高校教师职业成长机会对离职倾向的影响——个体特征与职业认同的作用

王 晴

（淮阴工学院 商学院，江苏 淮安 223003）

一、引言

许多学者都将员工流失视为每个组织面临的关键挑战，不论是员工的自愿离职还是非自愿离职，这两种情况都可能对组织的绩效、运行产生不利影响。已有研究表明，离职倾向（离职意愿/ 意向）是离职行为最有力的预测因素。[1]正如计划行为理论所描述的，行为意图是一个人行为的准确预测因子，这种意图不仅影响员工的工作和行为，还影响他们的同事，高技能员工的流失可能会产生诸多负面后果，如组织绩效和服务水平的下降以及导致管理问题，也可能导致重新雇用和培训雇员的成本增加，这些观点在离职文献中得到了许多研究者的证实。[2]因此，在这种情况下，就需要理解员工为什么想要离开组织。此外，还有一种可能性，即尽管员工并非有意离职，可能还有一些其他因素（个人或背景因素）会促使他们考虑离职。[3]组织应该承担起这一责任，适时找出可能降低员工在组织中离职倾向的因素。

员工离职相关研究发端于20 世纪50 年代，经过数十年的研究推进，相关主题逐渐成为研究者关注的焦点。对于当今的组织而言，留住人才是人力资源需求方面的优先策略，大多数组织仍需面临员工流动的管理挑战。[4]在教育系统，最重要的成功来源是该机构的教师，有必要保持教师的积极性，增进他们对自己所在高校的承诺水平。[5]高校教师属于典型的知识型员工，注重自身价值的实现与长远发展。从双因素（保健-激励）以及需求层次理论来看，高校教师需要使用各类资源与机会（如进修/ 培训机会）确保自身的价值最大化及其实现；同时，教师与高校之间存在着情感维系与精神寄托，这种非物质联系有益于形成认同感和归属感，降低教师的职业流动性和离职倾向。当前，新时代高校教师队伍建设与人才发展改革持续推进，在此背景下更需凸显教师的主体地位和职业价值，保障高校教师的职业认同感、归属感与忠诚度。鉴于此，本研究对我国高校教师离职倾向进行测度，探究其个体特征差异并考察“职业成长机会→职业认同→离职倾向”的内在关联性。

二、文献回顾与研究假设

（一）离职倾向的个体特征差异

个体特征与离职倾向具有一定关联性。就高校教师而言，不同的学术生态位导致个体在组织内成长需求与追求方面的差异，同时，高校教师面临着不同方面的职业压力，人际、收入等因素会抑制或加剧其离职倾向。郭云贵研究发现，性别、籍贯（省内或省外）、职称对高校青年教师离职倾向有显著影响，而受教育程度、婚姻状况的影响不显著；[6]曾晓娟和刘春研究发现，年龄、婚姻状况、学科对高校青年教师的离职倾向有显著影响；[7]白燕奇的调查显示，年龄、学历、职称、工龄对应用型本科高校教师离职倾向有显著影响，而性别的影响不显著；[8]从楚克群等的分析来看，性别、婚姻状况、学历、工作年限、单位性质、职位层次对高校教师离职倾向的影响均不显著；[9]肖林生和梁文雯的分析显示，性别、年龄、学历、职称、校龄对高校教师离职倾向的影响不显著；[10]杜嫱和刘鑫桥研究表明，院校类型、学科、性别、年龄、税后收入对高校教师的离职倾向有显著影响，而编制、职称对离职倾向并无显著影响；[11]黄翠和朱昌平的调查表明，性别、年龄对应用型高校教师离职倾向有显著影响，而婚姻状态、学历、职称、工龄、校龄的影响不显著。[12]可见，个体特征对高校教师离职倾向的影响效果与样本结构、研究情境等因素密切相关，高校教师对组织环境的感知并不必然决定其职业流动，还需要结合单位职业发展前景进行判断。

薪酬既是物质奖励，也是价值表征，并且在一定程度上反映了组织对其员工的贡献与价值认可。高校教师群体兼具“科学人”与“经济人”的双重甚至多重角色，希望组织能够关心其福利、重视其价值并及时提供工作支持和帮助。曾晓娟和刘春研究发现，福利报酬和工作绩效认可对高校青年教师的离职倾向具有重要的预测力。[7]王尧骏和吴云枭研究发现，组织内的地位、薪酬福利、培训与晋升机会是高校辅导员离职倾向的重要影响因素。[13]楚克群等的研究表明，付出-回馈失衡对高校教师离职倾向具有显著的正向影响，过度投入对此关系起正向调节作用。[9]薪酬、绩效、晋升等政策规章与实际操作的一致性是决定公立高校科研人员组织稳定性的关键因素，高校教师对薪酬待遇和职称晋升具有较高的敏感性和较低的容忍度，一旦发现上述过程显失公平，就会降低其对所在单位继续留职的意愿。[14]

