融合教育氛圍與融合幼兒園教師工作投入的關系：個人-組織匹配的交叉嵌套中介作用

一、問題提出

學前融合教育是指讓有特殊需要的學齡前兒童進入幼兒園，與普通兒童共同接受保育和教育的安置形式，其主要涵蓋以下三個基本意涵：一是為少數殘疾兒童提供個別化干預;二是為處境不利的邊緣兒童（如殘疾兒童）提供強化支持;三是兼顧所有兒童的個性差異與發展需要[2]。從狹義角度來看，融合幼兒園則特指涵蓋有特殊需要兒童的融合試點幼兒園，而該融合試點幼兒園的幼兒教師則為融合幼兒園教師。

融合幼兒園教師工作投入是指融合幼兒園教師在工作中表現出的一種積極且持久的情緒與動機完美交融的心理狀態3，其衍生于學前教育與特殊教育相互交融的教學模式，即有特殊需要兒童的早期教育轉銜體系[4。融合幼兒園教師作為學前融合教育的主要實施者，提高其工作投入水平不僅有助于培養正常兒童的同情心、社會責任感[5，對有特殊需要兒童，尤其是對于那些需花費大量時間進行早期護理和教育的殘疾兒童的認知、社會和情感的發展也有積極作用[6-7]。然而，隨著學者們對融合幼兒園教師工作投入研究的深入，他們發現僅從個人層面出發探討融合幼兒園教師的工作投人是遠遠不夠的。這是因為，殘疾不應被理解為一種統一的“疾病性定義”，即認為所有被歸為“殘疾\"類別的個體都必然共享某種特定的、相似的精神或身體狀況。相反，殘疾的定義來源于殘疾個體所處特定時期存在的社會狀況以及物理和社會環境等其他方面8l。因此，除個人因素外，影響融合幼兒園教師工作投人的因素還包括宏觀層面主流文化（非殘疾人文化）與亞文化（殘疾人文化）之間的差異9]，融合幼兒園教師所屬組織（社區、幼兒園）中的融合教育氛圍、工作需求，以及校長、學生、同事和家長的融合素質[10-12]。此外，巴納特（Barnartt）也進一步指出，個體所處的文化氛圍也會影響殘疾個體和環境之間的相互作用并建立在非殘疾群體對殘疾群體的社會刻板印象之上，即殘疾是由社會障礙造成的，是否殘疾并非僅取決于個人健康狀況[13]。克瑞綺（Kricke）和紐伯特（Neubert）指出，融合教育氛圍是基于嵌套于組織環境中的融合教師態度所“自下而上\"形成的一種積極氛圍[4]。艾多爾（Eldor）結合工作、個人生活和社區背景提出工作投入的增值模型，認為工作投人是個人深刻的身體、情感和認知聯系與其生活環境的結合體[15]。本研究認為人文環境之間存在的細微文化差異也勢必會造成融合幼兒園教師的融合態度存在個體間差異[16-I8]，即如果每個殘疾人所處的社會文化環境不同（如社區、幼兒園），那么每個人可能需要的支持類型也不同。這也意味著，生活在不同社區（由若干生活在融合幼兒園教師周邊的群眾所形成的一個生活上相互關聯的大集體，比如開發區與舊城區）文化背景下的融合幼兒園教師對殘疾的定義以及對融合教育的包容性勢必有所差異，且存在不同水平的態度流動性8。因此，生活在不同社區、工作在不同融合幼兒園的融合幼兒園教師的融合教育態度勢必受到不同地域文化差異的影響。

個人-組織匹配是指個人和組織間相互融合和兼容的過程，包含價值觀匹配、需求-供給匹配和要求-能力匹配三方面[。早期研究表明，融合幼兒園教師與所屬組織的匹配度反映了雙方良性互動質量的高低。個體-環境匹配理論為理解教師在環境中的工作投入體驗提供了重要依據。該理論指出，當融合幼兒園教師的個人特質和組織的需求高度一致時，雙方能夠形成良好的合作關系，從而提高教育質量并降低教師流失率[20;相反，融合幼兒園教師的個人特質與組織的要求、價值觀及需求不匹配則可能導致職業倦怠和工作投入水平的下降2l。因此，只有當融合幼兒園教師與融合幼兒園之間的匹配度較高時，才能減少幼兒教師流動現象的發生，提高辦園質量，加速我國融合教育事業的發展[22。也就是說，融合幼兒園教師對工作的熱情和投入程度在很大程度上取決于他們如何看待自身與組織的協調性。融合幼兒園教師對自身與組織（尤其是組織氛圍）契合度的感知，是其高水平工作投入的重要預測因素之一[23-24]。例如，那些專業技能與組織要求相符的教師，更可能感受到職場的支持與認同，從而提升其工作滿意度和投入度[25]。與此相似，教師若能在價值觀上與組織保持一致，往往會感受到更強烈的使命感和歸屬感[26]。

然而，上述研究盡管已從環境、個人認知等方面較為系統地論述了融合教育環境、個人-組織匹配對融合幼兒園教師工作投入的影響，但在理論與方法學上仍存在一些不足。首先，從理論解釋與貢獻的角度來看，布朗芬布倫那（Bronfenbrenner）的生態系統理論指出，個體的行為受到周圍環境因素的影響，而從組織氛圍或意識形態作為融合幼兒園教師生態系統中的重要組成部分，對教師的工作投入與教學創新也發揮了不可或缺的作用這一觀點來看[2]，，以往研究僅僅從單一的生態系統層面（融合幼兒園教師個體層面或融合幼兒園）去\"整體\"分析融合教育環境中的融合教育氛圍這一“多范圍”“多視角”的情境變量對融合幼兒園教師的積極工作品質的影響是較為片面、一維的。因為，融合幼兒園教師進行日常教學的微觀系統中的融合文化與意識，如融合幼兒園中的融合文化與意識（幼兒園融合氛圍），或融合幼兒園教師生活社區中的融合文化與意識（社區融合氛圍），抑或外層系統與宏觀系統中普遍存在的文化框架與準則——非殘疾人文化與殘疾人文化中的文化世界觀均是影響融合幼兒園教師工作投入的關鍵性因素[28]。其次，從方法學的角度來看，融合幼兒園教師在社會生態結構中是同時隸屬于幼兒園（微觀系統）與社區（中間系統）的個體，而三者形成的生態環境鏈可以被看作\"幼兒園-教師-社區\"的交叉嵌套體系。因此，以往研究忽略融合幼兒園教師固有的社會生態結構特征而僅僅從其個人角度出發所得出的實證觀點是存在方法學偏倚的，這將嚴重削弱基礎理論對于結果的解釋性[2]，并提高研究結論犯I類統計學錯誤的概率。因此，本研究認為，在宏觀系統與外層系統文化背景的影響下，同時考慮典型中間系統（社區）和微觀系統（幼兒園）融合教育氛圍與融合幼兒園教師工作投入的關系及個人-組織匹配在其中的中介作用是重要的，而采用交叉嵌套的分層研究設計將融合幼兒園教師的融合教育態度先按組均值中心化，再分別聚合成為情境變量社區融合教育氛圍與幼兒園融合教育氛圍，并結合Bayes 法、Monte Carlo 法以及乘積分布法則可以很好地解決上述問題[30]。

