《鄉(xiāng)村教師支持計劃》如何影響鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師的留崗意愿*
——基于職業(yè)認(rèn)同與工作滿意度的一個有調(diào)節(jié)的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?/h1>
2022-12-17 08:26:56于海波
當(dāng)代教育論壇 2022年6期
彭 佳 于海波
一、問題提出
隨著我國經(jīng)濟(jì)社會步入現(xiàn)代化發(fā)展階段，對農(nóng)村義務(wù)教育不斷提出新要求，2019年中共中央、國務(wù)院頒發(fā)的《中國教育現(xiàn)代化2035》中明確要求提升縣域內(nèi)義務(wù)教育均衡化水平，保障農(nóng)村每一個學(xué)生都能在家門口享受到公平而優(yōu)質(zhì)的教育[1]。鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校正是后撤并時代為了保障農(nóng)村適齡兒童可以就近上學(xué)接受義務(wù)教育，得以恢復(fù)與發(fā)展的一種辦學(xué)形態(tài)。作為農(nóng)村教育“神經(jīng)末梢”的小規(guī)模學(xué)校，存在著規(guī)模小、地處偏遠(yuǎn)、資源短缺等問題，教師隊伍建設(shè)面臨著“賢才難招、現(xiàn)才難留、英才難育”的困境[2]。已有相關(guān)研究表明，只有10.50%的師范生愿意在鄉(xiāng)村從教3年以上，尤其是鄉(xiāng)村青年教師表現(xiàn)出的高流動性，使得部分村小出現(xiàn)教師年輕化與老齡化并存，教師隊伍結(jié)構(gòu)性與穩(wěn)定性日益嚴(yán)重等問題[3-5]。面對中老年教師“流不動”，青年教師“留不住”的局面，如何提高鄉(xiāng)村教師留任意愿已成為教育部門需要解決的首要問題。為破解這一難題，2015年國務(wù)院辦公廳頒布的《鄉(xiāng)村教師支持計劃（2015—2020年）》（以下簡稱《計劃》）中明確提出發(fā)展鄉(xiāng)村教育教師是關(guān)鍵，旨在通過改善鄉(xiāng)村教師工資與福利待遇、榮譽制度與生活補(bǔ)助等供給側(cè)改革方式，提高教師職業(yè)認(rèn)同與工作滿意度，進(jìn)而減少鄉(xiāng)村教師流失。但由于城鄉(xiāng)教育懸殊、鄉(xiāng)村教育資源短缺、編制緊張等客觀因素的羈絆，部分鄉(xiāng)村教師補(bǔ)給政策執(zhí)行陸續(xù)出現(xiàn)失真、無力、偏差、重形式等問題[6]。
截至目前，《計劃》已滿實施期限，但實施效果、效果作用路徑與機(jī)制等方面的相關(guān)實證研究還比較欠缺。教師留崗理論模型之“教育環(huán)境模型”認(rèn)為教育環(huán)境由相互聯(lián)系的微觀、中觀、外部和宏觀四個系統(tǒng)組成。以往關(guān)于政策實施的評估主要從外部系統(tǒng)出發(fā)研究其對于教師流動的直接影響[7]，較少涉及微觀心理因素，例如氛圍感知、情感承諾、職業(yè)認(rèn)同與工作滿意度在其影響路徑中扮演的角色與作用。因此，研究以鄉(xiāng)村小規(guī)模教師作為研究對象，挖掘《計劃》實施背景下，教師從《計劃》政策支持感知到最終作用于流動職業(yè)決策所經(jīng)歷的潛在心理因素與內(nèi)在作用路徑。這對于評估《計劃》實施效果，加強(qiáng)新時代鄉(xiāng)村教師隊伍穩(wěn)定性，以及為后續(xù)相關(guān)政策制定與執(zhí)行提供更加適切的政策建議具有重要意義。
二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)
（一）《計劃》政策支持的影響
留崗意愿是能夠穩(wěn)定預(yù)測留崗行為的有效指標(biāo)，對于教師這一職業(yè)而言，即教師從教一段時間之后，經(jīng)過深思熟慮與利弊分析，仍愿意繼續(xù)留在原工作崗位的意圖與傾向[8]。目前，農(nóng)村地區(qū)教師流失率是全國平均水平的2～3倍，農(nóng)村地區(qū)教師流失率遠(yuǎn)大于城市地區(qū)，并且隨著鄉(xiāng)村小學(xué)規(guī)模減小，教師流失率呈逐步增加趨勢[9-10]。已有研究表明，《計劃》實施以來，顯著激發(fā)了鄉(xiāng)村教師的自我效能感與職業(yè)認(rèn)同，對于提高鄉(xiāng)村教師工作滿意度、職業(yè)幸福感與留崗意愿具有正向影響[11-12]。也有實證研究發(fā)現(xiàn)，優(yōu)秀退休教師對教育部、財政部制定的《銀齡講學(xué)計劃實施方案》的政策認(rèn)知與政策保障感知對其參與意愿起到促進(jìn)作用[13]?；诖?，研究提出以下假設(shè)：
H1a：鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師《計劃》政策支持感知對留崗意愿具有正向預(yù)測作用；
H1b：鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師《計劃》政策支持感知對職業(yè)認(rèn)同具有正向預(yù)測作用；
H1c：鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師《計劃》政策支持感知對工作滿意度具有正向預(yù)測作用。
（二）職業(yè)認(rèn)同與工作滿意度的獨立中介作用
面對鄉(xiāng)村教師留任率低的問題，很多學(xué)者開始嘗試從個人因素、家庭特征、工作特征、外部環(huán)境等層面進(jìn)行影響教師流動的因素研究。其中不乏從職業(yè)心理特征變量來探討其對于職業(yè)流動意愿的影響，心理學(xué)強(qiáng)調(diào)“主觀體驗”對于職業(yè)流動的重要性，相關(guān)研究表明職業(yè)認(rèn)同、情感承諾、工作滿意度等心理變量均與職業(yè)流動意愿存在顯著性負(fù)相關(guān)[14]。教師的職業(yè)認(rèn)同作為一種職業(yè)積極心理資本，是教師對自身職業(yè)與內(nèi)化職業(yè)角色的積極認(rèn)知、體驗和行為傾向[15]，是職業(yè)動機(jī)與價值觀的外在表現(xiàn)，可以顯著正向預(yù)測教師的留崗意愿。已有研究以幼兒園教師為對象，發(fā)現(xiàn)教師組織、職業(yè)認(rèn)同可以作為學(xué)校工作壓力與離職傾向之間的中介變量[16]。基于此，本研究提出以下假設(shè)：
H2a：鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師職業(yè)認(rèn)同對留崗意愿具有正向預(yù)測作用；
H2b：鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師職業(yè)認(rèn)同在《計劃》政策支持感知與留崗意愿之間起到中介作用。
同樣，作為職業(yè)心理變量的工作滿意度也是衡量教師工作狀態(tài)、預(yù)測工作績效的重要指標(biāo)，是教師對自身從事職業(yè)、工作條件與狀態(tài)的一種帶有情緒色彩的感受與評價[17]。教師工作滿意度與流動意愿之間有著密切的聯(lián)系，已有學(xué)者發(fā)現(xiàn)工作滿意度對離職傾向具有的負(fù)向預(yù)測作用，在教師工作特征與留崗意愿之間起到部分中介作用[18-20]。并且中學(xué)教師工作滿意度、職業(yè)倦怠、流動意愿在城鄉(xiāng)之間存在一定差異，農(nóng)村教師中感到工作不滿意與職業(yè)倦怠的比例更高，如果重新進(jìn)行職業(yè)選擇，相比于城市教師，農(nóng)村教師更多的不會再選擇教師職業(yè)?；诖?，本研究提出以下假設(shè)：
H3a：鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師工作滿意度對留崗意愿具有正向預(yù)測作用；
H3b：鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師工作滿意度在《計劃》政策支持感知與留崗意愿之間起到中介作用。
（三）職業(yè)認(rèn)同與工作滿意度的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>
需要注意的是，職業(yè)認(rèn)同與流動意愿的關(guān)系之間還另有中間變量。已有研究表明，工作滿意度在職業(yè)認(rèn)同與調(diào)換學(xué)校意愿之間起到完全中介作用[21]。從認(rèn)知—情感系統(tǒng)理論來看，個體的情感與認(rèn)知單元之間是可以相互作用的，認(rèn)知單元能夠影響情感單元[22]。這表明教師對所在工作場域內(nèi)的職業(yè)角色認(rèn)知會影響其對工作與職業(yè)的滿意程度這一情感變量。具體來說，較高職業(yè)認(rèn)同的教師能夠以更積極、樂觀的心態(tài)投入到日常工作任務(wù)中[23]。根據(jù)霍布福爾（Hobfoll）提出的資源增益螺旋[24]，這進(jìn)一步增加了積極心理資源的獲得與存儲能力，擁有富足的心理資源的教師不易遭受消極情緒的干擾，進(jìn)而減少職業(yè)倦怠，提高工作滿意度?？芾眨–ole）的研究結(jié)果也證實了職業(yè)認(rèn)同等積極心理資本可以通過影響個體的主觀滿意度，進(jìn)而影響到員工的職業(yè)流動行為[25]。
結(jié)合上文假設(shè)，研究進(jìn)一步認(rèn)為職業(yè)認(rèn)同和工作滿意度在《計劃》政策支持感知與留崗意愿之間起到鏈?zhǔn)街薪樽饔?。即在《計劃》政策實施背景下，鄉(xiāng)村教師對《計劃》政策支持認(rèn)知與滿意程度會影響其對自身職業(yè)、角色的認(rèn)識與體驗（職業(yè)認(rèn)同），進(jìn)而作用于教師對所在學(xué)校的工作內(nèi)容、環(huán)境的整體感受與評價（工作滿意度），最終影響職業(yè)流動這一行為決策。因此，提出以下假設(shè)：
