身份認(rèn)同對(duì)鄉(xiāng)村小學(xué)教師離職傾向的影響：自我效能感和工作滿意度的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h1>
2022-03-20 13:45:00董蕓
文教資料 2022年22期
董 蕓
（宜春幼兒師范高等專科學(xué)校 學(xué)前教育學(xué)院，江西 宜春 336000）
《2022 年中國(guó)鄉(xiāng)村教育發(fā)展報(bào)告》（以下簡(jiǎn)稱 “ 《報(bào)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(xué)條件的不斷完善，我國(guó)鄉(xiāng)村教育質(zhì)量得到了較大提升，鄉(xiāng)村教育發(fā)展邁入新臺(tái)階。在新階段，鄉(xiāng)村教育振興是推動(dòng)鄉(xiāng)村振興的深層動(dòng)力，其根本保障是鄉(xiāng)村教師發(fā)展。《報(bào)告》對(duì)鄉(xiāng)村教育的現(xiàn)狀調(diào)研發(fā)現(xiàn)，鄉(xiāng)村教師面臨多重壓力，教師流動(dòng)性較高。［1］鄉(xiāng)村小學(xué)教師身份認(rèn)同作為影響教師個(gè)體行為的內(nèi)在因素，會(huì)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(tǒng)研究鄉(xiāng)村小學(xué)教師的身份認(rèn)同和離職傾向的關(guān)系，為鄉(xiāng)村小學(xué)教師隊(duì)伍的穩(wěn)定提供實(shí)證依據(jù)。
鄉(xiāng)村小學(xué)教師身份認(rèn)同是鄉(xiāng)村小學(xué)教師對(duì) “我是誰(shuí)” “我何以屬于教師群體” “我將要成為誰(shuí)” 等問(wèn)題的理解和確認(rèn)。［2］陳迎雪通過(guò)對(duì)山東省W 市的316位農(nóng)村小學(xué)教師的問(wèn)卷調(diào)查發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村小學(xué)教師的身份認(rèn)同水平一般，但沒(méi)有達(dá)到認(rèn)同危機(jī)的程度。［3］桂海欽通過(guò)對(duì)湖北省H 市鄉(xiāng)村教師的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，該群體身份認(rèn)同在建構(gòu)過(guò)程中呈現(xiàn)出危機(jī)。［4］
離職傾向也叫離職意向，指員工在某單位工作一段時(shí)間后經(jīng)審慎思考蓄意要離開(kāi)單位的意圖。［5］學(xué)者們認(rèn)為離職傾向能預(yù)測(cè)離職行為。［6-7］馬銳華通過(guò)對(duì)大學(xué)生村官的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，身份認(rèn)同與離職傾向有負(fù)相關(guān)關(guān)系。［8］國(guó)內(nèi)學(xué)者發(fā)現(xiàn)，教師職業(yè)認(rèn)同與離職意向之間有著顯著的負(fù)相關(guān)［9］，這和國(guó)外研究結(jié)論一致，即教師職業(yè)認(rèn)同越高，離職傾向越低。［10-12］據(jù)此，提出假設(shè)1：身份認(rèn)同能負(fù)向預(yù)測(cè)鄉(xiāng)村小學(xué)教師離職傾向。
自我效能感，指的是 “個(gè)體對(duì)自己有能力完成某一行為所進(jìn)行的推測(cè)與判斷” ，是 “人們對(duì)自身能否利用所擁有的技能去完成某項(xiàng)工作行為的自信程度” 。［13］研究表明，教師身份認(rèn)同越高，自我效能感越高。［14-15］任子瑜發(fā)現(xiàn)，知識(shí)型員工自我效能感對(duì)離職傾向具有顯著的負(fù)向影響關(guān)系。［16］據(jù)此，提出假設(shè)2：自我效能感是身份認(rèn)同與離職傾向之間的中介變量。
工作滿意度，指的是員工內(nèi)在心理對(duì)外在工作各個(gè)因素的看法。［17］索薩-波薩和亨內(nèi)伯格發(fā)現(xiàn)工作滿意度對(duì)離職意向有較大的解釋力。［18］國(guó)內(nèi)學(xué)者基于調(diào)查發(fā)現(xiàn)，工作滿意度能夠顯著負(fù)向預(yù)測(cè)鄉(xiāng)村教師的離職傾向。［19］許多研究表明，教師身份認(rèn)同越高，工作滿意度越高，教師的離職傾向越低。據(jù)此，提出假設(shè)3：工作滿意度是身份認(rèn)同與離職傾向之間的中介變量。
教師身份認(rèn)同能增強(qiáng)教師的自我效能感，教師的身份認(rèn)同越高，其自我效能感就會(huì)得到加強(qiáng)，越有自信能把工作干好，最終更容易取得事業(yè)上的成就，帶來(lái)事業(yè)上的成就感，從而對(duì)工作感到滿意，增強(qiáng)工作滿意度。［20］社會(huì)認(rèn)同理論認(rèn)為，群體成員將內(nèi)群體與相關(guān)外群體進(jìn)行有利比較，從而獲得一種積極的社會(huì)認(rèn)同，增強(qiáng)自己的自尊。如果沒(méi)有獲得滿意的社會(huì)認(rèn)同，他們就會(huì)試圖離開(kāi)所屬群體。鄉(xiāng)村小學(xué)教師積極融入鄉(xiāng)村小學(xué)教育教學(xué)之中，并產(chǎn)生身份認(rèn)同，更有助于激發(fā)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(duì)工作感到滿意，身份認(rèn)同會(huì)得到強(qiáng)化，早期出現(xiàn)的離職傾向可能會(huì)被消解。據(jù)此，提出假設(shè)4：自我效能感、工作滿意度在身份認(rèn)同對(duì)離職傾向的影響中起鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。
一、對(duì)象與方法
（一）研究對(duì)象
