鄉(xiāng)村教師付出-回報失衡對離職意向的影響：有調節(jié)的中介模型 *

王 鋼 白 維 吳國來

(1 成都大學師范學院，成都 610106) (2 教育部人文社會科學重點研究基地天津師范大學心理與行為研究院，天津 300387) (3 天津師范大學心理學部，天津 300387) (4 學生心理發(fā)展與學習天津市高校社會科學實驗室，天津 300387)

1 問題提出

近年來，隨著《鄉(xiāng)村教師支持計劃（2015—2020 年）》《關于加強新時代鄉(xiāng)村教師隊伍建設的意見》等重要政府文件相繼出臺和實施，鄉(xiāng)村教師職業(yè)生活質量備受各界重視。然而，概觀鄉(xiāng)村教師職業(yè)生活質量的現狀，其整體狀況堪憂，其中離職意向較高（張峰, 耿曉偉, 2018；Lee,Mitchell, Sablynski, Burton, & Holtom, 2004）。

離職意向是個體自愿離開當前所從事職業(yè)的傾向（Tett & Meyer, 1993）。概觀鄉(xiāng)村教師離職意向的影響因素，付出-回報失衡可能是其重要風險性因素。所謂付出-回報失衡（effort-reward imbalance, ERI）是指個體在工作中付出和回報不對等引起的失衡感（Siegrist, 1996），該失衡感可通過計算付出-回報比和過度投入從內外兩方面加以測量。根據社會交換理論（Blau, 1964），社會交換是個體或組織以公平互惠（付出與回報成正比）作為基本交換原則，用付出獲取報酬的過程。如果員工經常體會到付出-回報失衡，那么就會覺得組織是不公平的，容易產生離職意向和離職行為（Owolabi, 2015）。具體到鄉(xiāng)村教師，雖然張麗敏和葉平枝（2018）指出付出-回報失衡會增加鄉(xiāng)村教師離職意向，但鮮見相關實證報道。鑒于此，本研究的目的之一就是用實證方式探討該問題，并提出假設H1：鄉(xiāng)村教師付出-回報失衡對離職意向有正向影響。

鄉(xiāng)村教師付出-回報失衡如何影響離職意向？職業(yè)幸福感是個體在工作中需要得到滿足、潛能得到發(fā)揮、目標達成所獲得的持續(xù)的積極體驗，主要包括情緒幸福感、認知幸福感（工作滿意度）、心理幸福感和社會幸福感等內容（王鋼,2013）。本研究認為，職業(yè)幸福感是其中重要的中介變量，主要理由在于：其一，Price-Muller 離職模型（Price, 2001）認為，工作壓力、工作自主性、分配公平性等結構變量是通過工作滿意度和組織承諾度等間接影響員工離職意向和行為。據此模型，付出-回報失衡作為重要的工作壓力，它可能通過職業(yè)幸福感的重要內容-工作滿意度影響離職意向（張勉, 張德, 2006）。其二，社會交換理論（Blau, 1964）和相關實證研究認為，付出-回報失衡會增加組織不公平（Topa, Guglielmi, & Depolo,2016）；這種組織不公平不但會降低工作滿意度（Zellars, Liu, Bratton, Brymer, & Perrewé, 2004）和積極情緒，而且會增加消極情緒（Tepper, 2001）和人際沖突，進而影響離職意向（Siu, Cheung, &Lui, 2015）。換言之，付出-回報失衡不但通過認知幸福感（工作滿意度），而且可能通過職業(yè)幸福感的其他內容（如社會幸福感、情緒幸福感等）間接影響離職意向。鑒于此，本研究的目的之二就是探討職業(yè)幸福感的中介作用，并提出假設H2：鄉(xiāng)村教師付出-回報失衡通過職業(yè)幸福感影響離職意向。

