职业召唤对高校青年教师离职倾向的影响：职业承诺的中介作用和组织支持的调节作用

李龙娟 李盛兵

摘要：目前我国重点建设高校普遍采用“非升即走”的预聘制度，高校青年教师晋升压力大，离职倾向情绪明显，不利于我国高等教育事业的发展。为探索降低离职倾向的积极因素，借鉴国内外已验证量表制定了《高校青年教师职业召唤与离职倾向关系问卷》，面向350位粤内 “双一流”高校青年教师问卷调研，运用Amos软件对收集的问卷结果建立结构方程模型，分析职业召唤对高校青年教师离职倾向的影响机制。研究结果表明：职业召唤对高校青年教师离职倾向具有负向影响，职业承诺在职业召唤与离职倾向间具有负向中介作用，组织支持在职业召唤对离职倾向的影响中具有负向调节作用。建议高校结合时代发展背景，倡导青年教师学习奉献精神，响应时代召唤使命；同步激发青年教师情感，规范和继续承诺三维发展动力；重视工具性组织支持，强调健全高校组织的公平性程序。

关键词：职业召唤；离职倾向；高校青年教师；结构方程模型；职业承诺

我国高校“双一流”建设已迈入第二个发展阶段，对青年才俊的需求愈加迫切，然而高校求贤若渴与新聘青年教师的高淘汰率已成为亟待化解的矛盾格局。2000年6月，《关于深化高等学校人事制度改革的实施意见》提出实行聘用制，破除职务终身制。[1]经过20多年的人事制度去编制化改革，除部分地方院校仍保留编制外，大部分重点建设院校对青年教师实施“非升即走”的预聘制。[2]“非升即走”试点的初衷为优化教师结构、提高教师工作积极性，如今已演变成青年教师职业生涯发展中最大的不确定性因素。因普遍采用“老人老办法、新人新办法”，与老教师相比，青年教师本身学术资源少，但面临教学、科研、系所公共事务等多重压力以及职称晋升的过度竞争，[3]极易产生职业归属感和职业认同感下降等消极心理，致使其萌生离职倾向，在岗时已做好无法完成考核指标而离职、寻求其他工作岗位的心理预案，且再次选择岗位时易倾向于企业或研究所等其他单位。此时，职业召唤对离职倾向起到重要影响作用，即青年教师对职业意义和价值的内在感知与使命感程度越高，抵御离职倾向情绪的内驱动力越强。

离职倾向是每个“非升即走”政策下青年教师的必经心路历程，产生离职倾向并不意味着最终离职，但青年教师离职情绪的蔓延对高校后生力量的稳健发展十分不利。一方面，主观的离职倾向情绪高涨将最终导致客观的高离职率。如大卫·艾伦（Allen D G）等指出离职倾向和离职行为联系紧密[4]，孙茹思（Sun R）等认为离职意愿越强烈，实际离职率也更高，离职意向预示着离职行为。[5]当青年教师缺乏学术资源、难以完成考核指标，而其他单位提供有吸引力的就业岗位时，导致按期突破考核任务的动力不足，离职倾向转化为离职的概率更大。高离职率有损高校形象和口碑，新教师招聘和培训成本高，优秀青年人才离职不利学科发展。另一方面，离职倾向强烈的青年教师，职业倦怠严重，工作效率和积极性下降，其消极情绪对其他青年教师亦会产生负面影响，从而影响高校教师队伍稳定和凝聚力，教师管理难度加大，教学、科研工作延续性差。因此，有必要探究青年教师离职倾向的内生因素，以针对性地制定配套管理措施，削弱离职倾向和降低离职率。

