工作嵌入對貧困地區(qū)普惠性民辦園教師離職傾向的影響：一個條件過程模型

鄭益樂，朱 敬，史文秀，范元濤

（1.寶雞文理學院教育學院，陜西寶雞 721013；2.廣西師范大學教育學部，廣西桂林 541004）

一、問題提出

習近平總書記指出：“讓貧困地區(qū)的孩子們接受良好教育，是扶貧開發(fā)的重要任務，也是阻斷貧困代際傳遞的重要途徑?！保?］遺憾的是，貧困地區(qū)普惠性民辦園教師“旅客”式流動現(xiàn)象突出，幼兒教師隊伍面臨結構性斷層且優(yōu)質(zhì)師資匱乏。［2］而離職傾向作為個體在一定時期內(nèi)變換工作的可能性，通常被認為能很好地預測員工的實際離職行為。［3］離職傾向不僅關系到貧困地區(qū)普惠性民辦園教師隊伍的穩(wěn)定，更事關國家“扶知”“扶智”“扶志”政策的有效落實。

通過文獻梳理，我們發(fā)現(xiàn)目前有關教師離職傾向（turnover intention）的研究大致圍繞兩個方面：一是基于理性“經(jīng)濟人”的假設，把流動視為一項重要的人力資源投資，著眼于從工資待遇、社會保障、晉升機會等組織回報層面來探討影響教師離職的前因變量。二是隨著積極心理學的發(fā)展，部分學者認識到個體情感滿足、組織承諾以及情緒衰竭等情感體驗因素對教師離職的影響?？梢钥闯?，現(xiàn)有研究更多嘗試從組織回報層面以及教師個體心理層面進行審視，忽視了人際互動對教師離職傾向的影響。實際上，教師作為現(xiàn)實存在的“人”，不可避免地要與學校內(nèi)外環(huán)境發(fā)生各種信息與能量交換，這些貌似彼此獨立的個體離職行為，實際上蘊含著社會聯(lián)結的人際互動影響，［4］而現(xiàn)有研究顯然對此關照不夠。

人際互動理論為我們提供了解釋教師留任與離職現(xiàn)象的新思路。該理論認為，組織以人與人之間的互動作為前提，是一種以社會關系為背景的動態(tài)人際關系網(wǎng)絡。［5］據(jù)此，美國學者Mitchell等人提出了工作嵌入（job embeddedness）概念，認為工作環(huán)境在本質(zhì)上是社會性的，人們會受到來自組織內(nèi)外各種因素的牽絆，使其“嵌入”到工作中去。［6］研究發(fā)現(xiàn)，工作嵌入能夠顯著預測員工的離職傾向與流動意愿，［7］且工作滿意度等主觀感受在工作嵌入與員工離職之間起到重要的“橋梁”作用，［8］而工作獲得感（sense of work gain）作為個體對自身在工作中的實際付出回報與價值實現(xiàn)的綜合感受，［9］工作嵌入可能也會通過工作獲得感間接地影響人們的流動意愿。同時，依據(jù)人際互動理論，在不確定情境下，人們傾向于借助他人來幫助自身定義現(xiàn)實的觀念。［10］而同伴離職作為個體離職的誘發(fā)因素，由于離職傳染效應的存在，［11］同伴離職可能會對工作嵌入與教師離職傾向間的關系起到重要的調(diào)節(jié)作用。

鑒于此，本文以貧困地區(qū)普惠性民辦園為例，通過構建一個“條件過程模型”，探討工作嵌入對普惠性民辦幼兒園教師離職傾向的影響，工作獲得感的中介作用以及同伴離職感知的調(diào)節(jié)作用，從而考察普惠性民辦園教師工作嵌入對離職傾向的作用機理，以更好地為貧困地區(qū)學前教育反貧困提供相應的理論支撐。

