工作要求資源框架下的鄉村教師留任意愿研究

摘 要：鄉村教育振興背景下，鄉村教師作為中堅力量，其留任意愿與鄉村教師隊伍穩定密切相關，也間接影響著鄉村教育質量。基于JD-R模型的理論框架，研究鄉村教師所面臨的特定工作特征對其留任意愿的影響機制及邊界條件，其結果表明：工作要求模塊中的工作環境期望差距與角色沖突對鄉村教師的留任意愿產生顯著的負向影響，其中心理韌性起著調節作用;工作資源模塊中的組織支持感與職業認同會對鄉村教師的留任意愿產生顯著的正向影響，其中心理韌性能夠發揮部分中介作用。基于此，有效強化工作資源獲取、合理滿足工作要求及多途徑提升心理韌性水平是穩定教師隊伍的有效策略。

關鍵詞：鄉村教師;留任意愿;工作資源;工作要求;心理韌性

中圖分類號：G650" " " 文獻標識碼：A" " " "文章編號：2097-0692（2023）05-0092-14

高質量的鄉村教育是鄉村振興的關鍵[1]，鄉村教育振興依賴于鄉村教師隊伍的穩定[2]，而教師留任意愿基本決定鄉村教師隊伍的相對穩定性[3]，但鄉村教師“留不住”仍然是困擾鄉村教育的難點所在。如何實現鄉村教師的高質量留任[4]成為促進鄉村教育公平、提升鄉村教育質量發展道路上不得不關注的問題，其對城鄉教育統籌發展和鄉村教育振興也具有重要的意義。教師留任意愿對其留任行為具有重要的預測作用[5]，“留任”成為研究者近年來關注的重點問題之一。研究發現，影響鄉村教師留任意愿的因素是多元化的，涉及個體、學校、社會三個層面。其中，年工資[3]、職業認同[6]、學校內部工作環境、學校周邊環境[3]、組織支持[7]、社會地位及社會支持[8]等對留任意愿具有正向影響，工作壓力[3]、角色沖突[9]、工作量、學校距縣城距離[3]等則對留任意愿具有負向影響。盡管現有研究已經對留任意愿的影響因素進行了較為全面的探析，但對其內部機制的研究尚少，有待進一步探索。另外，對于留任意愿的前因變量的研究，研究者較多地考慮職業導向、政策實施及專業發展等外部情境因素。然而，助力鄉村教師“高質量留任”不僅需要外部的政策支持和條件保障，更需要激發鄉村教師的內生動力[10]。因此，本研究在JD-R理論模型（Job Demand-Resources Model，工作要求—資源模型）的框架下，探討工作要求維度下的工作環境期望差距、角色沖突及工作資源維度下的組織支持感、職業認同與留任意愿之間的內部作用機制，引入心理韌性這一個人內生變量，探究其在機制中發揮的調節與中介作用，試圖從個人資源角度厘清影響鄉村教師留任意愿的內部機制及作用關系，以期豐富鄉村教師留任意愿的相關理論研究，為穩定鄉村教師隊伍建設提供實踐啟示，從而進一步促進鄉村教育高質量發展，助力鄉村振興。

一、理論基礎與文獻綜述

（一）理論基礎

“教師留任”與“教師流動”“教師流失”相對，是指將具有合格資質的教師留在該行業的崗位上，是教師流動及流失的逆過程[11]。“留任”一直是鄉村教師工作現狀的關注焦點之一。基于資源保存理論，JD-R模型提出了“雙路徑”假設。有研究認為，工作要求和資源會導致兩種不同的心理過程，進而影響個體的工作行為傾向[12]。此模型為本研究分析鄉村教師的工作特征、心理特征與留任意愿之間的關系提供了有效的理論框架。基于該模型及現有研究成果，有研究認為，工作要求下的工作環境期望差距與角色沖突會引發教師倦怠感等消極情緒，從而影響其留任意愿[13-14];同時，也有研究認為，工作資源下的組織支持感與職業認同通過作用于教師內部動機，進而產生積極影響，提高其留任意愿[15-16]。此外，現有研究還指出，個人資源也能作為中介或者調節變量作用于JD-R模型[17]。在此之前，資源保存理論提出者霍布福爾（Hobfoll）引入心理韌性，并將其作為一種個人資源用來解釋個體在壓力情境中的心理適應與發展現象[18]。另有研究證實，鄉村教師的留任意愿與其心理承受壓力呈顯著負相關[3]。因此，在JD-R模型中加入心理韌性作為工作特征與留任意愿的中介或調節變量，能夠從個人資源視角更清晰地闡釋影響鄉村教師留任意愿的關鍵因素和內部機制。