H4：鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師職業(yè)認(rèn)同和工作滿意度在《計劃》政策支持感知與留崗意愿之間起到鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
（四）鄉(xiāng)村發(fā)展信心的調(diào)節(jié)作用
進(jìn)一步從社會生態(tài)系統(tǒng)理論來看，個體無法完全脫離環(huán)境獨立存在，其心理狀態(tài)與行為表現(xiàn)在某種程度上是環(huán)境塑造的，個體的行為（例如留崗）會受到教師職業(yè)心理、組織情境、政策支持、社會結(jié)構(gòu)和文化環(huán)境等從微觀到宏觀多層次因素的影響，是各個影響因素跨層次相互作用與博弈的結(jié)果[26]。其中，教師對于學(xué)校所在鄉(xiāng)村的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展、鄉(xiāng)村生態(tài)環(huán)境治理、農(nóng)民精神面貌改善、民生保障水平等方面的未來發(fā)展水平的信心是外部系統(tǒng)作用于教師微觀心理的重要變量。基于此，本研究認(rèn)為鄉(xiāng)村發(fā)展信心作為鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師對所在鄉(xiāng)村未來發(fā)展與振興的心理預(yù)期，對職業(yè)流動意愿具有一定的影響，并且主要通過作用職業(yè)認(rèn)同與工作滿意度等微觀心理變量，交互作用于留崗意愿。即鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師的鄉(xiāng)村未來發(fā)展與振興預(yù)期越高，《計劃》政策支持感知對職業(yè)認(rèn)同的正向作用越強(qiáng)，職業(yè)認(rèn)同與工作滿意度在《計劃》政策支持感知對教師留崗意愿之間的鏈?zhǔn)街薪樽饔靡苍綇?qiáng)。因此提出以下假設(shè)：
H5：鄉(xiāng)村發(fā)展信心通過增強(qiáng)《計劃》政策支持感知對職業(yè)認(rèn)同的正向影響，進(jìn)而調(diào)節(jié)職業(yè)認(rèn)同與工作滿意度在《計劃》政策支持感知對教師留崗意愿間的鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
通過梳理上述文獻(xiàn)可知，鄉(xiāng)村教育的發(fā)展離不開穩(wěn)定優(yōu)質(zhì)的教師隊伍，鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師對《計劃》政策支持感知、自身職業(yè)認(rèn)同、工作的滿意程度和留崗意愿不僅關(guān)系到自身福祉與專業(yè)發(fā)展，也是影響農(nóng)村小規(guī)模學(xué)校教師隊伍穩(wěn)定與辦學(xué)品質(zhì)提升的重要因素。
三、研究方法與設(shè)計
（一）數(shù)據(jù)來源
本研究將鄉(xiāng)鎮(zhèn)以下的“教學(xué)點和村小”設(shè)置為鄉(xiāng)村小規(guī)模目標(biāo)學(xué)校，選取其中的教師作為研究對象。所用數(shù)據(jù)來自教育部人文社會科學(xué)重點研究基地——東北師范大學(xué)中國農(nóng)村教育發(fā)展研究院2018年《鄉(xiāng)村教師支持計劃（2015—2020年）》實施評估的調(diào)查數(shù)據(jù)，樣本數(shù)據(jù)涵蓋東部、中部、西部三個地區(qū)的18省35縣，有效減少了地域差異性，共收回鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師有效問卷14477份。其中男教師6292人（43.5%），女教師8185人（56.5%）；最高學(xué)歷為本科以下的教師7683人（53.07%）；教齡在20年以上的6602人（45.60%）；有編制12127人（83.77%）；跨年級任教7139人（49.31%）；任教學(xué)科數(shù)在4～6科的有4900人（33.84%）?？梢姡l(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師存在學(xué)歷程度不高、老齡化嚴(yán)重、跨學(xué)年與學(xué)科任教等問題。
（二）變量與測量
1.留崗意愿
教師留崗意愿為單項問題，采用五點李克特量表計分形式，分別為1“非常不愿意”到5“非常愿意”，得分越高說明教師留崗意愿越強(qiáng)。
2.《計劃》政策支持感知
《計劃》政策支持感知主要由“政策認(rèn)知”以及“政策滿意度”兩個維度組成，其中政策認(rèn)知為教師對《計劃》《鄉(xiāng)村教師生活補(bǔ)助政策》以及省《計劃-實施辦法》的了解情況，例如“您對貴省的《鄉(xiāng)村教師支持計劃》實施辦法的了解程度如何？”與政策滿意度一起共5道題目，均采用五點李克特量表計分形式，得分越高說明教師的政策支持感越強(qiáng)，其α系數(shù)為0.901，測量結(jié)果可靠。因子分析的KMO值為0.793，Bartlett’s球形檢驗中p<0.001，總體累積方差解釋率為72.165%。
3.職業(yè)認(rèn)同
職業(yè)認(rèn)同包括“從事教師職業(yè)，我感到很自豪”等5道題目，均采用五點李克特量表計分形式，分別為1“非常不贊同”到5“非常贊同”，得分越高說明教師職業(yè)認(rèn)同感越強(qiáng)，其α系數(shù)為0.854，測量結(jié)果可靠。因子分析的KMO值為0.803，Bartlett’s球形檢驗中p<0.001，總體累積方差解釋率為66.345%。
4.工作滿意度
教師工作滿意度包括“我對自己的職業(yè)角色感到滿意”等6道題目，均采用五點李克特量表計分形式，分別為1“非常不滿意”到5“非常滿意”，得分越高說明工作滿意度越高，其α系數(shù)為0.797，測量結(jié)果可靠。因子分析的KMO值為0.744，Bartlett’s球形檢驗中p<0.001，總體累積方差解釋率為71.406%。
5.鄉(xiāng)村發(fā)展信心
鄉(xiāng)村發(fā)展信心包括“鄉(xiāng)村基層黨建、自治、法治、德治得到發(fā)展，鄉(xiāng)村社會和諧有序”等5道題目，均采用五點李克特量表計分形式，得分越高說明對鄉(xiāng)村未來發(fā)展越有信心，其α系數(shù)為0.957，測量結(jié)果可靠。因子分析的KMO值為0.903，Bartlett’s球形檢驗中p<0.001，總體累積方差解釋率為85.481%。
（三）數(shù)據(jù)分析方法
首先，利用Amos24.0對四個解釋變量進(jìn)行驗證性因子分析，檢驗其組成信度、收斂效度與區(qū)分效度；其次，運用SPSS24.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行描述統(tǒng)計、相關(guān)分析和回歸分析；最后，選取Hayes提供的Model6和Model89，利用SPSS Process插件中的Bootstrap法（重復(fù)抽樣5000次）進(jìn)行中介與調(diào)節(jié)效應(yīng)的顯著性檢驗，若獲得穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤以及95%偏差校正的置信區(qū)間（CI）不包含零則表示效應(yīng)顯著[27]。
（四）共同方法偏差檢驗
采用Haman單因素法來考察共同方法偏差，即對所有變量的測量指標(biāo)進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)的探索性因素分析。結(jié)果顯示，共有4個因子特征值大于1，第一個因子的方差解釋率為39.12%，小于40%的臨界值，說明本研究數(shù)據(jù)存在共同方法偏差的概率不大[28]。
四、實證研究結(jié)果
（一）組成信度、收斂效度及區(qū)分效度
首先運用CFA對四個潛變量測量的效度和信度進(jìn)行判斷（如表1所示），四個潛變量的因子負(fù)荷量在0.478～0.941，平均方差提取值（AVE）在0.420～0.820，組成信度的數(shù)值（CR）在0.809～0.958，均符合標(biāo)準(zhǔn)，說明四個潛變量的測量具有較好的效度和信度[29]。并且，（如表2所示）除了職業(yè)認(rèn)同與工作滿意度之間的相關(guān)系數(shù)0.674略微大于工作滿意度AVE開根號值0.648以外，每個潛變量的AVE開根號值均大于各成對的相關(guān)系數(shù)，說明潛變量之間有一定的區(qū)別效度[30]。
表1 驗證性因子分析
表2 相關(guān)分析及區(qū)分效度分析
（二）各變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)矩陣
其次，對《計劃》實施后的實施效果進(jìn)行描述分析（如圖1所示），鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師在社會地位、生活質(zhì)量、生活待遇、職業(yè)尊嚴(yán)四個方面有待進(jìn)一步提升。
圖1《計劃》政策實施效果
接下來，運用Pearson相關(guān)分析對五個變量之間的關(guān)系進(jìn)行分析（如表2所示），《計劃》政策支持感知與職業(yè)認(rèn)同、工作滿意度以及留崗意愿均呈顯著正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H1得到部分印證。職業(yè)認(rèn)同與工作滿意度及留崗意愿呈顯著正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H2a、H3a得到部分印證，且各變量之間的相關(guān)系數(shù)的絕對值均低于0.700，再一次驗證五個變量之間不存在明顯的共線性問題。
（三）《計劃》政策支持感知與留崗意愿的關(guān)系：鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ蜋z驗