综上，提出如下假设：

H1：高校教师离职倾向在个体特征上存在显著差异。

（二）职业成长机会与离职倾向

离职倾向是一个受诸多因素影响的复杂现象，前人的很多研究已经确定工作满意度、组织承诺、组织氛围、组织支持感等是离职倾向的预测因素。[4]但是，已有研究缺乏对职业成长机会作为前因变量的深入探究。实际上，组织内的员工都会关注自身的成长与发展。以往研究表明，职业成长机会对维护员工的心理契约至关重要，而且，随着中国经济社会发展水平的提升，职业发展需求在员工整体性需求体系中的主导性地位愈发明显。[15]因此，引入职业成长机会作为前因变量探讨其对离职倾向的影响效果具有积极的现实意义。

职业成长机会指的是由组织提供的可以增加员工相关知识和技能的机会。张勉和张德指出，薪酬、晋升机会、积极情感均是离职意向的影响因素，职业成长机会对IT 企业员工离职意向的影响显著，且是最重要的结构化变量，并预言这一变量的重要性会在职业化群体中表现出来。[16]从社会交换过程来看，当员工感知到组织为其提供了职业成长机会时，员工会以对组织承诺的增加作为回报，从而带来员工流失率降低，Nouri 和Parker的调查结果验证了这一理论推断；[17]根据Lee 等的研究结果，职业成长机会、组织承诺对离职倾向均有显著的预测作用，而且职业成长机会的预测力比组织承诺更强。[18]从职业发展的角度看，当追求持续进步的员工在组织内能够获得相对较多、较好的职业成长机会时，基于职业发展的内外部权衡，员工往往将“留任”当前组织作为职业行为选择的明智决策。[19]教师充分利用高校提供的职业成长机会，有助于更快实现其职业成长目标，有助于促进人与组织的相互适应，因此，职业成长机会可能显著降低高校教师的离职倾向。

综上，提出如下假设：

H2：职业成长机会显著预测高校教师离职倾向。

（三）职业认同的中介作用

职业认同是个体在特定职业环境下形成的对自己从事职业的看法、赞同或认可，并自觉采取与职业期望一致行动的状态。职业认同是一个结构复杂的心理状态，不仅包含个体对所从事职业的归属感，还包含个体对所属职业的积极评价以及个体对职业活动的卷入情况。国内外职业认同与离职倾向的关系研究已有大量文献，并且从职业属性来看，教师常被作为研究对象，研究结论基本一致：职业认同能够在一定程度上显著地负向预测离职倾向。[6]就教师所属的单位类型来看，职业认同对离职倾向的影响研究更多地聚焦于中小学、幼儿教师群体，针对高校教师的职业认同与离职倾向关系研究稀少，主要见于学位论文，如严玉梅以湖南长沙地区高校教师为研究对象，结果表明，职业认同对高校教师离职意向有显著的预测作用。[20]

由于职业认同属于个体心理认知层面的影响因素，不是外部环境的输入性变量（外生变量），因此职业认同常被作为中间变量以检验其作用效果。

综上，提出如下假设：

H3：职业认同在职业成长机会与离职倾向的关系中起中介作用。

综上所述，考虑个体特征差异和职业认同的中介作用，建立高校教师职业成长机会对离职倾向影响模型如图1 所示。

图1 研究假设总体模型

三、研究设计

（一）样本来源

采用方便抽样的网络问卷调查方法，通过向目标调查对象的电子邮件发送问卷链接收集数据。越南学者Pham 等在工作动机对公立大学讲师满意度和离职率的影响研究中，[21]亦采用此法。主要过程如下：根据教育部公布的高校名单，分省随机浏览部分高校官网，向部分院系教师Email发放问卷链接，邮件中阐明事由、强调匿名及保密性等核心内容，并留下联系方式以便沟通。经过多轮修订后，正式向105 所高校的教师发放问卷，由于发信频次高、数量大，存在部分系统退信，影响了应答率。共收到问卷334 份，其中有效问卷292份，回收问卷有效率为87.425%。无效问卷剔除的理由包括：填写不认真（如出生年“2020”）、回答前后矛盾、作答时长过短（少于3 分钟），考虑到“50后”可能已退休或返聘，此类极少数样本也去掉。

