王 濤 李夢琢 劉善槐 張 雪

（東北師范大學(xué)中國農(nóng)村教育發(fā)展研究院，長春 130024）

一、問題的提出

發(fā)展高質(zhì)量的農(nóng)村教育是鄉(xiāng)村振興的重要內(nèi)容。《中華人民共和國鄉(xiāng)村振興促進(jìn)法》明確指出，各級人民政府應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)農(nóng)村教育工作統(tǒng)籌，提高鄉(xiāng)村教育現(xiàn)代化水平。學(xué)前教育對農(nóng)村學(xué)生的整體發(fā)展具有持續(xù)性的影響，而發(fā)展農(nóng)村學(xué)前教育，幼兒教師隊(duì)伍建設(shè)是關(guān)鍵。近年來，相關(guān)部門陸續(xù)頒布多項(xiàng)政策加強(qiáng)幼兒教師隊(duì)伍建設(shè)。2018年，《中共中央 國務(wù)院關(guān)于全面深化新時(shí)代教師隊(duì)伍建設(shè)改革的意見》中指出，要全面提高幼兒園教師質(zhì)量，建設(shè)一支高素質(zhì)善保教的教師隊(duì)伍。農(nóng)村幼兒教師是支撐農(nóng)村學(xué)前教育發(fā)展的中堅(jiān)力量，教師隊(duì)伍穩(wěn)定直接關(guān)乎農(nóng)村學(xué)前教育質(zhì)量提升。目前，農(nóng)村幼兒教師流失已經(jīng)成為普遍的社會現(xiàn)象，教師隊(duì)伍陷入教師“留不住”的困境（張琴秀，郭健，2014）。離職傾向?qū)⒅苯诱T發(fā)離職行為（Mobley，1979）。降低農(nóng)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(nóng)村幼兒教師離職傾向較高主要是由于工作壓力大導(dǎo)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(fā)幼兒教師的負(fù)面情緒，離職傾向也會更高。農(nóng)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(bào)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(jìn)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(guān)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(diào)節(jié)變量，探究工作壓力對農(nóng)村幼兒教師離職傾向的影響機(jī)制，以期為穩(wěn)定農(nóng)村幼兒教師隊(duì)伍提供政策參考。

二、文獻(xiàn)綜述

離職傾向是指個(gè)體在特定組織工作一段時(shí)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(guān)聯(lián)，但不能簡單將二者等同。離職傾向強(qiáng)調(diào)的是個(gè)體頭腦中產(chǎn)生離職的想法或意愿，通常處于尚未發(fā)生的狀態(tài)。而離職行為則是指離開組織的實(shí)際行為已經(jīng)發(fā)生。離職傾向通常被認(rèn)為是個(gè)體實(shí)際離職行為發(fā)生前的最后一個(gè)環(huán)節(jié)，產(chǎn)生離職傾向到發(fā)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(fā)生，且測量離職行為的過程復(fù)雜、繁瑣，在實(shí)際研究中可以使用離職傾向作為離職行為的代替變量進(jìn)行研究（Shore & Martin，1989）。目前，學(xué)界關(guān)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?；诖?，本研究通過離職傾向這一變量關(guān)注農(nóng)村幼兒教師離職行為，尋找離職傾向的影響因素和發(fā)生機(jī)制。以往對影響農(nóng)村幼兒教師離職傾向變量間關(guān)系的探究，為本文研究假設(shè)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(huán)境中感知到的不愉快的情緒體驗(yàn)，這種不愉快的情感體驗(yàn)會導(dǎo)致幼兒教師身體和心理上的不良反應(yīng)（王萍，曹蕊，秦姜艷，2015）。我國農(nóng)村幼兒教師普遍承受著較大的工作壓力。有學(xué)者在對農(nóng)村幼兒教師的調(diào)查研究中發(fā)現(xiàn)，高達(dá)73.16%的教師表示自己工作壓力較大（周建平，2013）。農(nóng)村幼兒教師高工作壓力的主要原因是工作負(fù)擔(dān)過重。一方面，農(nóng)村幼兒園大班額現(xiàn)象普遍，農(nóng)村幼兒教師工作時(shí)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(shí)長超過8小時(shí)；有28.7%的教師在幼兒超過35人的班級中每日工作8小時(shí)以上（洪秀敏，趙思婕，張明珠，2021）；另一方面，農(nóng)村幼兒園專任教師數(shù)量配備不足，農(nóng)村幼兒教師承擔(dān)的工作量較大。隨著學(xué)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(shí)，而農(nóng)村更是幼兒教師短缺的“重災(zāi)區(qū)”（紀(jì)秀君等，2021）。2020年，我國農(nóng)村幼兒園班數(shù)達(dá)1 062 773個(gè)，專任教師數(shù)量為1 482 624人，相當(dāng)于每個(gè)班級可以配備1.4名專任教師①。按照農(nóng)村幼兒園每班專任教師的最低配備標(biāo)準(zhǔn)，我國農(nóng)村幼兒教師仍存在642 922人的巨大缺口。數(shù)量配備不足導(dǎo)致農(nóng)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(fā)幼兒教師離職傾向最重要的預(yù)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(xué)效能，但是長期工作壓力過重則會導(dǎo)致幼兒教師對工作產(chǎn)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(duì)伍建設(shè)（秦旭芳，閆榮林，2007）。員工自愿離職模型表明，個(gè)體工作壓力越大，其離職意向越強(qiáng)烈（Price，2000）。一項(xiàng)實(shí)證研究驗(yàn)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(fā)現(xiàn)，作為高工作壓力群體，農(nóng)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(guān)系研究中，具有重要作用。職業(yè)倦怠在幼兒教師組織支持與職業(yè)壓力對離職意向的影響關(guān)系中，發(fā)揮了中介作用（黃旭，王鋼，王德林，2017）。職業(yè)倦怠是個(gè)體長期處于高負(fù)荷的工作負(fù)擔(dān)下而產(chǎn)生的情緒、態(tài)度和行為的衰竭狀態(tài)，工作冷漠、成就感低、情緒疲憊是職業(yè)倦怠的主要表現(xiàn)（Maslach，2001）。工作冷漠感作為職業(yè)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(guān)系。