其實，付出-回報失衡通過職業(yè)幸福感影響離職意向并非對每個人都會產生相同效果, 而是具有個體差異性。過度投入是個體對目前所從事工作的心理資源投入度，過度投入者在工作中往往付出比實際需要更多的心理資源（方燕玉, 齊星亮, 季爽, 顧菲菲, 鄧慧華, 2018）。根據付出-回報失衡新三元模型（Siegrist & Li, 2016）和相關實證研究，過度投入可以調節(jié)付出-回報比和壓力反應之間的關系（Bakker, Killmer, Siegrist, & Schaufeli, 2000；Siegrist & Li, 2016），付出-回報比對職業(yè)幸福感的影響可能因過度投入不同而不同。為何過度投入可以調節(jié)付出-回報比對職業(yè)幸福感的影響？究其緣由，資源保存理論認為（Hobfoll, 2011），個體總是努力獲得和保存有價值的資源，一旦消耗的資源沒有得到及時補充，個體對其資源損耗就越敏感，越容易產生一系列負面態(tài)度和行為。具體到鄉(xiāng)村教師，付出-回報比相同者，若過度投入心理資源越多且難以得到及時補充，就更難產生積極的職業(yè)體驗，職業(yè)幸福感越低；相反，若過度投入心理資源越少，職業(yè)幸福感會相對較高。鑒于此，本研究的目的之三就是探討在鄉(xiāng)村教師付出-回報比通過職業(yè)幸福感影響離職意向的前半段路徑，過度投入起調節(jié)作用，并提出假設H3：鄉(xiāng)村教師過度投入調節(jié)付出-回報比對職業(yè)幸福感的影響。即在高過度投入條件下，鄉(xiāng)村教師付出-回報比對職業(yè)幸福感的負向作用較強；但在低過度投入條件下，鄉(xiāng)村教師付出-回報比對職業(yè)幸福感的負向作用較弱。

綜上，本研究提出三個研究假設，并將其整合為有調節(jié)的中介模型。其中，假設H1 探討鄉(xiāng)村教師付出-回報失衡對離職意向“有何”影響，即效應性質；假設H2 探討鄉(xiāng)村教師付出-回報失衡對離職意向“如何”影響，即中介機制；假設H3 探討鄉(xiāng)村教師付出-回報比通過職業(yè)幸福感影響離職意向的前半段路徑存在個體差異，即調節(jié)機制。

2 研究方法

2.1 被試

鄉(xiāng)村教師是指在鄉(xiāng)中心區(qū)、村莊學校（幼兒園）工作的教師。本研究采用方便取樣法，從四川地區(qū)選取參加“國培計劃”的鄉(xiāng)村初中、小學和幼兒園教師共400 名，以培訓班級為單位進行團體測試。剔除超過5% 題目沒有作答和有規(guī)律作答，獲得有效被試為358 名，有效率為89.50%。具體說來，鄉(xiāng)村初中教師93 名，小學教師131 名，幼兒園教師134 名；被試平均月薪3146.21±1060.82元；平均年齡為30.36±8.48 歲；平均教齡為7.90±7.56 年。

2.2 研究工具

2.2.1 付出-回報失衡量表

由Siegrist（1996）編制，彭小方（2016）修訂，包括外在付出、回報、過度投入3 個分量表，共有23 個題項。各題項采用5 點計分，計分范圍從“不同意”計1 分到同意中的“非常困擾”計5分，部分題項反向計分。過度投入得分為該分量表所含題項得分相加后計算出的平均分，付出-回報比＝外在付出得分/（回報得分×0.54），0.54 是調節(jié)系數（等于6/11），因為付出和回報分量表所包括題項數不等，分別為6 項和11 項。如果付出-回報比值大于1，表明失衡；反之，不存在失衡。信度檢驗表明，分量表的Cronbach’s α 系數在0.71～0.92 之間，總量表的Cronbach’s α 系數為0.95；效度檢驗表明，分量表KMO 值在0.77～0.95之間，總量表KMO 值為0.95。

