王 鋼 白 維 吳國來

(1 成都大學(xué)師范學(xué)院，成都 610106) (2 教育部人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地天津師范大學(xué)心理與行為研究院，天津 300387) (3 天津師范大學(xué)心理學(xué)部，天津 300387) (4 學(xué)生心理發(fā)展與學(xué)習(xí)天津市高校社會(huì)科學(xué)實(shí)驗(yàn)室，天津 300387)

1 問題提出

近年來，隨著《鄉(xiāng)村教師支持計(jì)劃（2015—2020 年）》《關(guān)于加強(qiáng)新時(shí)代鄉(xiāng)村教師隊(duì)伍建設(shè)的意見》等重要政府文件相繼出臺(tái)和實(shí)施，鄉(xiāng)村教師職業(yè)生活質(zhì)量備受各界重視。然而，概觀鄉(xiāng)村教師職業(yè)生活質(zhì)量的現(xiàn)狀，其整體狀況堪憂，其中離職意向較高（張峰, 耿曉偉, 2018；Lee,Mitchell, Sablynski, Burton, & Holtom, 2004）。

離職意向是個(gè)體自愿離開當(dāng)前所從事職業(yè)的傾向（Tett & Meyer, 1993）。概觀鄉(xiāng)村教師離職意向的影響因素，付出-回報(bào)失衡可能是其重要風(fēng)險(xiǎn)性因素。所謂付出-回報(bào)失衡（effort-reward imbalance, ERI）是指?jìng)€(gè)體在工作中付出和回報(bào)不對(duì)等引起的失衡感（Siegrist, 1996），該失衡感可通過計(jì)算付出-回報(bào)比和過度投入從內(nèi)外兩方面加以測(cè)量。根據(jù)社會(huì)交換理論（Blau, 1964），社會(huì)交換是個(gè)體或組織以公平互惠（付出與回報(bào)成正比）作為基本交換原則，用付出獲取報(bào)酬的過程。如果員工經(jīng)常體會(huì)到付出-回報(bào)失衡，那么就會(huì)覺得組織是不公平的，容易產(chǎn)生離職意向和離職行為（Owolabi, 2015）。具體到鄉(xiāng)村教師，雖然張麗敏和葉平枝（2018）指出付出-回報(bào)失衡會(huì)增加鄉(xiāng)村教師離職意向，但鮮見相關(guān)實(shí)證報(bào)道。鑒于此，本研究的目的之一就是用實(shí)證方式探討該問題，并提出假設(shè)H1：鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)失衡對(duì)離職意向有正向影響。

鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)失衡如何影響離職意向？職業(yè)幸福感是個(gè)體在工作中需要得到滿足、潛能得到發(fā)揮、目標(biāo)達(dá)成所獲得的持續(xù)的積極體驗(yàn)，主要包括情緒幸福感、認(rèn)知幸福感（工作滿意度）、心理幸福感和社會(huì)幸福感等內(nèi)容（王鋼,2013）。本研究認(rèn)為，職業(yè)幸福感是其中重要的中介變量，主要理由在于：其一，Price-Muller 離職模型（Price, 2001）認(rèn)為，工作壓力、工作自主性、分配公平性等結(jié)構(gòu)變量是通過工作滿意度和組織承諾度等間接影響員工離職意向和行為。據(jù)此模型，付出-回報(bào)失衡作為重要的工作壓力，它可能通過職業(yè)幸福感的重要內(nèi)容-工作滿意度影響離職意向（張勉, 張德, 2006）。其二，社會(huì)交換理論（Blau, 1964）和相關(guān)實(shí)證研究認(rèn)為，付出-回報(bào)失衡會(huì)增加組織不公平（Topa, Guglielmi, & Depolo,2016）；這種組織不公平不但會(huì)降低工作滿意度（Zellars, Liu, Bratton, Brymer, & Perrewé, 2004）和積極情緒，而且會(huì)增加消極情緒（Tepper, 2001）和人際沖突，進(jìn)而影響離職意向（Siu, Cheung, &Lui, 2015）。換言之，付出-回報(bào)失衡不但通過認(rèn)知幸福感（工作滿意度），而且可能通過職業(yè)幸福感的其他內(nèi)容（如社會(huì)幸福感、情緒幸福感等）間接影響離職意向。鑒于此，本研究的目的之二就是探討職業(yè)幸福感的中介作用，并提出假設(shè)H2：鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)失衡通過職業(yè)幸福感影響離職意向。

