身份认同对乡村小学教师离职倾向的影响：自我效能感和工作满意度的链式中介作用

董 芸

（宜春幼儿师范高等专科学校 学前教育学院，江西 宜春 336000）

《2022 年中国乡村教育发展报告》（以下简称 “ 《报告》 ” ）指出，自2018 年起，随着教育制度和教育政策的不断健全，办学条件的不断完善，我国乡村教育质量得到了较大提升，乡村教育发展迈入新台阶。在新阶段，乡村教育振兴是推动乡村振兴的深层动力，其根本保障是乡村教师发展。《报告》对乡村教育的现状调研发现，乡村教师面临多重压力，教师流动性较高。［1］乡村小学教师身份认同作为影响教师个体行为的内在因素，会影响教师自我效能感、工作满意度和离职倾向。因此，有必要系统研究乡村小学教师的身份认同和离职倾向的关系，为乡村小学教师队伍的稳定提供实证依据。

乡村小学教师身份认同是乡村小学教师对 “我是谁” “我何以属于教师群体” “我将要成为谁” 等问题的理解和确认。［2］陈迎雪通过对山东省W 市的316位农村小学教师的问卷调查发现，农村小学教师的身份认同水平一般，但没有达到认同危机的程度。［3］桂海钦通过对湖北省H 市乡村教师的调查发现，该群体身份认同在建构过程中呈现出危机。［4］

离职倾向也叫离职意向，指员工在某单位工作一段时间后经审慎思考蓄意要离开单位的意图。［5］学者们认为离职倾向能预测离职行为。［6-7］马锐华通过对大学生村官的调查发现，身份认同与离职倾向有负相关关系。［8］国内学者发现，教师职业认同与离职意向之间有着显著的负相关［9］，这和国外研究结论一致，即教师职业认同越高，离职倾向越低。［10-12］据此，提出假设1：身份认同能负向预测乡村小学教师离职倾向。

自我效能感，指的是 “个体对自己有能力完成某一行为所进行的推测与判断” ，是 “人们对自身能否利用所拥有的技能去完成某项工作行为的自信程度” 。［13］研究表明，教师身份认同越高，自我效能感越高。［14-15］任子瑜发现，知识型员工自我效能感对离职倾向具有显著的负向影响关系。［16］据此，提出假设2：自我效能感是身份认同与离职倾向之间的中介变量。

工作满意度，指的是员工内在心理对外在工作各个因素的看法。［17］索萨-波萨和亨内伯格发现工作满意度对离职意向有较大的解释力。［18］国内学者基于调查发现，工作满意度能够显著负向预测乡村教师的离职倾向。［19］许多研究表明，教师身份认同越高，工作满意度越高，教师的离职倾向越低。据此，提出假设3：工作满意度是身份认同与离职倾向之间的中介变量。

教师身份认同能增强教师的自我效能感，教师的身份认同越高，其自我效能感就会得到加强，越有自信能把工作干好，最终更容易取得事业上的成就，带来事业上的成就感，从而对工作感到满意，增强工作满意度。［20］社会认同理论认为，群体成员将内群体与相关外群体进行有利比较，从而获得一种积极的社会认同，增强自己的自尊。如果没有获得满意的社会认同，他们就会试图离开所属群体。乡村小学教师积极融入乡村小学教育教学之中，并产生身份认同，更有助于激发他们的自我效能感，使他们相信自己有能力做好自己的工作，从而对工作感到满意，身份认同会得到强化，早期出现的离职倾向可能会被消解。据此，提出假设4：自我效能感、工作满意度在身份认同对离职倾向的影响中起链式中介效应。

一、对象与方法

（一）研究对象

采用方便抽样法对江西省赣州市乡村小学进行线上问卷调查，回收问卷2461 份，剔除无效问卷，最终保留2042 份问卷，有效问卷回收率为83%。样本的基本情况如下：男教师568 名（27.8%），女教师1474 名（72.2%）； 年 龄 在20—30 岁 有948 名（46.4%），31—40 岁 有593 名（29.0%），41—50 岁有267 名（13.1%），51 岁及以上有234 名（11.5%）；教 龄 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%）；最高学历为专科有707 名（34.6%），本科有1330 名（65.1%），研究生及以上有5 名（0.2%）；职称未评定有281 名（13.8%），三级有81 名（4.0%），二级有861 名（42.2%），一级有729（35.7%），高级有90名（4.4%）；职位为普通教师有1703 名（83.4%），年级组长有34 名（1.7%），教导主任有97 名（4.8%），教研组长有97 名（4.8%），校长或副校长有111 名（5.4%）。

