工作−家庭冲突与幼儿教师离职意向的关系：职业认同感与职业倦怠的序列中介作用*

黄明明 陈丽萍 郭莉萍 赵守盈,4

(1 内蒙古师范大学心理学院，呼和浩特 010020) (2 萍乡学院学前教育学院，萍乡 337055)(3 西北师范大学教育学院，兰州 730030) (4 贵州师范大学心理学院，贵阳 550025)

1 引言

离职意向（turnover intention, TI）指正在工作的人拥有离弃当前工作岗位的动机和倾向性，是离职行为产生的先前主观因素（Martin, 1979）。由于工作压力大、师资管理机制尚不十分完善等原因，我国幼儿教师离职现象较为严重（刘明远,2014）。研究发现，工作家庭两不误有利于降低幼儿教师离职意向，可维持幼儿教师职业稳定发展，反之，则引发离职行为等结果（高中华, 赵晨,2014; Lu, Chang, Kao, & Cooper, 2015）。因此，探究工作和家庭相互干扰与幼儿教师离职意向的关系，对维持工作与家庭的平衡，促进幼儿教师职业稳定发展具有积极意义。

1.1 工作−家庭冲突与幼儿教师离职意向的关系

工作−家庭冲突（work-family conflict, WFC）指来自工作和家庭的双重角色要求互不相容的一种现象，是一个双向概念，分为家庭干扰工作和工作干扰家庭两方面（马红宇, 申传刚, 杨璟, 唐汉瑛, 谢菊兰, 2014; Kopelman, Greenhaus, & Connolly,1983），在我国幼儿教师群体中较常见（李永占,2015; 岳亚平, 冀东莹, 2017）。依据资源稀缺假说观点可知，幼儿教师在工作和家庭方面承担着多种角色，而有限的时间和精力使得这些角色相互竞争，从而迫使幼儿教师选择放弃工作来缓解工作−家庭冲突带来的压力（Katz & Kahn, 1978）。此外，国内外研究均发现，工作−家庭冲突给个体带来了大量资源损耗，容易形成压迫感和角色超载感，降低了工作满意度，使个体更倾向于通过离职行为避免这种不良体验（高中华, 赵晨, 2014;邝颂东, 高中华, 李超平, 2009; Panatik, Badri, Rajab,Rahman, & Shah, 2011）。因此，本研究提出假设1：工作−家庭冲突正向显著影响幼儿教师离职意向。

1.2 职业认同感在工作－家庭冲突与幼儿教师离职意向之间的中介

幼儿教师职业认同感（professional identity,PI）指幼儿教师基于实践经验和个人背景对自己所从事教学育人职业的自我接纳和认可，包含了对自己职业的职业需要、职业认知、职业意志和职业情感等方面的认可程度（王彩凤, 2009; Goodson &Cole, 1994）。在国内，教师职业认同与职业认同感往往没有严格的区分，研究者多认为其属于认知、态度、情感及行为倾向的一个综合体表现，具有多维结构（李笑樱, 闫寒冰, 2018; 王彩凤,2009）。依据社会职业认知理论观点可知，当职业环境与职业结果预期不吻合时，会降低个体对自己所从事的职业活动的认同，职业活动的自我认识和情绪情感体验更差，甚至可能引发离职意向（Lent & Brown, 2013）。工作−家庭冲突降低了幼儿教师当前职业环境与自己所期望的职业结果之间的吻合度，幼儿教师职业认同感也会随之降低，容易引发幼儿教师离职意向（Zhou, Li, & Gao,2020）。 此外，研究发现，工作−家庭冲突可以显著降低个体职业认同感（李爱玲, 2019; Cohen-Scali,2003），而职业认同感较高的教师更能够正确认识自己所从事职业的意义与价值，在工作中具备更加积极的心态，体验到更高的职业满意度，离职意向水平也会更低（李欧, 2014; 唐佳益, 王雁,2019; 魏淑华, 宋广文, 2012）。因此，本研究提出假设2：职业认同感在工作−家庭冲突与幼儿教师离职意向之间起到中介作用。