綜上，提出本研究的假設（見圖1）。H1：層3情境變量社區融合教育氛圍能夠顯著正向預測層1變量融合幼兒園教師的工作投入。H2：層2情境變量幼兒園融合教育氛圍能夠正向預測層1變量融合幼兒園教師工作投人。H3：層3情境變量社區融合教育氛圍能夠顯著正向預測層1變量融合幼兒園教師個人-組織匹配在層3的組均值。H4：層2情境變量幼兒園融合教育氛圍能夠顯著正向預測層1變量融合幼兒園教師個人-組織匹配在層2的組均值。H5：層1變量融合幼兒園教師個人-組織匹配在層3（社區層面）的組均值能夠顯著正向預測層1變量融合幼兒園教師工作投入。H6：層1變量融合幼兒園教師個人-組織匹配在層2（幼兒層面）的組均值能夠顯著正向預測層1變量融合幼兒園教師工作投入。 ：層1變量融合幼兒園教師個人-組織匹配在層3的組均值在層3情境變量社區融合教育氛圍與層1變量融合幼兒園教師工作投入的關系中起中介作用。H8：層1變量融合幼兒園教師個人-組織匹配在層2的組均值在層2情境變量幼兒園融合教育氛圍與層1變量融合幼兒園教師工作投入的關系中起中介作用。

圖1各變量以及“幼兒園-教師-社區\"的交叉嵌套體系

注：圖中虛線分別為層 ₃ 層1與層 ² 層1的直接路徑，實線分別為層 ₃ 層1與層 ² 層1的中介路徑。

二、研究方法

（一）研究對象

在本研究中，融合幼兒園和融合幼兒園教師特指狹義下的意涵。采用整群抽樣方法抽取分別生活在32個社區、工作于69所融合試點幼兒園中的7496名融合幼兒園教師。由于研究采用多層次分析，為保證統計結果的穩健性，不考慮融合幼兒園教師所在的班級作為二級嵌套系統，即以班級為單位被試量不滿足層2被試量需求[30]。在本研究中，融合幼兒園教師的年齡分布在22～55歲之間，平均年齡為（ 31.211±8.359 ）歲，更多人口學變量詳見表1。

表1融合幼兒園教師的人口學信息

（二）研究工具

1.幼兒教師融合教育態度分問卷

選取元娟開發的幼兒教師融合教育態度分問卷測量融合幼兒園教師的融合教育態度[31]。由于融合教育氛圍是基于嵌套于組織環境中的融合教師態度所“自下而上\"形成的一種積極氛圍[4，本研究通過聚合方法將幼兒融合教育態度分別聚合成為情境變量社區融合教育氛圍與幼兒園融合教育氛圍。該分問卷共包含10個條目，為單因子結構，采用Likert5點計分方式，從1表示“非常不同意\"到5表示“非常同意\"進行打分，除第2、7、10條目為反向計分題目外，其余條目均為正向計分題目。分問卷總得分為所有條目得分相加，得分越高，表明融合幼兒園教師對融合教育的態度越好。在本研究中，該分問卷的總McDonald’s ω 系數為0.784。驗證性因子結果表明，該分問卷的單因子測量模型擬合度指數良好 ：χ²/df=2.625 C plt;0.001 ）， ΔTI=1.000 ，TL I=0.998 ，SRMR =0.004 ，RMSEA _=0.015 ， 90%CI= [0.006，0.024]。可見，該分問卷在融合幼兒園教師中具有良好的信效度，是測量融合幼兒園教師融合教育態度的有效工具。

2.個人-組織匹配量表

選取克里斯托福（Kristof）開發[1，曹洋修訂的個人-組織匹配量表測量融合幼兒園教師的個人-組織匹配狀況[32]。該量表采用Likert5點計分方式，從1表示“完全不符合\"到5表示“完全符合\"進行打分，共包含9個條目，由價值觀匹配（3條目）需求-供給匹配（3條目）與要求-能力匹配（3條目）等3個因子組成。量表總得分為各個條目得分相加，得分越高，表明融合幼兒園教師的個人-組織匹配狀況越好。在本研究中，該量表的總McDonald's ω 系數為0.816。各因子的McDonald's ω 系數分別為 0.736，0.794，0.811 。驗證性因子結果表明，個人-組織匹配的三因子測量模型擬合度指數良好 ：χ²/df=5.403 （ plt;0.001 ），CFl [=0.998 ，TLI [=0.992 ，SRMR _-0.008 ，RMSEA _=0.024 90% CI=[0.017，0.032]。可見，該量表在融合幼兒園教師群體中具有良好的信效度，是測量融合幼兒園教師群體個人-組織匹配狀況的有效工具。

3.幼兒教師工作投人問卷

選取王彥峰和秦金亮開發的幼兒教師工作投入問卷測量融合幼兒園教師的工作投入水平[33]。該問卷采用Likert5點計分方式，從1表示“從未如此\"到5表示“總是如此”進行打分，共包含21個條目，由工作愉悅（6條目）、工作價值（6條目）、工作責任（5條目）工作專注（4條目）等4個因子組成。問卷總得分為各個條目得分相加，得分越高，表明融合幼兒園教師的工作投人水平越高。在本研究中，該問卷的總McDonald's ω 系數為0.927，各因子的McDonald's ω 系數分別為 0.840，0.736，0.823 、0.783。驗證性因子結果表明，該問卷的四因子測量模型擬合度指數良好 ：χ²/df=4.254（plt;0.001），CF] CFI= 0.982，TLI _=0.976 ，SRMR _.=0.022 ，RMSEA _-0.031 ， 90% CI=[0.026，0.038]。可見，該問卷在融合幼兒園教師中具有良好的信效度，是測量融合幼兒園教師工作投入水平的有效工具。