二、理論框架與研究假設

（一）工作嵌入與教師離職傾向

美國學者Mitchell（2001）等人開創(chuàng)性地提出了工作嵌入的概念，認為個體會受到來自組織內(nèi)外以及他人各種因素的工作嵌入，使個體“嵌入”到一個包括朋友、團體、社區(qū)和個體生活的物理環(huán)境在內(nèi)的社會、心理與財務網(wǎng)絡中，工作嵌入即代表了個人被“卡”在當前組織中的力量。［6］離職傾向（turnover intention）則是指員工在可預見的將來離開組織的意愿，［12］是主動離職最強烈的認知前兆，能很好地預測員工的離職行為。［13］Ramesh等人（2010）指出，相比個人主義國家的人，集體主義國家人們的工作嵌入度與離職傾向之間的負相關更強。［14］根據(jù)以上論述，我們提出本文第一條研究假設。

H1：工作嵌入對貧困地區(qū)普惠性民辦園教師離職傾向具有顯著的負向影響。

（二）工作獲得感的中介作用

“獲得感”是蘊含中國特定文化語境的一個本土化術語，強調(diào)主體基于客觀的、實實在在的擁有而產(chǎn)生的積極情感體驗，是反映社會治理的良政基準與善治標尺。［15］研究發(fā)現(xiàn)，人們在工作中存在著來自家庭、團隊成員及其他同事的規(guī)范性壓力。［16］高工作嵌入的教師，往往與幼兒園、社區(qū)及其周圍環(huán)境建立起了穩(wěn)固的工作生活關系，個體的成就感與獲得感較高。而一旦他們決定離開原來的幼兒園，將不得不放棄現(xiàn)有的各種利益，并為此付出高昂的離職代價，其工作獲得感也必將受到影響。為了保護自身已經(jīng)獲得的各種資源，欲離職教師不得不慎重評估離職可能帶來的機會與放棄原幼兒園所做出的犧牲，從而出現(xiàn)離職猶豫與確證，并在一定程度上削弱幼兒教師的離職意愿。鑒于此，我們提出如下假設。

H2：工作獲得感在貧困地區(qū)普惠性民辦園教師工作嵌入對離職傾向的關系中起中介作用。

（三）同伴離職感知的調(diào)節(jié)作用

Felps等人的研究發(fā)現(xiàn)，員工的離職行為容易彌散蔓延開來，出現(xiàn)不自覺的模仿和潛移默化，形成“離職傳染”（turnover contagion）。［11］由于離職傳染效應的客觀存在，工作嵌入對個體離職傾向的影響可能會受到同伴離職感知（perception of peers’turnover）的調(diào)節(jié)作用。Daniel等人的研究表明，同伴離職感知對員工的離職具有很強的傳染效應，這種社交網(wǎng)絡的離職傳染效應與個體離職意愿之間呈現(xiàn)顯著的相關性，員工的主動離職與同伴的主動離職呈正相關。［17］Cox等人的研究也表明，同伴離職釋放著對當前工作場所的否定以及對其它工作選擇贊賞的信息，來自同伴的離職信息會強化其他員工的離職意愿。［18］因此，工作嵌入對貧困地區(qū)普惠性民辦園教師離職傾向的直接效應以及獲得感的中介效應可能會受到同伴離職感知的調(diào)節(jié)，所以本研究提出如下研究假設。

H3：同伴離職感知對貧困地區(qū)普惠性民辦園教師工作嵌入與離職傾向之間的關系具有重要調(diào)節(jié)作用。

H4：同伴離職感知調(diào)節(jié)貧困地區(qū)普惠性民辦園教師“工作嵌入→工作獲得感→離職傾向”這一中介過程的后半部分路徑。

綜上，本研究的假設模型如圖1所示。

圖1 研究假設模型

三、研究設計與方法

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)采集

本研究采用問卷調(diào)查法收集樣本數(shù)據(jù)，研究對象為六盤山特困地區(qū)的普惠性民辦園教師。具體范圍涉及陜西省的扶風、隴縣、千陽、長武、淳化以及甘肅省的永登、榆中、崆峒、涇川、鎮(zhèn)原等10個縣（區(qū)）的43所普惠性民辦園。本研究通過問卷星以及現(xiàn)場發(fā)放問卷相結合的方式進行調(diào)查，共計回收問卷653份，其中，有效問卷582份，有效率89.13%。樣本基本特征如表1所示。