工作冷漠感與工作壓力存在關(guān)聯(lián)。工作冷漠感是在工作中對工作內(nèi)容和工作環(huán)境中的各個(gè)對象所表現(xiàn)出的不在乎或不作為的態(tài)度或行為。這一概念能夠更好地描述個(gè)體由于工作壓力而引起的對服務(wù)對象的態(tài)度和感覺。已有研究雖未直接使用這一概念進(jìn)行分析，但采用了與之相近的“去個(gè)性化”“人格解體”概念（章震宇，2008）。去個(gè)性化很大程度上是來源于個(gè)體的工作壓力（Maslach，2001），高壓力體驗(yàn)是導(dǎo)致教師產(chǎn)生人格解體的重要原因（孟慧等，2009）。為了解幼兒教師職業(yè)心理健康狀況，有學(xué)者采用問卷法測量了162名幼兒教師的職業(yè)壓力和職業(yè)倦怠水平，結(jié)果發(fā)現(xiàn)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(xiàng)基于717名中小學(xué)教師的調(diào)查研究也得到了相近的結(jié)論（劉曉明，李冬梅，2005）。在研究幼兒教師群體時(shí)，工作冷漠感這一概念囊括了去個(gè)性化與人格解體所表達(dá)的內(nèi)涵，因此也說明工作冷漠感與工作壓力存在相關(guān)關(guān)系。

離職傾向受工作冷漠感的影響。根據(jù)情感事件理論，個(gè)體在工作中情感態(tài)度的變化會影響其工作行為（Weiss & Cropanzano，1996）。個(gè)體因素對工作環(huán)境中一些事件的不滿而滋生消極的情感體驗(yàn)，隨著消極情緒的蔓延，個(gè)體工作態(tài)度發(fā)生變化，并會對自身工作進(jìn)行重新判斷評估進(jìn)而做出相應(yīng)的決策，如決定離職等（段錦云等，2011）。冷漠感是消極工作狀態(tài)的重要表征，幼兒教師工作冷漠感研究備受關(guān)注。關(guān)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(gè)具體維度，對于冷漠的界定傾向于個(gè)人在工作或社會交往中對關(guān)系所表現(xiàn)出的態(tài)度和行為。教育冷漠主要表征為競爭去情感化、主體關(guān)系冷漠化和任務(wù)安排角色化（張慶玲，2021）。當(dāng)個(gè)體暴露于冷漠的情景時(shí)，便會阻礙個(gè)體對目標(biāo)的努力（Leander，Shah & Sanders，2014）。