（三）數據處理

SPSS 29.0用于描述性統計、Harman的單因子檢驗、相關分析及差異檢驗。SPSSAU用于計算聚合適當性系數James'ywg。Amos Graphics 24.0用于對研究所使用量表進行測量模型擬合度檢驗以及不可測量潛在方法因子檢驗。Mplus8.3用于零模型與聚合適當性檢驗以及交叉嵌套中介分析（Bayes法，迭代5000次）。R4.4.0中的RMediation包則用于計算基于乘積分布法與MonteCarlo法中介效應量的 95%CI （置信區間）。

三、研究結果

（一）共同方法偏差檢驗

首先，采用Harman的單因子檢驗對研究所獲數據進行共同方法偏差檢驗，結果顯示：共提取特征根大于1的因子13個，其中未旋轉的第一個因子的總方差解釋為 30.829% ，遠小于 40% 的臨界標準[34]。其次，采用不可測量潛在方法因子檢驗分兩步檢驗是否存在共同方法偏差。第一步，先建構驗證性因子分析模型，模型主要擬合度指數為：NF T=0.962 ，GFI _=0.974 ，TLI ：=0.979 ，SRMR =0.042 ，RMSEA Ψ=Ψ 0.034[0.032，0.037]。第二步，在原驗證性因子分析模型的基礎上增加一個共同方法因子，使所有的測量題目除了負荷在所屬的構念因子上，還負荷在方法潛因子上。結果顯示，加人共同方法因子后，各擬合度指數的變化均小于0.02（NFI=0.973，GFI=0.984，TLI=0.982，SRMR =0.040 ，RMSEA=0.029[0.027，0.031]）。因此，可以認為加入共同方法因子后，模型并未發生明顯改變[35]。綜上，可以認為本研究所獲數據的共同方法偏差并不嚴重。

（二）描述性統計和相關分析

Pearson相關分析結果顯示，各主要研究變量間兩兩相關;性別等協變量與研究主要關注變量均存在不同程度的相關性。因此，將性別等人口學變量作為協變量進行控制。此外，鑒于融合幼兒園教師的融合教育態度、個人-組織匹配與工作投入并沒有常模，故而參照以往研究[II-12]，以研究樣本均值與所使用量表的理論中值進行單樣本 χ_t 檢驗并結合 Hedges Cohen d 指標來確定融合幼兒園教師的融合教育態度、個人-組織匹配與工作投入處于何種水平。單樣本 χ_t 檢驗結果（見表2）顯示：除融合幼兒園教師的融合教育態度得分處于中等水平外，融合幼兒園教師的個人-組織匹配與工作投入得分均處于極高水平。

表2主要變量的描述性統計

注： （1）M 表示平均數，SD表示標準差。（2）HedgesCohen d 為經Hedges法修正后效應量的點估計值，當HedgesCohen d （20的值滿足 0.150.75 時，可以認為差異為大效應。（3）性別、教齡、職前專業、月收入、學歷、婚姻狀況均為虛擬變量。 （4）^* 表示 plt;0.05 ，**表示 plt;0.01 *** 表示 plt;0.001 。

（三）零模型檢驗與聚合適當性檢驗

在正式構建交叉嵌套中介分析之前，需要通過組內相關系數ICC（1）來檢驗組內一致性，通過ICC（2）來檢驗組間異質性。因為，如果沒有組內一致性，則個體層面數據的聚合不具有意義，而如果沒有組間異質性，則無法檢驗出社區融合教育氛圍與幼兒園融合教育氛圍的存在。此外，還需要計算James'yug來進一步判斷融合幼兒園教師融合教育態度調查結果的組均值能否良好地聚合成社區融合教育氛圍與幼兒園融合教育氛圍[36]。

根據表3可知，以融合幼兒園教師融合教育態度為因變量零模型的 ICC（1）_a=0.476.ICC（1）_b=0.070 均大于0.059。這表明融合幼兒園教師融合教育態度在各幼兒園與社區中具有充足的組內一致性。單因素ANOVA 結果顯示， F 幼兒園 68，7427）=95.694 plt;0.001 ，效應量 η²=0.467，95%CI 為[0.447，0.477]， ，效應量 η²=0.353，95%CI 為[0.335，0.366]。這些分別表明融合幼兒園教師融合教育態度的方差有 46.70% 來自幼兒園，有 35.30% 來自社區，且不同幼兒園、社區的融合幼兒園教師融合教育態度存在顯著的差異。

單因素ANOVA結果還顯示，在幼兒園層面上，融合幼兒園教師融合教育態度的組間均方 MSB= 1726.922 ，組內均方 MSW=18.046 ，因此 ICC（2）_a=（1726.922-18.046）/1726.922=0.990gt;0.700 ;在社區層面上，融合幼兒園教師融合教育態度的組間均方 MSB=2865.737 ，組內均方 MSW=21.788 ，因此ICC（2）_b=（2 865.737-21.788）/2 865.737=0.992gt;0.700 。這表明用融合幼兒園教師融合教育態度的平均數表征社區融合教育氛圍的可信度較高，并且69所融合試點幼兒園與32個社區的James‘yuga均值分別為 0.796，0.779 ，均大于0.700，進一步證明了融合幼兒園教師融合教育態度可以良好地聚合為幼兒園融合教育氛圍以及社區融合教育氛圍。

由表3還可知，以融合幼兒園教師個人-組織匹配、融合幼兒園教師價值觀匹配、融合幼兒園教師需求-供給匹配為因變量、融合幼兒園教師要求-能力匹配為因變量零模型的 ICC（1）_a 與 ICC（1）_b 均大于0.059的最低標準。因此，可以在后續的研究中進行2-1-1交叉嵌套中介分析。此外，以融合幼兒園教師工作投入為因變量零模型的 ICC（1）_a=0.296ICC（1）_b=0.307 ，均大于0.059，進一步說明有必要進行交叉嵌套中介分析[37]。