（二）文獻綜述

縱觀國內外現有關于鄉村教師留任意愿的研究，內容主要集中在影響因素探析及效應分析兩個方面。本研究將進一步對教師心理韌性相關研究進行梳理。

目前，關于影響因素的研究成果較為豐碩，涉及人口特征[19]、個體因素[3][6]、組織[7][20]、社會[8]等多個方面。在這些研究中，工作環境、角色沖突、組織支持感與職業認同，分別從組織維度、社會維度及職業維度詮釋了鄉村教師所面臨的典型工作特征。付昌奎等指出，工作環境會對鄉村教師留任意愿產生顯著正向影響[3]，該維度的發展水平通過影響教師的基本生理需求，從而作用于教師的工作行為傾向。由于工作環境屬于相對中性的變量，本研究借鑒王聰穎等使用的“工作期望差距”概念，利用“工作環境期望差距”來對鄉村教師面對的工作環境進行描述[21]。“工作環境期望差距”是指工作環境現狀與教師的需求預期存在不對等，同樣會對鄉村教師的留任意愿產生負面影響[22]。Liu等的研究結果得出，鄉村教師面臨的角色沖突會導致其職業角色轉變存在困難，并降低其職業適應性，引發心理矛盾等消極狀態的出現，從而降低其留任意愿，導致辭職或跳槽[9];趙明仁等通過個案研究得出，在鄉村教師感知到較強的組織支持后，其對于組織的承諾明顯增強，從而更愿意留在就職學校[16];蹇世瓊從心理學的視角出發，指出鄉村教師的職業認同水平偏低，即個人自我接納、自尊、自我同一性水平較低，會對其留任選擇產生消極影響[15]。據此可得，工作環境期望差距、角色沖突、組織支持感及職業認同是影響鄉村教師留任意愿的重要因素。

目前，關于探究相關因素對留任意愿影響效應的研究相對較少，學者們基于不同的理論闡述了影響作用的具體機制。基于補償性工資差別理論，姜金秋等研究了鄉村教師生活補助政策通過補助金額、滿意度及認同三條路徑對留任意愿產生的作用效果[23];基于博弈論，周曉嬌等探究了以鄉村教師與政府為主體的留任博弈機制[24];利用社會學習理論，李瓊等揭示了鄉村教師專業發展氛圍對其留任意愿的中介作用機制[25]。此外，學者們還運用了JD-R理論模型對鄉村教師留任意愿進行了探究。徐繼存等引入JD-R理論模型將教師崗位任務進行了細化重構，并就各工作特征與鄉村教師留任意愿之間的關系開展了實證分析[26];彭佳等探究了工作特征變量與留任意愿之間的作用效果，以此來更加精準地把握工作特征變量對于鄉村教師留崗意愿的雙路徑影響[27]。學者的研究對本研究具有很好的借鑒價值，但基于JD-R模型的鄉村教師工作特征與其留任意愿之間產生作用的具體機制仍有待深入探索。

教師心理韌性的研究對于管理和維持教師工作動機具有重要價值[28]。貝爾特曼（Beltman）等指出，留住教師的重點并不在于“角色上的延續”，而應落腳于“高質量留任”，因此需對心理韌性進行研究以確保教師個體的健康發展[29];李瓊等同樣認為，心理復原力使教師能夠應對高期望、壓力和挑戰性的環境，并保持他們在教學中的熱情和動力[30]。值得一提的是，在鄉村振興戰略實施的政策背景下，需要重視鄉村教師在鄉村教育振興中發揮的主體作用，因而有關其生存處境的研究也一直都是學術界不斷推進的話題，但前人較多地關注該群體的流動及流失狀況，從工作幸福感[31]、工作滿意度[32]、專業發展[33]及身份認同[34]等角度論述如何應對鄉村教師短缺的現實危機。然而，鄉村教師作為教師隊伍中的邊緣群體，他們能夠長期堅守農村，在教育資源有限且相對落后的情況下留下來默默從教，其本身所具備的抗拒不利情境并恢復正常適應性的能力，即心理韌性，對教師安心留任所產生的作用更值得關注[35]。

綜上所述，本研究將上述提及的工作環境期望差距、角色沖突、組織支持感及職業認同四個變量納入JD-R理論模型的工作特征模塊中。同時，鑒于JD-R模型存在僅考慮工作資源而忽視個人資源的片面性問題[17]，本研究將心理韌性作為一種個體資源引入研究模型[36]，形成“工作要求與工作資源—心理韌性—工作行為傾向”的研究框架，這對于豐富教師復原力的相關理論研究、優化鄉村教育政策和實踐都具有重要意義。

二、研究假設

（一）工作要求與留任意愿

JD-R模型中的一個核心假設是：高工作要求會降低工作動機，并導致負面工作結果[37]。在實際工作中，高工作要求將會導致疲憊、健康等問題，不利于形成工作者的留崗意愿與行為[38]。角色沖突及工作環境與個體需求的不對等，是在工作中消耗個體精力的兩個重要方面[39-40]，均會對鄉村教師留任意愿產生消極影響[13][22]。其中，組織環境的資源條件與個體需求不對等主要體現為，學校所處的地理位置、學校外部環境等工作環境與教師自我需求不匹配。本研究用“工作環境期望差距”這個概念對此進行描述。