（二）变量测量

1.离职倾向量表

离职倾向量表总体上采纳Wayne 设计的测量框架，[22]原始量表由4 个引用题项+1 个自设题项的结构组成。题项选用张凯丽等编订的汉化版单维结构量表，[23]包括4 个题项，例题如“我在积极的寻找另一份工作”。量表采用七点计分法，从1“非常不同意”到7“非常同意”，四个题项得分相加后取其均值，分数越高表示离职倾向越强烈。在本研究中，该量表的KMO 值为0.779，Bartlett 球形检验值达到显著水平（p＜0.001），可解释的累积方差贡献率为73.227%，因子载荷量介于0.812～0.915 之间，Cronbach’α 系数为0.874。

2.职业成长机会量表

职业成长机会的测量采用张勉和张德编制的单维结构量表，[16]由3 个题项（其中1 个为反向题）构成，例题如“本单位为我提供了跟上与工作有关的新动向的机会”。量表采用七点计分方法，从1“非常不同意”到7“非常同意”，三个题项得分相加后取其平均数，分数越高表示高校教师感知到的职业成长机会越多。在本研究中，该量表的KMO 值为0.707，Bartlett 球形检验值达到显著水平（p＜0.001），可解释的累积方差贡献率为71.947%，因子载荷量介于0.823～0.865 之间，Cronbach’α 系数为0.805。

3.职业认同量表

职业认同采用朱伏平修订的单维结构量表，[24]由6 个题项构成，例题如“作为一名高校教师，我时常觉得受人尊重”。量表采用七点计分方法，从1“非常不同意”到7“非常同意”，六个题项得分加总后取均值，分数越高表示高校教师对所从事职业的认同感越高。在本研究中，该量表的KMO 值为0.835，Bartlett 球形检验值达到显著水平（p＜0.001），可解释的累积方差贡献率为54.820%，因子载荷量介于0.523～0.838 之间，Cronbach’α 系数为0.828。

4.人口学变量

在本研究中，个体特征层面的影响因素包括13 个人口学变量，其中二分类别变量有5 个：性别、学历、编制、有无海外经历、是否海归博士，类别≥3 个的人口学变量有8 个：职称、职务、担任导师情况、出生年代、工作年限、年均收入（税后，包含津贴/奖金等）、高校类型、学科。

（三）分析方法

采用SPSS25 对量表的信效度进行检验。在个体特征差异上，采用独立样本t 检验二分类别变量对离职倾向的影响，当个体特征的类别大于2时，采用单因素方差分析（ANOVA）检验多分类别变量对离职倾向的影响，在事后多重比较中，方差齐时采用最小显著性差异（LSD）法，方差不齐时采用盖姆斯·豪厄尔（Games·Howell）法进行均值差异检验。采用层级回归和Sobel 检验法分析中介效应。使用Harman 单因素法检验同源方差，采用主成分分析法提取因子，结果显示，未旋转前最大因子对总变异的解释率为39.364%，特征值＞1 的所有因子共解释了总变异的65.519%，未出现单一因子能解释绝大多数变异的情况，不存在严重的同源方差问题。

四、数据分析与结果

（一）样本特征的描述性统计分析

从样本结构来看，男性占比超过3/4，超过90%的被试拥有博士学位，样本中“90 后”占比较少（3.767%），以“70 后”“80 后”为主力，合计占比为80.137%，“60 后”占比为16.096%。职称分布呈现“两头小中间大”的比例结构，编内人员比例较高，超过45%的样本具有海外经历，但海归博士占比较低（8.219%），担任导师情况与职称分布格局一致。从职务分布来看，78.425%的被试未担任行政职务。从工作年限来看，各组的样本量占比介于6.507%～22.260%之间，其中“5 年及以下”占比最高而“31 年及以上”占比最低。从年均收入来看，各组的样本量占比介于5.822%～37.671%之间，其中“10 万及以下”占比为14.726%，“30 万以上”占比为8.219%。

从高校类型来看，样本中属于“双一流”建设的两类高校占比相当（11.986%、13.014%），“双一流”之外的省属重点高校占比为32.534%，省属普通高校占比为41.096%，其他占比为1.370%。从学科分布来看，自然科学类（理学、工学、农学和医学）占比最高（65.068%），人文学科（历史学、文学、艺术学和哲学）占比最低（10.959%），社会科学类（法学、教育学、经济学和管理学）占比为22.603%，其他占比为1.370%。