表1 樣本特征分布情況（N=582）

（二）測量工具

本研究的測量主要采用國內(nèi)外開發(fā)的成熟量表?？紤]到教育行業(yè)的特殊性以及貧困地區(qū)的適應性，我們對部分題項措辭適當進行了潤色修改。除人口統(tǒng)計學變量外，各題項均采用Likert五分法進行評分，由“非常不同意”到“非常同意”分別給予1～5分。

自變量工作嵌入采用Janet等人（2003）修訂的總體工作嵌入量表，［19］該量表共包括6個題項，本研究中該量表總體Cronbach’sα系數(shù)值為0.873。對該量表進行驗證性因素分析，模型擬合指數(shù)為：χ2/df=2.078，RMSEA=0.043，CFI=0.996，GFI=0.990，AGFI=0.975。該量表信效度良好。

因變量離職傾向采用Wayne等人（1997）研究所用的量表，［20］共包括4個題項。本研究中該量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.938。驗證性因子分析結果表明，該量表的χ2/df=2.470，RMSEA=0.050，CFI=0.999，AGFI=0.979。該量表信效度良好。

中介變量工作獲得感采用朱平利、劉嬌陽等人（2020）編制的員工工作獲得感量表，［21］共13個題項。本研究中該量表總體Cronbach’sα系數(shù)值為0.940。驗證性因子分析結果表明，χ2/df=2.890，RMSEA=0.057，AGFI=0.931，CFI=0.982。該量表信效度良好。

調(diào)節(jié)變量同伴離職感知借鑒了WangWei等人（2016）的測量方法，［17］包括4個題項。本研究中該量表的Cronbach’sα系數(shù)值為0.914。驗證性因子分析結果表明，該量表的χ2/df=2.630，RMSEA=0.053，CFI=0.998，AGFI=0.978。該量表信效度良好。

根據(jù)以往的研究成果，教師的性別、學歷、年齡、教齡會影響教師的心理狀態(tài)以及離職傾向。［22］因此，本研究中將上述4個可能影響離職傾向因素的人口統(tǒng)計學變量作為控制變量。

（三）數(shù)據(jù)分析

采用SPSS26.0對數(shù)據(jù)進行探索性因素分析與相關分析，條件過程模型運用Hayes以SPSS統(tǒng)計分析軟件為底本開發(fā)的插件PROCESS 3.3進行檢驗；運用AMOS 23.0進行驗證性因子分析和區(qū)分效度檢驗。

四、結果分析

（一）區(qū)分效度的驗證性檢驗

本研究通過驗證性因子分析檢驗工作嵌入、離職傾向、工作獲得感、同伴離職感知各個變量的區(qū)分效度。如表2所示，4因子基準模型擬合指標最佳，明顯優(yōu)于其他幾個嵌套模型。因此，四因子基準模型可以更好地反映本研究的測量因子結構，具有較好的區(qū)分效度。

表2 區(qū)分效度的驗證性檢驗

（二）相關分析結果

由表3可知，工作嵌入與離職傾向（r=-0.45）、工作獲得感（r=0.43）和同伴離職感知（r=-0.35）均呈現(xiàn)顯著的相關關系；離職傾向與工作獲得感（r=-0.55）、同伴離職感知（r=0.36）也顯著相關，相關分析的結果初步證明了變量間如研究假設所述的關系。

表3 各變量均值、標準差和相關系數(shù)（N=582）

（三）工作獲得感的中介效應檢驗

將離職傾向放入因變量，工作獲得感放入中間變量，工作嵌入放入自變量，性別、學歷、年齡、教齡放入控制變量，選擇模型4，采用偏差校正的非參數(shù)百分位bootstrap法估計具體的中介效應顯著性。