表3各變量的零模型檢驗

注：（1）零模型在層1回歸方程為 Y_ijlj2=β_0jlj2+ε_ij1j2 ，在層2（實際上為3層，只不過在這里，Mplus8.3默認是單獨檢驗層3與層1、層2與層1）回歸方程為 β_0j1j2=γ₀₀+μ_0j1+μ_0j2+μ_0j1j2° （2）μ_0j1 表示因變量 Y_ij1j2 在幼兒園 （aj₁） 層面的組間差異， μ_0j2 表示因變量 Y_ij1j2 在社區 （bj₂） 層面的組間差異， μ_0：1/2 表示因變量 Y_ij1j2 在幼兒園與社區層面差異的交互作用。 Φ（3Φ）σ² 為層1誤差 ε_ij1j2 的方差， τ_d00² 為 μ_0j1 的方差， τ_b00² 為 μ_0j2 的方差。（4）幼兒園層面的組內相關系數 社區層面的組內相關系數 。 （5）^* 表示回歸系數顯著，且 95%CI 不包含0。

（四）交叉嵌套中介檢驗

社區融合教育氛圍與幼兒園融合教育氛圍均是組水平變量，而融合幼兒園教師個人-組織匹配與工作投人均是個體水平變量，是典型的跨層級中介效應低層中介變量模型（cross-level mediation-lower mediator），即2-1-1模型[38]。在 Mplus 8.3所運行的交叉嵌套2-1-1模型中，層2（幼兒園）中介效應模型表示為 2^（A）-1-1 ，層3（社區）中介模型表示為 2^（B）-1-1 。

如表4、表5所示，在層3模型中，社區融合教育氛圍對融合幼兒園教師個人-組織匹配的回歸系數為 0.498，95%CI 不包含0，這表明層 ³ 層 1（X₃?M₃） 的跨層回歸系數 a₃ 顯著；融合幼兒園教師個人-組織匹配對融合幼兒園教師工作投入的回歸系數為 3.140，95%CI 不包含0，這表明層 ³ 層1 （M₃?Y 的跨層回歸系數 b₃ 顯著；社區融合教育氛圍對融合幼兒園教師工作投入的回歸系數為2.508，95%CI 不包含0，這表明層 ³ 層 1（X₃?Y ）的直接路徑回歸系數 顯著。此時，通過Bayes法、乘積分布法、MonteCarlo法計算得到的中介路徑效應交互項IND的值分別為 1.519，1.568，1.564 .95%CI 均不包含0，這進一步表明在層 ³ 層1中，融合幼兒園教師個人-組織匹配在社區融合教育氛圍與融合幼兒園教師工作投入的關系中發揮了部分中介作用（見表4）。

同上，在層2模型中，幼兒園融合教育氛圍對融合幼兒園教師個人-組織匹配的回歸系數為0.051，95%CI 不包含0，這表明層 2 層 的跨層回歸系數 a₂ 顯著;融合幼兒園教師個人-組織匹配對融合幼兒園教師工作投入的回歸系數為 2.419，95%CI 不包含0，這表明層 2 層1 （M₂?Y 的跨層路徑回歸系數 b₂ 顯著；幼兒園融合教育氛圍對融合幼兒園教師工作投入的回歸系數為 0.979，95%CI 不包含0，這表明層 2 層 ）中介路徑回歸系數 C_i?^′ 顯著。此時，通過Bayes法、乘積分布法、MonteCarlo法計算得到的中介路徑效應交互項IND的值分別為 0.120，0.123，0.123，95%CI 均不包含0，這進一步表明在層 ³ 層1中，融合幼兒園教師個人-組織匹配在社區融合教育氛圍與融合幼兒園教師工作投入的關系中發揮了部分中介作用（見表4）。

同樣地，我們也分別檢驗了價值觀匹配、需求-供給匹配與要求-能力匹配在層3與層2中的中介作用，結果發現價值觀匹配、需求-供給匹配與要求-能力匹配均分別在社區、幼兒園融合教育氛圍與融合幼兒園教師工作投入的關系中發揮了部分中介作用（這里不再贅述，詳見表5）。綜上所述，融合幼兒園教師個人-組織匹配及其因子均分別在社區、幼兒園融合教育氛圍與融合幼兒園教師工作投入的關系中發揮了部分中介作用。

表4交叉嵌套中介檢驗

注：（1）SE為貝葉斯后驗標準誤（Bayes posterior standard deviation），下同。（2）IND為中介路徑效應的乘積項，即中介路徑效應系數，下同。（3）LLCI為 95% 置信區間的下限，ULCI為 95% 置信區間的上限，下同。（4）表中所有的路徑回歸系數均為非標準化回歸系數，下同。（5）層1變量均按照組均值中心化，下同。

表5個人-組織匹配三因子的中介效應路徑分析系數

續表

注：表中的 M₁ 變量為融合幼兒園教師價值觀匹配， M₂ 變量為融合幼兒園教師需求-供給匹配， M₃ 變量為融合幼兒園教師要求-能力匹配。

四、討論

（一）社區和幼兒園融合教育氛圍與融合幼兒園教師工作投入的關系

本研究結果顯示，社區和幼兒園融合教育氛圍均對融合幼兒園教師工作投人有積極影響，假設H1 和 H2得到了驗證。這表明，融合幼兒園教師工作投入與個人融合素質、融合教育氛圍緊密相關。比如社區、學校開展包容性實踐活動，包括領導實施全校融合教育、促進教師融合教育專業能力發展的活動（如培訓、經驗分享、交流會等）均能提高融合幼兒園教師自我效能感和工作投人水平[39、創造更包容的氛圍、提升教師工作效率[40]。究其原因，一方面，社區和幼兒園分別構成了融合幼兒園教師生活與工作的文化生態環境，其蘊含的融合價值觀和理念促進和規范了教師職業素質的形成與發展;另一方面，融合幼兒園教師也可以反過來理解、掌握社區和幼兒園文化對融合教育的期望與規范，從而提升自身對有特殊需要兒童的包容度，并誘發強烈的工作投入意愿[4I]。故而，按照生命課程理論所認為的融合幼兒園教師融合教育能力的提高發生在其融合教育專業化發展的進程當中，而高水平的工作投入則是社區、幼兒園融合教育氛圍包容化發展下的積極結果來看421，本研究所發現的融合幼兒園教師的工作投入受到社區、學校融合教育氛圍這一由融合幼兒園教師融合教育態度低階因素所“自下而上”合成的高階因素的積極影響是合乎常理的。但需要注意的是，當前我國融合教育仍處于“起步\"階段，且從融合教育態度總體得分處于中等水平，不同社區、幼兒園的融合幼兒園教師的融合教育態度分別有 46.70% 的方差變異來源于幼兒園， 35.30% 的方差變異來源于社區，以及人口學變量所展現出的仍約有 23.10% 的融合幼兒園教師薪資水平低于3000元和男女融合幼兒園教師的性別比例失調的現狀來看，我國融合幼兒園教師仍面臨高付出與低回報的\"結構失衡”、地域間發展差異明顯的“空間塌陷”性別分布的\"邊緣擔憂\"等現實困境[43]。此外，單樣本 χ_t 檢驗所發現的融合幼兒園教師工作投人處于極高水平也從側面印證了融合幼兒園教師工作的“高負擔\"特征。可見，我國融合幼兒園教師的支持性體系建構仍然有待進一步完善。