2.2.2 職業(yè)幸福感量表

由王鋼（2013）修訂，包括社會幸福感、認知幸福感、情緒幸福感和心理幸福感4 個分量表，共15 個題項。各題項采用3 點計分，從“完全不同意”計1 分到“完全同意”計3 分，得分越高，說明這種幸福感越強。信度檢驗表明，分量表的Cronbach’s α 系數在0.65～0.78 之間，總量表的Cronbach’s α 系數是0.83；分量表的重測信度在0.72～0.79 之間，總量表的重測信度是0.87。效度檢驗表明，探索性因素分析中，四因素可以解釋整個方差變異的4 5.7 0%，因素負荷范圍在0.42～0.78 之間；驗證性因素分析中，模型的擬合指數分別為χ2/df=1.71，RMSEA=0.04，IFI=0.91，TLI=0.90，CFI=0.91。

2.2.3 離職意向問卷

由唐文雯、蘇君陽、吳娛和孫芳（2015）編制，共4 個題項。各題項采用5 點計分，計分范圍從“完全不同意”計1 分到“完全同意”計5 分，得分越高，說明其離職意向越強。信度檢驗表明，該問卷的Cronbach’s α 系數是0.80。效度檢驗表明，探索性因素分析中，4 個題項可以解釋57.43%的方差變異；驗證性因素分析中，模型的擬合指數分別為IFI=0.90，NFI=0.90，RFI=0.90，CFI=0.90。

2.2.4 控制變量

鄉(xiāng)村教師月收入、年齡和教齡對職業(yè)幸福感和離職意向有影響（李志輝, 王緯虹, 2018；唐文雯等, 2015），因此將其作為控制變量。

2.3 施測過程

在培訓班班主任的幫助下，由研究者本人以及經過培訓的心理學專業(yè)研究生對參加鄉(xiāng)村教師“國培計劃”的四川各地教師進行現場紙質問卷調查。測試時，先向被試介紹填寫方法、注意事項，在確認被試理解后，被試單獨作答。測試完成后，立即收回問卷，并向被試致謝。整個測試過程大約需要20 分鐘。

2.4 數據分析

采用SPSS20.0 和AMOS6.0 統計軟件對數據進行分析和處理。首先采用主成分分析檢驗共同方法偏差。主成分分析結果表明，未旋轉主成分分析共有4 個因子特征值大于1 且第1 個因子解釋變異量為28.32%，說明本研究共同方法偏差可接受（Ashford & Tsui, 1991）。其次。采用皮爾遜積差相關分析變量間的相關。最后，采用結構方程模型，分析鄉(xiāng)村教師付出-回報失衡和職業(yè)幸福感對離職意向的影響。

3 結果與分析

3.1 各變量間的描述統計分析

對各變量進行描述統計分析，結果見表1。具體說來，皮爾遜積差相關分析表明，主要變量方面，鄉(xiāng)村教師付出-回報比、過度投入分別與職業(yè)幸福感中的社會幸福感、認知幸福感、情緒幸福感呈顯著負相關，分別與離職意向之間呈顯著正相關；職業(yè)幸福感中的心理幸福感、社會幸福感、認知幸福感以及情緒幸福感均與離職意向呈顯著負相關。因此，有必要進一步探究它們之間的關系?？刂谱兞糠矫?，鄉(xiāng)村教師月收入、年齡和教齡分別與付出-回報比、過度投入以及職業(yè)幸福感大部分維度之間存在一定程度相關。因此，在模型中有必要加以控制。由于心理幸福感分別與付出-回報比、過度投入的相關度很低，探討其中介作用意義不大，因此心理幸福感不納入后面的中介作用和有調節(jié)的中介作用分析；同時為行文簡潔，除特別說明，文中的職業(yè)幸福感不包括心理幸福感。

表 1 各變量的均值、標準差和相關矩陣

3.2 鄉(xiāng)村教師付出-回報失衡的風險作用分析

先對主要變量和控制變量進行標準化處理，然后根據假設H1，采用結構方程技術，檢驗鄉(xiāng)村教師付出-回報失衡（付出-回報比、過度投入）對離職意向的影響，并考察整個模型M1 的擬合情況。模型M1 中，控制月收入、教齡和年齡影響；同時，付出-回報比、過度投入為外源顯變量，離職意向為內源顯變量。檢驗結果表明，模型M1 的擬合指數分別為χ2/df=0.87，RMSEA=0.01，IFI=0.99，CFI=0.99，TLI=0.99，滿足擬合優(yōu)度條件，整個模型擬合良好。具體說來，模型M1 中，控制月收入等變量影響后，鄉(xiāng)村教師付出-回報比→離職意向的正向直接效應顯著（β=0.23,t=3.99,p＜0.001），過度投入→離職意向的正向直接效應不顯著（β=0.07,t=1.32,p＞0.05），付出-回報比與過度投入相關顯著（r=0.43,t=7.48,p＜0.001）且兩者可以解釋離職意向7.39%的變異。