采用方便抽樣法對(duì)江西省贛州市鄉(xiāng)村小學(xué)進(jìn)行線上問(wèn)卷調(diào)查，回收問(wèn)卷2461 份，剔除無(wú)效問(wèn)卷，最終保留2042 份問(wèn)卷，有效問(wèn)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(xué)歷為專科有707 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(píng)定有281 名（13.8%），三級(jí)有81 名（4.0%），二級(jí)有861 名（42.2%），一級(jí)有729（35.7%），高級(jí)有90名（4.4%）；職位為普通教師有1703 名（83.4%），年級(jí)組長(zhǎng)有34 名（1.7%），教導(dǎo)主任有97 名（4.8%），教研組長(zhǎng)有97 名（4.8%），校長(zhǎng)或副校長(zhǎng)有111 名（5.4%）。
（二）研究工具
1. 教師身份認(rèn)同量表
采用陳迎雪編制的農(nóng)村小學(xué)教師身份認(rèn)同量表，共24 個(gè)題目，包括職業(yè)認(rèn)同、專業(yè)認(rèn)同、環(huán)境認(rèn)同、社會(huì)認(rèn)同四個(gè)維度，采用李克特5 點(diǎn)計(jì)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(jì)1—5 分，得分越高，表明教師身份認(rèn)同越高。該量表在本研究中Cronbach’s alpha 系數(shù)為0.940，四個(gè)維度的Cronbach’s alpha 系數(shù)分別為0.823、0.819、0.844、0.820。考慮到樣本為大樣本，Multivariate 的Kurtosis 對(duì) 應(yīng) 的C.R.為152.687， 遠(yuǎn)大于5，呈多元非正態(tài)。［21］經(jīng)Bollen-Stine bootstrap修正后的驗(yàn)證性因素分析的結(jié)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(jié)構(gòu)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(gè)題目，包含教學(xué)策略、課堂管理、學(xué)生參與三個(gè)維度，采用李克特5 點(diǎn)計(jì)分法，從 “完全不同意、不同意、一般、同意到完全同意” 分別計(jì)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(shù)為0.954，三個(gè)維度的Cronbach’s alpha 系數(shù)分別為0.905、0.925、0.913。考慮到樣本為大樣本，Multivariate 的Kurtosis 對(duì)應(yīng)的C.R.為182.790，遠(yuǎn)大于5，呈多元非正態(tài)。經(jīng)Bollen-Stine bootstrap 修正后的驗(yàn)證性因素分析的結(jié)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(jié)構(gòu)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(gè)題目，包括內(nèi)在滿意度、外在滿意度兩個(gè)維度，采用李克特5 點(diǎn)計(jì)分法，從 “非常不符合、比較不符合、有點(diǎn)符合、比較符合到非常符合” 分別計(jì)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(shù)為0.949，兩個(gè)維度的Cronbach’s alpha 系數(shù)分別為0.933、0.908。考慮到樣本為大樣本，Multivariate 的Kurtosis 對(duì)應(yīng)的C.R.為131.694，遠(yuǎn)大于5，呈多元非正態(tài)。經(jīng)Bollen-Stine bootstrap 修正后的驗(yàn)證性因素分析的結(jié) 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(jié)構(gòu)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(diào)校意向和換職意向兩個(gè)維度，采用李克特5 點(diǎn)計(jì)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(jì)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(shù) 為0.922，兩 個(gè) 維 度 的Cronbach’s alpha系數(shù)分別為0.917、0.941。考慮到樣本為大樣本，Multivariate 的Kurtosis 對(duì) 應(yīng) 的C.R.為125.794， 遠(yuǎn)大于5，呈多元非正態(tài)。經(jīng)Bollen-Stine bootstrap 修正后的驗(yàn)證性因素分析的結(jié)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(jié)構(gòu)效度。
（三）研究程序及數(shù)據(jù)分析
在贛州市教育教學(xué)科學(xué)研究所一名語(yǔ)文教研員的大力支持下開(kāi)展數(shù)據(jù)收集，由該教研員將問(wèn)卷發(fā)放在贛州市小學(xué)語(yǔ)文教研微信群中，強(qiáng)調(diào)了調(diào)查對(duì)象為鄉(xiāng)村小學(xué)教師，即鄉(xiāng)鎮(zhèn)級(jí)以下小學(xué)的教師，再由各區(qū)縣教研員組織相應(yīng)的老師填寫，堅(jiān)持自愿原則，匿名作答。采用SPSS 26.0 進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)、差異檢驗(yàn)、描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)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(rèn)同和離職傾向間的中介效應(yīng)。［25］
二、研究結(jié)果
（一）共同方法偏差檢驗(yàn)
采用Harman 單因素檢驗(yàn)法，在SPSS 26.0 軟件中，將身份認(rèn)同、自我效能感、工作滿意度、離職傾向量表的所有題項(xiàng)放在一起進(jìn)行探索性因素分析。結(jié)果提取出6 個(gè)特征根大于1 的因子，第一個(gè)因子解釋總變異的39.74%（小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)），故本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。［26］
（二）研究變量在人口學(xué)變量上的差異檢驗(yàn)