本研究并未像既往研究那樣，僅從單一的生態系統結構來論述融合教育氛圍對工作投入的影響，而是將融合幼兒園教師視為處于宏觀和外層文化世界觀下，嵌套在中間系統（社區）與微觀系統（幼兒園）兩個生態系統層面中的個體來進行探討。因此，從理論角度、方法學角度以及樣本代表性角度來看，本研究基于大樣本所獲取的研究結果，比以往研究更為精確且更具有理論價值與生態效度。另一重要發現是，該研究結果除了系統地拓展了布朗芬布倫那提出的生態系統理論在學前融合教育的應用外，也進一步為布斯（Booth）和安斯扣（Ainscow）在2011年發表的有關融合教育發展中存在問題的關鍵轉折論述提供了實證依據，即繼布斯和安斯扣之后，融合教育的意涵還增加了“融合教育旨在增加所有兒童和成人的參與\"44]。因為社區和幼兒園的融合教育氛圍都在一定程度上代表了組織間融合幼兒園教師與若干生活在其周邊且生活上相互關聯的大集體之間文化氛圍的交互，它是支持學校、社區更加響應有特殊需要兒童的背景、興趣、經驗、知識和技能的多樣性，要求接納與欣賞不同有特殊需要兒童的個性化需求，負責任地支持有特殊需要兒童成長機會的“自下而上\"融合氛圍[9]。故而，本研究帶來的一個重要啟示是，在創建更為包容的宏觀與外層文化系統，減少多元文化沖突風險的背景下，提升家長與領導支持等微觀系統結構與幼兒園之間交互學習水平、社區公眾參與等中間系統結構對融合幼兒園教師工作投人的促進作用非常重要。此外，按照薩拉森（Sarason）所認為的社區、幼兒園融合教育氛圍的培養依賴教師對所屬群體穩定性的感知以及相互依賴的感知這一觀點來看[45]，提升同一生態社群（融合幼兒園）內融合幼兒園教師個體間的\"同質性”，降低生態社群（社區）間的融合幼兒園的“異質性”對實現融合幼兒園融合教育氛圍的“生態層級聯動\"與提升融合幼兒園教師工作投入水平有著一舉兩得的重要作用。因為，擁有更強的社區、學校融合意識“同質性”（融合幼兒園教師感知自己與他人的相似性與相互支持的程度）與融合教師參與-影響（融合幼兒園教師在所屬組織內部感知到的自主權和權力）的融合幼兒園教師將有更強的內在動機去堅持解決問題，并通過修改教學實踐來適應工作挑戰，促使自身能夠更有效地培養兒童的社會、情感與行為能力[46]。

（二）個人-組織匹配三因子的中介作用分析

本研究結果顯示，個人-組織匹配分別在社區、幼兒園融合教育氛圍與融合幼兒園教師工作投入的關系中起部分中介作用，假設H3～H8得到了證實。該結果不僅支持了雷蒙德（Raymond）關于教師所屬機構或組織在教育政策實施中發揮關鍵作用的觀點[47]，還彌補了其不足，即教師的工作質量不僅取決于對工作場所的感知，也和個人與組織適配程度有關。當教師與組織的匹配度高時，其工作投人積極性更強，對兒童負面情緒的處理效果也更好[48]。可見，融合幼兒園教師個人-組織匹配這一主觀態度在融合教育氛圍與工作投入關系中發揮部分中介作用是一個很特別的發現。本研究結果在進一步拓展了上述研究結論在我國集體主義文化背景下融合幼兒園教師領域應用的同時，也從側面進一步地論證了霍夫斯泰德（Hofstede）所發現的中國教師更關注人與組織文化關系的特點[49]。此外，本研究還揭示了個人-組織匹配三因子在社區、幼兒園融合教育氛圍與融合幼兒園教師工作投入的關系中的中介作用。現有文獻在探討個人-組織匹配時，大多側重于個人-組織匹配的三因子總分，而對三因子之間的具體“耦合\"作用的探討十分有限[5]，這使得我們無法全面深入地理解個人-組織匹配在不同層級生態環境中對融合幼兒園教師工作投入的內在作用。因此，本研究將在前文數據分析結果的基礎上，進一步闡述個人-組織匹配三因子的“耦合”中介效應。

教師在職業生涯中的價值觀對其工作投入有重要啟示，這些價值觀可以被視為由個人效用價值（如工作安全、自洽或威望）和社會效用價值（如社會貢獻、幫助學生或同事）共同構成的動機目標。更確切地說，個人效用價值與社會效用價值共同影響了融合幼兒園教師對融合教育的看法，這直接關系他們的工作投人水平。一般認為，如果教師過于關注個人收益，他們可能會減少對集體利益的投人[51]。例如，一位重視聲望或工作保障的教師可能表現出很高的工作投入水平，因為工作投入水平越高，他們就越有可能獲得更高的聲望或收人。巴克（Bakker）和巴爾（Bal）通過多層次分析也發現，工作投入水平與自主權、發展機會等工作資源呈正相關[52]。與此相似，戈韋亞（Gouveia）等對教師的研究也表明，對于那些支持個人效用價值的教師來說，他們更有可能在組織背景下表現出更高的工作投入水平，從而實現自己的個人目標[53]。本研究發現，社區、幼兒園的上層“資源\"供給與融合幼兒園教師需求的良好匹配將促進融合幼兒園教師工作投入，與上述研究一致。相較之下，更關注社會效用價值的教師則更傾向于將個人利益轉移至社會貢獻，包括高互動價值觀（情感性、歸屬感、融合包容性）高規范價值觀（高利他、高共情、愛崗敬業）以及更致力于自己的職業生涯，有更好的工作表現，尤其對于那些處于集體主義文化背景下的教師來說更是如此5。因此，在理解集體主義文化背景下我國學前融合幼兒園教師工作投入與融合教育氛圍的內在社會心理機制方面，融合幼兒園教師的個人效用價值觀與社區、幼兒園所倡導的社會效用價值觀的良好匹配也尤為重要。