為了進(jìn)一步考察《計劃》政策支持感知與鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師留崗意愿之間的關(guān)系，本研究采用Hayes編制的SPSS宏中的Model6，在控制性別、從教時間、婚姻的情況下，對職業(yè)認(rèn)同和工作滿意度在《計劃》政策支持感知與留崗意愿之間的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗，具體結(jié)果如表3、表4所示[31]。
表3《計劃》政策支持感知的中介作用模型檢驗
由表3可知，《計劃》政策支持感知對鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師留崗意愿的預(yù)測作用顯著（B=0.456，t=62.156，p＜0.001），符合進(jìn)一步進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗的前提條件，假設(shè)H1c得到進(jìn)一步驗證[32]。且放入中介變量后，《計劃》政策支持感知對留崗意愿直接預(yù)測作用依然顯著（B=0.364，t=47.955，p＜0.001），表明職業(yè)認(rèn)同與工作滿意度在《計劃》政策支持感知與留崗意愿的關(guān)系中起部分中介作用，如表4所示，總間接效應(yīng)為0.092，占《計劃》政策支持感知與留崗意愿總效應(yīng)的20.18%，即《計劃》政策支持感知作用于鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師留崗意愿的效應(yīng)有20.18%通過職業(yè)認(rèn)同和工作滿意度這兩個變量起作用。
其中，中介效應(yīng)由以下三條間接效應(yīng)路徑構(gòu)成（如表4所示）：第一條路徑為（間接效應(yīng)1）《計劃》政策支持感知→職業(yè)認(rèn)同→留崗意愿，效應(yīng)值為0.052，間接效應(yīng)占總效應(yīng)的11.40%；第二條路徑為（間接效應(yīng)2）《計劃》政策支持感知→工作滿意度→留崗意愿，效應(yīng)值為0.019，間接效應(yīng)占總效應(yīng)的4.17%；第三條路徑為（間接效應(yīng)3）是《計劃》政策支持感知→職業(yè)認(rèn)同→工作滿意度→留崗意愿，效應(yīng)值為0.021，間接效應(yīng)占總效應(yīng)的4.61%。這三條路徑Bootstrap95%置信區(qū)間均不包含0，說明三條路徑的間接效應(yīng)均顯著，假設(shè)H2b、H3b、H4成立。由此可見，職業(yè)認(rèn)同、工作滿意度不僅分別在《計劃》政策支持感知與留崗意愿之間具有獨立中介作用，《計劃》政策支持感知還能通過影響職業(yè)認(rèn)同，提高教師工作滿意度，進(jìn)而提高鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師留崗意愿，具體路徑見圖2。
表4 總效應(yīng)、直接效應(yīng)及鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)分析
圖2 鏈?zhǔn)街薪槁窂綀D
（四）鄉(xiāng)村發(fā)展信心調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗
接下來，采用Hayes(2012)編制的SPSS宏中的Model92，在控制性別、教齡、婚姻的情況下對有調(diào)節(jié)的中介模型進(jìn)行檢驗。如表5所示，將鄉(xiāng)村發(fā)展信心放入模型后，《計劃》政策支持感知與鄉(xiāng)村發(fā)展信心的交互項對職業(yè)認(rèn)同的預(yù)測作用顯著（B=0.042，t=5.165，p＜0.001），說明鄉(xiāng)村發(fā)展信心顯著正向調(diào)節(jié)了《計劃》政策支持感知對職業(yè)認(rèn)同的關(guān)系，隨著鄉(xiāng)村發(fā)展信心的提高，《計劃》政策支持感知對職業(yè)認(rèn)同的正向預(yù)測作用呈逐漸增加趨勢。職業(yè)認(rèn)同與鄉(xiāng)村發(fā)展信心的交互項對留崗意愿的預(yù)測作用顯著（B=0.046，t=3.607，p＜0.001），說明當(dāng)鄉(xiāng)村發(fā)展信心較高時，職業(yè)認(rèn)同對留崗意愿的正向作用更強(qiáng)，即鄉(xiāng)村發(fā)展信心顯著正向調(diào)節(jié)了職業(yè)認(rèn)同對留崗意愿的關(guān)系。
表5 有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗
為了更加直觀地表現(xiàn)鄉(xiāng)村發(fā)展信心的調(diào)節(jié)作用，研究進(jìn)行簡單斜率分析，分別描繪低鄉(xiāng)村發(fā)展信心（M-1SD）和高鄉(xiāng)村發(fā)展信心（M+1SD）兩種情況下《計劃》政策支持感知與職業(yè)認(rèn)同、職業(yè)認(rèn)同與留崗意愿之間的關(guān)系圖（如圖3、圖4）。
圖3 鄉(xiāng)村發(fā)展信心在《計劃》政策支持感知與職業(yè)認(rèn)同關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用
圖4 鄉(xiāng)村發(fā)展信心在職業(yè)認(rèn)同與留崗意愿關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用
表6 鄉(xiāng)村發(fā)展信心在不同水平上的有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分解表
為了進(jìn)一步驗證有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)，如表6所示，在鄉(xiāng)村發(fā)展信心調(diào)節(jié)《計劃》政策支持感知→職業(yè)認(rèn)同→留崗意愿的間接路徑1中，鄉(xiāng)村發(fā)展信心由低到高的Bootstrap95%水平上的置信區(qū)間不包含0，表明在低、中、高三種不同鄉(xiāng)村發(fā)展信心水平下，職業(yè)認(rèn)同在《計劃》政策支持感知與留崗意愿之間的中介效應(yīng)均顯著，假設(shè)H5得到支持。在鄉(xiāng)村發(fā)展信心調(diào)節(jié)《計劃》政策支持感知→職業(yè)認(rèn)同→工作滿意度→留崗意愿間接路徑3中，鄉(xiāng)村發(fā)展信心由低到高的Bootstrap95%水平上的置信區(qū)間不包含0，表明教師鄉(xiāng)村發(fā)展信心更高時，職業(yè)認(rèn)同與工作滿意度在《計劃》政策支持感知對留崗意愿的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著增強(qiáng)，即具有被調(diào)節(jié)的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)，假設(shè)H5得到進(jìn)一步檢驗。
五、結(jié)論與討論
研究發(fā)現(xiàn)，鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師的《計劃》政策支持感知不僅對留崗意愿具有顯著正向預(yù)測作用，還能通過職業(yè)認(rèn)同、工作滿意度的獨立中介作用以及職業(yè)認(rèn)同和工作滿意度的鏈?zhǔn)街薪樽饔茫g接影響教師留崗意愿。并且鄉(xiāng)村發(fā)展信心分別調(diào)節(jié)了《計劃》政策支持感知與教師留崗意愿、職業(yè)認(rèn)同與教師留崗意愿這兩條路徑，構(gòu)成了一個有調(diào)節(jié)的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ汀?/p>
（一）《計劃》政策支持感知對教師留崗意愿具有顯著的正向預(yù)測作用
研究表明，教師的《計劃》政策支持感知可以直接影響留崗意愿。并且，在排除職業(yè)認(rèn)同和工作滿意度的中介作用干擾后，發(fā)現(xiàn)《計劃》政策支持感知仍能夠顯著性正向預(yù)測鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師留崗意愿。這一結(jié)果拓展了教師留崗意愿前因變量，驗證了《計劃》政策實施的有效性，使得長期制約鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校辦學(xué)品質(zhì)提升的教師“留不住”的窘境有望破題。
但是如圖1所示，《計劃》政策支持在提高鄉(xiāng)村教師社會地位、生活質(zhì)量、生活待遇、職業(yè)尊嚴(yán)等方面還有待進(jìn)一步改善。并且存在工作生活條件改善的精細(xì)化程度不足、職業(yè)吸引力提升不顯著、教師培訓(xùn)呈現(xiàn)低水平重復(fù)等問題[33]。因此，為了使政策的實施獲得效用最大化，地方政策執(zhí)行主體可以弱化行政色彩濃郁的命令型管理方式，引入激勵型、勸告型及能力建設(shè)型等政策工具，增強(qiáng)政府的綜合治理能力[34]；政策的具體實施要與學(xué)校的辦學(xué)理念、管理制度、教學(xué)環(huán)境相結(jié)合，各級地方教育部門及學(xué)校要做好政策宣傳與認(rèn)知普及工作，增加教師群體對相關(guān)政策文本的了解程度，鼓勵鄉(xiāng)村教師參與到政策制定與監(jiān)管中，增加政策透明度[35]。
（二）職業(yè)認(rèn)同、工作滿意度的中介影響顯著