职业召唤具有重要价值，它表现为个体在特定工作角色中感知到的动机程度，以实现或获取生命意义感和目的感的方式参与到职业生涯角色中，在企业中可有效提高员工工作满意度和积极性等。[6]已有研究表明，职业召唤的实现同员工的受教育程度有关。[7]目前，国内外学者对职业召唤与离职倾向的关系进行了研究，主要研究领域集中于企业单位。例如，特雷莎·卡达多（Cardador M T）等提出组织文化调节职业召唤与离职倾向的关系，安全的文化氛围可降低职业召唤对离职倾向的负向影响作用；[8]杰哈德·阿德万（Adwan J Z）指出职业召唤程度低是影响儿科护士离职倾向的最强因素，工作满意度在二者间具有调节作用。[9]裴宇晶等认为，中国情境下知识型员工的职业召唤与离职倾向负相关，职业承诺完全中介于职业召唤和离职倾向。[10]杨文娟发现，职业召唤对互联网行业员工的离职倾向起负相关作用，工作满意度和工作投入部分中介职业召唤与离职倾向。[11]从上述研究可知，护士、知识型员工和互联网行业员工等的职业召唤负作用于离职倾向，为本文研究高校青年教师职业召唤与离职倾向的关系提供了参考。然而，已有研究中职业召唤对离职倾向的影响机制，即关于职业召唤影响离职倾向的中介变量和调节变量的观点不统一，产生此差别的原因主要是研究对象处于不同行业，学历层次、职业生涯规划、单位支持力度以及职业发展压力等存在明显差异。因此，有必要从高校青年教师自身的择业特点、单位的职业支持力度和行业的发展压力等方面进行剖析，明晰职业召唤对高校青年教师离职倾向作用过程中的内外部驱动因子。

当前，我国高等教育已步入高质量发展的新时代，对教师的招聘要求不断拔高。高校青年教师具有显著的高学历水平、高就业导向、高晋升压力及低可支配资源的特点。高校青年教师均具备博士学位，且相当部分还拥有国内外高校博士后经历，而在博士或博士后群体中绝大部分择业倾向于高校教师，职业生涯规划的教师职业导向性极强，体现了对该职业的认同与情感依赖。高就业导向对其博士或博士后科研工作期间就已产生了很强的影响作用，从入学或入站开始，即为寻求高校教师职位与自己内心“预签”特殊的职业承诺契约，从而为谋求职位孜孜不倦与全身心投入。入職后，“非升即走”制度下，青年教师除与高校人事处签订了纸质版的聘期考核合同外，与自身内心也“续签”了职业承诺契约，高度认同教师这一职业的价值，从而不会轻易地更改职业。国内外关于职业承诺概念内涵、发展演变以及理论测量的研究众多，是管理学、心理学等学科的研究热点，但是与高等教育学科的交叉研究尚不完善。本文通过前述分析初步认为职业承诺在高校青年教师职业召唤与离职倾向间存在内在联系，对该部分内容的研究将丰富职业承诺的理论内涵。

此外，青年教师处于职业发展初期，能力、收入等与外界期待存在较大差距，承载着多重压力，拥有的学术、人脉资源少，组织单位的支持如信息、工具、设备、资源及培训等是促进其职业发展的重要利好因素。[12]青年教师作为高校组织中压力最大、干劲最足的特殊群体，组织对其贡献的认可和福利的支持易激发正向信念，提升对组织的承诺和忠诚度，降低离职倾向。职业承诺作用的载体是自身，而组织支持的载体源于高校，即是个人与学校的双向交互感。现有关于组织支持的研究对象主要集中在企业员工，与员工和企业间的交互感不同，“非升即走”制度下，青年教师和高校的交互感更注重于为职业发展提供的有效支持。组织支持作为职业召唤与离职倾向的外部作用因素，深入探究其作用机制有利于针对性地改善青年教师的组织支持感，降低离职倾向。

基于前述研究背景，本文以“非升即走”制度试点力度大的广东省高校的青年教师为研究对象，采用了信效度高的成熟量表调研分析了离职倾向、职业召唤、职业承诺、组织支持现状，建立了体现四者关联关系的结构方程模型，论证了职业召唤对高校青年教师离职倾向的负向影响关系、职业承诺的中介作用及组织支持的调节作用，在此基础上提出了多维度的管理启示，以期提高高校青年教师的管理效能。