然而，值得注意的是，正如個人-組織匹配三因子的“耦合\"機制所預設的那樣，單方面地追求社會效用價值或個人效用價值并不能夠很好地提高融合幼兒園教師的工作動機水平。相反，融合幼兒園教師的工作投人取決于個人效用價值與社會效用價值之間的平衡是否良好[55]。柯瑞亞克（Kyriacou）認為教師壓力可以被定義為負面情緒（如焦慮、緊張和抑郁），也可以被理解為組織對個人提出的要求與個人應對這些要求的能力之間的不匹配程度[56]。因此，能力方法為二者間的平衡提供了一個適當的框架[57，即將融合幼兒園教師的功能（如工作投入）與個人效用價值、社會效用價值通過轉換因素（要求-能力匹配）聯系起來，可以增強融合幼兒園教師在工作投入中組織與個人間的耦合聯結，實現融合教育氛圍與融合幼兒園教師融合教育態度的良性循環。因此，從中間系統和微觀系統的生態架構來看，本研究所發現的個人組織-匹配的三因子均分別在社區、幼兒園融合教育氛圍與融合幼兒園教師工作投入的關系中發揮部分中介效應是合理的。因為，個人效用價值與社會效用價值均為融合幼兒園教師提供了對工作環境氛圍更加積極的見解，而需求-能力匹配則為融合幼兒園教師中間系統與微觀系統所倡導的“融合意識”與融合幼兒園教師工作投入提供了“耦合網絡平衡聯結點”。

在學前融合教育領域中，最常被融合幼兒園教師提及的壓力源是：學生的情緒和行為問題、來自家長和學校管理部門的沖突要求、高工作量、對自身融合教育能力的懷疑，以及同事對沮喪、過度擔憂和情緒緊張的共同反應[43]。故而，消極情緒和心理困擾是融合幼兒園教師壓力的重要來源。而融合幼兒園教師能否及時調節自身能力以滿足上層組織融合教育“要求\"是其要求-能力這一主觀能動性的具體體現。事實上，本研究對需要-供給匹配與價值觀匹配以及要求-能力匹配分別在社區、幼兒園融合教育氛圍與工作投人的關系中發揮部分中介作用的發現則進一步強調了組織氛圍對刺激工作場所內的融合幼兒園教師工作投入的重要性。例如，在教育環境中，教師對師生關系[58、同事關系、社區中生活相關群體關系的滿意度[5共同影響了教師的專業自尊與個人自尊、工作與生活的平衡，并進一步營造出了教育生態環境中的積極氛圍，有益于提升教師心理健康水平與工作投人程度[]。因此，本研究的另一個重要發現是，在生態層次系統上，個人-組織匹配三因子間的“耦合\"聯結與生態結構中組織需求的匹配度對融合幼兒園教師工作投入產生影響。這一發現進一步證實了若融合教育幼兒園教師的工作具有內在價值，而不僅是謀生方式，則更有可能保持高水平的工作投入。其中，仔細考慮生態環境中融合幼兒園教師自我實現和成就的能力（需求-能力匹配）顯得尤為重要。這也是本研究重點檢驗個人-組織匹配的三因子在社區、幼兒園融合教育氛圍與融合幼兒園教師工作投入關系中的中介效應的原因。

五、教育建議

（一）深化家-園-社一體化的多元溝通，共筑包容性融合教育的社會生態

共筑包容性融合教育的社會生態，對促進幼兒園教師發展、融合教育質量提升乃至社會全面發展均有重要意義。家長與社區的深度參與，是構建這一教育體系不可或缺的力量。家長的積極參與不僅搭建了家庭與融合幼兒園教師的溝通橋梁，為孩子們營造了一個更具支持性的學習環境，也增強了融合幼兒園教師的價值感、使命感。

同時，應通過多方合力共同打造融合教育學習社區，挖掘社區的文化底蘊、社會網絡以及家長和志愿者的潛力，共同營造一個豐富多元、支持性的融合教育環境；幼兒園應成為社區教育的引領者，通過開放日、親子活動、家庭教育講座等形式，傳播融合教育的理念，提升社區居民對特殊兒童的理解與接納度[61-621，從而形成一個無界限、無障礙的教育共同體；應確保有相關政策支持融合教育社區，包括資金、人員配置和法律法規的保障[3]。此外，不同地區幼兒園與幼兒園之間、學習社區與學習社區之間應該相互聯動與分享經驗。通過互相學習、取長補短，不僅能夠激發融合教育創新，還能有效提升融合教育質量和教學效果，為孩子們創造更多元、更優質的教育機會。

（二）激發融合幼兒園教師的內在潛能，尋求個人發展與社會價值的和諧共生以構建豐富的融合素養專業支持體系，激發融合幼兒園教師的內在潛能

由于融合幼兒園教師仍面臨較嚴重的“結構失衡”\"空間塌陷”以及“邊緣擔憂”的現實困境，構建一套豐富靈活的融合素養專業支持體系尤為重要[43]。首先，可以通過多層次培訓、實踐與反思平臺構建、融合素養工作坊開展、專家支持與資源共享、職業發展路徑規劃等途徑，全方位、有的放矢地助力融合幼兒園教師的專業成長，從而增強他們的自我效能感，提高組織與個人之間的需求-能力匹配水平。其次，政府、社區、幼兒園應通過制度文化規范教師行為，引導融合幼兒園教師朝著包容性文化目標發展，并制定相應的師資保護機制與獎勵制度，以提升融合幼兒園教師的價值觀和需求-供給匹配水平。在需求-供給匹配方面，應持續加大財政投入力度，保障融合幼兒園教師在培訓、職稱評聘、表彰獎勵及津補貼等方面享有相應待遇，靈活減少融合幼兒園教師工作中的無意義性工作，并優先考慮放寬開展融合教育的資源教師在職稱評聘和評優時的條件。

參考文獻：

[1]魏勇剛，楊明月，雷雅嫻，等.我國學前融合教育師資隊伍建設的實踐樣態與改善路徑[J].學前教育研究，2022（8）：13-26.

[2]張玲，，鄧猛.我國學前融合教育高質量發展的內涵、特征與行動理路[J].學前教育研究，2023（8）：1-9.