（二）研究工具

1. 教师身份认同量表

采用陈迎雪编制的农村小学教师身份认同量表，共24 个题目，包括职业认同、专业认同、环境认同、社会认同四个维度，采用李克特5 点计分法，从 “非常不同意、比较不同意、一般、比较同意到非常同意” 分别计1—5 分，得分越高，表明教师身份认同越高。该量表在本研究中Cronbach’s alpha 系数为0.940，四个维度的Cronbach’s alpha 系数分别为0.823、0.819、0.844、0.820。考虑到样本为大样本，Multivariate 的Kurtosis 对 应 的C.R.为152.687， 远大于5，呈多元非正态。［21］经Bollen-Stine bootstrap修正后的验证性因素分析的结果显示，x2/df=1.366，RMSEA=0.013，CFI=0.997，TLI=0.997，表明量表具有较好的结构效度。［22］

2. 教师自我效能感量表

采用短式《俄亥俄州教师效能感量表（OSTES）》，共12 个题目，包含教学策略、课堂管理、学生参与三个维度，采用李克特5 点计分法，从 “完全不同意、不同意、一般、同意到完全同意” 分别计1—5 分，得分越高，表明教师自我效能感越高。该量表在本研究中Cronbach’s alpha 系数为0.954，三个维度的Cronbach’s alpha 系数分别为0.905、0.925、0.913。考虑到样本为大样本，Multivariate 的Kurtosis 对应的C.R.为182.790，远大于5，呈多元非正态。经Bollen-Stine bootstrap 修正后的验证性因素分析的结果显示，x2/df=1.851，RMSEA=0.019，CFI=0.998，TLI=0.998，表明量表具有较好的结构效度。［23］

3. 教师工作满意度量表

采用徐志勇、赵志红编制的教师工作满意度量表，共10 个题目，包括内在满意度、外在满意度两个维度，采用李克特5 点计分法，从 “非常不符合、比较不符合、有点符合、比较符合到非常符合” 分别计1—5 分，得分越高，表明教师工作满意度越高。该量表在本研究中Cronbach’s alpha 系数为0.949，两个维度的Cronbach’s alpha 系数分别为0.933、0.908。考虑到样本为大样本，Multivariate 的Kurtosis 对应的C.R.为131.694，远大于5，呈多元非正态。经Bollen-Stine bootstrap 修正后的验证性因素分析的结 果 显 示，x2/df=1.767，RMSEA=0.018，CFI=0.999，TLI=0.998，表明量表具有较好的结构效度。［24］

4. 教师离职倾向量表

采用魏淑华的教师离职倾向量表，共8 题，包括调校意向和换职意向两个维度，采用李克特5 点计分法，从 “非常不符合、比较不符合、不确定、比较符合到非常符合” 分别计1—5 分，得分越高，表明教师离职倾向越高。该量表在本研究中Cronbach’s alpha 系 数 为0.922，两 个 维 度 的Cronbach’s alpha系数分别为0.917、0.941。考虑到样本为大样本，Multivariate 的Kurtosis 对 应 的C.R.为125.794， 远大于5，呈多元非正态。经Bollen-Stine bootstrap 修正后的验证性因素分析的结果显示，x2/df=1.612，RMSEA=0.017，CFI=0.999，TLI=0.999，表明量表具有较好的结构效度。

（三）研究程序及数据分析

在赣州市教育教学科学研究所一名语文教研员的大力支持下开展数据收集，由该教研员将问卷发放在赣州市小学语文教研微信群中，强调了调查对象为乡村小学教师，即乡镇级以下小学的教师，再由各区县教研员组织相应的老师填写，坚持自愿原则，匿名作答。采用SPSS 26.0 进行共同方法偏差检验、差异检验、描述统计和相关分析；采用Hayes编制的 SPSS 宏程序 PROCESS v2.16.3 中的Model 6分析自我效能感和工作满意度在身份认同和离职倾向间的中介效应。［25］

二、研究结果

（一）共同方法偏差检验

采用Harman 单因素检验法，在SPSS 26.0 软件中，将身份认同、自我效能感、工作满意度、离职倾向量表的所有题项放在一起进行探索性因素分析。结果提取出6 个特征根大于1 的因子，第一个因子解释总变异的39.74%（小于40%的临界标准），故本研究不存在严重的共同方法偏差。［26］

