黃明明 陳麗萍 郭莉萍 趙守盈,4

(1 內(nèi)蒙古師范大學(xué)心理學(xué)院，呼和浩特 010020) (2 萍鄉(xiāng)學(xué)院學(xué)前教育學(xué)院，萍鄉(xiāng) 337055)(3 西北師范大學(xué)教育學(xué)院，蘭州 730030) (4 貴州師范大學(xué)心理學(xué)院，貴陽 550025)

1 引言

離職意向（turnover intention, TI）指正在工作的人擁有離棄當(dāng)前工作崗位的動(dòng)機(jī)和傾向性，是離職行為產(chǎn)生的先前主觀因素（Martin, 1979）。由于工作壓力大、師資管理機(jī)制尚不十分完善等原因，我國幼兒教師離職現(xiàn)象較為嚴(yán)重（劉明遠(yuǎn),2014）。研究發(fā)現(xiàn)，工作家庭兩不誤有利于降低幼兒教師離職意向，可維持幼兒教師職業(yè)穩(wěn)定發(fā)展，反之，則引發(fā)離職行為等結(jié)果（高中華, 趙晨,2014; Lu, Chang, Kao, & Cooper, 2015）。因此，探究工作和家庭相互干擾與幼兒教師離職意向的關(guān)系，對(duì)維持工作與家庭的平衡，促進(jìn)幼兒教師職業(yè)穩(wěn)定發(fā)展具有積極意義。

1.1 工作?家庭沖突與幼兒教師離職意向的關(guān)系

工作?家庭沖突（work-family conflict, WFC）指來自工作和家庭的雙重角色要求互不相容的一種現(xiàn)象，是一個(gè)雙向概念，分為家庭干擾工作和工作干擾家庭兩方面（馬紅宇, 申傳剛, 楊璟, 唐漢瑛, 謝菊蘭, 2014; Kopelman, Greenhaus, & Connolly,1983），在我國幼兒教師群體中較常見（李永占,2015; 岳亞平, 冀東瑩, 2017）。依據(jù)資源稀缺假說觀點(diǎn)可知，幼兒教師在工作和家庭方面承擔(dān)著多種角色，而有限的時(shí)間和精力使得這些角色相互競爭，從而迫使幼兒教師選擇放棄工作來緩解工作?家庭沖突帶來的壓力（Katz & Kahn, 1978）。此外，國內(nèi)外研究均發(fā)現(xiàn)，工作?家庭沖突給個(gè)體帶來了大量資源損耗，容易形成壓迫感和角色超載感，降低了工作滿意度，使個(gè)體更傾向于通過離職行為避免這種不良體驗(yàn)（高中華, 趙晨, 2014;鄺頌東, 高中華, 李超平, 2009; Panatik, Badri, Rajab,Rahman, & Shah, 2011）。因此，本研究提出假設(shè)1：工作?家庭沖突正向顯著影響幼兒教師離職意向。

1.2 職業(yè)認(rèn)同感在工作－家庭沖突與幼兒教師離職意向之間的中介

幼兒教師職業(yè)認(rèn)同感（professional identity,PI）指幼兒教師基于實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)和個(gè)人背景對(duì)自己所從事教學(xué)育人職業(yè)的自我接納和認(rèn)可，包含了對(duì)自己職業(yè)的職業(yè)需要、職業(yè)認(rèn)知、職業(yè)意志和職業(yè)情感等方面的認(rèn)可程度（王彩鳳, 2009; Goodson &Cole, 1994）。在國內(nèi)，教師職業(yè)認(rèn)同與職業(yè)認(rèn)同感往往沒有嚴(yán)格的區(qū)分，研究者多認(rèn)為其屬于認(rèn)知、態(tài)度、情感及行為傾向的一個(gè)綜合體表現(xiàn)，具有多維結(jié)構(gòu)（李笑櫻, 閆寒冰, 2018; 王彩鳳,2009）。依據(jù)社會(huì)職業(yè)認(rèn)知理論觀點(diǎn)可知，當(dāng)職業(yè)環(huán)境與職業(yè)結(jié)果預(yù)期不吻合時(shí)，會(huì)降低個(gè)體對(duì)自己所從事的職業(yè)活動(dòng)的認(rèn)同，職業(yè)活動(dòng)的自我認(rèn)識(shí)和情緒情感體驗(yàn)更差，甚至可能引發(fā)離職意向（Lent & Brown, 2013）。工作?家庭沖突降低了幼兒教師當(dāng)前職業(yè)環(huán)境與自己所期望的職業(yè)結(jié)果之間的吻合度，幼兒教師職業(yè)認(rèn)同感也會(huì)隨之降低，容易引發(fā)幼兒教師離職意向（Zhou, Li, & Gao,2020）。 此外，研究發(fā)現(xiàn)，工作?家庭沖突可以顯著降低個(gè)體職業(yè)認(rèn)同感（李愛玲, 2019; Cohen-Scali,2003），而職業(yè)認(rèn)同感較高的教師更能夠正確認(rèn)識(shí)自己所從事職業(yè)的意義與價(jià)值，在工作中具備更加積極的心態(tài)，體驗(yàn)到更高的職業(yè)滿意度，離職意向水平也會(huì)更低（李歐, 2014; 唐佳益, 王雁,2019; 魏淑華, 宋廣文, 2012）。因此，本研究提出假設(shè)2：職業(yè)認(rèn)同感在工作?家庭沖突與幼兒教師離職意向之間起到中介作用。