（二）高校教师离职倾向现状及个体特征上的差异比较

高校教师离职倾向的个体特征差异检验结果见表1 所示。从检验结果来看，在个体特征的13项因素中，高校教师离职倾向仅在性别、年均收入上存在显著差异。

表1 高校教师离职倾向在个体特征上的差异检验结果

接表1

高校男性教师的离职倾向（M=3.281，SD=1.416）高于高校女性教师（M=2.764，SD=1.399），男性的均值大于女性，且上述差异达到统计学意义上的显著水平（t=2.696，p=0.007），表明高校教师的离职倾向存在显著的性别差异，男性离职倾向更强。

考虑到年均收入分组的两端样本量太少，故作重新编码处理。年均收入“5 万以下”组内的样本量为零，将其与“5～10 万”合并，重编后的年均收入分为六个定序组别。从检验结果来看，年均收入“10 万以下”（M=3.715，SD=1.570）的高校教师离职倾向最强，而年均收入“30 万以上”（M=2.177，SD=1.212）的高校教师离职倾向最弱，但是离职倾向强度并未随着年均收入的递增而递减，而具有波动特点。年均收入位于[10，30]万区间内的四组均值之间并无显著差异：10～15 万（M=3.059，SD=1.385）、15～20 万（M=3.346，SD=1.354）、20～25 万（M=3.250，SD=1.258）、25～30 万（M=2.765，SD= 1.464）。

ANOVA 检验结果显示，整体检验统计量值达到显著水平（F=4.459，p=0.001），说明高校教师离职倾向在年均收入上至少存在两个分组差异，Levene 统计量的值不显著（p=0.253），表明方差齐，采用LSD 法的事后检验结果见表2 所示。

表2 高校教师离职倾向在年均收入上的差异

导师类型分为博导、硕导和非导师三类。从样本描述来看，博导（M=2.772，SD=1.429）的离职倾向最弱，而硕导（M=3.219，SD=1.462）与非导师（M=3.245，SD=1.252）之间差异甚微。ANOVA 检验中的F 统计量虽未达显著性水平（F=1.971，p=0.141），但事后比较结果显示，博导与硕导的均值差接近于p＜0.05 的显著性水平，参数估计结果见表3 所示。

表3 高校教师离职倾向在导师类型上的差异

� （三）变量的均值、标准差及相关性分析

因-果关系以及中间变量的均值、标准差、皮尔逊（Pearson） 相关系数以及平均方差抽取量（AVE）见表4 所示。可知，职业成长机会与离职倾向呈负相关关系（r=-0.464，p＜0.01），职业成长机会与职业认同呈正相关关系（r=0.438，p＜0.01），职业认同与离职倾向呈负相关关系（r=-0.340，p＜0.01），并且相关系数的绝对值均低于0.500，这不仅为进一步验证研究假设H2 和H3 提供了初步的数据支持，再次佐证三个潜变量之间不存在明显的共线性问题，也为后续的间接效应分析提供了必要前提。

表4 变量的描述性统计与相关性分析（N=292）

（四）职业认同的中介效应检验

根据亚科布齐提出的中介作用检验流程及方法，[25]可能存在的中介作用需要满足以下条件方程：（1）自变量X 对中介变量M 的回归系数a 显著；（2）自变量X 对因变量Y 的回归系数c 显著；（3）回归系数b 显著，说明中介变量M 能够显著预测因变量Y，并且，自变量X 对因变量Y 的回归系数c'与第二个方程中的c 相比，数值显著变小；（4）第二个方程中的c 与第三个方程中的c'的数值大小的比较是通过Sobel 的z 检验来判定的。如果a或b 不显著（或a、b 均不显著），说明不存在中介作用，中介分析就此结束；如果满足上述前三个条件，说明至少存在部分的中介作用；如果上述前三个条件都满足，但c' 不显著，说明存在一种完全的中介作用。

回归分析中已将性别、学历以及年均收入作为控制变量。中介作用分析结果见表5 所示。模型M1 的结果说明职业成长机会对职业认同有显著的正向预测作用（β=0.412，p＜0.001），且回归系数a 的95%置信区间不包含0；模型M2 的结果说明职业成长机会对离职倾向有显著的负向预测作用（β=-0.438，p＜0.001），且回归系数c 的95%置信区间不包含0；模型3 将职业成长机会和职业认同一起作为自变量代入方程，结果显示，回归系数b 显著，意味着职业认同有助于预测离职倾向（β=-0.122，p＜0.05），同时发现，模型3 中职业成长机会对离职倾向的直接影响系数c'（β=-0.388，p＜0.001）与模型2 中的c 相比，数值的绝对值变小。Sobel 的z 检验结果显示，模型2中的c 与模型3 中的c'的数值大小存在显著差异（z=-2.046，p=0.041），说明至少存在部分中介作用，即职业成长机会对离职倾向的影响部分是直接的，部分是间接通过职业认同这一中介实现的。