3.3 鄉(xiāng)村教師職業(yè)幸福感的中介作用分析

根據假設H2，采用結構方程技術，建立職業(yè)幸福感作為部分中介的模型M2。模型M2 中同樣控制月收入等變量影響；同時，付出-回報比、過度投入為外源顯變量，離職意向為內源顯變量，職業(yè)幸福感為內源潛變量。檢驗結果表明，模型M2 的擬合指數分別為χ2/df=0.97，RMSEA=0.01，IFI=0.99，CFI=0.99，TLI=0.99，滿足擬合優(yōu)度條件，整個模型擬合良好。具體說來，模型M2 中，控制月收入等影響后，鄉(xiāng)村教師付出-回報比與過度投入存在顯著相關（r=0.43,t=7.48,p＜0.001）；付出-回報比→離職意向的直接效應顯著（β=0.11,t=2.30,p＜0.05），過度投入→離職意向的直接效應不顯著（β=0.03,t=0.62,p＞0.05）；付出-回報比→職業(yè)幸福感→離職意向的間接效應較大，a b=（-0.29）×（-0.43）=0.12，過度投入→職業(yè)幸福感→離職意向的間接效應較小，ab=（-0.07）×（-0.43）=0.03。

使用Bootstrap 程序進一步檢驗中介效應的顯著性（Shrout & Bolger, 2002）。采用重復隨機抽樣法在原始數據（n=358）抽取5000 個Bootstrap 樣本，矯正偏差的置信區(qū)間結果檢驗表明，付出-回報比→職業(yè)幸福感→離職意向的路徑系數的95%置信區(qū)間為[0.06, 0.18]，中介效應顯著；但過度投入→職業(yè)幸福感→離職意向的路徑系數的95%置信區(qū)間為[-0.01, 0.05]，中介效應不顯著。這說明，鄉(xiāng)村教師職業(yè)幸福感部分中介付出-回報比對離職意向的影響。

3.4 鄉(xiāng)村教師過度投入和職業(yè)幸福感的有調節(jié)中介作用分析

根據假設H3，結合模型M2 的研究結果，采用結構方程技術，建立圖1所示的有調節(jié)的中介作用模型M3。模型M3 中同樣控制月收入、年齡和教齡影響；同時，付出-回報比和過度投入為外源顯變量，職業(yè)幸福感為內源潛變量，離職意向為內源顯變量，付出-回報比和過度投入的顯變量交互項采用乘積指標法建構。檢驗結果表明，模型M 3 擬合指數為χ2/d f=0.8 9，R M S E A=0.0 2，IFI=0.98，CFI=0.98，TLI=0.98，滿足模型擬合優(yōu)度條件，擬合良好。進一步說來，如圖1結果所示，模型M3 中，鄉(xiāng)村教師付出-回報比→職業(yè)幸福感（β=-0.26,t=-4.24,p＜0.001）、付出-回報比→離職意向（β=0.12,t=2.41,p＜0.05）、付出-回報比×過度投入→職業(yè)幸福感（β=-0.12,t=-2.14,p＜0.05）、職業(yè)幸福感→離職意向（β=-0.44,t=-3.89,p＜0.001）的路徑系數均顯著，付出-回報比→職業(yè)幸福感→離職意向的間接效應顯著，ab=（-0.26）×（-0.44）=0.11，95%的置信區(qū)間為[0.08, 0.15]。這說明，鄉(xiāng)村教師付出-回報比通過職業(yè)幸福感影響離職意向的前半段路徑受過度投入調節(jié)。