1.3 職業(yè)倦怠在工作?家庭沖突與幼兒教師離職意向之間的中介

教師職業(yè)倦?。╦ob burnout, JB）是教師在工作量大、時(shí)間長、強(qiáng)度高的工作狀態(tài)中產(chǎn)生的生理、心理和行為方面的枯竭狀態(tài)（李永鑫, 2003;Cherniss, 1980），包含了情感衰竭、去個(gè)性化和低成就感三個(gè)維度（Maslach, Schaufeli, & Leiter,2001），我國幼兒教師群體是職業(yè)倦怠的高發(fā)群體（范會(huì)勇, 2019）。工作要求?資源模型指出，受到工作要求和工作資源不平衡的影響，個(gè)體會(huì)體驗(yàn)到疲乏、倦怠的情感體驗(yàn)，最終誘發(fā)職業(yè)倦怠和離職的不良后果（Schaufeli & Taris, 2014）?；诰鞓颖镜难芯堪l(fā)現(xiàn)，職業(yè)倦怠在工作?家庭沖突與離職意向之間起到中介作用（Ke, Zhou, & Zhu,2019）。國內(nèi)實(shí)證研究也證實(shí)了工作?家庭沖突可以引發(fā)教師職業(yè)倦?。婵? 2010; 岳亞平, 冀東瑩, 2017），由于面對(duì)保育和教育的雙重任務(wù)要求，而且要兼顧工作與家庭的雙重角色，幼兒教師承受了較大職業(yè)壓力，很容易形成職業(yè)倦?。ɡ钣勒? 2016）。此外，職業(yè)倦怠可以通過降低工作滿意度，進(jìn)而導(dǎo)致幼兒教師離職傾向（黃旭,王鋼, 王德林, 2017; 王滔, 武海棟, 2017; Gaziel,1995），也可能因?yàn)楣ぷ饕笈c工作資源不平衡帶來心理矛盾，引發(fā)離職傾向（張瓊, 吳真, 2020）。因此，本研究提出假設(shè)3：職業(yè)倦怠在工作?家庭沖突與幼兒教師離職意向之間起到中介作用。

1.4 職業(yè)認(rèn)同感和職業(yè)倦怠在工作?家庭沖突與幼兒教師離職意向之間的鏈?zhǔn)街薪?/h3>

依據(jù)工作與家庭邊界理論可知，工作與家庭二者的滲透作用影響幼兒教師對(duì)自己所從事職業(yè)的積極認(rèn)知和接受程度，逐漸產(chǎn)生情緒枯竭等表現(xiàn)，導(dǎo)致職業(yè)倦?。堦欧? 王震, 2018; Clark,2000），而職業(yè)倦怠則進(jìn)一步引發(fā)幼兒教師離職意向（程獻(xiàn), 2018）。研究發(fā)現(xiàn)，職業(yè)認(rèn)同感在工作?家庭沖突與職業(yè)倦怠之間起到中介作用（毛家林,2018; Carvalho, Santos, Ribeiro, & Chambel, 2021），而職業(yè)倦怠又在職業(yè)認(rèn)同感與離職意向之間起到中介作用（段應(yīng)龍等, 2017; Zhang et al., 2021）。同時(shí)，職業(yè)認(rèn)同感也是預(yù)防幼兒教師職業(yè)倦怠發(fā)生發(fā)展的重要保護(hù)因子，高水平職業(yè)認(rèn)同感可以同時(shí)預(yù)防幼兒教師的職業(yè)倦怠和離職意向（周曉蕓,彭先桃, 付雅琦, 張子鑫, 2019; Fisherman, 2015）。隨著工作?家庭沖突日益明顯，個(gè)體對(duì)自己所從事的職業(yè)的職業(yè)認(rèn)同感逐漸降低，而低職業(yè)認(rèn)同感是引發(fā)職業(yè)倦怠的重要因素（周曉蕓等, 2019;Cohen-Scali, 2003），為引發(fā)離職意向提供了前提（黃旭, 王鋼, 王德林, 2017; Ke et al., 2019）。因此，本研究提出假設(shè)4：職業(yè)認(rèn)同感和職業(yè)倦怠在工作?家庭沖突與幼兒教師離職意向之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