研究發(fā)現(xiàn)，《計劃》政策支持感知影響鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師留崗可以通過“《計劃》政策支持感知→職業(yè)認(rèn)同→留崗意愿”，間接效應(yīng)占總間接效應(yīng)的56.49%的中介路徑實現(xiàn)，還可以通過“《計劃》政策支持感知→工作滿意度→留崗意愿”，間接效應(yīng)占總間接效應(yīng)的20.52%的中介路徑實現(xiàn)。這為解釋《計劃》政策支持感知等外部因素影響鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師留崗意愿提供了新的深層心理作用機(jī)制，在一定程度上打開了影響鄉(xiāng)村教師留崗的“黑匣子”。
值得注意的是，雖然職業(yè)認(rèn)同和工作滿意度在《計劃》政策支持感知和教師留崗意愿之間均具有顯著的單獨中介效果，但是，職業(yè)認(rèn)同相比工作滿意度的單獨中介效果更為顯著，即路徑“《計劃》政策支持感知→職業(yè)認(rèn)同→留崗意愿”要顯著優(yōu)于路徑“《計劃》政策支持感知→工作滿意度→留崗意愿”。其原因可以從如下兩點進(jìn)行解釋：第一，《計劃》政策支持感知主要通過職業(yè)認(rèn)同對工作滿意度產(chǎn)生間接影響后，進(jìn)而影響教師留崗意愿，職業(yè)認(rèn)同是工作滿意度的前因變量，已有實證研究表明，隨著教師職業(yè)認(rèn)同感的提高，其獲得的工作滿意度越高，相應(yīng)地隨著工作滿意度的提升，教師在情感上對組織的認(rèn)同與情感承諾越高，越不愿意離開原有工作單位[36]。第二，職業(yè)認(rèn)同作為一種積極的心理資本，從心理資本綜合論觀點來看，既具有特質(zhì)性又具有狀態(tài)性的特點。特質(zhì)性決定了職業(yè)認(rèn)同作為教師個人內(nèi)在心理特征，具有一定的耐久性與穩(wěn)定性，而工作滿意度作為一種教師對所從事工作的總體感受與看法，容易受外部工作環(huán)境的影響，穩(wěn)定性較差，所以《計劃》政策支持感知更容易持續(xù)作用于教師穩(wěn)定心理特征的職業(yè)認(rèn)同變量，進(jìn)一步影響職業(yè)決策。
另外，職業(yè)認(rèn)同的狀態(tài)性表明學(xué)校與政府可以通過特殊途徑的外部干預(yù)措施來進(jìn)行教師職業(yè)認(rèn)同潛能開發(fā)[37]，進(jìn)而促進(jìn)教師個人專業(yè)發(fā)展、教師隊伍穩(wěn)定性、學(xué)校辦學(xué)品質(zhì)提升、區(qū)域教育均衡等積極效應(yīng)的產(chǎn)生。具體來看：教育行政部門可以建立基于教師人口學(xué)特征、教學(xué)工作經(jīng)歷、心理健康水平等數(shù)據(jù)的鄉(xiāng)村教師職業(yè)認(rèn)同預(yù)警機(jī)制，有效識別教師的職業(yè)認(rèn)同波動，防患于未然；學(xué)校需要積極提升教師職業(yè)歸屬感，從學(xué)校組織內(nèi)部營造民主公正的文化氛圍，針對物質(zhì)資源相對比較匱乏的小規(guī)模學(xué)校，也可以通過豐富的情感回報方式來彌補(bǔ)物質(zhì)回報的不足[38]；鄉(xiāng)村教師自身也需要提升情緒智力，積極調(diào)整職業(yè)態(tài)度，通過深層情緒勞動策略組織教學(xué)工作所需要的情緒表達(dá)，進(jìn)而由內(nèi)而外地對自己的情緒進(jìn)行調(diào)節(jié)，端正職業(yè)態(tài)度，減少職業(yè)倦怠產(chǎn)生的概率。
（三）職業(yè)認(rèn)同與工作滿意度的鏈?zhǔn)街薪橛绊戯@著
綜上，我們可以發(fā)現(xiàn)職業(yè)認(rèn)同與工作滿意度等心理變量影響教師留崗意愿這一結(jié)果變量的過程中，主效應(yīng)、緩沖效應(yīng)可能同時存在。即職業(yè)認(rèn)同與工作滿意度可以分別直接作用于教師留崗意愿，也可以分別作為中介變量或共同組成鏈?zhǔn)街薪殚g接影響教師職業(yè)決策。以往的研究發(fā)現(xiàn)，《計劃》政策支持感知、職業(yè)認(rèn)同和工作滿意度均能夠單獨對教師的留崗意愿產(chǎn)生積極影響。本研究通過分析進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，四者之間存在鏈?zhǔn)疥P(guān)系，即《計劃》政策支持感知影響鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師留崗還可以通過“《計劃》政策支持感知→職業(yè)認(rèn)同→工作滿意度→留崗意愿”的鏈?zhǔn)街薪槁窂綄崿F(xiàn)，其間接效應(yīng)占總間接效應(yīng)的22.84%。
這一發(fā)現(xiàn)從實證角度再次檢驗了社會生態(tài)系統(tǒng)理論中，個人行為與發(fā)展受到微觀個體因素和宏觀外部因素的相互作用影響的觀點?！队媱潯氛咧С肿鳛楹暧^外部政策因素，通過為教師職業(yè)角色認(rèn)同與體驗構(gòu)建支持性的環(huán)境促進(jìn)教師個體積極進(jìn)行職業(yè)角色內(nèi)化，有利于提高教師職業(yè)價值感與歸屬感。擁有較高職業(yè)認(rèn)同的教師則能夠更好地感知到外部政策支持，促進(jìn)更多的工作投入與組織情感承諾，進(jìn)而促進(jìn)教師對工作組織滿意程度的增加，這一循環(huán)過程較好地體現(xiàn)了微觀個體心理因素和宏觀外部環(huán)境因素交互作用。
隨著農(nóng)村市場經(jīng)濟(jì)的逐漸深入，依據(jù)“單位留人”的教師留崗機(jī)制已經(jīng)逐漸失去社會基礎(chǔ)，一味強(qiáng)調(diào)“泛道德化”的教師公民責(zé)任機(jī)制也由于過于理想化而難以奏效[39]。其實，當(dāng)今鄉(xiāng)村教師隊伍建設(shè)中存在的問題都不難在教師心理資本及其相互作用中找到答案，因此學(xué)?？梢詮摹皩W(xué)校-教師”互動的角度來探索提升心理資本的途徑和措施，結(jié)合制度化的心理資本管理系統(tǒng)建設(shè)，提高教師隊伍的心理資本水平。需要注意的是，從心理資本理論來看，外部環(huán)境要素不同，心理資本所發(fā)揮的作用與作用機(jī)制也會存在較大差異[40]。因此對于學(xué)者來說，未來可以進(jìn)一步加強(qiáng)對職業(yè)認(rèn)同、自我效能感、韌性與希望等積極心理資本對教師身心健康、人際關(guān)系與行為表現(xiàn)的調(diào)節(jié)作用研究，進(jìn)而提升政策制定與執(zhí)行部門對心理資本發(fā)揮作用的條件進(jìn)行干預(yù)的有效性，積極探索提高教師留崗意愿的深層心理機(jī)制。
（四）鄉(xiāng)村發(fā)展信心的調(diào)節(jié)作用
研究引入鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師對于學(xué)校所處鄉(xiāng)村在現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展、鄉(xiāng)村生態(tài)環(huán)境治理、農(nóng)民精神面貌改善、民生保障水平等方面的未來發(fā)展信心作為調(diào)節(jié)變量。調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，鄉(xiāng)村發(fā)展信心不僅正向調(diào)節(jié)了《計劃》政策支持感知與職業(yè)認(rèn)同、職業(yè)認(rèn)同與留崗意愿之間的關(guān)系，還調(diào)節(jié)了“《計劃》政策支持感知→職業(yè)認(rèn)同→留崗意愿”的中介作用以及“《計劃》政策支持感知→職業(yè)認(rèn)同→工作滿意度→留崗意愿”之間的鏈?zhǔn)街薪樽饔谩？梢?，《計劃》政策支持感知能夠積極影響職業(yè)認(rèn)同和留崗意愿，但其影響作用的發(fā)揮存在邊界條件。當(dāng)教師對鄉(xiāng)村發(fā)展信心較低時，《計劃》政策支持感知的影響效果顯著降低，反之，當(dāng)鄉(xiāng)村發(fā)展信心較高時，《計劃》政策支持感知的影響顯著增強(qiáng)。然而，根據(jù)調(diào)節(jié)效應(yīng)中的簡單斜率分析，鄉(xiāng)村發(fā)展信心并沒有改變《計劃》政策支持感知對于職業(yè)認(rèn)同，職業(yè)認(rèn)同對于留崗意愿的作用方向，這表明相對于鄉(xiāng)村發(fā)展信心，《計劃》政策支持感知與職業(yè)認(rèn)同對教師留崗意愿的影響更顯著。
這說明了外部系統(tǒng)因素：《計劃》政策支持、鄉(xiāng)村發(fā)展信心等對“留崗”這一職業(yè)決策具有一定的影響，即教師進(jìn)行重大職業(yè)轉(zhuǎn)向與流動決策時，除了受到微觀個體心理、感情、情緒等因素的影響以外，也會調(diào)動自身的認(rèn)知能力與情緒智力，充分考慮職業(yè)發(fā)展等客觀現(xiàn)實因素，例如政策傾斜、政策保障、所在地區(qū)的未來發(fā)展水平等外部因素的影響。并且外部因素主要通過對教師心理狀態(tài)與心理資本產(chǎn)生作用，直接或間接地影響教師的外在行為。已有研究表明，鄉(xiāng)村教師的鄉(xiāng)土情懷、公共精神與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略中新鄉(xiāng)賢角色擔(dān)當(dāng)意愿與職業(yè)守望呈顯著正相關(guān)[41]。也就是說，可以從提高教師鄉(xiāng)土情懷、培養(yǎng)公共精神、建立新鄉(xiāng)賢角色認(rèn)知等措施促進(jìn)教師的堅守決心。
基于以上分析，本研究檢驗了社會生態(tài)系統(tǒng)理論在教育領(lǐng)域內(nèi)的適用性，在一定程度上拓展了《計劃》支持背景下，教師留崗意愿的前因變量及其深層心理作用機(jī)制，但也存在一定的不足。首先，橫斷面研究并不能揭示變量間的因果關(guān)系，今后可考慮采用實驗設(shè)計或縱向追蹤研究來檢驗本研究的結(jié)果。其次，本研究主要基于教師的自我報告，今后可考慮綜合運用領(lǐng)導(dǎo)評定和同事互評等方式收集數(shù)據(jù)資料。最后，研究所選擇的樣本為鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校單一辦學(xué)形態(tài)下的教師群體，由此證實的理論與結(jié)論具有一定的局限性。