[3]SCHAUFELI W B，MARTINEZ I M，PINTO A M，et al．Burnout and engagement inuniversity students：a cross-national study[J]. Journal of cross-cultural psychology，2002，33（5）：464-481.

[4]LU X.Problems and countermeasures in the development of preschool integrated education inChina[J]. Journal of education humanities and social sciences，2O23，1O：117-125.

[5]TERPSTRA JE，TAMURA R.Effective social interation strategies for inclusive setings[J].Earlychildhood education journal，2008，35（5）：405-411.

[6]FERREIRA T，CADIMA J，MATIAS M，et al. Preschool children’s prosocial behavior：the role of mother-child，father-childand teacher-child relationships[J].Journal of childand family studies，2016，25 （6） ：1829-1839.

[7]BUETTNER C K，JEON L，HUR E，et al. Teachers’social-emotional capacity：factors asociated with teachers’responsiveness and professional commitment[J]. Early education and development， 2016，27（7） ：1018-1039.

[8]REGLER R.Rethinking disability：world perspectives in culture and society[J]. Disability and society，2018，33（3）：492-493.

[9]WANG H，KLASSENR M.Longitudinal relationships between teachers’utility values and quitting intentions：a person-organization fit perspective[J]. Teachingand teacher education，2O23，127（1）： 104109.

[10]盧林鑫，陳燕琴，李吉芳，等.視障青少年領悟社會支持與創傷后成長的關系：自我超越生命 意義的調節作用[J].中國健康心理學雜志，2023，31（9）：1400-1407.

[11]賈金玲，盧林鑫，邱天龍，等.視障青少年生命意義追尋與生命意義感的相生相克：基于隨機 截距交叉滯后模型[J].中國特殊教育，2024（6）：44-55.

[12]賈金玲，盧林鑫，向垚梅嬌，等.視障學生社會排斥體驗與自我超越生命意義：有調節的鏈式 中介[J].中國特殊教育，2023（12）：26-36.

[13]BARNARTT SN.Disability culture or disability consciousness？[J]. Journal of disability policy studies，1996，7（2）：1-19.

[14]KRICKE M，NEUBERT S. Inclusive education as a democratic challenge：ambivalences of communities in contexts of power[J]. Education sciences，2017，7（1） ： 1-14.

[15]ELDOR L. Work engagement： toward a general theoretical enriching model[J]. Human resource development review，2016，15（3） ：317-339.

[16]熊燦燦，黃瑾.早期兒童數學教育研究的范式轉型：基于社會文化理論的視野[J].數學教育學 報，2022，31（6）：65-69，86.

[17]班永飛，盧林鑫，陳燕琴，等.盲生的歧視知覺與心理健康的關系：領悟社會支持和自尊的鏈 式中介作用[J].中國特殊教育，2022（9）：29-38.

[18]賈金玲，盧林鑫，班永飛，等.留守聽障學生同伴欺凌對抑郁的影響：核心自我評價與社交焦 慮的鏈式中介作用[J].中國特殊教育，2023（6）：37-46.

[19]KRISTOF A L. Person-organization fit：an integrative review of its conceptualizations，measurement， and implications[J].Personnel psychology，1996，49（1） ： 1-49. [20]JEON L，BUETTNER C K，HUR E. Preschool teachers’professional background，process quality，and job atitudes：a person-centered approach[J]. Early education and development，2O16，27（4）： 551-571. [21]JANSEN K J，KRISTOF-BROWN A. Toward a multidimensional theory of person-environment fit[J]. Journal of managerial issues，2006，18（2） ：193-212. [22]祖靜，王琳.幼兒園教師人-組織匹配與工作幸福感的關系研究[J].幼兒教育，2020（33）：13-17. [23]MILLER JM，YOUNGS P.Person-organization fit and first-year teacher retention in the United States[J]. Teaching and teacher education，2021，97（3） ：103-226.

[24]楊宇鑫.幼兒園教師招聘的人與組織契合度研究[D].沈陽：沈陽師范大學，2019：26-45. [25]ELLIS C， SKIDMORE S T，COMBS JP. The hiring process matters： the role of person-job and person-organization fit in teacher satisfaction[J].Educational administrationquarterly，2017，53（3）：448-474. [26]WANG H，HALL N C. Exploring relations between teacher emotions，coping strategies，and intentions to quit：a longitudinal analysis[J]. Journal of school psychology，2O21，86：64-77. [27]BRONFENBRENNER U. The ecology of human development： experiments by nature and design[M]. Cambridge：Harvard University Press，1979：16-42. [28]CHEN F X，LEE A. Culture，assumptions about the world，and interpretations of children's disabilities[J].Research in developmental disabilities，2021，111（1）：103877. [29]張志學.組織心理學研究的情境化及多層次理論[J].心理學報，2010，42（1）：10-21. [30]溫福星，邱皓政.多層次模式方法論：階層線性模型的關鍵問題與試解[M].北京：經濟管理出 版社，2014：19-57. [31]元娟.皖北地區幼兒教師融合教育素養的調查研究[D].淮北：淮北師范大學，2017：14-18. [32]曹洋.人-組織匹配視角下知識型員工幸福感研究[D].成都：西南交通大學，2014：32-33. [33]王彥峰，秦金亮.幼兒教師工作投入問卷的編制[J].心理發展與教育，2010，26（5）：534-542. [34]湯丹丹，溫忠麟.共同方法偏差檢驗：問題與建議[J].心理科學，2020，43（1）：215-223. [35]溫忠麟，黃彬彬，湯丹丹.問卷數據建模前傳[J].心理科學，2018，41（1）：204-210. [36]FANG J，WENZ，HAU K T. Mediation effects in 2-1-1 multilevel model：evaluation of alternative estimation methods[J]. Structural equation modeling：a multidisciplinary journal，2O19，26（4）： 591-606. [37]溫福鑫.階層線性模型的原理與應用[M].北京：中國輕工業出版社，2019：154-160. [38]方杰，張敏強，邱皓政.基于階層線性理論的多層級中介效應[J].心理科學進展，2010，18（8）： 1329-1338. [39]MALINEN O-P，SAVOLAINEN H. The efect of perceived school climate and teacher efficacy in behavior management on job satisfaction and burnout：alongitudinal study[J]. Teaching and teacher education， 2016，60（1） ：144-152. [40]HOSFORD S，O'SULLIVAN S.A climate for self-eficacy： the relationship between school climate and teacher eficacy for inclusion[J]. International journal of inclusive education，2O16，20（6）， 604-621. [41]FU W，HE X，SUN Y，etal. The relationship between school climate and general teachers’ atitude toward inclusion in China：the mediation effect of teachers’efficacy[J].International journal of developmental disabilities，2023，69（4） ： 602-610. [42]BRIANA B，NATALIE S，LIENY J，et al. Early childhood teachers’sense of community and work engagement：associations with children's social，emotional，and behavioral functioning[J]. Journal of school psychology，2023，98：133-147. [43]熊燦燦.幼兒園教師工作條件的現實困境及影響探析[J].學前教育研究，2024（6）：44-57. [44]BOOTH T，AINSCOW M. Index for inclusion：developing learning and participation in schools[M]. Bristol：Center for studies on Inclusive Education，2O11：20.