綜上，本研究假設(shè)認(rèn)為，職業(yè)認(rèn)同感和職業(yè)倦怠可能在工作?家庭沖突與幼兒教師離職意向之間起到序列中介效應(yīng)，如下圖1所示。據(jù)此，本研究將深入探究工作?家庭沖突與幼兒教師離職意向的關(guān)系，以期為幼兒教師離職問題提供改善措施。

圖1 假設(shè)模型

2 研究方法

2.1 被試

由經(jīng)過培訓(xùn)的課題組成員擔(dān)任主試，以幼兒園為單位，征得園長和被試同意后，采取整群抽樣方法，對(duì)江西省和寧夏回族自治區(qū)的168所幼兒園的幼兒教師進(jìn)行測驗(yàn)，匿名作答，測驗(yàn)完成后立即收回問卷。剔除超過5%的題目沒有作答、規(guī)律性作答以及作答時(shí)間過短的問卷，得到有效問卷992份。其中，男性53名，女性939名；城市幼兒園775名，鄉(xiāng)鎮(zhèn)幼兒園149名，農(nóng)村幼兒園68名；工作年限在1年及以下的235名，1～3年（含3年）的250名，3～5年（含5年）的195名，5～10年（含10年）的168名，10年以上的144名；參與調(diào)查的幼兒教師平均年齡是26.84±7.26歲。

2.2 研究工具

2.2.1 工作－家庭沖突量表

采用 Carlson，Kacmar和 Williams（2000）編制的工作?家庭沖突量表。該量表共8個(gè)條目，包括兩個(gè)維度：家庭干擾工作和工作干擾家庭。采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分，總分越高，個(gè)體面臨的工作?家庭沖突程度越高。本研究中，該量表的Cronbach’s α系數(shù)是0.84，驗(yàn)證性因子分析顯示出良好的擬合結(jié)果（χ2/df=4.99; TLI=0.95; CFI=0.93; RMSEA=0.09; SRMR=0.04）。

2.2.2 幼兒教師職業(yè)認(rèn)同感量表

采用王彩鳳（2009）編制的幼兒教師職業(yè)認(rèn)同感量表。該量表共有14個(gè)條目，包含4個(gè)維度：職業(yè)需要、職業(yè)認(rèn)知、職業(yè)意志和職業(yè)情感。采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分，總分越高，幼兒教師職業(yè)認(rèn)同感水平越高。本研究中，該量表的Cronbach’s α系數(shù)是0.93，驗(yàn)證性因子分析顯示出良好的擬合結(jié)果（χ2/df=4.57; TLI=0.93; CFI=0.92; RMSEA=0.08; SRMR=0.04）。

2.2.3 教師職業(yè)倦怠量表

采用王國香、劉長江和伍新春（2003）開發(fā)的教師職業(yè)倦怠量表。該量表共計(jì)22個(gè)條目，包括三個(gè)維度：情緒衰竭、非人性化和低成就感。采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分，總分越高，說明教師職業(yè)倦怠水平越高。本研究中，該量表的Cronbach’s α系數(shù)是0.88，驗(yàn)證性因子分析顯示出良好的擬合結(jié)果（χ2/df=5.12; TLI=0.90; CFI=0.91; RMSEA=0.09;SRMR=0.06）。