一、理论分析和研究假设

（一）职业召唤与离职倾向的关联关系

职业召唤是指对某领域强烈的激情和使命感，是一种积极的心理情绪，[13]可让人从工作中获得价值感和幸福感。[14]离职倾向是指员工在某组织工作一段时间后，经考虑，有意要离开组织的想法。[15]有离职倾向的员工会对组织减少情感和精力的付出。[16]已有研究表明：职业召唤对离职倾向具有负向影响关系，职业召唤感越高，离职倾向越低。如瑞恩·达菲（Duffy R D）等发现职业召唤可减少员工离职想法；[17]裴宇晶等指出，职业召唤正向作用于员工内部自主动机，自我决定理论中动机类型决定行为取向、预测工作态度，自主动机可提高工作满意度等正向工作态度，控制动机则易导致负向工作态度，自主动机对工作态度的作用在脑力工作方面更突出。[18]青年教师是高层次人才，不乏高薪企业伸出“橄榄枝”。然而，放弃企业高薪，选择入职薪资低、压力大的高校，说明青年教师对高校教师岗位具有较强的职业召唤水平。青年教师入职高校后，受考核指标压力、续聘高门槛的受控动机影响，职业发展的可延续性下降，职业期望度下降、内在自主動机减弱，导致职业召唤水平降低、离职倾向提升。基于以上分析，提出如下假设：

H1：高校青年教师职业召唤对离职倾向呈负向影响关系。

（二）职业承诺的中介作用

职业承诺是个体喜欢所从事的职业并克服多重困难继续留在该职业而不愿离职。[19]大量研究表明，职业召唤水平越高，职业满意度也越高，从而提高职业承诺水平。[20]裴宇晶等认为知识型员工的职业召唤水平与职业承诺显著正相关。[21]从个体职业生涯发展节点来看，职业召唤贯穿整个生命周期，即从小就向往从事某职业，而职业承诺主要发生在入职后不愿离职。从前言分析可知，高校青年教师的职业承诺具有“预演”特点，即在入职前的博士或博士后研究阶段已为获取教师职业资格而奋发。诚然，也有部分博士研究生在读或博士后工作者在站期间由于科研不顺利或受高薪影响，毕业或出站时纷纷选择企业界。此时，职业召唤起到重要作用，职业召唤程度越高，在受到外界干扰后继续选择教师职业的承诺越高。另一方面，职业召唤驱动强烈的事业心和使命感，面对高考核要求时也能保持职业忠诚度。因此，本文提出如下假设：

H2a：高校青年教师的职业召唤对职业承诺呈正向影响关系。

国内外多个研究已表明职业承诺对离职倾向有负向影响。如张火灿（Chang HT）等探究了职业承诺三要素（感情、继续和规范承诺）与职业离职倾向的关系，发现积极的职业承诺与离职倾向具有明显负相关关系。[22]尚伟伟等指出幼儿教师职业承诺各因子均与离职倾向显著负相关。[23]徐富明等指出在职攻读教育硕士的中小学教师职业承诺、组织承诺与离职倾向显著负相关。[24]由以上研究可知，教师的职业承诺对离职倾向具有负相关关系。高校青年教师处于职业生涯早期，正处于职业感情培养期，努力适应并遵守职业规范，并为获得稳定的长聘岗位提升竞争力。职业承诺为青年教师与高校组织的心理契约，根据职业承诺三维模型，感情承诺、规范承诺、继续承诺越高，越专注于发展目标，离职倾向越低。[25]基于以上分析，本文提出如下假设：

H2b：高校青年教师的职业承诺对离职倾向呈负向影响关系。

裴宇晶等通过对知识型员工进行调查，发现职业承诺在职业召唤与工作满意度和离职意愿间具有中介作用。[26]职业召唤强调使命感，使命感起源于宗教领域，即由于“上帝”的召唤而从事在社会道德层面具有重大意义的工作。中国情境下，实现中华民族的伟大复兴召唤着青年博士们继续从事科研与教学工作，坚信创新驱动、科教兴国战略。如前所述，具体体现在求职前与内心“预签”谋求教师岗位的承诺契约、在入职后与内心“续签”职业稳定发展的承诺契约，即强烈的职业召唤感通过职业承诺的形式使青年教师更加直接地实现对职业的投入、激情与执着，影响离职倾向的程度。因此，提出如下假设：