[45]SARASON S B. The psychological sense of community： prospects for a community psychology[M].

Hoboken： Jossey-Bass，1974：157. [46]MCLEOD B D，SUTHERLAND K S，MARTINEZ R G，et al. Identifying common practice

elements to improve social，emotional，and behavioral outcomes of young children in early childhood

classrooms[J]. Prevention science，2017，18：204-213. [47]SMITH R. Epistemological agency in the workplace[J]. Journal of workplace learning，2O06，18（3）：

157-170. [48]JEON L，WELLS M B.An organizational-level analysisof early childhood teachers’ job

atitudes：workplace satisfaction affectsearly head start and head start teacher turnover[J].Child and youth

care forum，2018，47（4）：563-581. [49]HOFSTEDE G. Culture's consequences： comparing values， behaviors，institutions and organizations

across nations[M]. London： SAGE Publications，2003 ：447-456. [50]王朝暉.資質過剩感與個人：組織匹配的耦合對主動式創造力的影響機制[J].科學學與科學技

術管理，2020，41（7）：139-155. [51]KLASSEN R M，RUSHBY JV，DURKSEN T L，et al. Examining teacher recruitment strategies

in England[J]. Journal of education for teaching，2021，47（2）：163-185. [52]BAKKER A B，BAL P M. Weekly work engagement and performance： a study among starting

teachers[J]. Journal of occupational and organizational psychology，2010，83（1） ：189-206. [53]GOUVEIA V V，MILFONT TL，GUERRA V M.Functional theory of human values： testing its

content and structure hypotheses[J]. Personality and individual differences，2O14，60：41-47. [54]GOUVEIA V V，MILFONT TL，FISCHER，R，et al. Teoria funcionalista dos valores humanos[M].

Sao Paulo： Editora Senac，2008：47-80. [55]VAN DER KLINK J. Cutting stone or building a cathedral： valedictory address[D]. The Hague ：

Tilburg University，2019：12-37. [56]KYRIACOU C. Teacher stress： directions for future research[J]. Educational review，2Oo1，53（1）：

27-35. [57]VAN DER KLINK JJL，BULTMANN U，BURDORF A，etal. Sustainable employability

definition，conceptualization，and implications：a perspective basedon the capability approach [J].

Scandinavian journal of work，environment and health，2016，42（1） ：71-79. [58]SPILT JL，KOOMEN H M Y，THIJS J T. Teacher wellbeing：the importance of teacher-student

relationships[J]. Educational psychology review，2011，23（4）：457-477. [59]HAIDER S，JABEEN S，AHMAD J. Moderated mediation between work life balance and

employee job performance：the role of psychological welbeing andsatisfaction with coworkers[J].

Journal of work and organizational psychology，2018，34（1）：29-37. [60]AVERY D R，MCKAY PF，WILSOND C.Engaging the aging workforce：the relationship

between perceived age similarity，satisfaction with coworkers，and employee engagement[J].Journal of

applied psychology，2007，92（6） ：1542-1556. [61]劉在花，劉鳳娥，盧林鑫，等.社會支持對聽障大學生生活滿意度影響的機制[J].中國特殊教

育，2025（2）：35-44.

[62]盧林鑫，劉在花，楊爽，等.社會排斥與先天輕度肢殘青少年抑郁特征的關聯性：基于生成性模型與反映性模型的縱向分析[J].心理與行為研究，2025，23（2）：216-225.

[63]盧林鑫，余婷，張旭，等.男男性行為艾滋病病毒感染者的感知歧視與自我超越生命意義[J].中國心理衛生雜志，2024，38（6）：534-541.

The Relationship between the Inclusive Education Climate and the Work

Engagement of Inclusive Preschool Teachers： The Cross-Nested Mediating

Role of Person-Organization Fit

LU Linxin12，LIU Zaihua3，YANG Shuang4，ZHU Xiaoqun4，

JIANG Zhengkai4， LIN Xiuyun1，2

（1Department of Psychology，Beijing Normal University，Beijing 10o875 China;

2Institute of Developmental Psychology，Beijing Normal University， Beijing 10o875 China;

3Institute of Psychology and Special Education，China National Institute of Education

Sciences，Beijing 10oo88 China； 4School of Educational Sciences，Anshun University，

Anshun 561000 China）

Abstract：Based on the framework of the ecosystem theory and from the methodological perspective of cross-nested mediation analysis，the questionnaires on preschool teachers’atitudes towards inclusive education，the person-organization fit scale，and the preschool teachers’work engagement questionnaire were used to conduct a survey among 7496 inclusive preschool teachers from 69 inclusive pilot preschools and 32 communities.The purpose was to explore the relationship between the contextual variable of the inclusive education climate at diffrent ecological levels（preschols，communities）and the work engagement of inclusive preschool teachers，as wellas the mediating role of person-organization fit between the two.The survey results showed：（1） The inclusive education attitude socres of inclusive preschool teachers wasata moderate level，while person-organization fitscores and job engagement scoreswere both at an extremely high level，and there was a significant positive corelation among the three.（2）The inclusive education atitude of inclusive preschool teachers's groupmean could be well aggregated into the contextual variable of preschool inclusive education climate at Level 2（preschool level） and the contextual variable of community inclusive education climate atLevel 3（community level）.（3）The person-organization fitof inclusive preschool teachersand its three factors all played a partial mediating role in therelationship between the inclusive education climate in the community and preschool and the job engagement of inclusive preschool teachers respectively.

Key Words： preschool teachers； inclusive education climate；work engagement； person-organization fit; cross-nested mediation analysis

（責任編輯：熊燦燦）