其實(shí)，付出-回報(bào)失衡通過職業(yè)幸福感影響離職意向并非對(duì)每個(gè)人都會(huì)產(chǎn)生相同效果, 而是具有個(gè)體差異性。過度投入是個(gè)體對(duì)目前所從事工作的心理資源投入度，過度投入者在工作中往往付出比實(shí)際需要更多的心理資源（方燕玉, 齊星亮, 季爽, 顧菲菲, 鄧慧華, 2018）。根據(jù)付出-回報(bào)失衡新三元模型（Siegrist & Li, 2016）和相關(guān)實(shí)證研究，過度投入可以調(diào)節(jié)付出-回報(bào)比和壓力反應(yīng)之間的關(guān)系（Bakker, Killmer, Siegrist, & Schaufeli, 2000；Siegrist & Li, 2016），付出-回報(bào)比對(duì)職業(yè)幸福感的影響可能因過度投入不同而不同。為何過度投入可以調(diào)節(jié)付出-回報(bào)比對(duì)職業(yè)幸福感的影響？究其緣由，資源保存理論認(rèn)為（Hobfoll, 2011），個(gè)體總是努力獲得和保存有價(jià)值的資源，一旦消耗的資源沒有得到及時(shí)補(bǔ)充，個(gè)體對(duì)其資源損耗就越敏感，越容易產(chǎn)生一系列負(fù)面態(tài)度和行為。具體到鄉(xiāng)村教師，付出-回報(bào)比相同者，若過度投入心理資源越多且難以得到及時(shí)補(bǔ)充，就更難產(chǎn)生積極的職業(yè)體驗(yàn)，職業(yè)幸福感越低；相反，若過度投入心理資源越少，職業(yè)幸福感會(huì)相對(duì)較高。鑒于此，本研究的目的之三就是探討在鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)比通過職業(yè)幸福感影響離職意向的前半段路徑，過度投入起調(diào)節(jié)作用，并提出假設(shè)H3：鄉(xiāng)村教師過度投入調(diào)節(jié)付出-回報(bào)比對(duì)職業(yè)幸福感的影響。即在高過度投入條件下，鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)比對(duì)職業(yè)幸福感的負(fù)向作用較強(qiáng)；但在低過度投入條件下，鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)比對(duì)職業(yè)幸福感的負(fù)向作用較弱。

綜上，本研究提出三個(gè)研究假設(shè)，并將其整合為有調(diào)節(jié)的中介模型。其中，假設(shè)H1 探討鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)失衡對(duì)離職意向“有何”影響，即效應(yīng)性質(zhì)；假設(shè)H2 探討鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)失衡對(duì)離職意向“如何”影響，即中介機(jī)制；假設(shè)H3 探討鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)比通過職業(yè)幸福感影響離職意向的前半段路徑存在個(gè)體差異，即調(diào)節(jié)機(jī)制。

2 研究方法

2.1 被試

鄉(xiāng)村教師是指在鄉(xiāng)中心區(qū)、村莊學(xué)校（幼兒園）工作的教師。本研究采用方便取樣法，從四川地區(qū)選取參加“國培計(jì)劃”的鄉(xiāng)村初中、小學(xué)和幼兒園教師共400 名，以培訓(xùn)班級(jí)為單位進(jìn)行團(tuán)體測(cè)試。剔除超過5% 題目沒有作答和有規(guī)律作答，獲得有效被試為358 名，有效率為89.50%。具體說來，鄉(xiāng)村初中教師93 名，小學(xué)教師131 名，幼兒園教師134 名；被試平均月薪3146.21±1060.82元；平均年齡為30.36±8.48 歲；平均教齡為7.90±7.56 年。