H2c：高校青年教师的职业承诺在职业召唤与离职倾向间起中介作用。

（三）组织支持的调节作用

组织支持是指组织重视员工的贡献并关心他们的利益[27]，包括组织为其员工提供的各种物质和精神支持。根据心理补偿理论，当个人从组织或他人处获利时，若个人知恩图报，在组织和他人需要时会倾向于进行偿还。根据社会交换理论，社会交往是交换的过程。感知组织支持开启了一个社会交流的过程，在该过程中，员工认为有责任助力组织达到目标，并希望代表组织投入更多精力，以带来更多回馈。[28]青年教师择业选择高校时往往注重于平台层次，即使面对高考核要求也优先求职于“非升即走”的重点高校。重点高校的平台起点高，可获得的客观组织支持更强，如论文发表、项目申请的通过率更高。若高校组织在主观上提供更多的资源与福利支持，保持公平的资源分配和晋升机制，青年教师也会通过发挥自身知识、能力为高校发展做出自己的贡献。高校提供的机会、支持越多，青年教师愿意坚守岗位的可能性越大，离职倾向越低。根据以上分析，提出如下假设：

H3a：高校组织支持与高校青年教师离职倾向呈负相关关系。

职业召唤是高校青年教师激情工作的内驱力，组织支持是推动高校青年教师扎实工作的外驱力。二者具有互补作用。曾晓娟等发现：若教师对组织支持不满，尤其是遭遇职业发展困难未得到组织支持，萌生离职想法的概率更大。[29]因此，即使高校青年教师职业召唤水平很高，但在需要组织支持的时候，总得不到组织的支持，青年教师对教师职业的热情会被渐渐浇灭，产生失望感和离职倾向。相反，即使高校青年教师职业召唤水平较低，若高校组织支持力度大，青年教师自我判断难以找到一个比目前任职高校更优好的组织，且入职新岗位风险大、成本高，职业发展的不确定性因素多，故离职倾向也将保持较低水平。可见，高校组织支持对青年教师职业召唤与离职倾向的关系起到了重要的调节作用。高校组织支持越大，高校青年教师职业召唤对离职倾向的影响越小；高校组织支持越小，高校青年教师职业召唤对离职倾向的影响越大。据此，提出如下假设：

H3b：高校组织支持对高校青年教师职业召唤与离职倾向起调节作用。

综合前述分析，构建的关于职业召唤、职业承诺、组织支持及离职倾向的理论假设模型如图1所示，可知职业召唤即直接作用于离职倾向，也同时另辟蹊径，通过职业承诺的这一“桥梁”间接作用于離职倾向，组织支持则在职业召唤作用于离职倾向过程中起到调节扰动效果。

二、研究设计

（一）变量测量

为保证调研工作的有效性，本文问卷引入了成熟量表。职业召唤选取肖莎娜·里扎·多布罗（Dobrow S R）等编制[30]、裴宇晶等[31]翻译的量表，包含“我对工作非常热情”等12题。该量表结合中国情境对员工职业召唤进行了测量，取得良好的信效度、可靠的实证验证，获得了学术界的认可及广泛沿用。[32]本文对我国高校青年教师进行职业召唤研究，在该量表研究对象的适用范围之内。

离职倾向采用莫布里（Mobley W H）等编制的离职倾向量表，包括“我没想过离开现在的工作单位”等4题。[33]该量表在国内信效度较好（α>0.7）。[34][35]该量表适用于测量员工的离职倾向，高校青年教师是高校组织的教职员工，符合该量表的应用范围。