如表4所示，工作嵌入對離職傾向具有顯著負向預測作用（β=-0.432，p＜0.01），假設H1成立。工作嵌入對工作獲得感具有顯著正向預測作用（β=0.397，p＜0.01）。在加入中介變量后，工作嵌入對離職傾向的直接預測作用顯著（β=-0.265，p＜0.01），工作獲得感對離職傾向的負向預測作用顯著（β=-0.421，p＜0.01）。

表4 假設檢驗

此外，如表5所示，工作嵌入對離職傾向的總效應值為-0.432，置信區(qū)間不包含0（-0.505，-0.359），說明總效應顯著；直接效應為-0.265，置信區(qū)間不包含0（-0.338，-0.192），說明直接效應顯著，占總效應的61.34%；工作獲得感的中介效應為-0.167，置信區(qū)間不包含0（-0.213，-0.125），說明工作獲得感在工作嵌入與離職傾向之間的中介效應顯著，占總效應38.66%，假設H2成立。

表5 總效應、直接效應及中介效應分解表

（四）同伴離職感知的調(diào)節(jié)效應檢驗

將離職傾向放入因變量，工作獲得感放入中介變量，工作嵌入放入自變量，同伴離職感知放入調(diào)節(jié)變量，性別、學歷、年齡、教齡放入控制變量，選擇模型15，設置Bootstrap次數(shù)為5000，采用偏差校正的非參數(shù)百分位bootstrap法估計調(diào)節(jié)變量不同水平上的效應顯著性。

從表4可以看出，工作嵌入與同伴離職感知的交互項對離職傾向存在顯著負向預測作用（β=-0.105，p＜0.01），說明同伴離職感知在工作嵌入與離職傾向之間存在負向調(diào)節(jié)作用，假設H3成立；工作獲得感與同伴離職感知的交互項對離職傾向存在顯著負向預測作用（β=-0.174，p＜0.01），說明同伴離職感知在工作獲得感與離職傾向之間存在負向調(diào)節(jié)作用，假設H4成立。

進一步對同伴離職感知不同水平上的效應進行分析，當同伴離職感知在較低水平時（M-1SD），工作嵌入對離職傾向的預測作用不顯著（β=-0.090，CI［-0.195，0.015］），工作獲得感對離職傾向的預測作用顯著（β=-0.145，CI［-0.254，-0.036］），工作獲得感的中介作用顯著（β=-0.058，CI［-0.110，-0.008］）；當同伴離職感知在較高水平時（M+1SD），工作嵌入對離職傾向的預測作用顯著（β=-0.300，CI［-0.397，-0.204］），工作獲得感對離職傾向的預測作用顯著（β=-0.493，CI［-0.583，-0.402］），工作獲得感的中介作用顯著（β=-0.196，CI［-0.245，-0.150］）。

五、討論與建議

（一）貧困地區(qū)普惠性民辦園教師的工作嵌入對離職傾向具有顯著的負向預測作用，應提升教師的工作嵌入度，增強教師與幼兒園內(nèi)外環(huán)境的“粘滯度”

研究發(fā)現(xiàn)，貧困地區(qū)普惠性民辦園教師的工作嵌入與其離職傾向之間存在顯著負相關，這表明工作嵌入作為一種可以預防教師離職傾向的潛在力量，高工作嵌入會削弱教師的離職傾向，這與之前Bergiel等人對企業(yè)員工流動的研究結論一致。［23］之所以產(chǎn)生如此影響，是由于教師的工作嵌入程度越深，他們與所在幼兒園、家庭及其周圍環(huán)境的聯(lián)系越密切，工作、生活的舒適性越高，由此離職所產(chǎn)生的代價也就越高，從而導致教師出現(xiàn)離職猶豫。這說明工作嵌入對貧困地區(qū)普惠性民辦園教師隊伍具有保留作用。