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彭 佳 于海波
一、問題提出
隨著我國經(jīng)濟(jì)社會步入現(xiàn)代化發(fā)展階段，對農(nóng)村義務(wù)教育不斷提出新要求，2019年中共中央、國務(wù)院頒發(fā)的《中國教育現(xiàn)代化2035》中明確要求提升縣域內(nèi)義務(wù)教育均衡化水平，保障農(nóng)村每一個學(xué)生都能在家門口享受到公平而優(yōu)質(zhì)的教育[1]。鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校正是后撤并時代為了保障農(nóng)村適齡兒童可以就近上學(xué)接受義務(wù)教育，得以恢復(fù)與發(fā)展的一種辦學(xué)形態(tài)。作為農(nóng)村教育“神經(jīng)末梢”的小規(guī)模學(xué)校，存在著規(guī)模小、地處偏遠(yuǎn)、資源短缺等問題，教師隊伍建設(shè)面臨著“賢才難招、現(xiàn)才難留、英才難育”的困境[2]。已有相關(guān)研究表明，只有10.50%的師范生愿意在鄉(xiāng)村從教3年以上，尤其是鄉(xiāng)村青年教師表現(xiàn)出的高流動性，使得部分村小出現(xiàn)教師年輕化與老齡化并存，教師隊伍結(jié)構(gòu)性與穩(wěn)定性日益嚴(yán)重等問題[3-5]。面對中老年教師“流不動”，青年教師“留不住”的局面，如何提高鄉(xiāng)村教師留任意愿已成為教育部門需要解決的首要問題。為破解這一難題，2015年國務(wù)院辦公廳頒布的《鄉(xiāng)村教師支持計劃（2015—2020年）》（以下簡稱《計劃》）中明確提出發(fā)展鄉(xiāng)村教育教師是關(guān)鍵，旨在通過改善鄉(xiāng)村教師工資與福利待遇、榮譽制度與生活補(bǔ)助等供給側(cè)改革方式，提高教師職業(yè)認(rèn)同與工作滿意度，進(jìn)而減少鄉(xiāng)村教師流失。但由于城鄉(xiāng)教育懸殊、鄉(xiāng)村教育資源短缺、編制緊張等客觀因素的羈絆，部分鄉(xiāng)村教師補(bǔ)給政策執(zhí)行陸續(xù)出現(xiàn)失真、無力、偏差、重形式等問題[6]。
截至目前，《計劃》已滿實施期限，但實施效果、效果作用路徑與機(jī)制等方面的相關(guān)實證研究還比較欠缺。教師留崗理論模型之“教育環(huán)境模型”認(rèn)為教育環(huán)境由相互聯(lián)系的微觀、中觀、外部和宏觀四個系統(tǒng)組成。以往關(guān)于政策實施的評估主要從外部系統(tǒng)出發(fā)研究其對于教師流動的直接影響[7]，較少涉及微觀心理因素，例如氛圍感知、情感承諾、職業(yè)認(rèn)同與工作滿意度在其影響路徑中扮演的角色與作用。因此，研究以鄉(xiāng)村小規(guī)模教師作為研究對象，挖掘《計劃》實施背景下，教師從《計劃》政策支持感知到最終作用于流動職業(yè)決策所經(jīng)歷的潛在心理因素與內(nèi)在作用路徑。這對于評估《計劃》實施效果，加強(qiáng)新時代鄉(xiāng)村教師隊伍穩(wěn)定性，以及為后續(xù)相關(guān)政策制定與執(zhí)行提供更加適切的政策建議具有重要意義。
二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)
（一）《計劃》政策支持的影響
留崗意愿是能夠穩(wěn)定預(yù)測留崗行為的有效指標(biāo)，對于教師這一職業(yè)而言，即教師從教一段時間之后，經(jīng)過深思熟慮與利弊分析，仍愿意繼續(xù)留在原工作崗位的意圖與傾向[8]。目前，農(nóng)村地區(qū)教師流失率是全國平均水平的2～3倍，農(nóng)村地區(qū)教師流失率遠(yuǎn)大于城市地區(qū)，并且隨著鄉(xiāng)村小學(xué)規(guī)模減小，教師流失率呈逐步增加趨勢[9-10]。已有研究表明，《計劃》實施以來，顯著激發(fā)了鄉(xiāng)村教師的自我效能感與職業(yè)認(rèn)同，對于提高鄉(xiāng)村教師工作滿意度、職業(yè)幸福感與留崗意愿具有正向影響[11-12]。也有實證研究發(fā)現(xiàn)，優(yōu)秀退休教師對教育部、財政部制定的《銀齡講學(xué)計劃實施方案》的政策認(rèn)知與政策保障感知對其參與意愿起到促進(jìn)作用[13]?；诖?，研究提出以下假設(shè)：
H1a：鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師《計劃》政策支持感知對留崗意愿具有正向預(yù)測作用；
H1b：鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師《計劃》政策支持感知對職業(yè)認(rèn)同具有正向預(yù)測作用；
H1c：鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師《計劃》政策支持感知對工作滿意度具有正向預(yù)測作用。
（二）職業(yè)認(rèn)同與工作滿意度的獨立中介作用
面對鄉(xiāng)村教師留任率低的問題，很多學(xué)者開始嘗試從個人因素、家庭特征、工作特征、外部環(huán)境等層面進(jìn)行影響教師流動的因素研究。其中不乏從職業(yè)心理特征變量來探討其對于職業(yè)流動意愿的影響，心理學(xué)強(qiáng)調(diào)“主觀體驗”對于職業(yè)流動的重要性，相關(guān)研究表明職業(yè)認(rèn)同、情感承諾、工作滿意度等心理變量均與職業(yè)流動意愿存在顯著性負(fù)相關(guān)[14]。教師的職業(yè)認(rèn)同作為一種職業(yè)積極心理資本，是教師對自身職業(yè)與內(nèi)化職業(yè)角色的積極認(rèn)知、體驗和行為傾向[15]，是職業(yè)動機(jī)與價值觀的外在表現(xiàn)，可以顯著正向預(yù)測教師的留崗意愿。已有研究以幼兒園教師為對象，發(fā)現(xiàn)教師組織、職業(yè)認(rèn)同可以作為學(xué)校工作壓力與離職傾向之間的中介變量[16]。基于此，本研究提出以下假設(shè)：
H2a：鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師職業(yè)認(rèn)同對留崗意愿具有正向預(yù)測作用；
H2b：鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師職業(yè)認(rèn)同在《計劃》政策支持感知與留崗意愿之間起到中介作用。
同樣，作為職業(yè)心理變量的工作滿意度也是衡量教師工作狀態(tài)、預(yù)測工作績效的重要指標(biāo)，是教師對自身從事職業(yè)、工作條件與狀態(tài)的一種帶有情緒色彩的感受與評價[17]。教師工作滿意度與流動意愿之間有著密切的聯(lián)系，已有學(xué)者發(fā)現(xiàn)工作滿意度對離職傾向具有的負(fù)向預(yù)測作用，在教師工作特征與留崗意愿之間起到部分中介作用[18-20]。并且中學(xué)教師工作滿意度、職業(yè)倦怠、流動意愿在城鄉(xiāng)之間存在一定差異，農(nóng)村教師中感到工作不滿意與職業(yè)倦怠的比例更高，如果重新進(jìn)行職業(yè)選擇，相比于城市教師，農(nóng)村教師更多的不會再選擇教師職業(yè)?；诖?，本研究提出以下假設(shè)：
H3a：鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師工作滿意度對留崗意愿具有正向預(yù)測作用；
H3b：鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師工作滿意度在《計劃》政策支持感知與留崗意愿之間起到中介作用。
（三）職業(yè)認(rèn)同與工作滿意度的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>
需要注意的是，職業(yè)認(rèn)同與流動意愿的關(guān)系之間還另有中間變量。已有研究表明，工作滿意度在職業(yè)認(rèn)同與調(diào)換學(xué)校意愿之間起到完全中介作用[21]。從認(rèn)知—情感系統(tǒng)理論來看，個體的情感與認(rèn)知單元之間是可以相互作用的，認(rèn)知單元能夠影響情感單元[22]。這表明教師對所在工作場域內(nèi)的職業(yè)角色認(rèn)知會影響其對工作與職業(yè)的滿意程度這一情感變量。具體來說，較高職業(yè)認(rèn)同的教師能夠以更積極、樂觀的心態(tài)投入到日常工作任務(wù)中[23]。根據(jù)霍布福爾（Hobfoll）提出的資源增益螺旋[24]，這進(jìn)一步增加了積極心理資源的獲得與存儲能力，擁有富足的心理資源的教師不易遭受消極情緒的干擾，進(jìn)而減少職業(yè)倦怠，提高工作滿意度?？芾眨–ole）的研究結(jié)果也證實了職業(yè)認(rèn)同等積極心理資本可以通過影響個體的主觀滿意度，進(jìn)而影響到員工的職業(yè)流動行為[25]。
結(jié)合上文假設(shè)，研究進(jìn)一步認(rèn)為職業(yè)認(rèn)同和工作滿意度在《計劃》政策支持感知與留崗意愿之間起到鏈?zhǔn)街薪樽饔?。即在《計劃》政策實施背景下，鄉(xiāng)村教師對《計劃》政策支持認(rèn)知與滿意程度會影響其對自身職業(yè)、角色的認(rèn)識與體驗（職業(yè)認(rèn)同），進(jìn)而作用于教師對所在學(xué)校的工作內(nèi)容、環(huán)境的整體感受與評價（工作滿意度），最終影響職業(yè)流動這一行為決策。因此，提出以下假設(shè)：
H4：鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師職業(yè)認(rèn)同和工作滿意度在《計劃》政策支持感知與留崗意愿之間起到鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