2.2 研究工具

2.2.1 付出-回報(bào)失衡量表

由Siegrist（1996）編制，彭小方（2016）修訂，包括外在付出、回報(bào)、過度投入3 個(gè)分量表，共有23 個(gè)題項(xiàng)。各題項(xiàng)采用5 點(diǎn)計(jì)分，計(jì)分范圍從“不同意”計(jì)1 分到同意中的“非常困擾”計(jì)5分，部分題項(xiàng)反向計(jì)分。過度投入得分為該分量表所含題項(xiàng)得分相加后計(jì)算出的平均分，付出-回報(bào)比＝外在付出得分/（回報(bào)得分×0.54），0.54 是調(diào)節(jié)系數(shù)（等于6/11），因?yàn)楦冻龊突貓?bào)分量表所包括題項(xiàng)數(shù)不等，分別為6 項(xiàng)和11 項(xiàng)。如果付出-回報(bào)比值大于1，表明失衡；反之，不存在失衡。信度檢驗(yàn)表明，分量表的Cronbach’s α 系數(shù)在0.71～0.92 之間，總量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.95；效度檢驗(yàn)表明，分量表KMO 值在0.77～0.95之間，總量表KMO 值為0.95。

2.2.2 職業(yè)幸福感量表

由王鋼（2013）修訂，包括社會(huì)幸福感、認(rèn)知幸福感、情緒幸福感和心理幸福感4 個(gè)分量表，共15 個(gè)題項(xiàng)。各題項(xiàng)采用3 點(diǎn)計(jì)分，從“完全不同意”計(jì)1 分到“完全同意”計(jì)3 分，得分越高，說明這種幸福感越強(qiáng)。信度檢驗(yàn)表明，分量表的Cronbach’s α 系數(shù)在0.65～0.78 之間，總量表的Cronbach’s α 系數(shù)是0.83；分量表的重測(cè)信度在0.72～0.79 之間，總量表的重測(cè)信度是0.87。效度檢驗(yàn)表明，探索性因素分析中，四因素可以解釋整個(gè)方差變異的4 5.7 0%，因素負(fù)荷范圍在0.42～0.78 之間；驗(yàn)證性因素分析中，模型的擬合指數(shù)分別為χ2/df=1.71，RMSEA=0.04，IFI=0.91，TLI=0.90，CFI=0.91。

2.2.3 離職意向問卷

由唐文雯、蘇君陽、吳娛和孫芳（2015）編制，共4 個(gè)題項(xiàng)。各題項(xiàng)采用5 點(diǎn)計(jì)分，計(jì)分范圍從“完全不同意”計(jì)1 分到“完全同意”計(jì)5 分，得分越高，說明其離職意向越強(qiáng)。信度檢驗(yàn)表明，該問卷的Cronbach’s α 系數(shù)是0.80。效度檢驗(yàn)表明，探索性因素分析中，4 個(gè)題項(xiàng)可以解釋57.43%的方差變異；驗(yàn)證性因素分析中，模型的擬合指數(shù)分別為IFI=0.90，NFI=0.90，RFI=0.90，CFI=0.90。

2.2.4 控制變量

鄉(xiāng)村教師月收入、年齡和教齡對(duì)職業(yè)幸福感和離職意向有影響（李志輝, 王緯虹, 2018；唐文雯等, 2015），因此將其作為控制變量。

2.3 施測(cè)過程

在培訓(xùn)班班主任的幫助下，由研究者本人以及經(jīng)過培訓(xùn)的心理學(xué)專業(yè)研究生對(duì)參加鄉(xiāng)村教師“國培計(jì)劃”的四川各地教師進(jìn)行現(xiàn)場(chǎng)紙質(zhì)問卷調(diào)查。測(cè)試時(shí)，先向被試介紹填寫方法、注意事項(xiàng)，在確認(rèn)被試?yán)斫夂?，被試單?dú)作答。測(cè)試完成后，立即收回問卷，并向被試致謝。整個(gè)測(cè)試過程大約需要20 分鐘。