1.角色沖突與留任意愿

角色沖突是影響鄉村教師留任的重要因素[13]。有學者通過局部調查發現，90%以上的鄉村青年教師承擔了兩個或兩個以上的非專業角色，這成為他們選擇更換工作或辭職的一個重要原因[9]。一方面，鄉村教師面臨的角色沖突體現在，當鄉村教師入職后，鄉村學校師資力量的薄弱與教師資源的結構性短缺使其不得不面臨多重職業角色之間的身份沖突[41]。例如，一位教師同時負責語文學科及體育學科的教學，這會導致鄉村教師知識教學陷入困境，職業角色轉變存在障礙[42]。另一方面，鄉村教師群體普遍面臨著成家立業、照顧家庭等現實問題[13]。當工作與家庭之間的時間與任務要求無法得到平衡時，即教師的關懷角色和教學角色由于時間和精力有限而相互沖突時[43]，其將會面臨工作干涉家庭和家庭干涉工作的雙重局面。上述兩種不一致所產生的挫敗感使得鄉村教師產生焦慮、厭倦情緒，甚至選擇逃避，導致其留任意愿被削弱[44]。本研究將角色沖突定義為：由于鄉村教師的多重工作角色所帶來的要求或任務之間，以及其與生活中的子女角色、父母角色等所承擔的責任之間產生矛盾，由此引發的沖突。本研究根據以上分析提出研究假設。

H1a：工作要求中的角色沖突與鄉村教師的留任意愿呈顯著負相關。

2.工作環境期望差距與留任意愿

對于鄉村教師而言，留任的關鍵在于其對學校環境的認同，包括對所處生活環境、人文氛圍等的認同[8]。鄉村教師與學校及其環境之間屬于共生關系[45]。現有研究也證實了學校環境對鄉村教師留任意愿有顯著的解釋力[3]，當組織環境與教師現實需求存在不一致時，會導致鄉村教師留任的可能性降低[22]。究其原因，教師個人的職業期待，如工作環境方面的要求未得到滿足，由此產生的違反心理契約的感覺會對他們的工作態度和行為產生負面影響，其留任意愿也面臨被削弱的風險[46]。在現實中，鄉村教師大多來自省內公費師范院校，實習主要在環境優良的城區小學完成，因此缺乏接觸未來實際工作環境的機會，對于未來工作的憧憬較為美好。而真正的鄉村學校大多基礎設施落后、交通不便，并且人文氛圍較差[45]，很多鄉村教師任職后都會存在極大的心理落差，對其崗位及所任職學校缺乏歸屬感與承諾[47]，工作滿意度較低[48]，留任意愿也較弱。本研究將工作環境期望差距定義為：鄉村教師現實所處工作物理環境、人文環境資源條件與其理想環境需求之間的不對等。本研究根據以上分析提出研究假設。

H1b：工作要求中的工作環境期望差距與鄉村教師的留任意愿呈顯著負相關。

（二）工作資源與留任意愿

JD-R模型的假設之一是工作資源具有潛在激勵性，能夠推動形成積極的工作結果[37]。對于教師群體來說，工作資源具有重要的激勵作用，能夠增強其留任意愿[26]。其中，組織支持感[49]與職業認同[26]均屬于教師所擁有的工作資源。

1.組織支持感與留任意愿

組織支持感被視為一種重要的工作資源[16]，能夠強化學校與教師之間的“聯系”與“匹配”[50]，對于教師留任有著積極的影響[47]。根據社會交換與互惠理論，并結合中國員工具備的集體主義精神[51]，當學校清楚地了解鄉村教師所期望的精神和物質需求，并付出努力使其得到滿足時，鄉村教師則會極大地增強自身對于學校的認同感和情感依賴，更愿意長久地留在崗位上盡可能做出貢獻，實現回報的目標。由此可見，教師對于學校關心與重視的感知是導致鄉村教師愿意放棄外在的吸引因素而選擇繼續留任的重要原因[30]。此外，組織對于教師的投入與支持也有利于形成和維持教師的適應能力，激發其朝向目標的更高努力水平[52]。本研究將組織支持感定義為：鄉村教師就學校對他們工作上支持與認可、價值上契合和引領、利益上關心和照顧所形成的感受[16]。本研究根據以上分析提出研究假設。