职业承诺维度选择加里·布劳（BLAU G）编制的职业承诺量表，该量表用于测量个体对职业、事业的承诺程度，包含“我的职业很理想，我定不会放弃它”等7题。[36]该量表得到了学者们的认可，信效度已被多次验证良好，是国内测量职业承诺使用最多的量表。[37]可见该量表信效度高，具有一定的普适性。本文测量青年教师个体对高校教师职业的承诺情况，符合该量表的使用范围。

组织支持量表方面，1986年罗伯特·艾森伯格（Eisenberger R）等编制的组织支持量表共36题[38]，题量较多。为节省被调查者时间，以往学者们在使用该量表时仅选取其中因子载荷较高的几个题项，经检验信效度符合要求。[39]由于本文的被调查者（高校青年教师）工作繁多，调研时间有限，题项太多会产生不耐烦感而随意、敷衍作答，影响调查效果的有效性。因此，本文采取裴宇晶在其博士论文中对知识分子组织支持调查的做法：从罗伯特·艾森伯格（Eisenberger R）等编制的量表中选取因素负荷量最高的6道题，如“我单位非常顾及我的福利”，简化后的量表信效度经检验符合标准。[40]

（二）数据收集

广东高校地处广东省改革开放前沿阵地，人才引进力度大，目前该省“双一流”高校基本实行“非升即走”制度，在全国具有显著的代表性。在粤港澳大湾区和先行示范区“双区”背景下，广东省高校发展也受到了全球关注。此外，笔者身处广东高校，与广东高校青年教师接触多，有利于获取问卷数据。因此，采用匿名形式，选取广东省内实施预聘制的“双一流”高校青年教师，采用问卷星平台发放问卷350份，共回收问卷321份，去掉所有选项答案相同、漏答等无效问卷，获得有效问卷301份。在结构方程模型（SEM）分析中，每个观察变量需10-20个样本。[41]问卷除个人基本信息外，共29个题项，即29个观察变量，合理的样本量为290至580份。因此，回收的有效问卷数量满足结构方程模型分析要求。

三、数据统计与分析

使用SPSS26进行描述性统计分析、信度检验和计算交互项，运用Amos24进行效度检验和结构方程模型分析。

（一）描述性统计

301份有效问卷调查结果见表1，从表中数据可知，男女比例基本均衡。分布人数最多的年龄段是30至40岁，占比79.73%。政治面貌方面，中共党员最多，占比57.81%；其次是群众，占比33.55%。专业方面，理工科比人文社会科学人数多。职称以助教和讲师的比例为主，占比72.43%。工作年限1-3年和4-6年的人数基本相当。综上，调研样本具有较好的代表性。

（二）共同方法偏差检验

通过探索性因子分析检验CMB（见表2），本文提取载荷的单因子解释变异为39.055%。根据单因子解释变异<40%时CMB不严重的标准[42]，本文回收的问卷数据不存在共同方法偏差，问卷调查结果良好。

（三）信效度检验

1.信度检验。职业召唤、组织支持、职业承诺和离职倾向各分量表的Cronbachs α系数分别为0.937、0.898、0.889和0.889。整体量表的Cronbachs α系数为0.834。Cronbachs α系数如大于0.7，说明量表需修订；如大于0.8，表示量表可接受；如大于0.9，表明量表非常好。本文整体量表和各分量表的Cronbachs α系数均大于0.8，说明问卷的信度良好。

2.结构效度检验。采用探索性因子分析，共提取因子4个，各题项因子负荷均大于0.5，都应予以保留。解释的累积方差为64.106%，大于标准值50%。可见，量表整体设计合理。

3.收敛效度检验。通过在SPSS中操作“分析—降维—因子分子”可得，KMO值为0.947，Bartlett 球形度检验的卡方统计值为5921.889，其显著性水平为0.001，表明适合做因子分析。验证性因子模型拟合度各项指标符合要求（CMIN/DF=1.159∈[1.0，3.0]，TLI=0.989>0.9，CFI=0.990>0.9，RFI=0.923>0.9，NFI=0.930>0.9，RMSEA=0.023<0.08），表明拟合度良好。验证性因子分析结果见表3：各因子的标准负荷>0.6，各变量的AVE值（平均方差提取值）>0.5。可见，各题项能展现对应变量的特质，收敛效度较好。各因子的CR值（组合信度）>0.7，说明组合信度较好。