2.2.4 離職意向量表

采用Kelloway，Gottlieb和Barham（1999）編制的離職意向量表。該量表共計(jì)4個(gè)條目，單維度。采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分，總分越高，個(gè)體的離職意向水平越高。本研究中，該量表的Cronbach’s α系數(shù)是0.89，驗(yàn)證性因子分析顯示出良好的擬合結(jié)果（χ2/df=3.90; TLI=0.98; CFI=0.93; RMSEA=0.07; SRMR=0.03）。

2.3 數(shù)據(jù)處理

采用SPSS21.0進(jìn)行描述性及相關(guān)性分析、探索性因子分析和Cronbach’s α系數(shù)分析。利用Mplus7.4對(duì)各研究變量進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析和序列中介效應(yīng)分析。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)與控制

為控制共同方法偏差效應(yīng)，本研究在收集數(shù)據(jù)時(shí)通過匿名調(diào)查、反向計(jì)分、打亂條目序號(hào)等方式實(shí)施程序監(jiān)控；在統(tǒng)計(jì)方面，利用Harman單因子分析對(duì)測量條目進(jìn)行分析。結(jié)果顯示，共有9個(gè)特征根大于1的公因子析出，首成分解釋變異總量的15.17%，低于40%的界限（Podsakoff,MacKenzie, Lee, & Podsakoff, 2003），因此，本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

3.2 描述性與相關(guān)性分析

首先，將人口學(xué)變量中的無序分類變量（性別、幼兒園所在地）處理為啞變量，與連續(xù)變量（年齡、工作年限及心理變量）一起進(jìn)行皮爾遜相關(guān)分析，結(jié)果顯示，性別、幼兒園所在地及工作年限與心理變量的相關(guān)均不顯著（ps＞0.05），各個(gè)連續(xù)的心理變量均呈顯著性相關(guān)（ps＜0.05）。具體見表1。

表1 研究變量的描述性與Pearson相關(guān)分析結(jié)果（n=992）

3.3 序列中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本研究在變量達(dá)到顯著性相關(guān)的基礎(chǔ)上，采用序列中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法（方杰, 溫忠麟, 張敏強(qiáng),孫配貞, 2014），繼續(xù)探究職業(yè)認(rèn)同感與職業(yè)倦怠在工作?家庭沖突與幼兒教師離職意向之間的序列中介效應(yīng)。結(jié)果表明，序列中介模型擬合指數(shù)[χ2/df=3.52; TLI=0.94; CFI=0.95;RMSEA=0.73;SRMR=0.06]基本符合模型要求（溫忠麟, 候杰泰,馬什赫伯特, 2004）。工作?家庭沖突預(yù)測幼兒教師離職意向具體路徑有：（1）直接路徑，工作?家庭沖突→離職意向；（2）中介路徑1，工作?家庭沖突→職業(yè)認(rèn)同感→離職意向；（3）中介路徑2，工作?家庭沖突→職業(yè)倦怠→離職意向；（4）中介路徑3，工作?家庭沖突→職業(yè)認(rèn)同感→職業(yè)倦怠→離職意向。如圖2所示。其中，工作?家庭沖突對(duì)離職意向預(yù)測的直接路徑顯著（β=0.28,t=5.06,p＜0.001）；工作?家庭沖突對(duì)職業(yè)認(rèn)同感的預(yù)測顯著（β=?0.43,t=?12.15,p＜0.001），職業(yè)認(rèn)同感對(duì)離職意向的預(yù)測也顯著（β=?0.13,t=?3.79,p＜0.001）；工作?家庭沖突對(duì)職業(yè)倦怠的預(yù)測顯著（β=0.59,t=14.34,p＜0.001），職業(yè)倦怠對(duì)離職意向的預(yù)測也顯著（β=0.35,t=6.05,p＜0.001）；職業(yè)認(rèn)同感對(duì)職業(yè)倦怠的預(yù)測顯著（β=?0.30,t=?7.97,p＜0.001）。

圖2 序列中介效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果（標(biāo)準(zhǔn)化）

采用偏差矯正百分位Bootstrap法重復(fù)抽取5000樣本對(duì)序列中介模型進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。工作?家庭沖突對(duì)離職意向直接預(yù)測效應(yīng)的95%CI是[0.15, 0.41]，直接路徑顯著，效果量是47.5%；職業(yè)認(rèn)同感在工作?家庭沖突與離職意向之間中介效應(yīng)估計(jì)值是0.06，95%CI是[0.03, 0.09]，中介路徑1顯著，效果量是10.2%；職業(yè)倦怠在工作?家庭沖突與離職意向之間中介效應(yīng)估計(jì)值是0.20，95%CI是[0.13, 0.29]，中介路徑2顯著，效果量是33.8%；職業(yè)認(rèn)同感和職業(yè)倦怠在工作?家庭沖突與離職意向之間鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)估計(jì)值是0.05，95%CI是[0.03, 0.07]，中介路徑3顯著，效果量是8.5%。