（二）研究变量在人口学变量上的差异检验

将乡村小学教师身份认同、自我效能感、工作满意度、离职倾向四个研究变量做性别、年龄、教龄、学历、职称、职位等人口学变量上的差异检验，结果见表1。差异检验的结果表明，乡村小学身份认同、自我效能感、工作满意度、离职倾向在性别、年龄、教龄、学历、职称上均有显著差异，身份认同和自我效能感在职位上也有显著差异，但在工作满意度和离职倾向上没有显著差异。

表1 各人口学统计变量在各研究变量上的差异比较（M±SD）（N=2042）

续表

（三）研究变量的相关分析

根据差异检验的结果，离职倾向在职位上无显著差异，在性别、年龄、教龄、学历、职称上均有显著差异，故将其设为控制变量。对身份认同、自我效能感、工作满意度和离职倾向进行偏相关分析，结果见表2。结果表明，身份认同与自我效能感、工作满意度均呈显著正相关（P＜0.001），工作满意度与自我效能感呈显著正相关（P＜0.001），离职倾向与身份认同、自我效能感、工作满意度均呈显著的负相关（相关系数为负数，且P＜0.001）。

表2 描述性统计结果和相关分析（N=2042）

（四）身份认同与离职倾向：链式中介效应检验

采用Hayes 编制的SPSS 宏程序PROCESS v2.16.3中的Model 6 考查自我效能感和工作满意度在身份认同和离职倾向之间的中介作用。在控制了性别、年龄、教龄、学历、职称等人口学变量后，回归分析结果见表3。身份认同显著负向预测乡村小学教师离 职 倾 向（β=-0.383，t=-10.292，P＜0.001）。 同时，身份认同对自我效能感和工作满意度的正向预测作用显著（β=0.562，t=31.007，P＜0.001；β=0.812，t=55.969，P＜0.001），自我效能感对乡村小学教师离职倾向的正向预测作用显著（β=0.055，t=2.323，P＜0.05），工作满意度显著负向预测乡村小学教师离职倾向（β=-0.160，t=-4.480，P＜0.001）。

表3 中介模型中变量关系的回归分析表

对身份认同、自我效能感、工作满意度、离职倾向四个变量进行标准化处理，采用偏差校正的Bootstrap 法，重复抽样5 000 次，对自我效能感和工作满意度的中介效应进行检验。结果见表4 和图1。身份认同对离职倾向的直接效应值为-0.383（95%CI=［-0.456，-0.310］），95%的置信区间不包含0，直接效应显著，占总效应的78.16%。说明身份认同能负向预测乡村小学教师离职倾向。因此，假设1 得到支持。身份认同对离职倾向的总效应值为-0.490（95%CI=［-0.528，-0.452］），95%的 置信区间不包含0，总效应显著。身份认同和离职倾向之间的总间接效应值为-0.107（95%CI=［-0.178， -0.035］），95%的置信区间不包含0，中介作用显著，占总效应的21.84%。中介效应具体由三条路径产生的间接效应组成：身份认同→自我效能感→离职倾向的效应值为0.031（95%CI=［0.004，0.057］）（路径1）、身份认同→自我效能感→工作满意度→ 离职倾向的效应值为-0.008（95%CI=［-0.014，-0.004］）（路径2）、身份认同 →工作满意度→离职 倾 向 的 效 应 值 为-0.130（95%CI=［-0.194， -0.066］）（路径3）。

图1 链式中介模型图

表4 中介效应分析表

其中，路径1 的效应值为0.031（95%CI=［0.004，0.057］），95%的置信区间不包含0，中介效应显著，自我效能感在身份认同与离职倾向之间存在中介作用。因此，假设2 得到支持。但路径1 的效应值为正值，与直接效应值（-0.383）、总效应值（-0.490）的符号均相反，这说明自我效能感在身份认同与离职倾向之间存在遮掩效应。根据温忠麟等处理遮掩效应的方法计算该路径的效应量为|ab/c’|=|0.562×0.055/（-0.383）|= 8.07%。［27］路径2 效应值为-0.008（95%CI=［-0.014， -0.004］），95%的置信区间不包含0，中介效应显著，占总效应的1.63%。自我效能感和工作满意度在身份认同与离职倾向之间起链式中介作用。因此，假设4 得到支持。路径3 的效应值为-0.130（95%CI=［-0.194，-0.066］），95%的置信区间不包含0，中介效应显著，占总效应的26.53%。工作满意度在身份认同与离职倾向之间起中介作用。因此，假设3 得到支持。