圖 1 有調節(jié)的中介作用模型M3

為更清楚地揭示調節(jié)效應的實質，根據Edwards 和Lambert（2007）的建議，通過結構方程模型的多組比較進一步考察過度投入調節(jié)付出-回報比通過職業(yè)幸福感影響離職意向的前半段路徑。具體說來，以過度投入上下1 個標準差為界限，將鄉(xiāng)村教師分為高過度投入組和低過度投入組，建立多組結構方程模型M4。模型M4 中設定高過度投入和低過度投入兩組鄉(xiāng)村教師職業(yè)幸福感的中介效應模型結構相同，路徑系數一致。檢驗結果表明，模型M4 擬合指數為χ2/df=0.96，RMSEA=0.02，IFI=0.95，CFI=0.95，TLI=0.96，滿足模型擬合優(yōu)度條件，擬合較好。模型M5 設定高過度投入和低過度投入兩組鄉(xiāng)村教師職業(yè)幸福感的中介效應模型結構相同，除付出-回報比→職業(yè)幸福感的路徑系數外，其他路徑系數一致，以構成模型M4 的嵌套模型，并對其合理性進行檢驗。檢驗結果表明，模型M5 擬合指數為χ2/df=0.69，RMSEA=0.02，IFI=0.96，CFI=0.96，TLI=0.96，滿足模型擬合優(yōu)度條件，擬合良好。比較模型M4 和M5 的擬合指標可以發(fā)現，IFI、TLI、CFI 及RMSEA變化不明顯，但兩個模型擬合卡方值的變化在自由度變化的基礎上顯著（△χ2＝15.36-10.28＝5.08,△df＝16-15＝1,p＜0.05），模型M5 優(yōu)于模型M4。

具體說來，如圖2所示，模型M5 的高過度投入組中（Z過度投入≥1），鄉(xiāng)村教師付出-回報比對職業(yè)幸福感的路徑系數顯著且較大（β=-0.51,t=-3.62,p＜0.001）；低過度投入組中（Z過度投入≤-1），鄉(xiāng)村教師付出-回報比對職業(yè)幸福感的路徑系數不顯著且較小（β=-0.11,t=-1.18,p＞0.05）；其他路徑系數（職業(yè)幸福感→離職意向以及付出-回報比→離職意向），高過度投入組和低過度投入組之間不存在顯著差異（p＞0.05）。這進一步說明，過度投入主要調節(jié)鄉(xiāng)村教師付出-回報比對職業(yè)幸福感的影響。

圖 2 過度投入調節(jié)付出－回報比通過職業(yè)幸福感影響離職意向的前半段路徑

4 討論

4.1 鄉(xiāng)村教師付出-回報比對離職意向的風險作用

本研究發(fā)現，鄉(xiāng)村教師付出-回報比對離職意向存在顯著正向影響。該結果部分支持了研究假設H1，也與已有研究結果基本一致（楚克群, 黃群瑛, 張庭輝, 佘少華, 2018； 張麗敏, 葉平枝, 2018；Zurlo, Pes, & Siegrist, 2010）。比如，Zurlo 等研究發(fā)現，中小幼教師的高付出低回報會增加離職意向。頗為相似，楚克群等研究證實，高校教師付出-回報比對離職意向具有正向預測作用。鑒于此，同其他教師相似，鄉(xiāng)村教師付出-回報比越高，離職意向越強，付出-回報比是離職意向的一個重要風險性因素。