4.区别效度检验。根据表3中各变量的AVE值，可计算表4中各变量的AVE。表4中职业召唤的AVE为0.746，大于0.22、0.617和-0.702；组织支持的AVE为0.775 ，大于0.303和-0.666；职业承诺的AVE为0.734，大于-0.691。即各变量的AVE均大于对应的相关系数，说明量表的区别效度较好。

（四）结构方程分析

1.路径分析

通过对模型进行拟合分析发现：CMIN/DF为1.223，在1-3的标准区间；RMSEA为0.027，小于0.08，TLI、CFI、RFI和NFI的值分别为0.984、0.986、0.919和0.926，均大于0.9，符合标准。可见，模型拟合度良好。

根据表5，所有路径系数的绝对值均在0-1之间，P值均小于0.001，达到显著水平。表中职业召唤与离职倾向的路径系数是-0.561，说明高校青年教师职业召唤与离职倾向负相关，假设H1成立。可见，职业召唤水平越高，高校青年教师离职倾向越低；职业召唤水平越低，高校青年教师离职倾向越高。职业召唤与职业承诺的路径系数是0.501，说明职业召唤与职业承诺正相关，假设H2a成立。可見，高校青年教师职业召唤水平越低，则其职业承诺水平也越低，反之亦然。职业承诺与离职倾向的路径系数是-0.486，说明高校青年教师职业承诺负向作用于离职倾向，假设H2b成立。即职业承诺水平越高，离职倾向越低；职业承诺水平越低，离职倾向越高。

2.职业承诺的中介作用

在Amos中采用Bootstrap进行职业承诺中介效应分析，模型见图2。职业承诺中介作用模型拟合度各项指标符合要求，CMIN/DF=1.229∈[1.0，3.0]，TLI=0.987>0.9，CFI=0.989>0.9，RFI=0.935>0.9，NFI=0.942>0.9，RMSEA=0.028<0.08，说明模型拟合度较好。模型图运行结果见表6，其中，间接效应、直接效应和总效应三项的LLCL与ULCI之间均不包含0，P值均小于0.05，达到显著水平。职业召唤通过职业承诺这个中介变量对离职倾向产生的总效用是-0.710，间接效应占比36.6%，直接效应占比63.4%。即证明职业召唤通过职业承诺负向影响离职倾向，职业承诺对职业召唤影响离职倾向的过程起到了36.6%的间接中介作用，弱于职业召唤直接影响离职倾向的63.4%的直接作用。因此，假设H2c成立。高校青年教师职业承诺在职业召唤和离职倾向间具有中介作用的原因在于：离职倾向是高校青年教师想离开任职高校的想法，职业承诺是高校青年教师继续在现高校工作的承诺，职业召唤是高校青年教师对自己的工作能在多大程度上实现其人生价值的心理评判，坚信高校教师工作有助于其实现人生价值，工作表现会越主动，职业认同感会越强，职业承诺水平也会更高，更少有离职的想法。[43]

3.组织支持的调节作用

本文通过构建交互项检验组织支持的调节作用。首先，算出职业召唤、组织支持和离职倾向三个变量的因子载荷。由于自变量职业召唤量表共12个题项，组织支持量表共6题，职业召唤量表的题目数量是组织支持的两倍。因此，将职业召唤量表中相邻的两个题项打包求平均值形成新的6个题项，分别命名为JZ1，JZ2，JZ3，JZ4，JZ5和JZ6。此时，新构建的职业召唤量表的题目数量与组织支持的题目数量相同，都是6个。根据新构建的题项，在Amos中绘制出职业召唤、组织支持和离职倾向三个变量，导入数据后运行可得职业召唤、组织支持两个变量的因子载荷系数，见表7。按照因子载荷系数“最大与最大、第二大与第二大”的原则依次配对，构建交互配对题项JH1（由JZ1与ZZ1配对），JH2（由JZ6与ZZ2配对），JH3（由JZ5与ZZ4配对），JH4（由JZ3与ZZ3配对），JH5（由JZ2与ZZ6配对），JH6（由JZ4与ZZ5配对）。

