認同與離職傾向之間存在中介作用。因此，假設2 得到支持。但路徑1 的效應值為正值，與直接效應值（-0.383）、總效應值（-0.490）的符號均相反，這說明自我效能感在身份認同與離職傾向之間存在遮掩效應。根據溫忠麟等處理遮掩效應的方法計算該路徑的效應量為|ab/c’|=|0.562×0.055/（-0.383）|= 8.07%。［27］路徑2 效應值為-0.008（95%CI=［-0.014， -0.004］），95%的置信區間不包含0，中介效應顯著，占總效應的1.63%。自我效能感和工作滿意度在身份認同與離職傾向之間起鏈式中介作用。因此，假設4 得到支持。路徑3 的效應值為-0.130（95%CI=［-0.194，-0.066］），95%的置信區間不包含0，中介效應顯著，占總效應的26.53%。工作滿意度在身份認同與離職傾向之間起中介作用。因此，假設3 得到支持。

三、討論

（一）研究變量在人口學統計變量上的差異分析

從差異檢驗結果發現，鄉村小學男教師離職傾向高于女教師。這符合我國當前小學女教師占比達七成這一現實，也與民眾的傳統觀念 “女性適合做老師” 相符。大多數人都認為，教師職業穩定，有寒暑假，能照顧到家庭，適合女性。所以，哪怕是在條件相對差的偏遠的鄉村的小學女教師，離職傾向也更低。而鄉村小學男教師，在高消費、生活成本巨大和鄉村小學教師社會地位、工資待遇偏低的雙重境遇之下，更易產生離職傾向，他們會傾向于通過考進城、考研等方式謀求更好的發展。年齡越輕、教齡越短的教師離職傾向更高。年齡20 —30 歲，教齡1—10 年的教師大多要考慮成家立業的問題，鄉村小學教師的社會地位、工資待遇、職稱評定等都是劣勢，自然而然，他們想跳出去尋求更好的發展，離職傾向就會更高。學歷方面，鄉村小學教師離職傾向由低到高排序依次為?？?、本科、研究生，學歷越高，意味著有更多的選擇機會，離職傾向會越高。職稱為二級的教師離職傾向最高，因為職稱比例的限制，年輕教師覺得事業發展受限，離職傾向就會更高。

（二）鄉村小學教師身份認同對離職傾向的負向影響

本研究結果顯示，鄉村小學教師身份認同能顯著負向預測離職傾向。換言之，鄉村小學教師身份認同越高，其離職傾向越低；鄉村小學教師身份認同越低，其離職傾向越高。這一結果與已有的研究結果一致。［28］鄉村小學教師身份認同，是由鄉村小學教師自身賦予其意義的，鄉村小學教師如何看待自己的這一身份，會影響其對自己的所見所聞所做賦予意義。［29］鄉村小學教師對自己的身份越認同，就越能賦予其工作積極的意義，就越有利于維系自己踐履自己所承擔的角色的責任，教育教學工作的主動性、積極性會更高，容易收獲領導、同事、學生的好評，能體驗到工作本身帶來的快樂與幸福，會堅定扎根鄉村教育的信念。

（三）自我效能感在身份認同與離職傾向之間的中介作用

本研究發現，鄉村小學教師自我效能感在身份認同與離職傾向之間存在中介作用。鄉村小學教師身份認同越高，自我效能感越高，這一點和以往研究一致。［30］鄉村小學教師身份認同越高，就更能感受到自己所從事的工作帶來的積極意義，獲得積極的情緒體驗，越能把工作干好，也會相信自己有能力干好工作，自我效能感就會越強。自我效能感在身份認同與離職傾向之間存在遮掩效應，這可能與我們直接測量自我效能感有關。馬浩基于對新生代知識型員工的研究發現，新生代員工較低水平一般自我效能感與離職傾向成負向相關，新生代員工較高水平一般自我效能感與離職傾向成正向相關。［31］在本研究中，鄉村小學教師自我效能感得分為4.15，屬于較高的水平，較高水平自我效能感的教師，可能會覺得自己應該去更好的平臺發展，不滿足于現狀，離職傾向就會更高。

（四）工作滿意度在身份認同與離職傾向之間的中介作用

本研究發現，鄉村小學教師工作滿意度在身份認同與離職傾向之間起中介作用。鄉村小學教師身份認同越高，工作滿意度也越高，離職傾向越低。這一點和已有的研究結果一致。［32］一方面，教師身份認同越高，越能對其工作賦予積極的意義［33］，對工作感到滿意；另一方面，工作滿意度越高，工作中的干勁會更足，越能找到自己的價值，離職傾向會更低。

（五）自我效能感和工作滿意度在身份認同與離職傾向之間起鏈式中介作用

基于社會認同理論及前文的分析，身份認同高的鄉村小學教師，對自己 “鄉村小學教師” 這一制度賦予的身份的歸屬感、認同感更強，在工作中能賦予其積極意義，充分發揮自身的主觀能動性，堅信自己有能力干好自己的工作，有更強的自我效能感，對工作感到滿意，降低離職傾向。

本研究探討了身份認同對鄉村小學教師離職傾向的影響及作用機制，證實了身份認同不僅會直接影響鄉村小學教師離職傾向，也會通過自我效能感或工作滿意度的簡單中介作用和自我效能感和工作滿意度的鏈式中介對離職傾向產生影響。同時，揭示了不同效能感水平的鄉村小學教師的離職傾向是不一樣的，在實踐中應關注鄉村小學教師效能感水平，深化相關研究，為鄉村小學教師隊伍的穩定性建設提供實證依據。但是，本研究主要采用的是橫斷面進行調查的，可能難以全面反映因果關系，未來研究應加強縱向研究。