國外一項(xiàng)基于1 592名教師開展的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，人格解體是教師離職意向的重要預(yù)測因素，對工作消極、漠不關(guān)心的教師更有可能選擇離開當(dāng)前的工作崗位（Friedman，1993）。作為一項(xiàng)高情緒勞動(dòng)職業(yè)，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(dāng)教師工作壓力升高時(shí)，容易出現(xiàn)消極冷漠的負(fù)面情緒。

（三）編制身份在離職傾向影響機(jī)制中的調(diào)節(jié)作用

教師編制是教師隊(duì)伍穩(wěn)定與發(fā)展的保障（賴昀，張學(xué)敏，2020）。編制身份對于教師而言至關(guān)重要。教職工事業(yè)編制是教師身份的象征與標(biāo)志，是教師依法獲取工資、績效津貼、津補(bǔ)貼、社會保險(xiǎn)和福利等合理權(quán)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(fā)揮著“穩(wěn)定器”的作用（紀(jì)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(shí)性的職業(yè)，隨時(shí)有離開工作崗位的可能，缺乏職業(yè)歸屬感（劉善槐，2016）。

我國農(nóng)村幼兒教師隊(duì)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(yè)單位編制、由國家財(cái)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(yè)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(shí)行編制單列，幼兒園教師長期混編于中小學(xué)教師隊(duì)伍，而由于一些人事執(zhí)行部門對學(xué)前教育性質(zhì)地位認(rèn)識不足，造成幼兒園教師編制很容易被中小學(xué)擠占（洪秀敏，2010）。當(dāng)前，非在編教師已成為農(nóng)村幼兒教師隊(duì)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(jīng)成為區(qū)別他們是否屬于“內(nèi)部人”的標(biāo)志（林倩琪，2020）。具有“內(nèi)部人身份認(rèn)知”的個(gè)體與組織之間的關(guān)系更加協(xié)調(diào)（Lapalme，2009）。“內(nèi)部人身份認(rèn)知”意指個(gè)體在某一特定組織內(nèi)能夠感知到自己“內(nèi)群體”成員身份的程度（Stamper & Masterson，2002）。個(gè)體的內(nèi)部人身份認(rèn)知直接影響著其在組織中的工作態(tài)度和工作表現(xiàn)（Wang & Kim，2013）。內(nèi)部人身份感知較強(qiáng)的個(gè)體組織認(rèn)同感往往更高，工作相對努力和積極，而內(nèi)部人身份感知較弱的個(gè)體容易產(chǎn)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(rèn)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(nèi)部人身份認(rèn)知更強(qiáng)。那些沒有獲得編制身份的教師會因?yàn)槿狈ψ銐虻闹贫群托睦肀Ｕ?，而難以產(chǎn)生高水平的職業(yè)意志和職業(yè)情感（段碧花，2021）。同時(shí)，在農(nóng)村幼兒園中，非在編教師與在編教師一樣承擔(dān)著繁重的幼兒保育教育工作，但編制對于農(nóng)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(shí)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(nóng)村幼師面臨著工作負(fù)擔(dān)沉重、社會保障不足、薪資待遇偏低、專業(yè)發(fā)展滯后等問題（劉靜，王海英，2021）。這一現(xiàn)實(shí)狀況導(dǎo)致非在編教師心理落差較大，產(chǎn)生強(qiáng)烈的不公平感（劉洪，馬璐，2011），當(dāng)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(shí)，經(jīng)自我評估判定工作付出與回饋失衡后，會出現(xiàn)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(jìn)而產(chǎn)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(shí)，非在編教師更容易產(chǎn)生消極情緒，并且其離職傾向也隨著負(fù)面情緒的增強(qiáng)變得更高。工作冷漠感是教師負(fù)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(shí)表現(xiàn)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(zhì)性特征。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）研究對象