四、研究结论

（一）研究结果

量化研究结果表明，职业召唤对高校青年教师离职倾向具有显著的负向影响，该影响受高校组织支持的调节作用，并以青年教师自身的职业承诺作为中介变量来实现。具体研究结果分析如下。

（1）通过分析“非升即走”我国高校青年教师择业与职业发展特征，引入自我决定理论提出研究假设，从回归分析结果来看，职业召唤作用于离职倾向的路径系数为-0.561，可解释为职业召唤产生的职业使命感和认同感对离职倾向有一定负向作用，验证了高校青年教师的职业召唤与离职倾向的负相关关系，即职业召唤水平越高，离职倾向越低。此结论同时印证了裴宇晶等提出的职业召唤能降低离职倾向的观点。[44]

（2）职业承诺对高校青年教师离职倾向负相关，职业承诺在高校青年教师的职业召唤与离职倾向的影响中具有中介作用。职业召唤与职业承诺是整体与局部的关系，即职业召唤通过多维中介变量影响离职倾向，而本文仅建立了基于职业承诺的一维效应模型。根据中介效应模型与路径分析结果，职业召唤通过职业承诺间接负作用于离职倾向的中介效应占比36.6%，低于职业召唤直接负作用于离职倾向的效应占比63.4%。这并不意味着职业承诺的中介效应占比不高，而是说明该变量效应小于其余未知中介变量效应之和，职业承诺在一定程度反映了职业召唤的具象特征。此结论拓展了杨文娟关于工作满意度、工作投入在职业召唤和离职倾向中具有中介作用的观点[45]，补充了职业召唤与离职倾向间的特定中间变量及其作用效应。

（3）根据心理补偿和社会交换理论提出研究假设，验证了组织支持在高校青年教师的职业召唤对离职倾向的影响中具有调节作用。组织支持在职业召唤与离职倾向间的交互影响系数为-0.456，即组织支持对离职倾向发挥着较为显著的削弱作用。高校组织提高对青年教师的情感性和工具性双重支持力度，以降低科研压力及提供更多科研学术资源，具象化的组织支持将降低抽象化的职业召唤对离职倾向的影响。此前特雷莎·卡达多（Cardador M T）等发现组织文化在职业召唤与离职倾向间具有调节作用。[46]本文发现组织支持调节职业召唤和离职倾向的关系，将丰富职业召唤与离职倾向间的调节变量研究。

本文的主要贡献是：国内首次以高校青年教师为研究对象探索了职业召唤与离职倾向的关联关系，揭示了职业承诺、组织支持在职业召唤与离职倾向间的影响机制，拓展了已有高校青年教师离职倾向的研究成果，丰富了职业召唤与离职倾向间的理论适用范围。

（二）管理启示

基于以上讨论结果，为降低“非升即走”制度下高校青年教师的离职倾向，提出以下三个方面的管理启示，可供高校管理者参考。

第一，提高职业召唤水平，学习黄大年式教师团队敬业与奉献精神、西迁精神，响应时代召唤使命。高校教师始终牢记立足教书育人与科研创新，为培养德智体美劳全面发展的社会主义接班人以及加快建设科技强国。疫情频发与国际形势振荡的社会环境下，青年教师是国家事业发展的主力军，所有青年教师必须具有强烈的爱国主义和奉献精神。因此，有必要从国家、社会、学校多个层面展示高校教师职业的高尚价值和杰出教师的模范事迹，用正面典型的榜样力量唤醒和激发其时代责任感，使其切身感悟到投身教师事业光荣、能够实现人生价值，进而提高对职业的兴趣和热爱程度。同时，高校要向青年教师强调学校的办学理念和育人目标，引导其充分领会教书育人的重要职责和使命当担，使其奋斗目标与学校发展愿景一致、培养人才的自主性和使命感增强，更加主动关爱学生、关注学生成长，将做好一名高校教师作为毕生追求和夙愿，为祖国教育和科学事业贡献力量。[47]