2.4 數(shù)據(jù)分析

采用SPSS20.0 和AMOS6.0 統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析和處理。首先采用主成分分析檢驗(yàn)共同方法偏差。主成分分析結(jié)果表明，未旋轉(zhuǎn)主成分分析共有4 個(gè)因子特征值大于1 且第1 個(gè)因子解釋變異量為28.32%，說明本研究共同方法偏差可接受（Ashford & Tsui, 1991）。其次。采用皮爾遜積差相關(guān)分析變量間的相關(guān)。最后，采用結(jié)構(gòu)方程模型，分析鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)失衡和職業(yè)幸福感對(duì)離職意向的影響。

3 結(jié)果與分析

3.1 各變量間的描述統(tǒng)計(jì)分析

對(duì)各變量進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果見表1。具體說來，皮爾遜積差相關(guān)分析表明，主要變量方面，鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)比、過度投入分別與職業(yè)幸福感中的社會(huì)幸福感、認(rèn)知幸福感、情緒幸福感呈顯著負(fù)相關(guān)，分別與離職意向之間呈顯著正相關(guān)；職業(yè)幸福感中的心理幸福感、社會(huì)幸福感、認(rèn)知幸福感以及情緒幸福感均與離職意向呈顯著負(fù)相關(guān)。因此，有必要進(jìn)一步探究它們之間的關(guān)系。控制變量方面，鄉(xiāng)村教師月收入、年齡和教齡分別與付出-回報(bào)比、過度投入以及職業(yè)幸福感大部分維度之間存在一定程度相關(guān)。因此，在模型中有必要加以控制。由于心理幸福感分別與付出-回報(bào)比、過度投入的相關(guān)度很低，探討其中介作用意義不大，因此心理幸福感不納入后面的中介作用和有調(diào)節(jié)的中介作用分析；同時(shí)為行文簡(jiǎn)潔，除特別說明，文中的職業(yè)幸福感不包括心理幸福感。

表 1 各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)矩陣

3.2 鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)失衡的風(fēng)險(xiǎn)作用分析

先對(duì)主要變量和控制變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，然后根據(jù)假設(shè)H1，采用結(jié)構(gòu)方程技術(shù)，檢驗(yàn)鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)失衡（付出-回報(bào)比、過度投入）對(duì)離職意向的影響，并考察整個(gè)模型M1 的擬合情況。模型M1 中，控制月收入、教齡和年齡影響；同時(shí)，付出-回報(bào)比、過度投入為外源顯變量，離職意向?yàn)閮?nèi)源顯變量。檢驗(yàn)結(jié)果表明，模型M1 的擬合指數(shù)分別為χ2/df=0.87，RMSEA=0.01，IFI=0.99，CFI=0.99，TLI=0.99，滿足擬合優(yōu)度條件，整個(gè)模型擬合良好。具體說來，模型M1 中，控制月收入等變量影響后，鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)比→離職意向的正向直接效應(yīng)顯著（β=0.23,t=3.99,p＜0.001），過度投入→離職意向的正向直接效應(yīng)不顯著（β=0.07,t=1.32,p＞0.05），付出-回報(bào)比與過度投入相關(guān)顯著（r=0.43,t=7.48,p＜0.001）且兩者可以解釋離職意向7.39%的變異。

3.3 鄉(xiāng)村教師職業(yè)幸福感的中介作用分析

根據(jù)假設(shè)H2，采用結(jié)構(gòu)方程技術(shù)，建立職業(yè)幸福感作為部分中介的模型M2。模型M2 中同樣控制月收入等變量影響；同時(shí)，付出-回報(bào)比、過度投入為外源顯變量，離職意向?yàn)閮?nèi)源顯變量，職業(yè)幸福感為內(nèi)源潛變量。檢驗(yàn)結(jié)果表明，模型M2 的擬合指數(shù)分別為χ2/df=0.97，RMSEA=0.01，IFI=0.99，CFI=0.99，TLI=0.99，滿足擬合優(yōu)度條件，整個(gè)模型擬合良好。具體說來，模型M2 中，控制月收入等影響后，鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)比與過度投入存在顯著相關(guān)（r=0.43,t=7.48,p＜0.001）；付出-回報(bào)比→離職意向的直接效應(yīng)顯著（β=0.11,t=2.30,p＜0.05），過度投入→離職意向的直接效應(yīng)不顯著（β=0.03,t=0.62,p＞0.05）；付出-回報(bào)比→職業(yè)幸福感→離職意向的間接效應(yīng)較大，a b=（-0.29）×（-0.43）=0.12，過度投入→職業(yè)幸福感→離職意向的間接效應(yīng)較小，ab=（-0.07）×（-0.43）=0.03。