課題組于2020年8月對全國10個(gè)省22個(gè)縣（市）的農(nóng)村幼兒園教師進(jìn)行抽樣調(diào)查②，采用線上問卷填答的方式，最終共計(jì)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(nóng)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(xiāng)鎮(zhèn)幼兒園教師占比51.51%，村屯幼兒園教師占比10.26%。大專、中?；蛑袔煂W(xué)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(nóng)村幼兒教師為師范類學(xué)校畢業(yè)。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(nóng)村幼兒教師工作壓力量表、農(nóng)村幼兒教師工作冷漠感量表和農(nóng)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(xiàng)，課題組編制了農(nóng)村幼兒教師工作壓力量表。該量表共包含5個(gè)題項(xiàng)（例如“由于工作，我經(jīng)常感到緊張不安”等），采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分，從“完全不同意”到“完全同意”分別計(jì)1—5分，分?jǐn)?shù)越高表示農(nóng)村幼兒教師的工作壓力越大。本量表5個(gè)題項(xiàng)的Omega系數(shù)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(yè)倦怠量表（Maslach Burnout Inventory，MBI）中的去個(gè)性化子量表衍生而來的。該量表共包含5個(gè)題項(xiàng)（例如“我并不關(guān)心學(xué)生和同事最近發(fā)生了什么事兒”等），采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分，從“完全不同意”到“完全同意”分別計(jì)1—5分，分?jǐn)?shù)越高表示農(nóng)村幼兒教師工作冷漠感越強(qiáng)。本量表5個(gè)題項(xiàng)的Omega系數(shù)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(fā)的離職傾向量表，該量表共包含4道5級Likert題項(xiàng)（例如“我希望找到一份比現(xiàn)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(jìn)行評定，分別計(jì)1—5分，總分越高說明農(nóng)村幼兒教師離職傾向越強(qiáng)烈。本量表4個(gè)題項(xiàng)的Omega系數(shù)為0.810，表明該量表具有良好的信度。

（三）研究假設(shè)

通過文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村幼兒教師很有可能因?yàn)殡y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(guān)系中，并非只是存在直接效應(yīng)，也受到多重因素的間接制約。以往研究對職業(yè)認(rèn)同、工作滿意度等正向情緒變量在二者關(guān)系中的中介作用關(guān)注較多，對負(fù)向情緒變量的重視程度不足。工作冷漠感是個(gè)體高工作壓力下出現(xiàn)的典型狀態(tài)，這一變量對離職傾向的具體影響作用值得關(guān)注。農(nóng)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?；诖耍狙芯刻岢鲆韵录僭O(shè)：

假設(shè)一：工作壓力對農(nóng)村幼兒教師離職傾向具有顯著正向影響。

假設(shè)二：工作壓力對農(nóng)村幼兒教師工作冷漠感具有顯著正向影響。

假設(shè)三：工作冷漠感對農(nóng)村幼兒教師離職傾向具有顯著正向影響。

假設(shè)四：在工作壓力對農(nóng)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(nóng)村幼兒教師離職傾向產(chǎn)生影響。

假設(shè)五：工作壓力對農(nóng)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(guān)系中的間接影響均會受到編制身份的調(diào)節(jié)。

根據(jù)以上研究假設(shè)，本研究構(gòu)建了一個(gè)有調(diào)節(jié)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(diào)節(jié)作用假設(shè)模型圖

（四）分析工具與方法

本研究運(yùn)用了SPSS24.0和AMOS20.0分析數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)分析的步驟如下：第一步，使用AMOS20.0進(jìn)行各研究維度間共同方法偏差檢驗(yàn)；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(jìn)行信度和效度檢驗(yàn)；第三步，構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)工作壓力、工作冷漠感、離職傾向幾個(gè)變量間的直接效應(yīng)和中介效應(yīng)；第四步，采用PROCESS宏對有調(diào)節(jié)的中介模型進(jìn)行檢驗(yàn)。

四、研究結(jié)果

（一）共同方法偏差檢驗(yàn)

本研究使用單因子CFA檢定法檢驗(yàn)共同方法變異，結(jié)果顯示單因子模型資料配適度不佳，模型擬合結(jié)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(yàn)結(jié)果來看，本研究構(gòu)面間不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題，系數(shù)估計(jì)不會因此產(chǎn)生偏誤，影響研究結(jié)果解釋的真實(shí)性。

（二）收斂效度、組成信度及區(qū)分效度

為了檢驗(yàn)工作壓力、工作冷漠感以及離職傾向三個(gè)潛變量的信度和效度，本研究首先采用驗(yàn)證性因子分析進(jìn)行判斷。三個(gè)潛變量的因素負(fù)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(xué)者建議的標(biāo)準(zhǔn)（吳明隆，2010），說明三個(gè)潛變量的測量具有較好的信度和效度（表1）。