（四）鄉(xiāng)村發(fā)展信心的調(diào)節(jié)作用
進(jìn)一步從社會生態(tài)系統(tǒng)理論來看，個體無法完全脫離環(huán)境獨立存在，其心理狀態(tài)與行為表現(xiàn)在某種程度上是環(huán)境塑造的，個體的行為（例如留崗）會受到教師職業(yè)心理、組織情境、政策支持、社會結(jié)構(gòu)和文化環(huán)境等從微觀到宏觀多層次因素的影響，是各個影響因素跨層次相互作用與博弈的結(jié)果[26]。其中，教師對于學(xué)校所在鄉(xiāng)村的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展、鄉(xiāng)村生態(tài)環(huán)境治理、農(nóng)民精神面貌改善、民生保障水平等方面的未來發(fā)展水平的信心是外部系統(tǒng)作用于教師微觀心理的重要變量。基于此，本研究認(rèn)為鄉(xiāng)村發(fā)展信心作為鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師對所在鄉(xiāng)村未來發(fā)展與振興的心理預(yù)期，對職業(yè)流動意愿具有一定的影響，并且主要通過作用職業(yè)認(rèn)同與工作滿意度等微觀心理變量，交互作用于留崗意愿。即鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師的鄉(xiāng)村未來發(fā)展與振興預(yù)期越高，《計劃》政策支持感知對職業(yè)認(rèn)同的正向作用越強(qiáng)，職業(yè)認(rèn)同與工作滿意度在《計劃》政策支持感知對教師留崗意愿之間的鏈?zhǔn)街薪樽饔靡苍綇?qiáng)。因此提出以下假設(shè)：
H5：鄉(xiāng)村發(fā)展信心通過增強(qiáng)《計劃》政策支持感知對職業(yè)認(rèn)同的正向影響，進(jìn)而調(diào)節(jié)職業(yè)認(rèn)同與工作滿意度在《計劃》政策支持感知對教師留崗意愿間的鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
通過梳理上述文獻(xiàn)可知，鄉(xiāng)村教育的發(fā)展離不開穩(wěn)定優(yōu)質(zhì)的教師隊伍，鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師對《計劃》政策支持感知、自身職業(yè)認(rèn)同、工作的滿意程度和留崗意愿不僅關(guān)系到自身福祉與專業(yè)發(fā)展，也是影響農(nóng)村小規(guī)模學(xué)校教師隊伍穩(wěn)定與辦學(xué)品質(zhì)提升的重要因素。
三、研究方法與設(shè)計
（一）數(shù)據(jù)來源
本研究將鄉(xiāng)鎮(zhèn)以下的“教學(xué)點和村小”設(shè)置為鄉(xiāng)村小規(guī)模目標(biāo)學(xué)校，選取其中的教師作為研究對象。所用數(shù)據(jù)來自教育部人文社會科學(xué)重點研究基地——東北師范大學(xué)中國農(nóng)村教育發(fā)展研究院2018年《鄉(xiāng)村教師支持計劃（2015—2020年）》實施評估的調(diào)查數(shù)據(jù)，樣本數(shù)據(jù)涵蓋東部、中部、西部三個地區(qū)的18省35縣，有效減少了地域差異性，共收回鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師有效問卷14477份。其中男教師6292人（43.5%），女教師8185人（56.5%）；最高學(xué)歷為本科以下的教師7683人（53.07%）；教齡在20年以上的6602人（45.60%）；有編制12127人（83.77%）；跨年級任教7139人（49.31%）；任教學(xué)科數(shù)在4～6科的有4900人（33.84%）?？梢姡l(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師存在學(xué)歷程度不高、老齡化嚴(yán)重、跨學(xué)年與學(xué)科任教等問題。
（二）變量與測量
1.留崗意愿
教師留崗意愿為單項問題，采用五點李克特量表計分形式，分別為1“非常不愿意”到5“非常愿意”，得分越高說明教師留崗意愿越強(qiáng)。
2.《計劃》政策支持感知
《計劃》政策支持感知主要由“政策認(rèn)知”以及“政策滿意度”兩個維度組成，其中政策認(rèn)知為教師對《計劃》《鄉(xiāng)村教師生活補(bǔ)助政策》以及省《計劃-實施辦法》的了解情況，例如“您對貴省的《鄉(xiāng)村教師支持計劃》實施辦法的了解程度如何？”與政策滿意度一起共5道題目，均采用五點李克特量表計分形式，得分越高說明教師的政策支持感越強(qiáng)，其α系數(shù)為0.901，測量結(jié)果可靠。因子分析的KMO值為0.793，Bartlett’s球形檢驗中p<0.001，總體累積方差解釋率為72.165%。
3.職業(yè)認(rèn)同
職業(yè)認(rèn)同包括“從事教師職業(yè)，我感到很自豪”等5道題目，均采用五點李克特量表計分形式，分別為1“非常不贊同”到5“非常贊同”，得分越高說明教師職業(yè)認(rèn)同感越強(qiáng)，其α系數(shù)為0.854，測量結(jié)果可靠。因子分析的KMO值為0.803，Bartlett’s球形檢驗中p<0.001，總體累積方差解釋率為66.345%。
4.工作滿意度
教師工作滿意度包括“我對自己的職業(yè)角色感到滿意”等6道題目，均采用五點李克特量表計分形式，分別為1“非常不滿意”到5“非常滿意”，得分越高說明工作滿意度越高，其α系數(shù)為0.797，測量結(jié)果可靠。因子分析的KMO值為0.744，Bartlett’s球形檢驗中p<0.001，總體累積方差解釋率為71.406%。
5.鄉(xiāng)村發(fā)展信心
鄉(xiāng)村發(fā)展信心包括“鄉(xiāng)村基層黨建、自治、法治、德治得到發(fā)展，鄉(xiāng)村社會和諧有序”等5道題目，均采用五點李克特量表計分形式，得分越高說明對鄉(xiāng)村未來發(fā)展越有信心，其α系數(shù)為0.957，測量結(jié)果可靠。因子分析的KMO值為0.903，Bartlett’s球形檢驗中p<0.001，總體累積方差解釋率為85.481%。
（三）數(shù)據(jù)分析方法
首先，利用Amos24.0對四個解釋變量進(jìn)行驗證性因子分析，檢驗其組成信度、收斂效度與區(qū)分效度；其次，運用SPSS24.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行描述統(tǒng)計、相關(guān)分析和回歸分析；最后，選取Hayes提供的Model6和Model89，利用SPSS Process插件中的Bootstrap法（重復(fù)抽樣5000次）進(jìn)行中介與調(diào)節(jié)效應(yīng)的顯著性檢驗，若獲得穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤以及95%偏差校正的置信區(qū)間（CI）不包含零則表示效應(yīng)顯著[27]。
（四）共同方法偏差檢驗
采用Haman單因素法來考察共同方法偏差，即對所有變量的測量指標(biāo)進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)的探索性因素分析。結(jié)果顯示，共有4個因子特征值大于1，第一個因子的方差解釋率為39.12%，小于40%的臨界值，說明本研究數(shù)據(jù)存在共同方法偏差的概率不大[28]。
四、實證研究結(jié)果
（一）組成信度、收斂效度及區(qū)分效度
首先運用CFA對四個潛變量測量的效度和信度進(jìn)行判斷（如表1所示），四個潛變量的因子負(fù)荷量在0.478～0.941，平均方差提取值（AVE）在0.420～0.820，組成信度的數(shù)值（CR）在0.809～0.958，均符合標(biāo)準(zhǔn)，說明四個潛變量的測量具有較好的效度和信度[29]。并且，（如表2所示）除了職業(yè)認(rèn)同與工作滿意度之間的相關(guān)系數(shù)0.674略微大于工作滿意度AVE開根號值0.648以外，每個潛變量的AVE開根號值均大于各成對的相關(guān)系數(shù)，說明潛變量之間有一定的區(qū)別效度[30]。
表1 驗證性因子分析
表2 相關(guān)分析及區(qū)分效度分析
（二）各變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)矩陣
其次，對《計劃》實施后的實施效果進(jìn)行描述分析（如圖1所示），鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師在社會地位、生活質(zhì)量、生活待遇、職業(yè)尊嚴(yán)四個方面有待進(jìn)一步提升。
圖1《計劃》政策實施效果
接下來，運用Pearson相關(guān)分析對五個變量之間的關(guān)系進(jìn)行分析（如表2所示），《計劃》政策支持感知與職業(yè)認(rèn)同、工作滿意度以及留崗意愿均呈顯著正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H1得到部分印證。職業(yè)認(rèn)同與工作滿意度及留崗意愿呈顯著正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H2a、H3a得到部分印證，且各變量之間的相關(guān)系數(shù)的絕對值均低于0.700，再一次驗證五個變量之間不存在明顯的共線性問題。
（三）《計劃》政策支持感知與留崗意愿的關(guān)系：鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ蜋z驗