H2a：工作資源中的組織支持感對鄉村教師的留任意愿具有正向影響。

2.職業認同與留任意愿

已有研究表明，鄉村教師堅守農村的信念更多來自個人的鄉土情懷和職業認同感[26]。換言之，職業認同是影響鄉村教師留任意愿的關鍵因素[9]。現代的鄉村不同于以往，大多鄉村教師游離于鄉村文化之外，進而導致人際關系的淡漠，農村教師與村民之間的親族關系逐漸解體，這些因素都會不可避免地導致鄉村教師的職業認同及價值意識出現危機[53]。職業認同感的下降會導致鄉村教師無法從教書育人中獲得成就感與幸福感[54]，從而使得教師不再愿意留任;反之，對自身職業更加認同的鄉村教師，其在從業過程中會更多地體驗到意義感和使命感，發現職業帶給自己的“召喚”，這能夠使他們對自己所從事的職業有更強的接受程度與熱愛之情[55]，能對其離職傾向起到一定的制衡作用[56]，從而維持穩定的留任意愿。本研究中的職業認同是指鄉村教師個體對其職業的認可和接納，據此表現出相應的行為方式[16]。本研究根據以上分析提出研究假設。

H2b：工作資源中的職業認同對鄉村教師的留任意愿具有正向影響。

（三）心理韌性的作用

教師心理韌性是一種良好的心理品質，指通過利用自身和外界的保護性資源來有效地應對和克服困難，以保持對教育的信念[57]。這一品質在個體與環境互動的過程中產生[58]，與教師的留任意愿息息相關[59]。具體來說，作為個體擁有的積極心理資源及高水平的心理韌性，能夠使教師在具有挑戰性的工作環境下快速適應并獲得發展機會，其有助于教師留任[60]。

本研究的重點在于探究工作資源（職業認同、組織支持感）如何經由心理韌性的中介影響鄉村教師的留任意愿，同時揭示心理韌性在鄉村教師的工作要求（工作環境期望差距、角色沖突）與留任意愿的關系中所發揮的調節作用。

1.心理韌性的中介作用

心理韌性能夠在工作資源的基礎上產生疊加效應，豐厚的資源會使教師更愿意長久地留在組織。根據COR理論（conservation of res-ources theory），資源具有可累積性。因此，個體所累積的積極個人資源在高工作資源環境下會產生疊加效應，更容易激發積極工作行為及結果的產生[17]。一方面，個體可以通過獲得足夠的工作資源來促進心理韌性的產生[61]。具體而言，組織支持與職業認同都可視為心理韌性的保護性因素：組織支持為教師提供在教學領導和行為管理方面的可見和持續的實際支持[28];職業認同則會將教師職業與其情感緊密聯系起來，形成的自我價值感與自信意識[61]均會對心理韌性產生正向影響[62-63]。另一方面，作為一種良好的心理品質，心理韌性對于教師不佳狀態的復原有著積極的影響，能夠緩解鄉村教師與不利職業環境相關的負面情緒與狀態[64]，使其從“被動留下”轉向“主動堅守”。教師心理韌性水平的提高將有助于降低其離職傾向，提升留任意愿[56]，由此可以得出，心理韌性與留任意愿之間也存在正向關系。

綜上所述，工作資源中的組織支持感與職業認同可以通過提升鄉村教師的心理韌性，幫助其減輕不利處境的負面影響，使教師能夠平穩過渡并快速恢復積極的工作狀態，最終提升其留任意愿。本研究根據以上分析提出研究假設。

H3a：心理韌性在組織支持感與鄉村教師的留任意愿之間發揮中介作用。

H3b：心理韌性在職業認同與鄉村教師的留任意愿之間發揮中介作用。

2.心理韌性的調節作用

心理韌性能夠在高工作要求條件下減少個體所承受的心理壓力，從而削弱高工作要求對于留任意愿的負面影響。根據資源保存理論，在資源損失的情況下，資源的補充和增加是十分重要的，于個體而言也更具有價值。工作要求的存在可視為一種資源損耗的過程，對教師留崗意愿具有顯著的副作用。具體來說，高工作要求將會損耗其精神和身體資源，從而可能導致疲憊、健康問題，不利于教師留任[65]。而心理韌性作為一種無形的個體資源，可以幫助教師應對工作中的壓力與困難，并且使教師迅速恢復積極的身心狀態[66]。此時，個體的心理韌性處于被激發狀態[67]。高心理韌性水平的個體在面臨工作要求所導致的資源耗竭情境時，能夠繼續調動、注入積極的個體資源來面對和處理這種情景下所產生的壓力[68]，并且更容易恢復到良好的狀態繼續完成新的工作，進而減少離職傾向，提升留任意愿[66]。