將鄉(xiāng)村小學(xué)教師身份認(rèn)同、自我效能感、工作滿意度、離職傾向四個(gè)研究變量做性別、年齡、教齡、學(xué)歷、職稱、職位等人口學(xué)變量上的差異檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表1。差異檢驗(yàn)的結(jié)果表明，鄉(xiāng)村小學(xué)身份認(rèn)同、自我效能感、工作滿意度、離職傾向在性別、年齡、教齡、學(xué)歷、職稱上均有顯著差異，身份認(rèn)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(méi)有顯著差異。
表1 各人口學(xué)統(tǒng)計(jì)變量在各研究變量上的差異比較（M±SD）（N=2042）
續(xù)表
（三）研究變量的相關(guān)分析
根據(jù)差異檢驗(yàn)的結(jié)果，離職傾向在職位上無(wú)顯著差異，在性別、年齡、教齡、學(xué)歷、職稱上均有顯著差異，故將其設(shè)為控制變量。對(duì)身份認(rèn)同、自我效能感、工作滿意度和離職傾向進(jìn)行偏相關(guān)分析，結(jié)果見(jiàn)表2。結(jié)果表明，身份認(rèn)同與自我效能感、工作滿意度均呈顯著正相關(guān)（P＜0.001），工作滿意度與自我效能感呈顯著正相關(guān)（P＜0.001），離職傾向與身份認(rèn)同、自我效能感、工作滿意度均呈顯著的負(fù)相關(guān)（相關(guān)系數(shù)為負(fù)數(shù)，且P＜0.001）。
表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果和相關(guān)分析（N=2042）
（四）身份認(rèn)同與離職傾向：鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗(yàn)
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(rèn)同和離職傾向之間的中介作用。在控制了性別、年齡、教齡、學(xué)歷、職稱等人口學(xué)變量后，回歸分析結(jié)果見(jiàn)表3。身份認(rèn)同顯著負(fù)向預(yù)測(cè)鄉(xiāng)村小學(xué)教師離 職 傾 向（β=-0.383，t=-10.292，P＜0.001）。 同時(shí)，身份認(rèn)同對(duì)自我效能感和工作滿意度的正向預(yù)測(cè)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(duì)鄉(xiāng)村小學(xué)教師離職傾向的正向預(yù)測(cè)作用顯著（β=0.055，t=2.323，P＜0.05），工作滿意度顯著負(fù)向預(yù)測(cè)鄉(xiāng)村小學(xué)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(guān)系的回歸分析表
對(duì)身份認(rèn)同、自我效能感、工作滿意度、離職傾向四個(gè)變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，采用偏差校正的Bootstrap 法，重復(fù)抽樣5 000 次，對(duì)自我效能感和工作滿意度的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果見(jiàn)表4 和圖1。身份認(rèn)同對(duì)離職傾向的直接效應(yīng)值為-0.383（95%CI=［-0.456，-0.310］），95%的置信區(qū)間不包含0，直接效應(yīng)顯著，占總效應(yīng)的78.16%。說(shuō)明身份認(rèn)同能負(fù)向預(yù)測(cè)鄉(xiāng)村小學(xué)教師離職傾向。因此，假設(shè)1 得到支持。身份認(rèn)同對(duì)離職傾向的總效應(yīng)值為-0.490（95%CI=［-0.528，-0.452］），95%的 置信區(qū)間不包含0，總效應(yīng)顯著。身份認(rèn)同和離職傾向之間的總間接效應(yīng)值為-0.107（95%CI=［-0.178， -0.035］），95%的置信區(qū)間不包含0，中介作用顯著，占總效應(yīng)的21.84%。中介效應(yīng)具體由三條路徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)組成：身份認(rèn)同→自我效能感→離職傾向的效應(yīng)值為0.031（95%CI=［0.004，0.057］）（路徑1）、身份認(rèn)同→自我效能感→工作滿意度→ 離職傾向的效應(yīng)值為-0.008（95%CI=［-0.014，-0.004］）（路徑2）、身份認(rèn)同 →工作滿意度→離職 傾 向 的 效 應(yīng) 值 為-0.130（95%CI=［-0.194， -0.066］）（路徑3）。
圖1 鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ蛨D
表4 中介效應(yīng)分析表
其中，路徑1 的效應(yīng)值為0.031（95%CI=［0.004，0.057］），95%的置信區(qū)間不包含0，中介效應(yīng)顯著，自我效能感在身份認(rèn)同與離職傾向之間存在中介作用。因此，假設(shè)2 得到支持。但路徑1 的效應(yīng)值為正值，與直接效應(yīng)值（-0.383）、總效應(yīng)值（-0.490）的符號(hào)均相反，這說(shuō)明自我效能感在身份認(rèn)同與離職傾向之間存在遮掩效應(yīng)。根據(jù)溫忠麟等處理遮掩效應(yīng)的方法計(jì)算該路徑的效應(yīng)量為|ab/c’|=|0.562×0.055/（-0.383）|= 8.07%。［27］路徑2 效應(yīng)值為-0.008（95%CI=［-0.014， -0.004］），95%的置信區(qū)間不包含0，中介效應(yīng)顯著，占總效應(yīng)的1.63%。自我效能感和工作滿意度在身份認(rèn)同與離職傾向之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩Ｒ虼耍僭O(shè)4 得到支持。路徑3 的效應(yīng)值為-0.130（95%CI=［-0.194，-0.066］），95%的置信區(qū)間不包含0，中介效應(yīng)顯著，占總效應(yīng)的26.53%。工作滿意度在身份認(rèn)同與離職傾向之間起中介作用。因此，假設(shè)3 得到支持。
三、討論