1.3 职业倦怠在工作−家庭冲突与幼儿教师离职意向之间的中介

教师职业倦怠（job burnout, JB）是教师在工作量大、时间长、强度高的工作状态中产生的生理、心理和行为方面的枯竭状态（李永鑫, 2003;Cherniss, 1980），包含了情感衰竭、去个性化和低成就感三个维度（Maslach, Schaufeli, & Leiter,2001），我国幼儿教师群体是职业倦怠的高发群体（范会勇, 2019）。工作要求−资源模型指出，受到工作要求和工作资源不平衡的影响，个体会体验到疲乏、倦怠的情感体验，最终诱发职业倦怠和离职的不良后果（Schaufeli & Taris, 2014）。基于警察样本的研究发现，职业倦怠在工作−家庭冲突与离职意向之间起到中介作用（Ke, Zhou, & Zhu,2019）。国内实证研究也证实了工作−家庭冲突可以引发教师职业倦怠（汤舒俊, 2010; 岳亚平, 冀东莹, 2017），由于面对保育和教育的双重任务要求，而且要兼顾工作与家庭的双重角色，幼儿教师承受了较大职业压力，很容易形成职业倦怠（李永占, 2016）。此外，职业倦怠可以通过降低工作满意度，进而导致幼儿教师离职倾向（黄旭,王钢, 王德林, 2017; 王滔, 武海栋, 2017; Gaziel,1995），也可能因为工作要求与工作资源不平衡带来心理矛盾，引发离职倾向（张琼, 吴真, 2020）。因此，本研究提出假设3：职业倦怠在工作−家庭冲突与幼儿教师离职意向之间起到中介作用。

1.4 职业认同感和职业倦怠在工作−家庭冲突与幼儿教师离职意向之间的链式中介

依据工作与家庭边界理论可知，工作与家庭二者的渗透作用影响幼儿教师对自己所从事职业的积极认知和接受程度，逐渐产生情绪枯竭等表现，导致职业倦怠（龙昱帆, 王震, 2018; Clark,2000），而职业倦怠则进一步引发幼儿教师离职意向（程献, 2018）。研究发现，职业认同感在工作−家庭冲突与职业倦怠之间起到中介作用（毛家林,2018; Carvalho, Santos, Ribeiro, & Chambel, 2021），而职业倦怠又在职业认同感与离职意向之间起到中介作用（段应龙等, 2017; Zhang et al., 2021）。同时，职业认同感也是预防幼儿教师职业倦怠发生发展的重要保护因子，高水平职业认同感可以同时预防幼儿教师的职业倦怠和离职意向（周晓芸,彭先桃, 付雅琦, 张子鑫, 2019; Fisherman, 2015）。随着工作−家庭冲突日益明显，个体对自己所从事的职业的职业认同感逐渐降低，而低职业认同感是引发职业倦怠的重要因素（周晓芸等, 2019;Cohen-Scali, 2003），为引发离职意向提供了前提（黄旭, 王钢, 王德林, 2017; Ke et al., 2019）。因此，本研究提出假设4：职业认同感和职业倦怠在工作−家庭冲突与幼儿教师离职意向之间起链式中介作用。

综上，本研究假设认为，职业认同感和职业倦怠可能在工作−家庭冲突与幼儿教师离职意向之间起到序列中介效应，如下图1所示。据此，本研究将深入探究工作−家庭冲突与幼儿教师离职意向的关系，以期为幼儿教师离职问题提供改善措施。