為了進(jìn)一步考察《計劃》政策支持感知與鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師留崗意愿之間的關(guān)系，本研究采用Hayes編制的SPSS宏中的Model6，在控制性別、從教時間、婚姻的情況下，對職業(yè)認(rèn)同和工作滿意度在《計劃》政策支持感知與留崗意愿之間的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗，具體結(jié)果如表3、表4所示[31]。
表3《計劃》政策支持感知的中介作用模型檢驗
由表3可知，《計劃》政策支持感知對鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師留崗意愿的預(yù)測作用顯著（B=0.456，t=62.156，p＜0.001），符合進(jìn)一步進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗的前提條件，假設(shè)H1c得到進(jìn)一步驗證[32]。且放入中介變量后，《計劃》政策支持感知對留崗意愿直接預(yù)測作用依然顯著（B=0.364，t=47.955，p＜0.001），表明職業(yè)認(rèn)同與工作滿意度在《計劃》政策支持感知與留崗意愿的關(guān)系中起部分中介作用，如表4所示，總間接效應(yīng)為0.092，占《計劃》政策支持感知與留崗意愿總效應(yīng)的20.18%，即《計劃》政策支持感知作用于鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師留崗意愿的效應(yīng)有20.18%通過職業(yè)認(rèn)同和工作滿意度這兩個變量起作用。
其中，中介效應(yīng)由以下三條間接效應(yīng)路徑構(gòu)成（如表4所示）：第一條路徑為（間接效應(yīng)1）《計劃》政策支持感知→職業(yè)認(rèn)同→留崗意愿，效應(yīng)值為0.052，間接效應(yīng)占總效應(yīng)的11.40%；第二條路徑為（間接效應(yīng)2）《計劃》政策支持感知→工作滿意度→留崗意愿，效應(yīng)值為0.019，間接效應(yīng)占總效應(yīng)的4.17%；第三條路徑為（間接效應(yīng)3）是《計劃》政策支持感知→職業(yè)認(rèn)同→工作滿意度→留崗意愿，效應(yīng)值為0.021，間接效應(yīng)占總效應(yīng)的4.61%。這三條路徑Bootstrap95%置信區(qū)間均不包含0，說明三條路徑的間接效應(yīng)均顯著，假設(shè)H2b、H3b、H4成立。由此可見，職業(yè)認(rèn)同、工作滿意度不僅分別在《計劃》政策支持感知與留崗意愿之間具有獨立中介作用，《計劃》政策支持感知還能通過影響職業(yè)認(rèn)同，提高教師工作滿意度，進(jìn)而提高鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師留崗意愿，具體路徑見圖2。
表4 總效應(yīng)、直接效應(yīng)及鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)分析
圖2 鏈?zhǔn)街薪槁窂綀D
（四）鄉(xiāng)村發(fā)展信心調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗
接下來，采用Hayes(2012)編制的SPSS宏中的Model92，在控制性別、教齡、婚姻的情況下對有調(diào)節(jié)的中介模型進(jìn)行檢驗。如表5所示，將鄉(xiāng)村發(fā)展信心放入模型后，《計劃》政策支持感知與鄉(xiāng)村發(fā)展信心的交互項對職業(yè)認(rèn)同的預(yù)測作用顯著（B=0.042，t=5.165，p＜0.001），說明鄉(xiāng)村發(fā)展信心顯著正向調(diào)節(jié)了《計劃》政策支持感知對職業(yè)認(rèn)同的關(guān)系，隨著鄉(xiāng)村發(fā)展信心的提高，《計劃》政策支持感知對職業(yè)認(rèn)同的正向預(yù)測作用呈逐漸增加趨勢。職業(yè)認(rèn)同與鄉(xiāng)村發(fā)展信心的交互項對留崗意愿的預(yù)測作用顯著（B=0.046，t=3.607，p＜0.001），說明當(dāng)鄉(xiāng)村發(fā)展信心較高時，職業(yè)認(rèn)同對留崗意愿的正向作用更強(qiáng)，即鄉(xiāng)村發(fā)展信心顯著正向調(diào)節(jié)了職業(yè)認(rèn)同對留崗意愿的關(guān)系。
表5 有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗
為了更加直觀地表現(xiàn)鄉(xiāng)村發(fā)展信心的調(diào)節(jié)作用，研究進(jìn)行簡單斜率分析，分別描繪低鄉(xiāng)村發(fā)展信心（M-1SD）和高鄉(xiāng)村發(fā)展信心（M+1SD）兩種情況下《計劃》政策支持感知與職業(yè)認(rèn)同、職業(yè)認(rèn)同與留崗意愿之間的關(guān)系圖（如圖3、圖4）。
圖3 鄉(xiāng)村發(fā)展信心在《計劃》政策支持感知與職業(yè)認(rèn)同關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用
圖4 鄉(xiāng)村發(fā)展信心在職業(yè)認(rèn)同與留崗意愿關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用
表6 鄉(xiāng)村發(fā)展信心在不同水平上的有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分解表
為了進(jìn)一步驗證有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)，如表6所示，在鄉(xiāng)村發(fā)展信心調(diào)節(jié)《計劃》政策支持感知→職業(yè)認(rèn)同→留崗意愿的間接路徑1中，鄉(xiāng)村發(fā)展信心由低到高的Bootstrap95%水平上的置信區(qū)間不包含0，表明在低、中、高三種不同鄉(xiāng)村發(fā)展信心水平下，職業(yè)認(rèn)同在《計劃》政策支持感知與留崗意愿之間的中介效應(yīng)均顯著，假設(shè)H5得到支持。在鄉(xiāng)村發(fā)展信心調(diào)節(jié)《計劃》政策支持感知→職業(yè)認(rèn)同→工作滿意度→留崗意愿間接路徑3中，鄉(xiāng)村發(fā)展信心由低到高的Bootstrap95%水平上的置信區(qū)間不包含0，表明教師鄉(xiāng)村發(fā)展信心更高時，職業(yè)認(rèn)同與工作滿意度在《計劃》政策支持感知對留崗意愿的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著增強(qiáng)，即具有被調(diào)節(jié)的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)，假設(shè)H5得到進(jìn)一步檢驗。
五、結(jié)論與討論
研究發(fā)現(xiàn)，鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師的《計劃》政策支持感知不僅對留崗意愿具有顯著正向預(yù)測作用，還能通過職業(yè)認(rèn)同、工作滿意度的獨立中介作用以及職業(yè)認(rèn)同和工作滿意度的鏈?zhǔn)街薪樽饔茫g接影響教師留崗意愿。并且鄉(xiāng)村發(fā)展信心分別調(diào)節(jié)了《計劃》政策支持感知與教師留崗意愿、職業(yè)認(rèn)同與教師留崗意愿這兩條路徑，構(gòu)成了一個有調(diào)節(jié)的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ汀?/p>
（一）《計劃》政策支持感知對教師留崗意愿具有顯著的正向預(yù)測作用
研究表明，教師的《計劃》政策支持感知可以直接影響留崗意愿。并且，在排除職業(yè)認(rèn)同和工作滿意度的中介作用干擾后，發(fā)現(xiàn)《計劃》政策支持感知仍能夠顯著性正向預(yù)測鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師留崗意愿。這一結(jié)果拓展了教師留崗意愿前因變量，驗證了《計劃》政策實施的有效性，使得長期制約鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校辦學(xué)品質(zhì)提升的教師“留不住”的窘境有望破題。
但是如圖1所示，《計劃》政策支持在提高鄉(xiāng)村教師社會地位、生活質(zhì)量、生活待遇、職業(yè)尊嚴(yán)等方面還有待進(jìn)一步改善。并且存在工作生活條件改善的精細(xì)化程度不足、職業(yè)吸引力提升不顯著、教師培訓(xùn)呈現(xiàn)低水平重復(fù)等問題[33]。因此，為了使政策的實施獲得效用最大化，地方政策執(zhí)行主體可以弱化行政色彩濃郁的命令型管理方式，引入激勵型、勸告型及能力建設(shè)型等政策工具，增強(qiáng)政府的綜合治理能力[34]；政策的具體實施要與學(xué)校的辦學(xué)理念、管理制度、教學(xué)環(huán)境相結(jié)合，各級地方教育部門及學(xué)校要做好政策宣傳與認(rèn)知普及工作，增加教師群體對相關(guān)政策文本的了解程度，鼓勵鄉(xiāng)村教師參與到政策制定與監(jiān)管中，增加政策透明度[35]。
（二）職業(yè)認(rèn)同、工作滿意度的中介影響顯著
研究發(fā)現(xiàn)，《計劃》政策支持感知影響鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師留崗可以通過“《計劃》政策支持感知→職業(yè)認(rèn)同→留崗意愿”，間接效應(yīng)占總間接效應(yīng)的56.49%的中介路徑實現(xiàn)，還可以通過“《計劃》政策支持感知→工作滿意度→留崗意愿”，間接效應(yīng)占總間接效應(yīng)的20.52%的中介路徑實現(xiàn)。這為解釋《計劃》政策支持感知等外部因素影響鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師留崗意愿提供了新的深層心理作用機(jī)制，在一定程度上打開了影響鄉(xiāng)村教師留崗的“黑匣子”。