（一）研究變量在人口學(xué)統(tǒng)計(jì)變量上的差異分析
從差異檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，鄉(xiāng)村小學(xué)男教師離職傾向高于女教師。這符合我國(guó)當(dāng)前小學(xué)女教師占比達(dá)七成這一現(xiàn)實(shí)，也與民眾的傳統(tǒng)觀念 “女性適合做老師” 相符。大多數(shù)人都認(rèn)為，教師職業(yè)穩(wěn)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(duì)差的偏遠(yuǎn)的鄉(xiāng)村的小學(xué)女教師，離職傾向也更低。而鄉(xiāng)村小學(xué)男教師，在高消費(fèi)、生活成本巨大和鄉(xiāng)村小學(xué)教師社會(huì)地位、工資待遇偏低的雙重境遇之下，更易產(chǎn)生離職傾向，他們會(huì)傾向于通過(guò)考進(jìn)城、考研等方式謀求更好的發(fā)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(yè)的問(wèn)題，鄉(xiāng)村小學(xué)教師的社會(huì)地位、工資待遇、職稱評(píng)定等都是劣勢(shì)，自然而然，他們想跳出去尋求更好的發(fā)展，離職傾向就會(huì)更高。學(xué)歷方面，鄉(xiāng)村小學(xué)教師離職傾向由低到高排序依次為專科、本科、研究生，學(xué)歷越高，意味著有更多的選擇機(jī)會(huì)，離職傾向會(huì)越高。職稱為二級(jí)的教師離職傾向最高，因?yàn)槁毞Q比例的限制，年輕教師覺(jué)得事業(yè)發(fā)展受限，離職傾向就會(huì)更高。
（二）鄉(xiāng)村小學(xué)教師身份認(rèn)同對(duì)離職傾向的負(fù)向影響
本研究結(jié)果顯示，鄉(xiāng)村小學(xué)教師身份認(rèn)同能顯著負(fù)向預(yù)測(cè)離職傾向。換言之，鄉(xiāng)村小學(xué)教師身份認(rèn)同越高，其離職傾向越低；鄉(xiāng)村小學(xué)教師身份認(rèn)同越低，其離職傾向越高。這一結(jié)果與已有的研究結(jié)果一致。［28］鄉(xiāng)村小學(xué)教師身份認(rèn)同，是由鄉(xiāng)村小學(xué)教師自身賦予其意義的，鄉(xiāng)村小學(xué)教師如何看待自己的這一身份，會(huì)影響其對(duì)自己的所見(jiàn)所聞所做賦予意義。［29］鄉(xiāng)村小學(xué)教師對(duì)自己的身份越認(rèn)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(dān)的角色的責(zé)任，教育教學(xué)工作的主動(dòng)性、積極性會(huì)更高，容易收獲領(lǐng)導(dǎo)、同事、學(xué)生的好評(píng)，能體驗(yàn)到工作本身帶來(lái)的快樂(lè)與幸福，會(huì)堅(jiān)定扎根鄉(xiāng)村教育的信念。
（三）自我效能感在身份認(rèn)同與離職傾向之間的中介作用
本研究發(fā)現(xiàn)，鄉(xiāng)村小學(xué)教師自我效能感在身份認(rèn)同與離職傾向之間存在中介作用。鄉(xiāng)村小學(xué)教師身份認(rèn)同越高，自我效能感越高，這一點(diǎn)和以往研究一致。［30］鄉(xiāng)村小學(xué)教師身份認(rèn)同越高，就更能感受到自己所從事的工作帶來(lái)的積極意義，獲得積極的情緒體驗(yàn)，越能把工作干好，也會(huì)相信自己有能力干好工作，自我效能感就會(huì)越強(qiáng)。自我效能感在身份認(rèn)同與離職傾向之間存在遮掩效應(yīng)，這可能與我們直接測(cè)量自我效能感有關(guān)。馬浩基于對(duì)新生代知識(shí)型員工的研究發(fā)現(xiàn)，新生代員工較低水平一般自我效能感與離職傾向成負(fù)向相關(guān)，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(guān)。［31］在本研究中，鄉(xiāng)村小學(xué)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(huì)覺(jué)得自己應(yīng)該去更好的平臺(tái)發(fā)展，不滿足于現(xiàn)狀，離職傾向就會(huì)更高。
（四）工作滿意度在身份認(rèn)同與離職傾向之間的中介作用
本研究發(fā)現(xiàn)，鄉(xiāng)村小學(xué)教師工作滿意度在身份認(rèn)同與離職傾向之間起中介作用。鄉(xiāng)村小學(xué)教師身份認(rèn)同越高，工作滿意度也越高，離職傾向越低。這一點(diǎn)和已有的研究結(jié)果一致。［32］一方面，教師身份認(rèn)同越高，越能對(duì)其工作賦予積極的意義［33］，對(duì)工作感到滿意；另一方面，工作滿意度越高，工作中的干勁會(huì)更足，越能找到自己的價(jià)值，離職傾向會(huì)更低。
（五）自我效能感和工作滿意度在身份認(rèn)同與離職傾向之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>
基于社會(huì)認(rèn)同理論及前文的分析，身份認(rèn)同高的鄉(xiāng)村小學(xué)教師，對(duì)自己 “鄉(xiāng)村小學(xué)教師” 這一制度賦予的身份的歸屬感、認(rèn)同感更強(qiáng)，在工作中能賦予其積極意義，充分發(fā)揮自身的主觀能動(dòng)性，堅(jiān)信自己有能力干好自己的工作，有更強(qiáng)的自我效能感，對(duì)工作感到滿意，降低離職傾向。
本研究探討了身份認(rèn)同對(duì)鄉(xiāng)村小學(xué)教師離職傾向的影響及作用機(jī)制，證實(shí)了身份認(rèn)同不僅會(huì)直接影響鄉(xiāng)村小學(xué)教師離職傾向，也會(huì)通過(guò)自我效能感或工作滿意度的簡(jiǎn)單中介作用和自我效能感和工作滿意度的鏈?zhǔn)街薪閷?duì)離職傾向產(chǎn)生影響。同時(shí)，揭示了不同效能感水平的鄉(xiāng)村小學(xué)教師的離職傾向是不一樣的，在實(shí)踐中應(yīng)關(guān)注鄉(xiāng)村小學(xué)教師效能感水平，深化相關(guān)研究，為鄉(xiāng)村小學(xué)教師隊(duì)伍的穩(wěn)定性建設(shè)提供實(shí)證依據(jù)。但是，本研究主要采用的是橫斷面進(jìn)行調(diào)查的，可能難以全面反映因果關(guān)系，未來(lái)研究應(yīng)加強(qiáng)縱向研究。