承擔角色的沖突[40]與組織環境的資源條件與個體需求的不對等[38]，被證明是在工作中構成消耗個體精力的工作要求的兩個重要方面。一方面，角色沖突主要來自工作和個人生活的競爭需求，其可能會產生工作“溢出”效應，導致壓力和疲憊，對鄉村教師的工作質量及其工作態度產生負面影響，從而削弱其留任意愿。此時，個人若擁有較高的心理韌性來緩解因工作要求所產生的心理困境，角色沖突對于留任意愿的負向影響將會減弱。另一方面，工作環境期望差距將會導致鄉村教師任職后存在極大的心理落差，導致其對崗位及所任職學校缺乏依戀感與承諾[47]，從而留任意愿也較弱。而有效的心理韌性策略強調，要發揮教師自身對于緩解工作環境中消極方面的作用[69]。高心理韌性的教師可以通過努力適應他們的教學及生活條件，以減少自身的失落感等消極心境對其造成的影響，使得工作環境期望差距對于留任意愿的負向影響被削弱。本研究根據以上分析提出研究假設。

H4a：心理韌性在工作環境期望差距與鄉村教師留任意愿之間起調節作用。具體來說，當心理韌性越強時，工作環境期望差距與留任意愿的負向關系越弱，反之反向。

H4b：心理韌性在角色沖突與鄉村教師留任意愿之間起調節作用。具體來說，當心理韌性越強時，角色沖突與留任意愿的負向關系越弱，反之反向。

本研究的理論模型見圖1。

三、數據來源及研究方法

（一）研究對象

本研究選取來自山區學校、鄉村小學等多類型基層學校的教師作為研究對象，共發放并回收問卷230份，剔除有規律作答及作答時間不合理的部分問卷后，最終獲得有效問卷192份，有效率為83.48%。研究對象中：男教師占比為25.5%，女教師占比為占74.5%;平均年齡28.25±9.43歲;平均教齡5.84±6.02年。研究對象在教齡方面：0～5年131名，比率為68.2%;6～10年30名，比率為15.6%;11～15年15名，比率為7.8%;16～20年6名，比率為3.1%;20年以上10名，比率為5.2%。研究對象在職稱方面：未評職稱的教師89人，比率為46.4%;二級教師58人，比率為30.2%;一級教師32人，比率為16.7%;高級教師13人，比率為6.8%。

（二）研究工具

1.工作環境期望差距量表

由于現有研究還沒有關于鄉村教師“工作環境期望差距”的成熟量表，因此本研究對其進行量表開發。本研究參照李愷等編制的教師工作滿意度量表中的工作環境維度分量表[46]，以及王聰穎等、Kim S等編制的期望差距量表[21][70]，結合鄉村教師工作環境現狀調查[71]及訪談，經預調研因子載荷均高于0.4，進一步利用kaiser標準化最大方差法旋轉數據（KMO=0.890，Ba-rtlett球形檢驗在0.01水平上顯著，適合進行因子分析），抽取得到2個公共因子，根據內容特征將其命名為物理環境期望差距及人文環境期望差距兩個部分，最終形成包括2個維度13個題項的工作環境期望差距量表。利用正式問卷數據進行探索性因子分析可知，13個因素能夠解釋58.12%的方差變異，可以接受[72]232-233。另外，經由驗證性因子分析可得：χ2/df=2.745，CFI=0.917，TLI=0.889，RMSEA=0.096。整個問卷結構效度良好。本研究的兩個分量表內部一致性信度系數α分別為0.857，0.866，總量表信度系數α為0.907。

2.角色沖突量表

角色沖突量表是基于成熟量表進行的再開發。本研究采用李超平等編制的角色壓力量表中的角色沖突維度分量表[73]，以及抽取吳明霞等編制的工作—家庭沖突量表中的題項[74]，經由預調查數據的因子分析最終形成包括7個題項的鄉村教師角色沖突量表。利用正式問卷數據進行探索性因子分析（7個因素能夠解釋66.07%的方差變異）和驗證性因子分析可得：χ2/df=2.651，CFI=0.985，TLI=0.948，RM-SEA=0.093。該量表在本研究中的信度系數α為0.882，表明該量表信效度良好。

3.組織支持感量表

本研究采用劉智強等改編的員工組織支持感量表[75]。該量表經鄭建君等[76]采用，其將研究主體拓展到教師群體，并證明量表具有良好的信效度。該量表包括6個題項。該量表在本研究中的內部一致性信度系數α為0.915。

4.職業認同量表

職業認同量表是基于成熟量表進行的再開發。本研究借鑒張泳[77]與魏淑華等[78]采用的教師職業認同量表，并抽取袁琳等改編的鄉村教師職業使命感題項[79]，形成初始問卷，經由預調查數據的因子分析，最終形成包含10個題項的鄉村教師職業認同量表，利用正式問卷數據進行探索性因子分析（10個因素能夠解釋66.07%的方差變異）和驗證性因子分析可得：χ2/df=2.724，CFI=0.952，TLI=0.923，RMS-EA=0.095。整個問卷結構效度良好。該量表在本研究中的內部一致性信度系數α為0.886。