图1 假设模型

2 研究方法

2.1 被试

由经过培训的课题组成员担任主试，以幼儿园为单位，征得园长和被试同意后，采取整群抽样方法，对江西省和宁夏回族自治区的168所幼儿园的幼儿教师进行测验，匿名作答，测验完成后立即收回问卷。剔除超过5%的题目没有作答、规律性作答以及作答时间过短的问卷，得到有效问卷992份。其中，男性53名，女性939名；城市幼儿园775名，乡镇幼儿园149名，农村幼儿园68名；工作年限在1年及以下的235名，1～3年（含3年）的250名，3～5年（含5年）的195名，5～10年（含10年）的168名，10年以上的144名；参与调查的幼儿教师平均年龄是26.84±7.26岁。

2.2 研究工具

2.2.1 工作－家庭冲突量表

采用 Carlson，Kacmar和 Williams（2000）编制的工作−家庭冲突量表。该量表共8个条目，包括两个维度：家庭干扰工作和工作干扰家庭。采用Likert 5点计分，总分越高，个体面临的工作−家庭冲突程度越高。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数是0.84，验证性因子分析显示出良好的拟合结果（χ2/df=4.99; TLI=0.95; CFI=0.93; RMSEA=0.09; SRMR=0.04）。

2.2.2 幼儿教师职业认同感量表

采用王彩凤（2009）编制的幼儿教师职业认同感量表。该量表共有14个条目，包含4个维度：职业需要、职业认知、职业意志和职业情感。采用Likert 5点计分，总分越高，幼儿教师职业认同感水平越高。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数是0.93，验证性因子分析显示出良好的拟合结果（χ2/df=4.57; TLI=0.93; CFI=0.92; RMSEA=0.08; SRMR=0.04）。

2.2.3 教师职业倦怠量表

采用王国香、刘长江和伍新春（2003）开发的教师职业倦怠量表。该量表共计22个条目，包括三个维度：情绪衰竭、非人性化和低成就感。采用Likert 5点计分，总分越高，说明教师职业倦怠水平越高。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数是0.88，验证性因子分析显示出良好的拟合结果（χ2/df=5.12; TLI=0.90; CFI=0.91; RMSEA=0.09;SRMR=0.06）。

2.2.4 离职意向量表

采用Kelloway，Gottlieb和Barham（1999）编制的离职意向量表。该量表共计4个条目，单维度。采用Likert 5点计分，总分越高，个体的离职意向水平越高。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数是0.89，验证性因子分析显示出良好的拟合结果（χ2/df=3.90; TLI=0.98; CFI=0.93; RMSEA=0.07; SRMR=0.03）。

2.3 数据处理

采用SPSS21.0进行描述性及相关性分析、探索性因子分析和Cronbach’s α系数分析。利用Mplus7.4对各研究变量进行验证性因子分析和序列中介效应分析。

3 结果

3.1 共同方法偏差检验与控制

为控制共同方法偏差效应，本研究在收集数据时通过匿名调查、反向计分、打乱条目序号等方式实施程序监控；在统计方面，利用Harman单因子分析对测量条目进行分析。结果显示，共有9个特征根大于1的公因子析出，首成分解释变异总量的15.17%，低于40%的界限（Podsakoff,MacKenzie, Lee, & Podsakoff, 2003），因此，本研究不存在严重的共同方法偏差。

3.2 描述性与相关性分析

首先，将人口学变量中的无序分类变量（性别、幼儿园所在地）处理为哑变量，与连续变量（年龄、工作年限及心理变量）一起进行皮尔逊相关分析，结果显示，性别、幼儿园所在地及工作年限与心理变量的相关均不显著（ps＞0.05），各个连续的心理变量均呈显著性相关（ps＜0.05）。具体见表1。