三、讨论

（一）研究变量在人口学统计变量上的差异分析

从差异检验结果发现，乡村小学男教师离职倾向高于女教师。这符合我国当前小学女教师占比达七成这一现实，也与民众的传统观念 “女性适合做老师” 相符。大多数人都认为，教师职业稳定，有寒暑假，能照顾到家庭，适合女性。所以，哪怕是在条件相对差的偏远的乡村的小学女教师，离职倾向也更低。而乡村小学男教师，在高消费、生活成本巨大和乡村小学教师社会地位、工资待遇偏低的双重境遇之下，更易产生离职倾向，他们会倾向于通过考进城、考研等方式谋求更好的发展。年龄越轻、教龄越短的教师离职倾向更高。年龄20 —30 岁，教龄1—10 年的教师大多要考虑成家立业的问题，乡村小学教师的社会地位、工资待遇、职称评定等都是劣势，自然而然，他们想跳出去寻求更好的发展，离职倾向就会更高。学历方面，乡村小学教师离职倾向由低到高排序依次为专科、本科、研究生，学历越高，意味着有更多的选择机会，离职倾向会越高。职称为二级的教师离职倾向最高，因为职称比例的限制，年轻教师觉得事业发展受限，离职倾向就会更高。

（二）乡村小学教师身份认同对离职倾向的负向影响

本研究结果显示，乡村小学教师身份认同能显著负向预测离职倾向。换言之，乡村小学教师身份认同越高，其离职倾向越低；乡村小学教师身份认同越低，其离职倾向越高。这一结果与已有的研究结果一致。［28］乡村小学教师身份认同，是由乡村小学教师自身赋予其意义的，乡村小学教师如何看待自己的这一身份，会影响其对自己的所见所闻所做赋予意义。［29］乡村小学教师对自己的身份越认同，就越能赋予其工作积极的意义，就越有利于维系自己践履自己所承担的角色的责任，教育教学工作的主动性、积极性会更高，容易收获领导、同事、学生的好评，能体验到工作本身带来的快乐与幸福，会坚定扎根乡村教育的信念。

（三）自我效能感在身份认同与离职倾向之间的中介作用

本研究发现，乡村小学教师自我效能感在身份认同与离职倾向之间存在中介作用。乡村小学教师身份认同越高，自我效能感越高，这一点和以往研究一致。［30］乡村小学教师身份认同越高，就更能感受到自己所从事的工作带来的积极意义，获得积极的情绪体验，越能把工作干好，也会相信自己有能力干好工作，自我效能感就会越强。自我效能感在身份认同与离职倾向之间存在遮掩效应，这可能与我们直接测量自我效能感有关。马浩基于对新生代知识型员工的研究发现，新生代员工较低水平一般自我效能感与离职倾向成负向相关，新生代员工较高水平一般自我效能感与离职倾向成正向相关。［31］在本研究中，乡村小学教师自我效能感得分为4.15，属于较高的水平，较高水平自我效能感的教师，可能会觉得自己应该去更好的平台发展，不满足于现状，离职倾向就会更高。

（四）工作满意度在身份认同与离职倾向之间的中介作用

本研究发现，乡村小学教师工作满意度在身份认同与离职倾向之间起中介作用。乡村小学教师身份认同越高，工作满意度也越高，离职倾向越低。这一点和已有的研究结果一致。［32］一方面，教师身份认同越高，越能对其工作赋予积极的意义［33］，对工作感到满意；另一方面，工作满意度越高，工作中的干劲会更足，越能找到自己的价值，离职倾向会更低。

（五）自我效能感和工作满意度在身份认同与离职倾向之间起链式中介作用

基于社会认同理论及前文的分析，身份认同高的乡村小学教师，对自己 “乡村小学教师” 这一制度赋予的身份的归属感、认同感更强，在工作中能赋予其积极意义，充分发挥自身的主观能动性，坚信自己有能力干好自己的工作，有更强的自我效能感，对工作感到满意，降低离职倾向。

本研究探讨了身份认同对乡村小学教师离职倾向的影响及作用机制，证实了身份认同不仅会直接影响乡村小学教师离职倾向，也会通过自我效能感或工作满意度的简单中介作用和自我效能感和工作满意度的链式中介对离职倾向产生影响。同时，揭示了不同效能感水平的乡村小学教师的离职倾向是不一样的，在实践中应关注乡村小学教师效能感水平，深化相关研究，为乡村小学教师队伍的稳定性建设提供实证依据。但是，本研究主要采用的是横断面进行调查的，可能难以全面反映因果关系，未来研究应加强纵向研究。