表1 驗(yàn)證性因子分析

其次，對三個(gè)潛變量之間的關(guān)系進(jìn)行相關(guān)分析。工作壓力與農(nóng)村幼兒教師離職傾向呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系（r=0.568，p＜0.001）；工作壓力與農(nóng)村幼兒教師工作冷漠感呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系（r=0.372，p＜0.001）；工作冷漠感與農(nóng)村教師離職傾向呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系（r=0.288，p＜0.001），相關(guān)系數(shù)處于可接受范圍內(nèi)，這為進(jìn)一步檢驗(yàn)本研究研究假設(shè)提供了前提條件。

最后，運(yùn)用AVE法對潛變量之間的區(qū)別效度進(jìn)行分析，三個(gè)潛變量的AVE開根號值均大于各成對的相關(guān)系數(shù)（表2），說明三個(gè)潛變量之間有一定的區(qū)別效度（Fornell & Larcker，1981）。

表2 相關(guān)系數(shù)及區(qū)別效度分析

（三）直接效應(yīng)檢驗(yàn)

本研究首先檢驗(yàn)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(guān)系是否成立。本研究參照以往應(yīng)用結(jié)構(gòu)方程模型法進(jìn)行研究最常使用的幾項(xiàng)配適指標(biāo)進(jìn)行報(bào)告（Jackson & Gillaspy，2009）。

本研究首先構(gòu)建了工作壓力與農(nóng)村幼兒教師離職傾向的關(guān)系影響模型，檢驗(yàn)假設(shè)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(biāo)標(biāo)準(zhǔn)，模型的擬合程度較好。工作壓力對農(nóng)村幼兒教師離職傾向的非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)β為0.59（p＜0.001），表明工作壓力對農(nóng)村幼兒教師離職傾向具有正向影響。以上檢驗(yàn)結(jié)果為假設(shè)一的成立提供了證據(jù)支持。

圖2 工作壓力與離職傾向的關(guān)系

本研究構(gòu)建了工作壓力與工作冷漠感的關(guān)系影響模型，檢驗(yàn)假設(shè)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(biāo)標(biāo)準(zhǔn)，模型擬合程度較好。工作壓力對工作冷漠感的非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)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(yàn)結(jié)果為假設(shè)二的成立提供了證據(jù)支持。

圖3 工作壓力與工作冷漠感的關(guān)系

本研究構(gòu)建了工作冷漠感與離職傾向的關(guān)系影響模型，檢驗(yàn)假設(shè)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(biāo)準(zhǔn)，模型擬合程度較好。工作冷漠感對離職傾向的非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)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(yàn)結(jié)果為假設(shè)三的成立提供了證據(jù)支持。

圖4 工作冷漠感與離職傾向的關(guān)系

（四）中介效應(yīng)檢驗(yàn)

在將工作冷漠感納入結(jié)構(gòu)方程模型以后，本研究構(gòu)建了工作壓力、工作冷漠感對農(nóng)村幼兒教師離職傾向的關(guān)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(biāo)標(biāo)準(zhǔn)，說明工作壓力、工作冷漠感對農(nóng)村幼兒教師離職傾向的關(guān)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(guān)系

在模型中，盡管工作壓力對農(nóng)村幼兒教師離職傾向仍有正向的預(yù)測作用（β=0.43，p＜0.001），但相比未將工作冷漠感納入模型時(shí)，其效應(yīng)量出現(xiàn)了明顯的下降。此外，工作壓力對農(nóng)村幼兒教師工作冷漠感有正向的預(yù)測作用（β=0.39，p＜0.001），工作冷漠感對農(nóng)村幼兒教師離職傾向有正向的預(yù)測作用（β=0.43，p＜0.001）。以上檢驗(yàn)結(jié)果符合判定假設(shè)四是否成立的相關(guān)條件。為進(jìn)一步驗(yàn)證工作冷漠感的中介作用，本研究設(shè)定bootstrap法自助抽樣2000次對工作冷漠感中介效應(yīng)的percentile和bias-corrected 95%的置信區(qū)間進(jìn)行估計(jì)，發(fā)現(xiàn)其percentile和bias-corrected 95%的置信區(qū)間分別為[0.375，0.469]和[0.378，0.472]，均不包含0，表明假設(shè)四成立，即在工作壓力影響農(nóng)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(yīng)為0.425，直接效應(yīng)為0.165，分別占72.07%、27.93%（表3）。