5.心理韌性量表

本研究采用坎貝爾（Campbell）等編制的包含10個題項的心理韌性量表[80]，嚴格經由“翻譯—回譯”程序將其轉為中文表述。該量表被后人改編，應用于教師主體[81]，具有良好的適用性。由驗證性因子分析可得：χ2/df=1.753，CFI=0.982，TLI=0.972，RMSEA=0.063。整個問卷在本研究中結構效度良好，內部一致性信度系數α為0.927。

6.留任意愿量表

本研究采用“我愿意一直從事這份工作”和“我舍不得離開現在的工作崗位”兩個題項來測量鄉村教師的留任意愿。該量表在本文中的內部一致性信度系數α為0.865。

以上量表均采用5級評分，從“1=非常不符合”到“5=非常符合”。

本研究參考相關留任意愿的文獻[22]，調查中還收集了被試的人口統計學變量，如性別、年齡、教齡、婚姻狀況、受教育程度及職稱等作為控制變量。

（三）數據的統計分析

本研究采用SPSS23.0和AMOS27.0軟件進行數據管理和分析。首先，采用AMOS27.0軟件分別構建了多因子模型與單因子模型，通過比較各模型的擬合程度來驗證變量之間的區分效度;其次，采用主成分分析及潛在方法因子效應控制法對共同方法偏差進行檢驗，結果表明，本研究不存在嚴重的共同方法偏差問題;再次，采用皮爾遜（Pearson）相關性分析來探究各變量之間的相關關系;最后，利用SPSS23.0及其中的PROCESS程序來對假設進行檢驗。

四、研究結果

（一）驗證性因子分析

本研究采用驗證性因子分析的方法進行區分效度檢驗（見表1）。考慮到國際量表的設計原則，樣本量應是題項數量的5～10倍[82]363。因此，本研究受限于樣本數量，分析前按照吳艷等[83]的打包策略，建議將工作環境期望差距按照題目表述及維度“打包”為5項，將職業認同根據CFA結果中誤差相關的MI指數“打包”為7項，將心理韌性按照因子載荷平衡法“打包”為5項。結果顯示，六因子模型的擬合情況最為理想（χ2/df=1.808，RMSEA=0.065，SRMR=0.061，CFI=0.913，TLI=0.902），這表明六個核心變量之間區分效度良好。

（二）共同方法偏差檢驗

由于本研究中的所有問卷都是由教師在同一時間回答，因此很可能存在共同方法偏差。本研究采用了如下方法檢驗共同方法偏差：首先，采用主成分分析檢驗共同方法偏差[84]，結果表明，KMO值為0.881，卡方值為6597.315，顯著性為0.000，適合做因子分析，其中存在7個特征值大于1的公因子，第一個公因子解釋了28.903%的變異，小于40%的臨界值，說明本研究的共同方法偏差可接受[85];其次，在納入共同方法因子后[86]，CFI和TLI的變化小于0.05，RMSEA和SRMR的變化小于0.01，表明加入方法因子后并沒有明顯改變模型擬合數據，同時也說明本研究中不存在嚴重的共同方法偏差[87]。結果見表1。

（三）各變量的描述統計及相關分析

本研究使用SPSS 23.0軟件進行描述性統計和相關性分析，結果見表2和表3。由于發現主要變量兩兩之間有顯著的相關性，本研究有必要通過回歸分析進一步了解它們之間存在的關系，即在控制變量方面，教師教齡與教師身份這兩個變量與其他主要變量之間均不存在顯著相關，而教師年齡、職稱和婚戀狀況與心理韌性、留任意愿之間存在顯著正相關。因此，本研究認為，在模型中有必要將教師年齡、職稱和婚戀狀況加以控制。

（四）假設檢驗結果

本研究主要采用層次回歸分析來檢驗本研究的研究假設，并將年齡、職稱及婚戀狀況作為控制變量，結果見表4和表5。

1.主效應檢驗

其一，檢驗工作要求對留任意愿的影響。在控制了基本人口特征后，角色沖突、工作環境期望差距對鄉村教師留任意愿均具有顯著負向影響（模型7，β=-0.169，plt;0.05;模型8，β=-0.169，plt;0.05）。因此，假設1a與1b都得到支持。

其二，檢驗工作資源對留任意愿的影響。在控制了基本人口特征后，組織支持感、職業認同對鄉村教師留任意愿均具有顯著正向影響（模型10，β=0.472，plt;0.001;模型11，β=0.685，plt;0.001）。因此，假設2a與2b都得到支持。