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董 蕓
（宜春幼兒師范高等專科學(xué)校 學(xué)前教育學(xué)院，江西 宜春 336000）
《2022 年中國(guó)鄉(xiāng)村教育發(fā)展報(bào)告》（以下簡(jiǎn)稱 “ 《報(bào)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(xué)條件的不斷完善，我國(guó)鄉(xiāng)村教育質(zhì)量得到了較大提升，鄉(xiāng)村教育發(fā)展邁入新臺(tái)階。在新階段，鄉(xiāng)村教育振興是推動(dòng)鄉(xiāng)村振興的深層動(dòng)力，其根本保障是鄉(xiāng)村教師發(fā)展。《報(bào)告》對(duì)鄉(xiāng)村教育的現(xiàn)狀調(diào)研發(fā)現(xiàn)，鄉(xiāng)村教師面臨多重壓力，教師流動(dòng)性較高。［1］鄉(xiāng)村小學(xué)教師身份認(rèn)同作為影響教師個(gè)體行為的內(nèi)在因素，會(huì)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(tǒng)研究鄉(xiāng)村小學(xué)教師的身份認(rèn)同和離職傾向的關(guān)系，為鄉(xiāng)村小學(xué)教師隊(duì)伍的穩(wěn)定提供實(shí)證依據(jù)。
鄉(xiāng)村小學(xué)教師身份認(rèn)同是鄉(xiāng)村小學(xué)教師對(duì) “我是誰(shuí)” “我何以屬于教師群體” “我將要成為誰(shuí)” 等問(wèn)題的理解和確認(rèn)。［2］陳迎雪通過(guò)對(duì)山東省W 市的316位農(nóng)村小學(xué)教師的問(wèn)卷調(diào)查發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村小學(xué)教師的身份認(rèn)同水平一般，但沒(méi)有達(dá)到認(rèn)同危機(jī)的程度。［3］桂海欽通過(guò)對(duì)湖北省H 市鄉(xiāng)村教師的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，該群體身份認(rèn)同在建構(gòu)過(guò)程中呈現(xiàn)出危機(jī)。［4］
離職傾向也叫離職意向，指員工在某單位工作一段時(shí)間后經(jīng)審慎思考蓄意要離開(kāi)單位的意圖。［5］學(xué)者們認(rèn)為離職傾向能預(yù)測(cè)離職行為。［6-7］馬銳華通過(guò)對(duì)大學(xué)生村官的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，身份認(rèn)同與離職傾向有負(fù)相關(guān)關(guān)系。［8］國(guó)內(nèi)學(xué)者發(fā)現(xiàn)，教師職業(yè)認(rèn)同與離職意向之間有著顯著的負(fù)相關(guān)［9］，這和國(guó)外研究結(jié)論一致，即教師職業(yè)認(rèn)同越高，離職傾向越低。［10-12］據(jù)此，提出假設(shè)1：身份認(rèn)同能負(fù)向預(yù)測(cè)鄉(xiāng)村小學(xué)教師離職傾向。
自我效能感，指的是 “個(gè)體對(duì)自己有能力完成某一行為所進(jìn)行的推測(cè)與判斷” ，是 “人們對(duì)自身能否利用所擁有的技能去完成某項(xiàng)工作行為的自信程度” 。［13］研究表明，教師身份認(rèn)同越高，自我效能感越高。［14-15］任子瑜發(fā)現(xiàn)，知識(shí)型員工自我效能感對(duì)離職傾向具有顯著的負(fù)向影響關(guān)系。［16］據(jù)此，提出假設(shè)2：自我效能感是身份認(rèn)同與離職傾向之間的中介變量。
工作滿意度，指的是員工內(nèi)在心理對(duì)外在工作各個(gè)因素的看法。［17］索薩-波薩和亨內(nèi)伯格發(fā)現(xiàn)工作滿意度對(duì)離職意向有較大的解釋力。［18］國(guó)內(nèi)學(xué)者基于調(diào)查發(fā)現(xiàn)，工作滿意度能夠顯著負(fù)向預(yù)測(cè)鄉(xiāng)村教師的離職傾向。［19］許多研究表明，教師身份認(rèn)同越高，工作滿意度越高，教師的離職傾向越低。據(jù)此，提出假設(shè)3：工作滿意度是身份認(rèn)同與離職傾向之間的中介變量。
教師身份認(rèn)同能增強(qiáng)教師的自我效能感，教師的身份認(rèn)同越高，其自我效能感就會(huì)得到加強(qiáng)，越有自信能把工作干好，最終更容易取得事業(yè)上的成就，帶來(lái)事業(yè)上的成就感，從而對(duì)工作感到滿意，增強(qiáng)工作滿意度。［20］社會(huì)認(rèn)同理論認(rèn)為，群體成員將內(nèi)群體與相關(guān)外群體進(jìn)行有利比較，從而獲得一種積極的社會(huì)認(rèn)同，增強(qiáng)自己的自尊。如果沒(méi)有獲得滿意的社會(huì)認(rèn)同，他們就會(huì)試圖離開(kāi)所屬群體。鄉(xiāng)村小學(xué)教師積極融入鄉(xiāng)村小學(xué)教育教學(xué)之中，并產(chǎn)生身份認(rèn)同，更有助于激發(fā)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(duì)工作感到滿意，身份認(rèn)同會(huì)得到強(qiáng)化，早期出現(xiàn)的離職傾向可能會(huì)被消解。據(jù)此，提出假設(shè)4：自我效能感、工作滿意度在身份認(rèn)同對(duì)離職傾向的影響中起鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。
一、對(duì)象與方法
（一）研究對(duì)象
采用方便抽樣法對(duì)江西省贛州市鄉(xiāng)村小學(xué)進(jìn)行線上問(wèn)卷調(diào)查，回收問(wèn)卷2461 份，剔除無(wú)效問(wèn)卷，最終保留2042 份問(wèn)卷，有效問(wèn)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(xué)歷為專科有707 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(píng)定有281 名（13.8%），三級(jí)有81 名（4.0%），二級(jí)有861 名（42.2%），一級(jí)有729（35.7%），高級(jí)有90名（4.4%）；職位為普通教師有1703 名（83.4%），年級(jí)組長(zhǎng)有34 名（1.7%），教導(dǎo)主任有97 名（4.8%），教研組長(zhǎng)有97 名（4.8%），校長(zhǎng)或副校長(zhǎng)有111 名（5.4%）。