表3 假設(shè)模型的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)

（五）有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

1. 編制身份的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)

在假設(shè)五中，本研究假設(shè)編制身份會調(diào)節(jié)工作壓力通過工作冷漠感影響農(nóng)村幼兒教師離職傾向這一中介路徑。為了驗(yàn)證幼兒教師編制身份的調(diào)節(jié)作用，采用Hayes編制的PROCESS V3.3進(jìn)行檢驗(yàn)。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(diào)節(jié)變量對有調(diào)節(jié)的中介模型進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，工作壓力與編制身份的乘積項(xiàng)對工作冷漠感及離職傾向的預(yù)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(xiàng)也顯著預(yù)測了農(nóng)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(guān)系上都能夠起到調(diào)節(jié)作用（表4）。

表4 編制身份的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)

Hayes（2015）認(rèn)為判斷有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)是否真正存在需要通過判定指標(biāo)INDEX對有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。為進(jìn)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(jìn)行了進(jìn)一步的分析。結(jié)果顯示，在這一中介模型中，INDEX=0.053，Bootstrap檢驗(yàn)95%置信區(qū)間為[0.009，0.982]，區(qū)間不包含0，說明有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)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(shí)存在編制身份上的差異。

為進(jìn)一步解釋編制身份在三條影響路徑上的調(diào)節(jié)作用，需進(jìn)行簡單斜率檢驗(yàn)。工作壓力對于非在編教師工作冷漠感的預(yù)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(shí)，非在編教師更容易產(chǎn)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(yù)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(shí)產(chǎn)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(tài)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(guān)系中的調(diào)節(jié)作用

工作冷漠感對于非在編教師離職傾向的預(yù)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(yù)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(tài)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(dá)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(guān)系中的調(diào)節(jié)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(yàn)證了編制身份在工作壓力、工作冷漠感與離職傾向三者關(guān)系間存在調(diào)節(jié)作用，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村幼兒教師離職傾向兩個(gè)前因變量的預(yù)測作用均受到編制身份的調(diào)節(jié)，說明降低農(nóng)村幼兒教師的離職傾向需要考慮編制身份的影響作用?？傮w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(qiáng)而變得更加嚴(yán)重。數(shù)據(jù)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(nóng)村青年幼兒教師中，非在編教師的比例達(dá)到了59.11%。且非在編青年教師多分布于鄉(xiāng)鎮(zhèn)幼兒園和村屯幼兒園（共占比77.35%）。方差分析發(fā)現(xiàn)，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(xiāng)鎮(zhèn)、村屯幼兒園在編青年教師的離職傾向沒有顯著差異，而鄉(xiāng)鎮(zhèn)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(nóng)村幼兒教師從教意愿的關(guān)系，認(rèn)為保障農(nóng)村幼兒教師綜合待遇是其安心從教的物質(zhì)基礎(chǔ)，也是降低其離職傾向的關(guān)鍵（李傳英，2019）。非在編幼兒教師之所以流動(dòng)意愿強(qiáng)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(jié)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(yù)測農(nóng)村幼兒教師離職傾向。綜合待遇越高，教師所表現(xiàn)的離職傾向越低。非在編教師和在編教師綜合待遇確實(shí)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(dá)2 031.82元。認(rèn)為自己當(dāng)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(dá)74.37%。二是社會保障上的差距。就農(nóng)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(xiǎn)比例明顯低于在編教師。非在編教師享有養(yǎng)老、失業(yè)、醫(yī)療、生育、工傷保險(xiǎn)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(yè)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(shí)長而言，二者相差不大（在編教師平均每日工作時(shí)長9.26小時(shí)，非在編教師平均每日工作時(shí)長8.96小時(shí)），說明二者每天幾乎承擔(dān)著同等的工作任務(wù)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(dǎo)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(yè)發(fā)展空間滿意度幾個(gè)維度上的評分顯著低于在編教師，這也使得非在編教師認(rèn)為自身社會地位不如在編教師高（t=-6.918，p＜0.001）。