表5 职业认同的中介作用检验结果

以上三个回归模型的德宾-沃森（D-W）值介于2.006～2.057 之间，因此回归方程的随机误差项不存在自相关性；另外，方差膨胀因子（VIF）介于1.037～3.696 之间，因此回归模型中解释变量之间不存在多重共线性，据此可知，三次回归检验均有效。

五、结论与讨论

本研究以292 名高校教师为研究对象，以SPSS25 为数据分析与统计检验工具，从个体特征和职业认同的双重视角，探究职业成长机会对高校教师离职倾向的影响机制。得出以下结论：

第一，数据显示，我国高校教师离职倾向处于中等偏下水平，这与曾晓娟和刘春针对高校青年教师离职倾向的测度结论（M=2.068，N=321，五级评分）基本一致，[7]而明显低于楚克群等基于本科高校教师的离职倾向测量结果（M=4.197，N=384，七级评分），[9]可见，我国高校教师队伍存在一定的不稳定性，测度的结果又与抽样结构有关，说明有必要开展跨类型的精准测量和调查研究。

第二，个体差异分析结果表明，人口学变量中仅有性别、年均收入对高校教师离职倾向产生显著影响，其中，男性高校教师的离职倾向显著高于女性，年均收入“10 万以下”的高校教师离职倾向最强，而年均收入“30 万以上”的高校教师离职倾向最弱，形成鲜明的两极化现象，因此假设H1 部分成立。这佐证了前文所述的理论推断之一：个体特征对高校教师离职倾向的影响效果与样本结构、研究情境等因素密切相关。

第三，职业成长机会对高校教师离职倾向的直接影响显著，因此假设H2 成立；将职业认同纳入中介作用检验方程后，职业成长机会对高校教师离职倾向的直接影响仍在p＜0.001 水平上达到显著，但其直接影响的强度比未纳入中介变量时显著降低，说明职业认同的部分中介效应显著，因此假设H3 成立。这表明职业成长机会对员工态度（如离职倾向）不仅有直接作用，还存在间接作用，合理地拓展了既有研究的理论边界，并且为解释高校教师离职倾向的前因提供了新机制。

本研究有一定的实践指导意义。首先，性别和收入差异表明，高校教师离职问题的稳控重点在于男性，合理且有效的报酬增长是稳定高校教师队伍的重要保障机制。其次，职业成长机会是高校教师萌发离职倾向的抑制因素，也是强化其职业认同的促进因素。本研究发现，职业成长机会可通过直接或间接的路径显著影响高校教师的离职倾向，因此高校提供更多更好的职业成长机会，能够显著增进教师对职业的认同感，降低其离职倾向。最后，职业认同是影响高校教师离职倾向的重要因素。在管理实践上，可从以下四个方面付诸努力：第一，在充分保障女性教师权益的前提下，提升男性教师的职业关怀，高度重视薪酬、福利、绩效等物质条件的改善，走进教科研一线听取教师的真实意见并研判需求，优化薪酬和绩效考核制度，用好薪酬作为“保健- 激励”双因素的指挥棒功能；第二，支持教师积极参与教科研交流活动，为教师学习新知识或提高专业技能提供机会，促进教师跟得上高教事业发展的新动向；第三，教育部门和高校管理者要注重自身言行和修养，突出教师作为高校事业创新发展的主体地位，增进彼此的互信与互动，让教师感受到自身的价值存在和真切归属感；第四，从人本管理出发，定期开展专题培训或交流会，提升教师的综合业务水平，让教师充分了解最新的教科研政策，并积极吸纳教师的合理化建言与献策。

本研究也有局限性。第一，仅考虑职业认同在职业成长机会对高校教师离职倾向影响机制中的简单效应，而事实上，这一影响过程可能存在多个变量的共同作用。第二，没有采用分时段的纵向研究设计，因此变量间的因果关系可能受到一定的影响。在后续的研究中，宜引入更多的中间变量（中介或调节），探究变量间更为复杂的“黑箱”关系，同时，未来研究可尝试采用多源动态数据以深入揭示变量间的动态因果关系。