（二）研究工具
1. 教師身份認(rèn)同量表
采用陳迎雪編制的農(nóng)村小學(xué)教師身份認(rèn)同量表，共24 個(gè)題目，包括職業(yè)認(rèn)同、專業(yè)認(rèn)同、環(huán)境認(rèn)同、社會(huì)認(rèn)同四個(gè)維度，采用李克特5 點(diǎn)計(jì)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(jì)1—5 分，得分越高，表明教師身份認(rèn)同越高。該量表在本研究中Cronbach’s alpha 系數(shù)為0.940，四個(gè)維度的Cronbach’s alpha 系數(shù)分別為0.823、0.819、0.844、0.820。考慮到樣本為大樣本，Multivariate 的Kurtosis 對(duì) 應(yīng) 的C.R.為152.687， 遠(yuǎn)大于5，呈多元非正態(tài)。［21］經(jīng)Bollen-Stine bootstrap修正后的驗(yàn)證性因素分析的結(jié)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(jié)構(gòu)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(gè)題目，包含教學(xué)策略、課堂管理、學(xué)生參與三個(gè)維度，采用李克特5 點(diǎn)計(jì)分法，從 “完全不同意、不同意、一般、同意到完全同意” 分別計(jì)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(shù)為0.954，三個(gè)維度的Cronbach’s alpha 系數(shù)分別為0.905、0.925、0.913。考慮到樣本為大樣本，Multivariate 的Kurtosis 對(duì)應(yīng)的C.R.為182.790，遠(yuǎn)大于5，呈多元非正態(tài)。經(jīng)Bollen-Stine bootstrap 修正后的驗(yàn)證性因素分析的結(jié)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(jié)構(gòu)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(gè)題目，包括內(nèi)在滿意度、外在滿意度兩個(gè)維度，采用李克特5 點(diǎn)計(jì)分法，從 “非常不符合、比較不符合、有點(diǎn)符合、比較符合到非常符合” 分別計(jì)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(shù)為0.949，兩個(gè)維度的Cronbach’s alpha 系數(shù)分別為0.933、0.908。考慮到樣本為大樣本，Multivariate 的Kurtosis 對(duì)應(yīng)的C.R.為131.694，遠(yuǎn)大于5，呈多元非正態(tài)。經(jīng)Bollen-Stine bootstrap 修正后的驗(yàn)證性因素分析的結(jié) 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(jié)構(gòu)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(diào)校意向和換職意向兩個(gè)維度，采用李克特5 點(diǎn)計(jì)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(jì)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(shù) 為0.922，兩 個(gè) 維 度 的Cronbach’s alpha系數(shù)分別為0.917、0.941。考慮到樣本為大樣本，Multivariate 的Kurtosis 對(duì) 應(yīng) 的C.R.為125.794， 遠(yuǎn)大于5，呈多元非正態(tài)。經(jīng)Bollen-Stine bootstrap 修正后的驗(yàn)證性因素分析的結(jié)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(jié)構(gòu)效度。
（三）研究程序及數(shù)據(jù)分析
在贛州市教育教學(xué)科學(xué)研究所一名語(yǔ)文教研員的大力支持下開(kāi)展數(shù)據(jù)收集，由該教研員將問(wèn)卷發(fā)放在贛州市小學(xué)語(yǔ)文教研微信群中，強(qiáng)調(diào)了調(diào)查對(duì)象為鄉(xiāng)村小學(xué)教師，即鄉(xiāng)鎮(zhèn)級(jí)以下小學(xué)的教師，再由各區(qū)縣教研員組織相應(yīng)的老師填寫，堅(jiān)持自愿原則，匿名作答。采用SPSS 26.0 進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)、差異檢驗(yàn)、描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)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(rèn)同和離職傾向間的中介效應(yīng)。［25］
二、研究結(jié)果
（一）共同方法偏差檢驗(yàn)
采用Harman 單因素檢驗(yàn)法，在SPSS 26.0 軟件中，將身份認(rèn)同、自我效能感、工作滿意度、離職傾向量表的所有題項(xiàng)放在一起進(jìn)行探索性因素分析。結(jié)果提取出6 個(gè)特征根大于1 的因子，第一個(gè)因子解釋總變異的39.74%（小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)），故本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。［26］
（二）研究變量在人口學(xué)變量上的差異檢驗(yàn)