第二，增强职业承诺水平，同步激发青年教师情感、规范和继续承诺三维发展动力。[48]在提高情感承诺水平方面，高校应尊师重教、关爱青年教师身心健康和职业成长，加强情感建设，通过表彰、奖励等方式及时肯定其付出和贡献，增强其归属感及成就感，使其对高校产生一定的情感依赖。在提高规范承诺水平方面，高校应让青年教师熟知并指导其恪守职业规范。高校青年教师面对教学与科研的双重压力，应为人师表与遵守学术道德，有必要健全教学与科研协调发展体制，建立与高校青年教师教学与科研考核要求比重匹配的任务分配机制；在提高继续承诺水平方面，保障其职业晋升畅通；规范预聘制，考核淘汰率不宜过高。[49]高校应摒弃现有大量招聘青年教师以迅速提升科研业绩、学校排名的短视做法，应选聘与预设教师岗位匹配度高的优质人才，而非割韭菜式大量招聘与大规模解雇，不仅降低招聘效率，也增大了培养成本。[50]对科研考核未通过但在教学、实验等方面表现优秀的教师，应提供校内转岗机会，充分发挥其课堂教学或实践教学特长，设置合理的青年教师职称晋升分流机制。

第三，加大组织支持力度，重视工具性支持，重点关注高校组织的公平性程序。情感性支持的基础是工具性支持，尤其对于高校青年教师，大多因脱产攻读博士学位“三十而不立”，同时面临巨大的职场与家庭压力，对科研资源和物质资源需求较大，高校组织应加强人文关怀、科研配套资源和福利待遇。此外，我国现有高校系统较为缺乏但对青年教师离职倾向影响较大的是公平性程序，主要体现在行政指令配置资源和“新人新办法、老人老办法”。行政指令配置资源指的是现有高校普遍采用团队式或门派式发展格局，学术权力高度集中，虽无明面上的行政等级，但团队中等级分明，新入职青年教师处于最底层，为获取有限的科研资源，青年教师除需完成学校配置的教学与科研任务外，还需承担团队中的大量事务工作。学校可采用团队吸纳新教师时须强制配套一定科研资源的方式来缓解此类不公平性，以降低离职倾向。“新人新办法、老人老办法”已成为影响高校公平性发展的顽疾，尤其是一些高校考核政策逐年变化，预聘转长聘的“考核新方法”层出不穷。诚然，现有高校的教研岗位名额逐年减少，理应在招聘环节提高要求，而非对处于不同时间入职的同一岗位青年教师们设置大差异化考核要求。

（三）研究不足和展望

1.研究数据收集方面，本文采用横断面研究，即在较短的时间内对被调查对象进行调查、获取数据。未以半年或一年等较长时间段为间隔，按照时间顺序进行纵向跟踪调查，多次收集数据，获得时序数据，探索因果关系。同时，收集的样本量还可适当扩大，增强样本的代表性。

2.研究方法方面，本文主要采用定量研究方法。离职倾向调查对高校青年教师来说是非常隐私的话题，问卷调查仅可获取部分数据，无法全面掌握有效信息，后续研究可采用访谈法等对高校青年教师离职倾向进行定量分析定性判断的综合研究，提高研究结果的准确性。

3.研究变量方面，后续研究可选择不同的中介变量和调节变量探讨对离职倾向的影响，找出对高校青年教师离职倾向产生影响的全部因素，基于敏感度高的因素拓展为多维耦合结构方程理论模型，以获得职业召唤与离职倾向关系的全面性研究。

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（责任编辑 陈志萍）