值得注意的是，雖然職業(yè)認(rèn)同和工作滿意度在《計劃》政策支持感知和教師留崗意愿之間均具有顯著的單獨中介效果，但是，職業(yè)認(rèn)同相比工作滿意度的單獨中介效果更為顯著，即路徑“《計劃》政策支持感知→職業(yè)認(rèn)同→留崗意愿”要顯著優(yōu)于路徑“《計劃》政策支持感知→工作滿意度→留崗意愿”。其原因可以從如下兩點進(jìn)行解釋：第一，《計劃》政策支持感知主要通過職業(yè)認(rèn)同對工作滿意度產(chǎn)生間接影響后，進(jìn)而影響教師留崗意愿，職業(yè)認(rèn)同是工作滿意度的前因變量，已有實證研究表明，隨著教師職業(yè)認(rèn)同感的提高，其獲得的工作滿意度越高，相應(yīng)地隨著工作滿意度的提升，教師在情感上對組織的認(rèn)同與情感承諾越高，越不愿意離開原有工作單位[36]。第二，職業(yè)認(rèn)同作為一種積極的心理資本，從心理資本綜合論觀點來看，既具有特質(zhì)性又具有狀態(tài)性的特點。特質(zhì)性決定了職業(yè)認(rèn)同作為教師個人內(nèi)在心理特征，具有一定的耐久性與穩(wěn)定性，而工作滿意度作為一種教師對所從事工作的總體感受與看法，容易受外部工作環(huán)境的影響，穩(wěn)定性較差，所以《計劃》政策支持感知更容易持續(xù)作用于教師穩(wěn)定心理特征的職業(yè)認(rèn)同變量，進(jìn)一步影響職業(yè)決策。
另外，職業(yè)認(rèn)同的狀態(tài)性表明學(xué)校與政府可以通過特殊途徑的外部干預(yù)措施來進(jìn)行教師職業(yè)認(rèn)同潛能開發(fā)[37]，進(jìn)而促進(jìn)教師個人專業(yè)發(fā)展、教師隊伍穩(wěn)定性、學(xué)校辦學(xué)品質(zhì)提升、區(qū)域教育均衡等積極效應(yīng)的產(chǎn)生。具體來看：教育行政部門可以建立基于教師人口學(xué)特征、教學(xué)工作經(jīng)歷、心理健康水平等數(shù)據(jù)的鄉(xiāng)村教師職業(yè)認(rèn)同預(yù)警機(jī)制，有效識別教師的職業(yè)認(rèn)同波動，防患于未然；學(xué)校需要積極提升教師職業(yè)歸屬感，從學(xué)校組織內(nèi)部營造民主公正的文化氛圍，針對物質(zhì)資源相對比較匱乏的小規(guī)模學(xué)校，也可以通過豐富的情感回報方式來彌補(bǔ)物質(zhì)回報的不足[38]；鄉(xiāng)村教師自身也需要提升情緒智力，積極調(diào)整職業(yè)態(tài)度，通過深層情緒勞動策略組織教學(xué)工作所需要的情緒表達(dá)，進(jìn)而由內(nèi)而外地對自己的情緒進(jìn)行調(diào)節(jié)，端正職業(yè)態(tài)度，減少職業(yè)倦怠產(chǎn)生的概率。
（三）職業(yè)認(rèn)同與工作滿意度的鏈?zhǔn)街薪橛绊戯@著
綜上，我們可以發(fā)現(xiàn)職業(yè)認(rèn)同與工作滿意度等心理變量影響教師留崗意愿這一結(jié)果變量的過程中，主效應(yīng)、緩沖效應(yīng)可能同時存在。即職業(yè)認(rèn)同與工作滿意度可以分別直接作用于教師留崗意愿，也可以分別作為中介變量或共同組成鏈?zhǔn)街薪殚g接影響教師職業(yè)決策。以往的研究發(fā)現(xiàn)，《計劃》政策支持感知、職業(yè)認(rèn)同和工作滿意度均能夠單獨對教師的留崗意愿產(chǎn)生積極影響。本研究通過分析進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，四者之間存在鏈?zhǔn)疥P(guān)系，即《計劃》政策支持感知影響鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師留崗還可以通過“《計劃》政策支持感知→職業(yè)認(rèn)同→工作滿意度→留崗意愿”的鏈?zhǔn)街薪槁窂綄崿F(xiàn)，其間接效應(yīng)占總間接效應(yīng)的22.84%。
這一發(fā)現(xiàn)從實證角度再次檢驗了社會生態(tài)系統(tǒng)理論中，個人行為與發(fā)展受到微觀個體因素和宏觀外部因素的相互作用影響的觀點?！队媱潯氛咧С肿鳛楹暧^外部政策因素，通過為教師職業(yè)角色認(rèn)同與體驗構(gòu)建支持性的環(huán)境促進(jìn)教師個體積極進(jìn)行職業(yè)角色內(nèi)化，有利于提高教師職業(yè)價值感與歸屬感。擁有較高職業(yè)認(rèn)同的教師則能夠更好地感知到外部政策支持，促進(jìn)更多的工作投入與組織情感承諾，進(jìn)而促進(jìn)教師對工作組織滿意程度的增加，這一循環(huán)過程較好地體現(xiàn)了微觀個體心理因素和宏觀外部環(huán)境因素交互作用。
隨著農(nóng)村市場經(jīng)濟(jì)的逐漸深入，依據(jù)“單位留人”的教師留崗機(jī)制已經(jīng)逐漸失去社會基礎(chǔ)，一味強(qiáng)調(diào)“泛道德化”的教師公民責(zé)任機(jī)制也由于過于理想化而難以奏效[39]。其實，當(dāng)今鄉(xiāng)村教師隊伍建設(shè)中存在的問題都不難在教師心理資本及其相互作用中找到答案，因此學(xué)?？梢詮摹皩W(xué)校-教師”互動的角度來探索提升心理資本的途徑和措施，結(jié)合制度化的心理資本管理系統(tǒng)建設(shè)，提高教師隊伍的心理資本水平。需要注意的是，從心理資本理論來看，外部環(huán)境要素不同，心理資本所發(fā)揮的作用與作用機(jī)制也會存在較大差異[40]。因此對于學(xué)者來說，未來可以進(jìn)一步加強(qiáng)對職業(yè)認(rèn)同、自我效能感、韌性與希望等積極心理資本對教師身心健康、人際關(guān)系與行為表現(xiàn)的調(diào)節(jié)作用研究，進(jìn)而提升政策制定與執(zhí)行部門對心理資本發(fā)揮作用的條件進(jìn)行干預(yù)的有效性，積極探索提高教師留崗意愿的深層心理機(jī)制。
（四）鄉(xiāng)村發(fā)展信心的調(diào)節(jié)作用
研究引入鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校教師對于學(xué)校所處鄉(xiāng)村在現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展、鄉(xiāng)村生態(tài)環(huán)境治理、農(nóng)民精神面貌改善、民生保障水平等方面的未來發(fā)展信心作為調(diào)節(jié)變量。調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，鄉(xiāng)村發(fā)展信心不僅正向調(diào)節(jié)了《計劃》政策支持感知與職業(yè)認(rèn)同、職業(yè)認(rèn)同與留崗意愿之間的關(guān)系，還調(diào)節(jié)了“《計劃》政策支持感知→職業(yè)認(rèn)同→留崗意愿”的中介作用以及“《計劃》政策支持感知→職業(yè)認(rèn)同→工作滿意度→留崗意愿”之間的鏈?zhǔn)街薪樽饔谩？梢?，《計劃》政策支持感知能夠積極影響職業(yè)認(rèn)同和留崗意愿，但其影響作用的發(fā)揮存在邊界條件。當(dāng)教師對鄉(xiāng)村發(fā)展信心較低時，《計劃》政策支持感知的影響效果顯著降低，反之，當(dāng)鄉(xiāng)村發(fā)展信心較高時，《計劃》政策支持感知的影響顯著增強(qiáng)。然而，根據(jù)調(diào)節(jié)效應(yīng)中的簡單斜率分析，鄉(xiāng)村發(fā)展信心并沒有改變《計劃》政策支持感知對于職業(yè)認(rèn)同，職業(yè)認(rèn)同對于留崗意愿的作用方向，這表明相對于鄉(xiāng)村發(fā)展信心，《計劃》政策支持感知與職業(yè)認(rèn)同對教師留崗意愿的影響更顯著。
這說明了外部系統(tǒng)因素：《計劃》政策支持、鄉(xiāng)村發(fā)展信心等對“留崗”這一職業(yè)決策具有一定的影響，即教師進(jìn)行重大職業(yè)轉(zhuǎn)向與流動決策時，除了受到微觀個體心理、感情、情緒等因素的影響以外，也會調(diào)動自身的認(rèn)知能力與情緒智力，充分考慮職業(yè)發(fā)展等客觀現(xiàn)實因素，例如政策傾斜、政策保障、所在地區(qū)的未來發(fā)展水平等外部因素的影響。并且外部因素主要通過對教師心理狀態(tài)與心理資本產(chǎn)生作用，直接或間接地影響教師的外在行為。已有研究表明，鄉(xiāng)村教師的鄉(xiāng)土情懷、公共精神與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略中新鄉(xiāng)賢角色擔(dān)當(dāng)意愿與職業(yè)守望呈顯著正相關(guān)[41]。也就是說，可以從提高教師鄉(xiāng)土情懷、培養(yǎng)公共精神、建立新鄉(xiāng)賢角色認(rèn)知等措施促進(jìn)教師的堅守決心。
基于以上分析，本研究檢驗了社會生態(tài)系統(tǒng)理論在教育領(lǐng)域內(nèi)的適用性，在一定程度上拓展了《計劃》支持背景下，教師留崗意愿的前因變量及其深層心理作用機(jī)制，但也存在一定的不足。首先，橫斷面研究并不能揭示變量間的因果關(guān)系，今后可考慮采用實驗設(shè)計或縱向追蹤研究來檢驗本研究的結(jié)果。其次，本研究主要基于教師的自我報告，今后可考慮綜合運用領(lǐng)導(dǎo)評定和同事互評等方式收集數(shù)據(jù)資料。最后，研究所選擇的樣本為鄉(xiāng)村小規(guī)模學(xué)校單一辦學(xué)形態(tài)下的教師群體，由此證實的理論與結(jié)論具有一定的局限性。
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