表5 農(nóng)村幼兒教師社會保障情況

五、結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

本研究構(gòu)建了一個(gè)包含農(nóng)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(gè)變量的結(jié)構(gòu)關(guān)系模型，揭示了工作壓力通過工作冷漠感影響農(nóng)村幼兒教師離職傾向的作用機(jī)制，并且這種作用機(jī)制受到編制身份的調(diào)節(jié)。

第一，工作壓力對農(nóng)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(nóng)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(qiáng)。這與以往研究中發(fā)現(xiàn)的個(gè)體離職傾向隨工作壓力增加而升高的結(jié)論保持了一致（Yang，F(xiàn)an & Chen，2018），同時(shí)也進(jìn)一步驗(yàn)證了二者關(guān)系在農(nóng)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(nóng)村幼兒教師離職傾向之間發(fā)揮中介作用。將工作冷漠感納入結(jié)構(gòu)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(dǎo)的。該結(jié)果一方面支持了情感事件理論的基本主張，個(gè)體由于自己工作中不滿情緒和態(tài)度會影響后續(xù)的決策行為，另一方面也為闡釋工作壓力如何影響農(nóng)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(nóng)村幼兒教師離職傾向的兩條路徑中，間接效應(yīng)占比72.07%，直接效應(yīng)占比27.93%，工作冷漠感的中介效應(yīng)遠(yuǎn)高于工作壓力的直接效應(yīng)。這說明農(nóng)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(nóng)村幼兒教師離職傾向的直接預(yù)測作用與工作冷漠感的中介作用都受到編制身份的調(diào)節(jié)。首先，編制身份調(diào)節(jié)工作壓力對離職傾向的影響關(guān)系。當(dāng)遭遇工作壓力時(shí)，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(yán)重。其次，編制身份調(diào)節(jié)工作壓力對工作冷漠感的影響關(guān)系。對于非在編教師而言，工作壓力達(dá)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(diào)節(jié)工作冷漠感對離職傾向的影響關(guān)系。在編教師隨著工作冷漠感增強(qiáng)離職傾向增速更快，不過其達(dá)到高冷漠感狀態(tài)時(shí)離職傾向仍然低于非在編教師。以上發(fā)現(xiàn)驗(yàn)證了編制身份在中介模型中調(diào)節(jié)效應(yīng)的存在，說明有編制可以降低農(nóng)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(shí)候降低農(nóng)村幼兒教師的離職傾向。因此，賦予農(nóng)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(nóng)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(chǎn)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(xiāng)鎮(zhèn)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(xiǎn)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(shè)一支穩(wěn)定的幼兒教師隊(duì)伍是提升農(nóng)村學(xué)前教育質(zhì)量的關(guān)鍵。實(shí)證分析結(jié)果顯示，工作壓力、工作冷漠感和編制身份是影響農(nóng)村幼兒教師離職傾向的重要因素。為降低教師離職傾向，穩(wěn)定農(nóng)村幼兒教師隊(duì)伍，應(yīng)從控制教師工作量在合理水平、提高教師綜合待遇、創(chuàng)設(shè)友好的人文環(huán)境、保證教師編制充足供給方面進(jìn)行綜合改革。

第一，將農(nóng)村幼兒教師工作量控制在合理水平。農(nóng)村幼兒教師工作壓力大的主要原因在于工作時(shí)間過長、工作內(nèi)容過多。據(jù)課題組調(diào)查，農(nóng)村幼兒教師日均工作時(shí)長超過9個(gè)小時(shí)，工作內(nèi)容包括課堂教學(xué)、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(wù)。為了減輕農(nóng)村幼兒教師的工作壓力，應(yīng)保證每一位幼兒教師工作量合理化。一方面，增加農(nóng)村幼兒教師配備數(shù)量，減輕其平均工作量。當(dāng)前，按照師幼比或師班比單維指標(biāo)配置幼兒教師，難以保證師資足額供給。為此，應(yīng)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(shí)長的師資配備標(biāo)準(zhǔn)，配足配齊農(nóng)村幼兒教師。另一方面，減少農(nóng)村幼兒教師非保教工作量。除常規(guī)保教工作外，農(nóng)村幼兒教師還要承擔(dān)各類評比檢查、信息采集和調(diào)研等工作。這些工作擠占了農(nóng)村幼兒教師的工作時(shí)間，消耗其大量精力，增加了幼兒教師額外的工作負(fù)擔(dān)。為了使農(nóng)村幼兒教師工作重心回歸保教本身，應(yīng)制定幼兒教師減負(fù)工作清單，明確教師工作職責(zé)邊界。