因此，應從全面提升貧困地區(qū)普惠性民辦園教師工作嵌入的角度出發(fā)，來增強教師與幼兒園內(nèi)外環(huán)境的“粘滯度”，以降低教師的離職傾向。一方面，貧困地區(qū)普惠性民辦園管理者要注意提升教師與所在園所之間的內(nèi)嵌入程度，使教師在幼兒園找尋到“家”的溫暖，在精神上有幸福歸屬感，在情感上“拴”住教師。［24］另一方面，幼兒園管理者要注意改善教師的工作外嵌入程度。應盡可能為教師的家庭提供一些潛在福利或待遇，如為教師的子女提供免費的托育服務，或是邀請教師家人參加幼兒園舉辦的聯(lián)歡活動等，以此來增強教師家庭與幼兒園之間的聯(lián)結，更好地降低教師的離職傾向。

（二）貧困地區(qū)普惠性民辦園教師工作獲得感在工作嵌入與離職傾向之間起中介作用，應關注教師工作獲得感，謀求教師與幼兒園攜手“同心逐夢”

研究表明，工作獲得感在工作嵌入與離職傾向之間起部分中介作用，這意味著貧困地區(qū)普惠性民辦園教師的工作獲得感會受到工作嵌入程度的影響，同時工作獲得感又會負向影響教師的離職傾向。處于高工作嵌入狀態(tài)的教師，會逐步形成對周圍環(huán)境的路徑依賴，并且能夠獲得較高的工作尊嚴感、薪酬滿足感和職業(yè)憧憬感，離職的機會成本相對較高，主動離職的意愿自然就會降低。［25］

因此，應關注貧困地區(qū)普惠性民辦園教師的工作獲得感，謀求教師與幼兒園攜手“同心逐夢”。一是幼兒園要為教師提供人生出彩的平臺與機會，使教師在組織的認可中產(chǎn)生積極的情感體驗，將心理上所得到的滿足轉化為良好的精神風貌并全身心投入到工作中去。二是要充分考慮教師專業(yè)成長的需求，關注每位教師的能力提升，不斷創(chuàng)新教師職業(yè)發(fā)展的模式，全方位升華教師的保教技能、人際技能與概念技能。［21］三是要為教師提供可以預見的潛在發(fā)展機會，構建教師的事業(yè)基地和精神樂園，使教師對自身在幼兒園中的發(fā)展前景充滿期待，在逐夢的過程中實現(xiàn)自我與幼兒園發(fā)展的有機契合。

（三）同伴離職感知在貧困地區(qū)普惠性民辦園教師工作嵌入、工作獲得感與離職傾向之間存在負向調(diào)節(jié)作用，應培育教師組織忠誠度，締造教師與幼兒園發(fā)展“命運共同體”

研究發(fā)現(xiàn)，同伴離職感知不僅在工作嵌入與離職傾向之間起負向調(diào)節(jié)作用，而且也調(diào)節(jié)工作獲得感對工作嵌入與離職傾向中介效應的后半段路徑。這就意味著同伴信息作為一種關鍵性的參照性資源，同伴離職釋放著對當前工作環(huán)境的消極評價，從而導致其他員工產(chǎn)生效仿型的離職行為。尤其是對搖擺不定的欲離職者來說，來自同伴的離職信息無疑會確信其離職決策的正確性，并強化其離職意愿。［18］

基于上述分析，貧困地區(qū)普惠性民辦園管理者應培育廣大教師的組織忠誠度，締造教師與幼兒園發(fā)展的“命運共同體”，以避免離職傳染所引發(fā)的連鎖離職現(xiàn)象。一是要引導教師增強組織認同感與承諾感，建設忠誠型的幼兒園文化，幫助廣大教師排除社會不良思潮的干擾。二是幼兒園領導要積極融入各類非正式組織之中，借力非正式組織對教師忠誠度的聚合作用，以實現(xiàn)人力資源管理在情感邏輯與效率邏輯上的有機融合。［26］三是要加強對離職潛伏期教師的忠誠度管理，了解教師離職的深層次原因，盡可能對其進行安撫和挽留，［27］并深刻反思幼兒園教師忠誠度管理方面存在的問題，為以后的管理工作提供科學依據(jù)。