表1 研究变量的描述性与Pearson相关分析结果（n=992）

3.3 序列中介效应检验

本研究在变量达到显著性相关的基础上，采用序列中介效应检验方法（方杰, 温忠麟, 张敏强,孙配贞, 2014），继续探究职业认同感与职业倦怠在工作−家庭冲突与幼儿教师离职意向之间的序列中介效应。结果表明，序列中介模型拟合指数[χ2/df=3.52; TLI=0.94; CFI=0.95;RMSEA=0.73;SRMR=0.06]基本符合模型要求（温忠麟, 候杰泰,马什赫伯特, 2004）。工作−家庭冲突预测幼儿教师离职意向具体路径有：（1）直接路径，工作−家庭冲突→离职意向；（2）中介路径1，工作−家庭冲突→职业认同感→离职意向；（3）中介路径2，工作−家庭冲突→职业倦怠→离职意向；（4）中介路径3，工作−家庭冲突→职业认同感→职业倦怠→离职意向。如图2所示。其中，工作−家庭冲突对离职意向预测的直接路径显著（β=0.28,t=5.06,p＜0.001）；工作−家庭冲突对职业认同感的预测显著（β=−0.43,t=−12.15,p＜0.001），职业认同感对离职意向的预测也显著（β=−0.13,t=−3.79,p＜0.001）；工作−家庭冲突对职业倦怠的预测显著（β=0.59,t=14.34,p＜0.001），职业倦怠对离职意向的预测也显著（β=0.35,t=6.05,p＜0.001）；职业认同感对职业倦怠的预测显著（β=−0.30,t=−7.97,p＜0.001）。

图2 序列中介效应模型估计结果（标准化）

采用偏差矫正百分位Bootstrap法重复抽取5000样本对序列中介模型进行检验，结果如表2所示。工作−家庭冲突对离职意向直接预测效应的95%CI是[0.15, 0.41]，直接路径显著，效果量是47.5%；职业认同感在工作−家庭冲突与离职意向之间中介效应估计值是0.06，95%CI是[0.03, 0.09]，中介路径1显著，效果量是10.2%；职业倦怠在工作−家庭冲突与离职意向之间中介效应估计值是0.20，95%CI是[0.13, 0.29]，中介路径2显著，效果量是33.8%；职业认同感和职业倦怠在工作−家庭冲突与离职意向之间链式中介效应估计值是0.05，95%CI是[0.03, 0.07]，中介路径3显著，效果量是8.5%。

表2 序列中介效应及其Bootstrap估计结果

4 讨论

本研究发现，工作−家庭冲突可以显著预测幼儿教师离职意向，同时还揭示了工作−家庭冲突对幼儿教师离职意向预测的序列中介机制。

4.1 工作−家庭冲突对幼儿教师离职意向的直接效应

本研究发现，工作−家庭冲突对幼儿教师离职意向具有正向且显著的直接效应，验证了假设1，说明工作−家庭冲突程度越高，幼儿教师离职意向水平越高，与以往研究基本一致（陈忠卫, 田素芹,汪金龙, 2014; Nohe & Sonntag, 2014; Post, DiTomaso,Farris, & Cordero, 2009），也符合资源稀缺假说（Katz & Kahn, 1978）。由于工作−家庭冲突具有双向性，当工作渗透到幼儿教师家庭中时，他们会体验到较强的工作压力，而这种体验又引发自己对工作的态度发生变化，最终导致了离职意向（徐长江, 王黎华, 刘敏芳, 2010; Mihelič, 2014），而且，工作−家庭冲突对女性离职意向的效应更明显（谢菊兰, 马红宇, 唐汉瑛, 申传刚, 2015; Rasheed,Iqbal, & Mustafa, 2018）。因此，家庭、社会和组织都需要给予幼儿教师更多的社会支持（郭莉萍, 李敏谊, 王诗棋, 2021; Nohe & Sonntag, 2014），尽最大可能降低工作−家庭冲突的发生，保障幼儿教师家庭与工作平衡，相互增益，达到降低幼儿教师离职意向水平的目的。