第二，提高農(nóng)村幼兒教師綜合待遇。回報(bào)率低會影響農(nóng)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(dòng)付出，農(nóng)村幼兒教師的綜合待遇水平偏低。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，我國農(nóng)村幼兒教師月均工資收入為3 394.67元；超過半數(shù)的農(nóng)村幼兒教師認(rèn)為自己當(dāng)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(yī)療、養(yǎng)老、生育等社會保險(xiǎn)的比例低。為使農(nóng)村幼兒教師安心從教，應(yīng)遵循付出與回報(bào)相匹配原則，充分發(fā)揮綜合待遇的激勵(lì)作用。一是提高農(nóng)村幼兒教師的工資收入水平。應(yīng)建立幼兒教師人員性財(cái)政經(jīng)費(fèi)的多級分擔(dān)機(jī)制，保證經(jīng)濟(jì)薄弱地區(qū)有足夠的經(jīng)費(fèi)用于發(fā)放幼兒教師工資；健全相應(yīng)工資收入的督導(dǎo)機(jī)制，保證農(nóng)村幼兒教師工資及時(shí)、足額發(fā)放；建立逆差序化的幼兒教師待遇體系，將幼兒教師納入鄉(xiāng)村教師生活補(bǔ)助政策的覆蓋范圍，合理設(shè)置生活補(bǔ)助的分檔標(biāo)準(zhǔn)，提高農(nóng)村偏遠(yuǎn)地區(qū)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(nóng)村非在編幼兒教師與在編教師承擔(dān)著相同甚至更多的保教工作，但在工資收入、社會保障、職業(yè)發(fā)展等方面卻不能享受與在編教師同等的待遇。為此，應(yīng)落實(shí)非在編教師與在編教師“同工同酬”，保證非在編教師享有醫(yī)療、養(yǎng)老、生育等社會保險(xiǎn)；為非在編教師提供職業(yè)發(fā)展機(jī)會。

第三，創(chuàng)設(shè)友好的人文環(huán)境。友好的人文環(huán)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(nóng)村幼兒教師職業(yè)認(rèn)同。一是優(yōu)化農(nóng)村幼兒教師發(fā)展環(huán)境。應(yīng)完善培訓(xùn)體系，為農(nóng)村幼兒教師提供符合實(shí)際需求的培訓(xùn)內(nèi)容；建立區(qū)域內(nèi)幼兒園教師發(fā)展共同體，促進(jìn)幼兒教師交流和分享保教經(jīng)驗(yàn)；健全考核評價(jià)體系，暢通農(nóng)村幼兒教師職業(yè)發(fā)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(xué)研討、集體備課等活動(dòng)，增進(jìn)幼兒教師間的溝通合作，提升農(nóng)村幼兒教師團(tuán)隊(duì)凝聚力。三是構(gòu)建和諧的家園關(guān)系。建立農(nóng)村幼兒教師與家長的長效交流機(jī)制，增進(jìn)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(nóng)村幼兒教師編制供給。我國農(nóng)村幼兒園在編教師數(shù)量少，教師編制缺口大。據(jù)課題組調(diào)查，在編農(nóng)村幼兒教師占比僅為45.02%。由于缺少教師編制，農(nóng)村非在編幼兒教師離職傾向較高。為降低農(nóng)村幼兒教師離職率，可以按需增加農(nóng)村幼兒教師的編制供給，提高在編教師的比例。一是實(shí)行幼兒教師編制單列管理。當(dāng)前，我國大部分地區(qū)幼兒教師編制與中小學(xué)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(nóng)村幼兒教師編制，應(yīng)把幼兒教師編制作為單獨(dú)類別進(jìn)行核定和分配，擴(kuò)大農(nóng)村幼兒教師的編制總量。二是為優(yōu)秀的非在編農(nóng)村幼兒教師提供入編機(jī)會。農(nóng)村幼兒園中，存在一定比例具備幼兒教師資格且專業(yè)水平達(dá)標(biāo)的非在編教師。有條件的地區(qū)應(yīng)擇優(yōu)選拔部分符合入編條件的非在編教師，為其提供入編機(jī)會。