將鄉(xiāng)村小學(xué)教師身份認(rèn)同、自我效能感、工作滿意度、離職傾向四個(gè)研究變量做性別、年齡、教齡、學(xué)歷、職稱、職位等人口學(xué)變量上的差異檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表1。差異檢驗(yàn)的結(jié)果表明，鄉(xiāng)村小學(xué)身份認(rèn)同、自我效能感、工作滿意度、離職傾向在性別、年齡、教齡、學(xué)歷、職稱上均有顯著差異，身份認(rèn)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(méi)有顯著差異。
表1 各人口學(xué)統(tǒng)計(jì)變量在各研究變量上的差異比較（M±SD）（N=2042）
續(xù)表
（三）研究變量的相關(guān)分析
根據(jù)差異檢驗(yàn)的結(jié)果，離職傾向在職位上無(wú)顯著差異，在性別、年齡、教齡、學(xué)歷、職稱上均有顯著差異，故將其設(shè)為控制變量。對(duì)身份認(rèn)同、自我效能感、工作滿意度和離職傾向進(jìn)行偏相關(guān)分析，結(jié)果見(jiàn)表2。結(jié)果表明，身份認(rèn)同與自我效能感、工作滿意度均呈顯著正相關(guān)（P＜0.001），工作滿意度與自我效能感呈顯著正相關(guān)（P＜0.001），離職傾向與身份認(rèn)同、自我效能感、工作滿意度均呈顯著的負(fù)相關(guān)（相關(guān)系數(shù)為負(fù)數(shù)，且P＜0.001）。
表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果和相關(guān)分析（N=2042）
（四）身份認(rèn)同與離職傾向：鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗(yàn)
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(rèn)同和離職傾向之間的中介作用。在控制了性別、年齡、教齡、學(xué)歷、職稱等人口學(xué)變量后，回歸分析結(jié)果見(jiàn)表3。身份認(rèn)同顯著負(fù)向預(yù)測(cè)鄉(xiāng)村小學(xué)教師離 職 傾 向（β=-0.383，t=-10.292，P＜0.001）。 同時(shí)，身份認(rèn)同對(duì)自我效能感和工作滿意度的正向預(yù)測(cè)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(duì)鄉(xiāng)村小學(xué)教師離職傾向的正向預(yù)測(cè)作用顯著（β=0.055，t=2.323，P＜0.05），工作滿意度顯著負(fù)向預(yù)測(cè)鄉(xiāng)村小學(xué)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(guān)系的回歸分析表
對(duì)身份認(rèn)同、自我效能感、工作滿意度、離職傾向四個(gè)變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，采用偏差校正的Bootstrap 法，重復(fù)抽樣5 000 次，對(duì)自我效能感和工作滿意度的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果見(jiàn)表4 和圖1。身份認(rèn)同對(duì)離職傾向的直接效應(yīng)值為-0.383（95%CI=［-0.456，-0.310］），95%的置信區(qū)間不包含0，直接效應(yīng)顯著，占總效應(yīng)的78.16%。說(shuō)明身份認(rèn)同能負(fù)向預(yù)測(cè)鄉(xiāng)村小學(xué)教師離職傾向。因此，假設(shè)1 得到支持。身份認(rèn)同對(duì)離職傾向的總效應(yīng)值為-0.490（95%CI=［-0.528，-0.452］），95%的 置信區(qū)間不包含0，總效應(yīng)顯著。身份認(rèn)同和離職傾向之間的總間接效應(yīng)值為-0.107（95%CI=［-0.178， -0.035］），95%的置信區(qū)間不包含0，中介作用顯著，占總效應(yīng)的21.84%。中介效應(yīng)具體由三條路徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)組成：身份認(rèn)同→自我效能感→離職傾向的效應(yīng)值為0.031（95%CI=［0.004，0.057］）（路徑1）、身份認(rèn)同→自我效能感→工作滿意度→ 離職傾向的效應(yīng)值為-0.008（95%CI=［-0.014，-0.004］）（路徑2）、身份認(rèn)同 →工作滿意度→離職 傾 向 的 效 應(yīng) 值 為-0.130（95%CI=［-0.194， -0.066］）（路徑3）。
圖1 鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ蛨D
表4 中介效應(yīng)分析表
其中，路徑1 的效應(yīng)值為0.031（95%CI=［0.004，0.057］），95%的置信區(qū)間不包含0，中介效應(yīng)顯著，自我效能感在身份認(rèn)同與離職傾向之間存在中介作用。因此，假設(shè)2 得到支持。但路徑1 的效應(yīng)值為正值，與直接效應(yīng)值（-0.383）、總效應(yīng)值（-0.490）的符號(hào)均相反，這說(shuō)明自我效能感在身份認(rèn)同與離職傾向之間存在遮掩效應(yīng)。根據(jù)溫忠麟等處理遮掩效應(yīng)的方法計(jì)算該路徑的效應(yīng)量為|ab/c’|=|0.562×0.055/（-0.383）|= 8.07%。［27］路徑2 效應(yīng)值為-0.008（95%CI=［-0.014， -0.004］），95%的置信區(qū)間不包含0，中介效應(yīng)顯著，占總效應(yīng)的1.63%。自我效能感和工作滿意度在身份認(rèn)同與離職傾向之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩Ｒ虼耍僭O(shè)4 得到支持。路徑3 的效應(yīng)值為-0.130（95%CI=［-0.194，-0.066］），95%的置信區(qū)間不包含0，中介效應(yīng)顯著，占總效應(yīng)的26.53%。工作滿意度在身份認(rèn)同與離職傾向之間起中介作用。因此，假設(shè)3 得到支持。
三、討論
（一）研究變量在人口學(xué)統(tǒng)計(jì)變量上的差異分析