2.中介效應檢驗

其一，組織支持感對心理韌性具有顯著正向影響（模型2，β=0.476，plt;0.001）。由表5中模型5可得，心理韌性對留任意愿的正向影響顯著（β=0.734，plt;0.001）。將組織支持感與心理韌性同時納入回歸方程后，心理韌性仍顯著正向影響留任意愿（模型12，β=0.446，plt;0.001），組織支持感對于留任意愿的正向影響仍然顯著（模型12，β=0.161，plt;0.05），但其回歸系數有所減少，表明心理韌性在組織支持感與鄉村教師留任意愿之間起部分中介作用。本研究繼續采用PROCESS程序中的model 4檢驗心理韌性的中介效應，將Bootstrap隨機抽樣設定為5 000次。中介效應分析顯示，心理韌性的中介效應為0.286，95%置信區間為（0.176，0.416），達到顯著水平。因此，假設3a得到支持。此外，在加入心理韌性后，組織支持感對留任意愿的影響系數為0.187，95%置信區間為（0.014，0.034）。因此，假設3a仍得到支持。

其二，職業認同對心理韌性具有顯著正向影響（模型3，β=0.640，plt;0.001）。由表5中模型5可得，心理韌性對于留任意愿具有顯著正向影響（β=0.734，plt;0.001）。將職業認同與心理韌性同時納入回歸方程后，心理韌性仍顯著正向影響留任意愿（模型13，β=0.369，plt;0.001），職業認同也仍顯著正向影響留任意愿（模型13，β=0.260，plt;0.01），但其回歸系數有所減少，表明心理韌性在職業認同與鄉村教師留任意愿之間起部分中介作用。本研究繼續采用PROCESS程序中的model 4檢驗心理韌性的中介效應，將Bootstrap隨機抽樣設定為5 000次。中介效應分析顯示，心理韌性的中介效應為0.317，95%置信區間為（0.157，0.491），達到顯著水平。因此，假設3b得到支持。此外，在加入心理韌性后，職業認同對留任意愿的影響系數為0.368，95%置信區間為（0.148，0.588）。因此，假設3b仍得到支持。

3.心理韌性調節作用的檢驗

結合表5中模型6與模型8的結果可得，工作環境期望差距對于留任意愿有負向影響（β=-0.169，plt;0.05），而心理韌性削弱了二者之間的負向影響，結果顯著（β=0.204，△R2=0.02，plt;0.05）。因此，假設4a得到支持。結合表5中模型7與模型9的結果可得，角色沖突對于留任意愿存在負向影響（β=-0.169，plt;0.05），而心理韌性削弱了二者之間的負向影響，結果顯著（β=0.277，△R2=0.043，plt;0.01）。因此，假設4b得到支持。

本研究繼續采用PROCESS程序中的model 1檢驗心理韌性的調節效應，將Bootstrap隨機抽樣設定為5 000次。結果顯示，工作環境期望差距與心理韌性的交互項正向影響留任意愿，結果顯著（β=0.210，p=0.0135），95%置信區間為（0.044，0.376）。因此，假設4a再次得到支持。進行簡單斜率分析可知，如圖2所示：在低心理韌性水平下，工作環境期望差距對鄉村教師留任意愿影響顯著（β=-0.212，plt;0.05），95%置信區間為（-0.390，-0.034）;在高心理韌性水平下，工作環境期望差距對留任意愿影響不顯著（β=0.069，p=0.442），95%置信區間為（-0.108，0.247）。角色沖突與心理韌性交互項正向影響鄉村教師留任意愿，結果顯著（β=0.282，plt;0.001），95%置信區間為（0.130，0.433）。因此，假設4b再次得到支持。進行簡單斜率分析可知，如圖3所示：在低心理韌性水平下，角色沖突對留任意愿影響顯著（β=-0.306，plt;0.001），95%置信區間為（-0.486，-0.127）;在高心理韌性水平下，角色沖突對留任意愿影響不顯著（β=-0.071，p=0.337），95%置信區間為（-0.075，0.217）。

五、結論與啟示

（一）主要研究結論

本研究基于JD-R理論模型，系統考察了工作要求—資源框架下的四個典型工作特征對鄉村教師留任意愿的影響機制和邊界條件。

一方面，作為工作要求的工作環境期望差距與角色沖突會對鄉村教師的留任意愿產生顯著的負向影響，是影響教師留任的危險性因素。由此可見，鄉村教師尤其是初任教師在面臨工作環境與工作角色阻礙工作要求后，會導致心理失衡與精神負擔的出現，從而顯著抑制了其留任意愿水平。本研究也進一步得出，心理韌性能夠削弱工作要求框架下工作環境期望差距，以及角色沖突與鄉村教師留任意愿之間的負向關系。若教師具有更強的心理韌性，其在面臨因工作環境期望差距及角色沖突等工作要求時，由于堅忍的內心與較強的復原力，因而不會輕易離開組織，其留崗的可能性也比一般水平的個體更高。