4.2 职业认同感和职业倦怠的中介机制

本研究发现，职业认同感和职业倦怠在工作−家庭冲突与幼儿教师离职意向之间起序列中介效应，其中的中介机制讨论如下。

首先，职业认同感中介效应验证了本研究假设2，也就是说，工作−家庭冲突显著负向预测了职业认同感水平，同时职业认同感又负向显著预测幼儿教师离职意向，与已有结论基本一致（李爱玲, 2019; 唐佳益, 王雁, 2019; Zhang, Meng, Yang, &Liu, 2018）。幼儿教师无法有效地应对工作与家庭间的冲突时，便产生对职业的不良认知和负性情绪体验，职业认同感降低，而低职业认同感又加剧了个体的离职意向（Zhao & Zhang, 2017）。因此，提高幼儿教师职业认同感对平衡家庭与工作之间关系、维持幼儿教师职业稳定发展具有积极意义。

其次，职业倦怠的中介效应验证了假设3，说明工作−家庭冲突通过职业倦怠而引发离职意向，与已有结论基本一致（Ke et al., 2019），与“工作要求−资源模型”的基本观点相吻合（Schaufeli &Taris, 2014）。职业倦怠在工作−家庭冲突对幼儿教师离职意向影响过程中起到“中转站”作用，加剧了工作−家庭冲突对幼儿教师离职意向的促进作用。工作−家庭冲突作为一种常见的职业压力源，幼儿教师在持久地经受这种压力源后，其职业倦怠水平会逐渐增高，从而促进了幼儿教师产生离职意向。Han，Han和Choi（2015）指出，在面临工作−家庭冲突时，个体压力应对能力降低，引发倦怠感和无助感，导致离职意向和动机。因此，实时关注并设法降低幼儿教师职业倦怠，也是阻断工作−家庭冲突与幼儿教师离职意向关联性的重要措施。

最后，职业认同感与职业倦怠的链式中介效应验证了假设4，即工作−家庭冲突可通过职业认同感与职业倦怠的链式中介对幼儿教师离职意向产生显著影响，突出表现在职业认同感可以显著负向预测幼儿教师职业倦怠水平。职业认同感对幼儿教师职业倦怠的影响作用可以从两方面阐述：其一，当工作与家庭范围出现相互渗透现象，幼儿教师对自己职业出现消极态度，职业认同感水平开始降低，情绪耗竭更加明显，工作成就感变弱，最终引发了职业倦怠（周晓芸等, 2019;Fisherman, 2015）。其二，幼儿教师承担不同的角色，在切换不同角色时发生困难，引发角色冲突，而角色冲突使得幼儿教师出现对所从事职业出现负性职业情感体验和认识，成为幼儿教师离职的一个重要职业紧张源和预测因子（Frone,Russell, & Cooper, 1992; Ke et al., 2019）。因此，提高职业认同感和降低幼儿教师职业倦怠，也可缓解工作−家庭冲突对幼儿教师离职意向的促进作用。

4.3 研究意义与局限

本研究揭示了工作−家庭冲突与幼儿教师离职意向之间的中介机制，对后续采取相应措施缓解工作−家庭冲突引发幼儿教师离职行为具有重要意义。如提高幼儿教师职业认同感水平，或者降低幼儿教师职业倦怠水平均可以预防工作−家庭冲突引发幼儿教师离职意向的风险。

需要注意的是，虽然本研究中的假设均得到了论证，但研究变量多数为潜变量，本研究未能对潜变量的维度之间的关系进行细致研究，也未能充分考虑其他更多控制变量的作用，后续需要进一步细化研究。此外，样本取样区域较为集中、单一，可能存在取样偏差，后续需要在更广泛的地域取样。最后，横断研究设计所得的因果关系可以采用追踪、实验等方法进一步论证。

5 结论

（1）工作−家庭冲突能直接促进幼儿教师的离职意向。（2）工作−家庭冲突程度降低幼儿教师对自己所从事职业的职业认同感，促进了幼儿教师离职意向。（3）工作−家庭冲突程度通过引发幼儿教师的职业倦怠，增强了幼儿教师离职意向。（4）工作−家庭冲突通过降低了幼儿教师职业认同感水平，进一步导致职业倦怠，最终引发了幼儿教师的离职意向。