表2 序列中介效應(yīng)及其Bootstrap估計(jì)結(jié)果

4 討論

本研究發(fā)現(xiàn)，工作?家庭沖突可以顯著預(yù)測幼兒教師離職意向，同時(shí)還揭示了工作?家庭沖突對(duì)幼兒教師離職意向預(yù)測的序列中介機(jī)制。

4.1 工作?家庭沖突對(duì)幼兒教師離職意向的直接效應(yīng)

本研究發(fā)現(xiàn)，工作?家庭沖突對(duì)幼兒教師離職意向具有正向且顯著的直接效應(yīng)，驗(yàn)證了假設(shè)1，說明工作?家庭沖突程度越高，幼兒教師離職意向水平越高，與以往研究基本一致（陳忠衛(wèi), 田素芹,汪金龍, 2014; Nohe & Sonntag, 2014; Post, DiTomaso,Farris, & Cordero, 2009），也符合資源稀缺假說（Katz & Kahn, 1978）。由于工作?家庭沖突具有雙向性，當(dāng)工作滲透到幼兒教師家庭中時(shí)，他們會(huì)體驗(yàn)到較強(qiáng)的工作壓力，而這種體驗(yàn)又引發(fā)自己對(duì)工作的態(tài)度發(fā)生變化，最終導(dǎo)致了離職意向（徐長江, 王黎華, 劉敏芳, 2010; Miheli?, 2014），而且，工作?家庭沖突對(duì)女性離職意向的效應(yīng)更明顯（謝菊蘭, 馬紅宇, 唐漢瑛, 申傳剛, 2015; Rasheed,Iqbal, & Mustafa, 2018）。因此，家庭、社會(huì)和組織都需要給予幼兒教師更多的社會(huì)支持（郭莉萍, 李敏誼, 王詩棋, 2021; Nohe & Sonntag, 2014），盡最大可能降低工作?家庭沖突的發(fā)生，保障幼兒教師家庭與工作平衡，相互增益，達(dá)到降低幼兒教師離職意向水平的目的。

4.2 職業(yè)認(rèn)同感和職業(yè)倦怠的中介機(jī)制

本研究發(fā)現(xiàn)，職業(yè)認(rèn)同感和職業(yè)倦怠在工作?家庭沖突與幼兒教師離職意向之間起序列中介效應(yīng)，其中的中介機(jī)制討論如下。

首先，職業(yè)認(rèn)同感中介效應(yīng)驗(yàn)證了本研究假設(shè)2，也就是說，工作?家庭沖突顯著負(fù)向預(yù)測了職業(yè)認(rèn)同感水平，同時(shí)職業(yè)認(rèn)同感又負(fù)向顯著預(yù)測幼兒教師離職意向，與已有結(jié)論基本一致（李愛玲, 2019; 唐佳益, 王雁, 2019; Zhang, Meng, Yang, &Liu, 2018）。幼兒教師無法有效地應(yīng)對(duì)工作與家庭間的沖突時(shí)，便產(chǎn)生對(duì)職業(yè)的不良認(rèn)知和負(fù)性情緒體驗(yàn)，職業(yè)認(rèn)同感降低，而低職業(yè)認(rèn)同感又加劇了個(gè)體的離職意向（Zhao & Zhang, 2017）。因此，提高幼兒教師職業(yè)認(rèn)同感對(duì)平衡家庭與工作之間關(guān)系、維持幼兒教師職業(yè)穩(wěn)定發(fā)展具有積極意義。