另一方面，作為工作資源的組織支持感與職業認同會對鄉村教師的留任意愿產生積極影響。其中：組織支持感是組織對于個人的物質及精神支持的體現;職業認同是個人對其所從事職業的心理認可的體現。外部支持與心理支撐的存在，使得鄉村教師對其崗位及組織有更高的認可與承諾，從而更加愿意留任。在此基礎上，本研究進一步證實了組織支持感、職業認同通過心理韌性正向影響鄉村教師留任意愿的作用機制，肯定了心理韌性在保護性因子存在的前提下所發揮的“介導”作用，豐富了以往對于留任意愿的研究中有關個體心理資源的探討，也充實了關于工作要求、工作資源影響留任意愿的心理機制研究。

（二）管理啟示

遵循JD-R理論，并結合實證結果，本研究從工作資源、工作要求、心理韌性三個方面為鄉村教育事業發展提出相應的建議。

1.通過增強組織支持與提升職業認同來強化鄉村教師的工作資源

首先，教育當局應密切關注農村教師在日常工作和專業發展方面的新需求，通過開設反饋與建議入口鼓勵其表達內心訴求。鄉村學校也應定時召開教師座談會收集與合理采納教師代表對于基礎課程優化和學校制度管理所提出的建議，同時關注其個人發展問題，盡力滿足教師在物質與精神兩個層面的合理需求。其次，針對當前農村留守兒童多、鄉村學校條件落后的現狀，教育主管部門和鄉村學校應開展多方位、多角度的師德教育，將農村教師的職業道德、職業理想及心理健康教育融入整個教育和職業管理過程，并對教師在鄉村的任教意愿進行評估，選擇對鄉村教育有熱情的教師候選人投入農村教育事業。最后，學校應努力打造獨特的積極進取、互幫互助的鄉村校園文化，充分發揮鄉村文化資源與學生熱情的推動作用，讓鄉村教師能夠理解與感知鄉村教育事業的意義感和價值，并形成一定的責任意識。

2.通過優化工作環境與緩和角色沖突以滿足鄉村教師的工作要求

首先，就物理環境而言，相關部門應加快促進鄉村學校辦學條件的改善，加快推進鄉村學校教師周轉宿舍建設與住宿環境的改良，同時加大鄉村學校基礎建設的財政投入，改善鄉村學校的教學設施與辦公環境，確保師生在舒適的環境里安心地教與學。其次，就人文環境而言，有關部門應完善鄉村教師職業晉升機制，拓展鄉村教師職業發展通道，同時建立順暢的學校領導與教師聯絡通路，加強上下級的信息交流與傳達，多層次開展學校整體建設。最后，從教師角色出發，有關部門應在了解鄉村地區教師的現實狀況與需求的基礎上，構建適應農村教師發展需要的持續培訓體系，確保不同地區、不同層次的鄉村教師都能參與培訓，以提升其職業適應力與教學勝任力。同時，鄉村學校也應客觀評估教師壓力并合理填補教師編制，努力構建互相協作、取長補短的教師合作體系，從而防止因師資短缺與群體惰性導致現有部分教師承擔過載的角色壓力情況的出現，并在考察不同年齡段教師的需求的基礎上制定具有針對性的差異化支持方案。

3.多途徑提升鄉村教師的心理韌性水平

首先，鄉村學校要重視對教師的心理健康輔導。一方面，學校應組織鄉村教師開展一系列有益于身心的心理健康教育活動，并從中捕捉教師的內心活動，幫助鄉村教師達到自我心理紓解的目的;另一方面，學校可以通過專業心理輔導的方式，了解教師當下所面臨的心理困境，邀請心理專家針對其潛在的心理問題舉辦系列心理健康講座，并為其提供一對一座后咨詢，助其實現心理和諧。其次，學校應構建融洽、輕松、互助的校園文化氛圍，并有序開展除了教學工作以外的團建活動，以增強教師在學校社群中的承諾與歸屬感。最后，教師自身也應重視自我修煉，勞逸結合，通過不斷的學習來認識自己、正視自己、提高自己。

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Rural Teachers Retention Intention under the JD-R Model Framework

——The Role of Psychological Resilience

Zhao Zhongjun， Yao Ling， Zhang Weiwei

（College of Businese， Xiangtan University， Xiangtan Hunan 411105）

Abstract：Under the background of rural education revitalization， the retention intention of teachers， the backbones of rural education， is closely related to the faculty stability， and indirectly affects the quality of rural education. Based on the theoretical framework of JD-R model， this study explores the influence mechanism and boundary conditions of the specific job features on the retention intention. The results show that the work environment expectations and conflicting roles in the Job Demands Module have a significant negative effect on the retention intention， in which the psychological resilience plays a moderating role， while supportive organizations and professional identity in the Job Resources Module have a significant positive effect， in which resilience can play a partial mediating role. The paper proposes strategies of stabilizing the teaching faculty， such as easy access to job resources， meeting teachers demands on their job， improving their resilience through multiple ways.

Key words：rural teachers; retention intention; job resources; job demands; psychological resilience

【責任編輯：趙 穎" " 責任校對：劉振宇】