使用Bootstrap 程序進(jìn)一步檢驗(yàn)中介效應(yīng)的顯著性（Shrout & Bolger, 2002）。采用重復(fù)隨機(jī)抽樣法在原始數(shù)據(jù)（n=358）抽取5000 個(gè)Bootstrap 樣本，矯正偏差的置信區(qū)間結(jié)果檢驗(yàn)表明，付出-回報(bào)比→職業(yè)幸福感→離職意向的路徑系數(shù)的95%置信區(qū)間為[0.06, 0.18]，中介效應(yīng)顯著；但過度投入→職業(yè)幸福感→離職意向的路徑系數(shù)的95%置信區(qū)間為[-0.01, 0.05]，中介效應(yīng)不顯著。這說明，鄉(xiāng)村教師職業(yè)幸福感部分中介付出-回報(bào)比對(duì)離職意向的影響。

3.4 鄉(xiāng)村教師過度投入和職業(yè)幸福感的有調(diào)節(jié)中介作用分析

根據(jù)假設(shè)H3，結(jié)合模型M2 的研究結(jié)果，采用結(jié)構(gòu)方程技術(shù)，建立圖1所示的有調(diào)節(jié)的中介作用模型M3。模型M3 中同樣控制月收入、年齡和教齡影響；同時(shí)，付出-回報(bào)比和過度投入為外源顯變量，職業(yè)幸福感為內(nèi)源潛變量，離職意向?yàn)閮?nèi)源顯變量，付出-回報(bào)比和過度投入的顯變量交互項(xiàng)采用乘積指標(biāo)法建構(gòu)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，模型M 3 擬合指數(shù)為χ2/d f=0.8 9，R M S E A=0.0 2，IFI=0.98，CFI=0.98，TLI=0.98，滿足模型擬合優(yōu)度條件，擬合良好。進(jìn)一步說來，如圖1結(jié)果所示，模型M3 中，鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)比→職業(yè)幸福感（β=-0.26,t=-4.24,p＜0.001）、付出-回報(bào)比→離職意向（β=0.12,t=2.41,p＜0.05）、付出-回報(bào)比×過度投入→職業(yè)幸福感（β=-0.12,t=-2.14,p＜0.05）、職業(yè)幸福感→離職意向（β=-0.44,t=-3.89,p＜0.001）的路徑系數(shù)均顯著，付出-回報(bào)比→職業(yè)幸福感→離職意向的間接效應(yīng)顯著，ab=（-0.26）×（-0.44）=0.11，95%的置信區(qū)間為[0.08, 0.15]。這說明，鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)比通過職業(yè)幸福感影響離職意向的前半段路徑受過度投入調(diào)節(jié)。

圖 1 有調(diào)節(jié)的中介作用模型M3

為更清楚地揭示調(diào)節(jié)效應(yīng)的實(shí)質(zhì)，根據(jù)Edwards 和Lambert（2007）的建議，通過結(jié)構(gòu)方程模型的多組比較進(jìn)一步考察過度投入調(diào)節(jié)付出-回報(bào)比通過職業(yè)幸福感影響離職意向的前半段路徑。具體說來，以過度投入上下1 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差為界限，將鄉(xiāng)村教師分為高過度投入組和低過度投入組，建立多組結(jié)構(gòu)方程模型M4。模型M4 中設(shè)定高過度投入和低過度投入兩組鄉(xiāng)村教師職業(yè)幸福感的中介效應(yīng)模型結(jié)構(gòu)相同，路徑系數(shù)一致。檢驗(yàn)結(jié)果表明，模型M4 擬合指數(shù)為χ2/df=0.96，RMSEA=0.02，IFI=0.95，CFI=0.95，TLI=0.96，滿足模型擬合優(yōu)度條件，擬合較好。模型M5 設(shè)定高過度投入和低過度投入兩組鄉(xiāng)村教師職業(yè)幸福感的中介效應(yīng)模型結(jié)構(gòu)相同，除付出-回報(bào)比→職業(yè)幸福感的路徑系數(shù)外，其他路徑系數(shù)一致，以構(gòu)成模型M4 的嵌套模型，并對(duì)其合理性進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，模型M5 擬合指數(shù)為χ2/df=0.69，RMSEA=0.02，IFI=0.96，CFI=0.96，TLI=0.96，滿足模型擬合優(yōu)度條件，擬合良好。比較模型M4 和M5 的擬合指標(biāo)可以發(fā)現(xiàn)，IFI、TLI、CFI 及RMSEA變化不明顯，但兩個(gè)模型擬合卡方值的變化在自由度變化的基礎(chǔ)上顯著（△χ2＝15.36-10.28＝5.08,△df＝16-15＝1,p＜0.05），模型M5 優(yōu)于模型M4。