其次，職業(yè)倦怠的中介效應(yīng)驗(yàn)證了假設(shè)3，說明工作?家庭沖突通過職業(yè)倦怠而引發(fā)離職意向，與已有結(jié)論基本一致（Ke et al., 2019），與“工作要求?資源模型”的基本觀點(diǎn)相吻合（Schaufeli &Taris, 2014）。職業(yè)倦怠在工作?家庭沖突對(duì)幼兒教師離職意向影響過程中起到“中轉(zhuǎn)站”作用，加劇了工作?家庭沖突對(duì)幼兒教師離職意向的促進(jìn)作用。工作?家庭沖突作為一種常見的職業(yè)壓力源，幼兒教師在持久地經(jīng)受這種壓力源后，其職業(yè)倦怠水平會(huì)逐漸增高，從而促進(jìn)了幼兒教師產(chǎn)生離職意向。Han，Han和Choi（2015）指出，在面臨工作?家庭沖突時(shí)，個(gè)體壓力應(yīng)對(duì)能力降低，引發(fā)倦怠感和無助感，導(dǎo)致離職意向和動(dòng)機(jī)。因此，實(shí)時(shí)關(guān)注并設(shè)法降低幼兒教師職業(yè)倦怠，也是阻斷工作?家庭沖突與幼兒教師離職意向關(guān)聯(lián)性的重要措施。

最后，職業(yè)認(rèn)同感與職業(yè)倦怠的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)驗(yàn)證了假設(shè)4，即工作?家庭沖突可通過職業(yè)認(rèn)同感與職業(yè)倦怠的鏈?zhǔn)街薪閷?duì)幼兒教師離職意向產(chǎn)生顯著影響，突出表現(xiàn)在職業(yè)認(rèn)同感可以顯著負(fù)向預(yù)測幼兒教師職業(yè)倦怠水平。職業(yè)認(rèn)同感對(duì)幼兒教師職業(yè)倦怠的影響作用可以從兩方面闡述：其一，當(dāng)工作與家庭范圍出現(xiàn)相互滲透現(xiàn)象，幼兒教師對(duì)自己職業(yè)出現(xiàn)消極態(tài)度，職業(yè)認(rèn)同感水平開始降低，情緒耗竭更加明顯，工作成就感變?nèi)?，最終引發(fā)了職業(yè)倦?。ㄖ軙允|等, 2019;Fisherman, 2015）。其二，幼兒教師承擔(dān)不同的角色，在切換不同角色時(shí)發(fā)生困難，引發(fā)角色沖突，而角色沖突使得幼兒教師出現(xiàn)對(duì)所從事職業(yè)出現(xiàn)負(fù)性職業(yè)情感體驗(yàn)和認(rèn)識(shí)，成為幼兒教師離職的一個(gè)重要職業(yè)緊張?jiān)春皖A(yù)測因子（Frone,Russell, & Cooper, 1992; Ke et al., 2019）。因此，提高職業(yè)認(rèn)同感和降低幼兒教師職業(yè)倦怠，也可緩解工作?家庭沖突對(duì)幼兒教師離職意向的促進(jìn)作用。

4.3 研究意義與局限

本研究揭示了工作?家庭沖突與幼兒教師離職意向之間的中介機(jī)制，對(duì)后續(xù)采取相應(yīng)措施緩解工作?家庭沖突引發(fā)幼兒教師離職行為具有重要意義。如提高幼兒教師職業(yè)認(rèn)同感水平，或者降低幼兒教師職業(yè)倦怠水平均可以預(yù)防工作?家庭沖突引發(fā)幼兒教師離職意向的風(fēng)險(xiǎn)。

需要注意的是，雖然本研究中的假設(shè)均得到了論證，但研究變量多數(shù)為潛變量，本研究未能對(duì)潛變量的維度之間的關(guān)系進(jìn)行細(xì)致研究，也未能充分考慮其他更多控制變量的作用，后續(xù)需要進(jìn)一步細(xì)化研究。此外，樣本取樣區(qū)域較為集中、單一，可能存在取樣偏差，后續(xù)需要在更廣泛的地域取樣。最后，橫斷研究設(shè)計(jì)所得的因果關(guān)系可以采用追蹤、實(shí)驗(yàn)等方法進(jìn)一步論證。

5 結(jié)論

（1）工作?家庭沖突能直接促進(jìn)幼兒教師的離職意向。（2）工作?家庭沖突程度降低幼兒教師對(duì)自己所從事職業(yè)的職業(yè)認(rèn)同感，促進(jìn)了幼兒教師離職意向。（3）工作?家庭沖突程度通過引發(fā)幼兒教師的職業(yè)倦怠，增強(qiáng)了幼兒教師離職意向。（4）工作?家庭沖突通過降低了幼兒教師職業(yè)認(rèn)同感水平，進(jìn)一步導(dǎo)致職業(yè)倦怠，最終引發(fā)了幼兒教師的離職意向。