從差異檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，鄉(xiāng)村小學(xué)男教師離職傾向高于女教師。這符合我國(guó)當(dāng)前小學(xué)女教師占比達(dá)七成這一現(xiàn)實(shí)，也與民眾的傳統(tǒng)觀念 “女性適合做老師” 相符。大多數(shù)人都認(rèn)為，教師職業(yè)穩(wěn)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(duì)差的偏遠(yuǎn)的鄉(xiāng)村的小學(xué)女教師，離職傾向也更低。而鄉(xiāng)村小學(xué)男教師，在高消費(fèi)、生活成本巨大和鄉(xiāng)村小學(xué)教師社會(huì)地位、工資待遇偏低的雙重境遇之下，更易產(chǎn)生離職傾向，他們會(huì)傾向于通過(guò)考進(jìn)城、考研等方式謀求更好的發(fā)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(yè)的問(wèn)題，鄉(xiāng)村小學(xué)教師的社會(huì)地位、工資待遇、職稱評(píng)定等都是劣勢(shì)，自然而然，他們想跳出去尋求更好的發(fā)展，離職傾向就會(huì)更高。學(xué)歷方面，鄉(xiāng)村小學(xué)教師離職傾向由低到高排序依次為專科、本科、研究生，學(xué)歷越高，意味著有更多的選擇機(jī)會(huì)，離職傾向會(huì)越高。職稱為二級(jí)的教師離職傾向最高，因?yàn)槁毞Q比例的限制，年輕教師覺(jué)得事業(yè)發(fā)展受限，離職傾向就會(huì)更高。
（二）鄉(xiāng)村小學(xué)教師身份認(rèn)同對(duì)離職傾向的負(fù)向影響
本研究結(jié)果顯示，鄉(xiāng)村小學(xué)教師身份認(rèn)同能顯著負(fù)向預(yù)測(cè)離職傾向。換言之，鄉(xiāng)村小學(xué)教師身份認(rèn)同越高，其離職傾向越低；鄉(xiāng)村小學(xué)教師身份認(rèn)同越低，其離職傾向越高。這一結(jié)果與已有的研究結(jié)果一致。［28］鄉(xiāng)村小學(xué)教師身份認(rèn)同，是由鄉(xiāng)村小學(xué)教師自身賦予其意義的，鄉(xiāng)村小學(xué)教師如何看待自己的這一身份，會(huì)影響其對(duì)自己的所見(jiàn)所聞所做賦予意義。［29］鄉(xiāng)村小學(xué)教師對(duì)自己的身份越認(rèn)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(dān)的角色的責(zé)任，教育教學(xué)工作的主動(dòng)性、積極性會(huì)更高，容易收獲領(lǐng)導(dǎo)、同事、學(xué)生的好評(píng)，能體驗(yàn)到工作本身帶來(lái)的快樂(lè)與幸福，會(huì)堅(jiān)定扎根鄉(xiāng)村教育的信念。
（三）自我效能感在身份認(rèn)同與離職傾向之間的中介作用
本研究發(fā)現(xiàn)，鄉(xiāng)村小學(xué)教師自我效能感在身份認(rèn)同與離職傾向之間存在中介作用。鄉(xiāng)村小學(xué)教師身份認(rèn)同越高，自我效能感越高，這一點(diǎn)和以往研究一致。［30］鄉(xiāng)村小學(xué)教師身份認(rèn)同越高，就更能感受到自己所從事的工作帶來(lái)的積極意義，獲得積極的情緒體驗(yàn)，越能把工作干好，也會(huì)相信自己有能力干好工作，自我效能感就會(huì)越強(qiáng)。自我效能感在身份認(rèn)同與離職傾向之間存在遮掩效應(yīng)，這可能與我們直接測(cè)量自我效能感有關(guān)。馬浩基于對(duì)新生代知識(shí)型員工的研究發(fā)現(xiàn)，新生代員工較低水平一般自我效能感與離職傾向成負(fù)向相關(guān)，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(guān)。［31］在本研究中，鄉(xiāng)村小學(xué)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(huì)覺(jué)得自己應(yīng)該去更好的平臺(tái)發(fā)展，不滿足于現(xiàn)狀，離職傾向就會(huì)更高。
（四）工作滿意度在身份認(rèn)同與離職傾向之間的中介作用
本研究發(fā)現(xiàn)，鄉(xiāng)村小學(xué)教師工作滿意度在身份認(rèn)同與離職傾向之間起中介作用。鄉(xiāng)村小學(xué)教師身份認(rèn)同越高，工作滿意度也越高，離職傾向越低。這一點(diǎn)和已有的研究結(jié)果一致。［32］一方面，教師身份認(rèn)同越高，越能對(duì)其工作賦予積極的意義［33］，對(duì)工作感到滿意；另一方面，工作滿意度越高，工作中的干勁會(huì)更足，越能找到自己的價(jià)值，離職傾向會(huì)更低。
（五）自我效能感和工作滿意度在身份認(rèn)同與離職傾向之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>
基于社會(huì)認(rèn)同理論及前文的分析，身份認(rèn)同高的鄉(xiāng)村小學(xué)教師，對(duì)自己 “鄉(xiāng)村小學(xué)教師” 這一制度賦予的身份的歸屬感、認(rèn)同感更強(qiáng)，在工作中能賦予其積極意義，充分發(fā)揮自身的主觀能動(dòng)性，堅(jiān)信自己有能力干好自己的工作，有更強(qiáng)的自我效能感，對(duì)工作感到滿意，降低離職傾向。
本研究探討了身份認(rèn)同對(duì)鄉(xiāng)村小學(xué)教師離職傾向的影響及作用機(jī)制，證實(shí)了身份認(rèn)同不僅會(huì)直接影響鄉(xiāng)村小學(xué)教師離職傾向，也會(huì)通過(guò)自我效能感或工作滿意度的簡(jiǎn)單中介作用和自我效能感和工作滿意度的鏈?zhǔn)街薪閷?duì)離職傾向產(chǎn)生影響。同時(shí)，揭示了不同效能感水平的鄉(xiāng)村小學(xué)教師的離職傾向是不一樣的，在實(shí)踐中應(yīng)關(guān)注鄉(xiāng)村小學(xué)教師效能感水平，深化相關(guān)研究，為鄉(xiāng)村小學(xué)教師隊(duì)伍的穩(wěn)定性建設(shè)提供實(shí)證依據(jù)。但是，本研究主要采用的是橫斷面進(jìn)行調(diào)查的，可能難以全面反映因果關(guān)系，未來(lái)研究應(yīng)加強(qiáng)縱向研究。
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