具體說來，如圖2所示，模型M5 的高過度投入組中（Z過度投入≥1），鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)比對(duì)職業(yè)幸福感的路徑系數(shù)顯著且較大（β=-0.51,t=-3.62,p＜0.001）；低過度投入組中（Z過度投入≤-1），鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)比對(duì)職業(yè)幸福感的路徑系數(shù)不顯著且較?。é?-0.11,t=-1.18,p＞0.05）；其他路徑系數(shù)（職業(yè)幸福感→離職意向以及付出-回報(bào)比→離職意向），高過度投入組和低過度投入組之間不存在顯著差異（p＞0.05）。這進(jìn)一步說明，過度投入主要調(diào)節(jié)鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)比對(duì)職業(yè)幸福感的影響。

圖 2 過度投入調(diào)節(jié)付出－回報(bào)比通過職業(yè)幸福感影響離職意向的前半段路徑

4 討論

4.1 鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)比對(duì)離職意向的風(fēng)險(xiǎn)作用

本研究發(fā)現(xiàn)，鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)比對(duì)離職意向存在顯著正向影響。該結(jié)果部分支持了研究假設(shè)H1，也與已有研究結(jié)果基本一致（楚克群, 黃群瑛, 張庭輝, 佘少華, 2018； 張麗敏, 葉平枝, 2018；Zurlo, Pes, & Siegrist, 2010）。比如，Zurlo 等研究發(fā)現(xiàn)，中小幼教師的高付出低回報(bào)會(huì)增加離職意向。頗為相似，楚克群等研究證實(shí)，高校教師付出-回報(bào)比對(duì)離職意向具有正向預(yù)測(cè)作用。鑒于此，同其他教師相似，鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)比越高，離職意向越強(qiáng)，付出-回報(bào)比是離職意向的一個(gè)重要風(fēng)險(xiǎn)性因素。

4.2 鄉(xiāng)村教師職業(yè)幸福感的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)，鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)比不但直接降低離職意向，而且通過職業(yè)幸福感間接影響離職意向。該結(jié)果部分支持了假設(shè)H2，也與已有研究結(jié)果頗為相似（李志輝, 王緯虹, 2018；張勉, 張德, 2006； Huang, Lawler, & Lei, 2007； Li, Yang, Cheng,Siegrist, & Cho, 2005）。比如，Li 等研究顯示，付出-回報(bào)比會(huì)影響工作滿意度；而工作滿意度則會(huì)進(jìn)一步影響離職意向（李志輝, 王緯虹, 2018）。同時(shí)，該結(jié)果還檢驗(yàn)和發(fā)展了Price-Mueller離職模型中“工作滿意度是員工離職過程的重要中介”的假設(shè)。具體說來，工作滿意度（認(rèn)知幸福感）作為職業(yè)幸福感的核心內(nèi)容，鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)比通過工作滿意度（認(rèn)知幸福感）間接影響離職意向，這一結(jié)果檢驗(yàn)了Price-Mueller 離職模型的上述假設(shè)。更為重要的是，本研究還發(fā)現(xiàn)，除了工作滿意度（認(rèn)知幸福感），鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)比還通過情緒幸福感和社會(huì)幸福感間接影響離職意向，即情緒幸福感和社會(huì)幸福感也是離職過程的重要中介，這一結(jié)果發(fā)展了該假設(shè)，深化了Price-Mueller 離職模型。