4.2 鄉(xiāng)村教師職業(yè)幸福感的中介作用

本研究發(fā)現，鄉(xiāng)村教師付出-回報比不但直接降低離職意向，而且通過職業(yè)幸福感間接影響離職意向。該結果部分支持了假設H2，也與已有研究結果頗為相似（李志輝, 王緯虹, 2018；張勉, 張德, 2006； Huang, Lawler, & Lei, 2007； Li, Yang, Cheng,Siegrist, & Cho, 2005）。比如，Li 等研究顯示，付出-回報比會影響工作滿意度；而工作滿意度則會進一步影響離職意向（李志輝, 王緯虹, 2018）。同時，該結果還檢驗和發(fā)展了Price-Mueller離職模型中“工作滿意度是員工離職過程的重要中介”的假設。具體說來，工作滿意度（認知幸福感）作為職業(yè)幸福感的核心內容，鄉(xiāng)村教師付出-回報比通過工作滿意度（認知幸福感）間接影響離職意向，這一結果檢驗了Price-Mueller 離職模型的上述假設。更為重要的是，本研究還發(fā)現，除了工作滿意度（認知幸福感），鄉(xiāng)村教師付出-回報比還通過情緒幸福感和社會幸福感間接影響離職意向，即情緒幸福感和社會幸福感也是離職過程的重要中介，這一結果發(fā)展了該假設，深化了Price-Mueller 離職模型。

4.3 鄉(xiāng)村教師過度投入的調節(jié)作用

本研究發(fā)現，鄉(xiāng)村教師過度投入不直接影響離職意向，而是調節(jié)付出-回報比對職業(yè)幸福感的不利影響，間接影響離職意向。該結果支持了假設H3 和付出-回報失衡新三元模型中過度投入調節(jié)付出-回報比和壓力反應之間關系的假設，也與已有研究結果-過度投入有調節(jié)作用基本一致（張麗敏, 葉平枝, 2018； Bakker et al., 2000； Siegrist &Li, 2016）。根據資源保存理論進一步分析鄉(xiāng)村教師過度投入的調節(jié)作用（Hobfoll, 2011），原因可能在于：如果鄉(xiāng)村教師長期處于高過度投入狀態(tài)，那么就容易感受到職業(yè)情緒枯竭，難以調動個體層面的資源來緩沖付出-回報比對職業(yè)幸福感的不利影響，因此高過度投入組鄉(xiāng)村教師的付出-回報比對職業(yè)幸福感的負向影響更大。相反，如果處于低過度投入狀態(tài)，往往更容易調動個體層面的資源來緩解付出-回報比對職業(yè)幸福感的不利影響，因此低過度投入組鄉(xiāng)村教師的付出-回報比對職業(yè)幸福感的負向影響更小。鑒于此，鄉(xiāng)村教師過度投入調節(jié)付出-回報比對職業(yè)幸福感的不利影響。

4.4 研究價值與展望

本研究具有一定的理論價值。一方面，鄉(xiāng)村教師付出-回報比是離職意向的重要風險性因素，鄉(xiāng)村教師付出-回報比通過職業(yè)幸福感降低離職意向，該結果部分檢驗和發(fā)展了Price-Mueller 離職模型；另一方面，鄉(xiāng)村教師過度投入調節(jié)付出-回報比對職業(yè)幸福感的影響，這為付出-回報失衡新三元模型提供了新的實證依據，增強了該模型的適用性。整合起來，這就揭示了鄉(xiāng)村教師付出-回報失衡對離職意向的影響及其作用機制。

本研究也具有重要實踐價值。一方面，高度重視鄉(xiāng)村教師付出-回報比和過度投入對離職意向的不同風險路徑，可以為鄉(xiāng)村教師“身心減負”。另一方面，努力提高鄉(xiāng)村教師職業(yè)幸福感，能有效降低其離職意向和實際離職行為。

由于條件所限，本研究仍存需要進一步完善之處。其一，本研究屬于橫斷研究，鄉(xiāng)村教師離職意向的影響機制還需結合縱向設計和實驗研究來深化。其二，本研究樣本來源于四川省“國培”學員，后續(xù)研究可以考慮社會經濟文化影響，擴大抽樣范圍。

5 結論

本研究主要得出如下結論：（1）控制月收入、年齡和教齡影響后，鄉(xiāng)村教師付出-回報比顯著提升離職意向。（2）鄉(xiāng)村教師職業(yè)幸福感在付出-回報比對離職意向的影響中起部分中介作用。（3）鄉(xiāng)村教師過度投入調節(jié)付出-回報比對職業(yè)幸福感的影響。與低過度投入組相比，高過度投入組的付出-回報比對職業(yè)幸福感有更強的負向作用。