4.3 鄉(xiāng)村教師過度投入的調(diào)節(jié)作用

本研究發(fā)現(xiàn)，鄉(xiāng)村教師過度投入不直接影響離職意向，而是調(diào)節(jié)付出-回報(bào)比對(duì)職業(yè)幸福感的不利影響，間接影響離職意向。該結(jié)果支持了假設(shè)H3 和付出-回報(bào)失衡新三元模型中過度投入調(diào)節(jié)付出-回報(bào)比和壓力反應(yīng)之間關(guān)系的假設(shè)，也與已有研究結(jié)果-過度投入有調(diào)節(jié)作用基本一致（張麗敏, 葉平枝, 2018； Bakker et al., 2000； Siegrist &Li, 2016）。根據(jù)資源保存理論進(jìn)一步分析鄉(xiāng)村教師過度投入的調(diào)節(jié)作用（Hobfoll, 2011），原因可能在于：如果鄉(xiāng)村教師長期處于高過度投入狀態(tài)，那么就容易感受到職業(yè)情緒枯竭，難以調(diào)動(dòng)個(gè)體層面的資源來緩沖付出-回報(bào)比對(duì)職業(yè)幸福感的不利影響，因此高過度投入組鄉(xiāng)村教師的付出-回報(bào)比對(duì)職業(yè)幸福感的負(fù)向影響更大。相反，如果處于低過度投入狀態(tài)，往往更容易調(diào)動(dòng)個(gè)體層面的資源來緩解付出-回報(bào)比對(duì)職業(yè)幸福感的不利影響，因此低過度投入組鄉(xiāng)村教師的付出-回報(bào)比對(duì)職業(yè)幸福感的負(fù)向影響更小。鑒于此，鄉(xiāng)村教師過度投入調(diào)節(jié)付出-回報(bào)比對(duì)職業(yè)幸福感的不利影響。

4.4 研究價(jià)值與展望

本研究具有一定的理論價(jià)值。一方面，鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)比是離職意向的重要風(fēng)險(xiǎn)性因素，鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)比通過職業(yè)幸福感降低離職意向，該結(jié)果部分檢驗(yàn)和發(fā)展了Price-Mueller 離職模型；另一方面，鄉(xiāng)村教師過度投入調(diào)節(jié)付出-回報(bào)比對(duì)職業(yè)幸福感的影響，這為付出-回報(bào)失衡新三元模型提供了新的實(shí)證依據(jù)，增強(qiáng)了該模型的適用性。整合起來，這就揭示了鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)失衡對(duì)離職意向的影響及其作用機(jī)制。

本研究也具有重要實(shí)踐價(jià)值。一方面，高度重視鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)比和過度投入對(duì)離職意向的不同風(fēng)險(xiǎn)路徑，可以為鄉(xiāng)村教師“身心減負(fù)”。另一方面，努力提高鄉(xiāng)村教師職業(yè)幸福感，能有效降低其離職意向和實(shí)際離職行為。

由于條件所限，本研究仍存需要進(jìn)一步完善之處。其一，本研究屬于橫斷研究，鄉(xiāng)村教師離職意向的影響機(jī)制還需結(jié)合縱向設(shè)計(jì)和實(shí)驗(yàn)研究來深化。其二，本研究樣本來源于四川省“國培”學(xué)員，后續(xù)研究可以考慮社會(huì)經(jīng)濟(jì)文化影響，擴(kuò)大抽樣范圍。

5 結(jié)論

本研究主要得出如下結(jié)論：（1）控制月收入、年齡和教齡影響后，鄉(xiāng)村教師付出-回報(bào)比顯著提升離職意向。（2）鄉(xiāng)村教師職業(yè)幸福感在付出-回報(bào)比對(duì)離職意向的影響中起部分中介作用。（3）鄉(xiāng)村教師過度投入調(diào)節(jié)付出-回報(bào)比對(duì)職業(yè)幸福感的影響。與低過度投入組相比，高過度投入組的付出-回報(bào)比對(duì)職業(yè)幸福感有更強(qiáng)的負(fù)向作用。